宋 罡, 徐 勇

(中山大學(xué) 管理學(xué)院, 廣東 廣州 510275)

一、 問(wèn)題的提出

近幾年,隨著我國(guó)創(chuàng)業(yè)投資體系建設(shè)的不斷完善,創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支持力度不斷加強(qiáng)。但是加大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資金投入只是促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必要條件而非充分條件,高技術(shù)產(chǎn)業(yè)要保持持續(xù)的發(fā)展,必須依賴創(chuàng)新效率水平的提高。有關(guān)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率問(wèn)題已受到學(xué)者們廣泛關(guān)注,也取得了一些有益的成果。朱有為和徐康寧(2006)利用隨機(jī)前沿分析方法實(shí)證測(cè)算了我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率,并檢驗(yàn)了市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模和所有權(quán)結(jié)構(gòu)等因素對(duì)研發(fā)效率的影響[1];劉志迎等(2007)分析了中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過(guò)程中技術(shù)效率和總量增長(zhǎng)模式的情況[2];韓晶(2010)分別以新產(chǎn)品銷售收入和申請(qǐng)專利為輸出指標(biāo)對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行了測(cè)算[3];李向東等(2011)分別運(yùn)用DEA和SFA方法對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行了測(cè)算[4];孫瑋等(2011)運(yùn)用隨機(jī)前沿分析方法測(cè)算了我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)國(guó)有和非國(guó)有部門創(chuàng)新效率的變化,并按所有制結(jié)構(gòu)分組檢驗(yàn)FDI質(zhì)量特征的溢出效應(yīng)[5]。但目前將創(chuàng)業(yè)投資作為影響因素,考察創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率影響的研究成果卻相對(duì)少見(jiàn),而這又是新的發(fā)展形勢(shì)下急需探究的一個(gè)重要問(wèn)題。對(duì)此,本文旨在通過(guò)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算,揭示創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用機(jī)制。

二、 研究方法

參照Griliches(1990)等學(xué)者的思想[6],本文將各個(gè)省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)視為投入一定的生產(chǎn)資源從事創(chuàng)新活動(dòng)的生產(chǎn)單元,生產(chǎn)資源的合理使用程度及投入總量決定了一個(gè)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的技術(shù)效率,簡(jiǎn)稱創(chuàng)新效率。技術(shù)效率主要用來(lái)衡量生產(chǎn)單元在投入等量生產(chǎn)資源情況下,實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面之間的距離,距離越小,表明技術(shù)效率越高[7]。通常采用兩種方法測(cè)算技術(shù)效率,一種是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(data envelopment analysis, 簡(jiǎn)稱DEA),DEA是一種非參數(shù)方法,無(wú)需設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)具體形式,因此避免了生產(chǎn)函數(shù)形式誤設(shè)問(wèn)題,但這種方法將所有對(duì)生產(chǎn)前沿的偏離均視為無(wú)效率部分,不考慮測(cè)量誤差的存在,因而可能會(huì)高估效率損失[1]。另一種方法是隨機(jī)前沿分析(stochastic frontier analysis, 簡(jiǎn)稱SFA),SFA是一種參數(shù)方法,可以在測(cè)算生產(chǎn)單元技術(shù)效率的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步檢驗(yàn)相關(guān)因素對(duì)技術(shù)效率差異的影響,但這種方法限定了生產(chǎn)前沿函數(shù)形式,因此,有可能導(dǎo)致技術(shù)效率測(cè)算出現(xiàn)偏差。就方法本身而言,DEA和SFA各有利弊,由于本文使用的是2006—2009年我國(guó)28個(gè)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù),不同時(shí)期不同地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率會(huì)有顯著的差別,換言之,隨機(jī)誤差項(xiàng)的影響是很大的。此外,本文旨在揭示創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用機(jī)制,因此,SFA方法更適合本文研究的需要。

隨機(jī)前沿分析由Aigner等(1977)、Meeusen & Broeck(1977)最早提出[8-9],Battese & Coelli(1992,1995)進(jìn)行了不斷完善[10-11], Kumbhakar & Lovell(2001)給出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的一般形式[12]。

在選擇生產(chǎn)函數(shù)形式時(shí),目前較為常用的兩種生產(chǎn)函數(shù)形式是科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)?？撇肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)形式簡(jiǎn)單,易于估計(jì)和分解,但假定產(chǎn)出彈性固定和技術(shù)中性[13];超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)點(diǎn)在于放寬了產(chǎn)出彈性固定和技術(shù)中性的假設(shè)[14],形式更加靈活,能夠有效地避免函數(shù)形式的誤設(shè)問(wèn)題[15]。本文分析使用的是面板數(shù)據(jù),從時(shí)間維度來(lái)看,產(chǎn)出彈性固定和技術(shù)中性問(wèn)題均不能事先確定,因此超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿模型更適合本文研究的需要。

三、 數(shù)據(jù)選取與變量選擇

本文使用的研究樣本為2006—2009年我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分地區(qū)面板數(shù)據(jù),其中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及價(jià)格指數(shù)方面的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,創(chuàng)業(yè)投資方面的數(shù)據(jù)來(lái)源于ChinaVenture投中集團(tuán)的CVSource專業(yè)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。從CVSource數(shù)據(jù)庫(kù)提供的數(shù)據(jù)來(lái)看,2006年以前我國(guó)部分省份未有創(chuàng)業(yè)投資事件發(fā)生,為了能夠全面地考察創(chuàng)業(yè)投資對(duì)我國(guó)各個(gè)地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響,因此本文以2006年為基期進(jìn)行研究。本文的研究對(duì)象為我國(guó)28個(gè)省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè),由于西藏、青海和新疆的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)存在不同程度的缺失,因此沒(méi)有包含在研究樣本內(nèi)。此外,為了研究需要,按照傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方式對(duì)我國(guó)進(jìn)行東、中、西部劃分,其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南11個(gè)省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個(gè)省份;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古和廣西9個(gè)省區(qū)市。具體數(shù)據(jù)處理及變量設(shè)定如下:

1. 投入變量

以往研究中通常選用研發(fā)人員投入和研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入作為創(chuàng)新活動(dòng)投入變量的衡量指標(biāo)[16-17]。根據(jù)創(chuàng)新活動(dòng)的特征及我國(guó)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的特點(diǎn),本文選取研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量作為衡量創(chuàng)新活動(dòng)的人員投入指標(biāo)。

通常選用研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出來(lái)表征創(chuàng)新活動(dòng)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入,但研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不僅體現(xiàn)在當(dāng)期,而且會(huì)對(duì)后續(xù)的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響。因此,測(cè)算創(chuàng)新效率時(shí)應(yīng)該首先對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的資本存量進(jìn)行核算,但我國(guó)現(xiàn)行的統(tǒng)計(jì)年鑒中僅記錄了歷年各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入數(shù)據(jù),并沒(méi)有提供研發(fā)資本存量的相關(guān)數(shù)據(jù)。因此,本文參照吳延兵(2008)的做法[18],采用永續(xù)盤存法來(lái)核算研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的資本存量,計(jì)算公式如式(1)所示:

Kit=(1-δ)Ki(t-1)+Eit

(1)

式(1)中,Kit和Ki(t-1)分別為省份i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在第t和t-1期的研發(fā)資本存量;Eit表示省份i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在第t期的實(shí)際研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出,考慮到價(jià)格波動(dòng)的影響,運(yùn)用朱平芳和徐偉民(2003)構(gòu)造的研發(fā)支出價(jià)格指數(shù)[19],對(duì)名義研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出進(jìn)行指數(shù)平減;δ為折舊率,根據(jù)吳延兵(2006)等對(duì)研發(fā)資本折舊率的估計(jì)[20],本文取δ=15%。

估算研發(fā)基期資本存量時(shí),參照白俊紅等(2009)的做法,假定研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的增長(zhǎng)率等于研發(fā)資本存量的增長(zhǎng)率[17]。則研發(fā)基期資本存量的估算公式如式(2)所示:

Ki0=Ei0/(δ+g)

(2)

式(2)中,Ki0表示研發(fā)基期資本存量,Ei0表示研發(fā)基期實(shí)際研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出,δ為折舊率,g表示觀察期內(nèi)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的平均增長(zhǎng)率。據(jù)此可以計(jì)算出我國(guó)28個(gè)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)資本存量。

2. 產(chǎn)出變量

關(guān)于創(chuàng)新活動(dòng)中的產(chǎn)出變量,以往研究中通常選用新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)數(shù)或?qū)＠麛?shù)作為創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)出的衡量指標(biāo)[21-22],但新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)數(shù)和專利數(shù)不能很好地體現(xiàn)出創(chuàng)新成果的質(zhì)量水平和商業(yè)價(jià)值,而新產(chǎn)品銷售收入能夠有效地反映出創(chuàng)新成果的商業(yè)價(jià)值,因此本文選用新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)?？紤]到價(jià)格波動(dòng)的影響,參照李向東等(2011)做法[4],用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)其進(jìn)行指數(shù)平減。

3. 影響因素

本文主要基于創(chuàng)新活動(dòng)資金支持的角度,重點(diǎn)考察創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響;同時(shí)考慮到政府對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的大力支持與投入,因此,本文將政府科技投入亦作為影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的重要考察因素。

隨著金融體制改革的不斷深化和創(chuàng)業(yè)投資體系建設(shè)的不斷完善,創(chuàng)業(yè)投資作為技術(shù)創(chuàng)新的重要引擎,與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)聯(lián)系越來(lái)越緊密,其作用也日益突顯。創(chuàng)業(yè)投資機(jī)構(gòu)不僅可以為創(chuàng)新項(xiàng)目提供資金支持,而且可利用其人才優(yōu)勢(shì)為企業(yè)提供專業(yè)增值服務(wù),從而提高資金運(yùn)營(yíng)效率并加速科技成果轉(zhuǎn)化。因此,創(chuàng)業(yè)投資是影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的重要因素。

在衡量創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的支持程度時(shí),本文選用地區(qū)創(chuàng)業(yè)投資強(qiáng)度,即用地區(qū)創(chuàng)業(yè)投資金額占當(dāng)?shù)谿DP的比重來(lái)表征創(chuàng)業(yè)投資對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的支持力度。

地方政府對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)有效開(kāi)展起著重要的作用,地方政府通過(guò)稅收優(yōu)惠、財(cái)政撥款及政府采購(gòu)等方式對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行直接支持;亦可通過(guò)頒布促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)有效開(kāi)展的法律法規(guī),改善地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施條件等措施為創(chuàng)新活動(dòng)提供間接支持。因此,政府的支持與投入是影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的重要因素。

在衡量地方政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的支持程度時(shí),其考察指標(biāo)的選取應(yīng)當(dāng)與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相結(jié)合,即用地方政府科技撥款占當(dāng)?shù)谿DP的比重來(lái)表征,這樣才能更好地體現(xiàn)出政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的支持力度。

創(chuàng)業(yè)投資和政府科技投入作為支持創(chuàng)新活動(dòng)的主要資金來(lái)源,分析其二者在影響創(chuàng)新效率過(guò)程中的關(guān)系亦很重要,因此,本文引入了創(chuàng)業(yè)投資和政府科技投入的交互項(xiàng),以便進(jìn)一步探究其二者在影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率過(guò)程中是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系。

此外,為準(zhǔn)確地估計(jì)創(chuàng)業(yè)投資、政府科技投入對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響,結(jié)合以往研究及我國(guó)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的特點(diǎn),本文還設(shè)定了一些控制變量,包括:教育水平、出口貿(mào)易規(guī)模及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,分別用各省份每百萬(wàn)人中普通本專科在校學(xué)生數(shù)量、各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口額占當(dāng)?shù)谿DP的比重和各省份經(jīng)指數(shù)平減的GDP來(lái)衡量。

綜上所述,在本文選取的創(chuàng)新活動(dòng)投入產(chǎn)出及其影響因素指標(biāo)框架內(nèi),運(yùn)用隨機(jī)前沿分析的方法,構(gòu)建超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型如下:

式(3)中,Yit、Cit和Lit分別表示省份i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在時(shí)期t的新產(chǎn)品銷售收入、研發(fā)資本存量和研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量;vit-uit為誤差項(xiàng)。式(4)中,VC表示創(chuàng)業(yè)投資對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的支持;GOV表示政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投入;EDU、EXP、GDP分別表示教育水平、出口貿(mào)易規(guī)模和經(jīng)濟(jì)水平;wit為誤差項(xiàng)。

四、 結(jié)果分析

1. 生產(chǎn)函數(shù)及其效率影響因素估計(jì)結(jié)果分析

運(yùn)用Frontier 4.1軟件對(duì)上述模型和數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì),模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 模型參數(shù)估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表1

(1)從表1的模型估計(jì)及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,生產(chǎn)函數(shù)和無(wú)效率函數(shù)的系數(shù)大多通過(guò)了1%和5%水平下的顯著性檢驗(yàn),LR統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在1%水平下顯著,說(shuō)明誤差項(xiàng)vit-uit具有十分顯著的復(fù)合結(jié)構(gòu),驗(yàn)證了本文采用隨機(jī)前沿技術(shù)的合理性;γ=0.74且通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn),表明前沿生產(chǎn)函數(shù)的復(fù)合誤差項(xiàng)中有74%的成分來(lái)自技術(shù)非效率的影響,統(tǒng)計(jì)誤差等不可控因素產(chǎn)生的噪聲僅占較小比重,同時(shí)顯著的γ值也驗(yàn)證了模型選擇的正確性。

(2) 創(chuàng)業(yè)投資變量的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),表明創(chuàng)業(yè)投資投入越大,越有助于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率水平的提高。由此可見(jiàn),創(chuàng)業(yè)投資能夠有效激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新,促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化,創(chuàng)業(yè)投資日益成為促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要引擎,因此,為了提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型,大力發(fā)展創(chuàng)業(yè)投資行業(yè)是一個(gè)可行和必要的選擇。

(3) 政府支持變量的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),表明政府對(duì)科技活動(dòng)投入力度越大,高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率越高,由此可見(jiàn),政府資助有利于降低創(chuàng)新成本和風(fēng)險(xiǎn),激發(fā)創(chuàng)新主體積極性,對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有積極的影響。

(4) 創(chuàng)業(yè)投資和政府支持交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明在創(chuàng)業(yè)投資和政府科技投入的共同作用下,反而不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提升。同時(shí)也反映出創(chuàng)業(yè)投資和政府科技投入的替代關(guān)系,以至于二者在影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率過(guò)程中產(chǎn)生相互排擠的現(xiàn)象,從而抑制了創(chuàng)新效率提升。

(5) 在控制變量中,代表地區(qū)教育水平的EDU變量和代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的GDP變量的系數(shù)均為負(fù)數(shù),且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),表明其對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率存在顯著的促進(jìn)作用,也就是說(shuō),一個(gè)地區(qū)的教育水平越高,經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá),高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率就越高。但表示產(chǎn)品出口貿(mào)易規(guī)模的EXP變量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提高沒(méi)有促進(jìn)作用,且統(tǒng)計(jì)上不顯著。

2. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率分析

從表2可以看出,我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì),均值從2006 年的0.399上升到2009 年的0.468。但我們也應(yīng)該注意到,我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率水平仍然比較低,最高的年份也僅為0.475,同最大可能水平相差52.5%,尚有很大的提升空間。我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的標(biāo)準(zhǔn)差從2006年的0.249下降到2009年的0.231,表明我國(guó)各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的波動(dòng)都呈現(xiàn)出逐步縮小的趨勢(shì)。

表2 2006—2009年全國(guó)及東、中、西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率水平

從總體上看,東部地區(qū)歷年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率相對(duì)較高,中西部地區(qū)則相對(duì)較低。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的地區(qū)差異,對(duì)歷年各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行非參數(shù)兩組秩和(Mann-Whitney U)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明:各年份東部地區(qū)和中西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率均存在顯著的地區(qū)差異,這與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是一致的,再次驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率水平之間呈正相關(guān)關(guān)系。

為了全面動(dòng)態(tài)地反映各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的變化趨勢(shì),參考白俊紅等(2009)的做法[23],本文借助經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性分析中的β-收斂法來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)我國(guó)各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的趨同性,β-收斂檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缡?5)所示:

ln(TEiT/TEi0)/T=α+βlnTEi0+εt

(5)

式(5)中,TEi0表示各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)期初的創(chuàng)新效率;TEiT表示各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)期末的創(chuàng)新效率;T表示考察期的時(shí)間跨度;εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);α為常數(shù)項(xiàng);β表示待估計(jì)的收斂系數(shù)。如果β<0,則表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率趨于收斂,反之則發(fā)散。可通過(guò)β=-(1-e-λT)/T進(jìn)一步測(cè)算收斂或發(fā)散的速度λ。測(cè)算結(jié)果如表3所示。

表3 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的β-收斂檢驗(yàn)結(jié)果

從測(cè)算結(jié)果來(lái)看,全國(guó)和東部地區(qū)的收斂系數(shù)顯著為負(fù),表明2006—2009年全國(guó)和東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的發(fā)展趨于收斂,且收斂趨勢(shì)顯著;中西部地區(qū)的收斂系數(shù)為正,表明2006—2009年中西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的發(fā)展趨于發(fā)散,但發(fā)散趨勢(shì)不顯著。

五、 主要結(jié)論與政策建議

本文以2006—2009年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本,運(yùn)用基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿分析模型就創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用機(jī)制問(wèn)題進(jìn)行了定量分析,其價(jià)值在于對(duì)我國(guó)各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算,揭示創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響機(jī)制,從而為提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成果轉(zhuǎn)化提供支持和參考。

(1) 創(chuàng)業(yè)投資對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的促進(jìn)作用,因此政府應(yīng)大力支持創(chuàng)業(yè)投資行業(yè)發(fā)展,完善創(chuàng)業(yè)投資體系建設(shè),為其發(fā)展提供政策支持及培育良好的制度環(huán)境和金融環(huán)境;引導(dǎo)和扶植創(chuàng)業(yè)投資基金,對(duì)民間創(chuàng)業(yè)投資起到一種示范和導(dǎo)向作用,為技術(shù)產(chǎn)業(yè)化吸引初始資金;同時(shí)注意提高創(chuàng)業(yè)投資的質(zhì)量,加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)業(yè)投資人才的培養(yǎng)。

(2) 政府科技投入對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的促進(jìn)作用,因此政府應(yīng)繼續(xù)加大對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的投入力度。對(duì)于重大技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目,政府必須給予大力支持;對(duì)于創(chuàng)新活動(dòng)中的核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)給予重點(diǎn)支持;同時(shí)發(fā)揮政府采購(gòu)在激勵(lì)創(chuàng)新中的積極作用,創(chuàng)造和增加對(duì)技術(shù)創(chuàng)新成果的市場(chǎng)需求。

(3) 作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的主要資金來(lái)源,創(chuàng)業(yè)投資與政府科技投入產(chǎn)生了擠出效應(yīng),對(duì)創(chuàng)新效率造成了負(fù)向影響。這也使我們深刻地認(rèn)識(shí)到,在加大政府科技投入和發(fā)展創(chuàng)業(yè)投資行業(yè)的同時(shí),更應(yīng)注重資金的合理使用,加強(qiáng)政府對(duì)科技資金的調(diào)控,將資金重點(diǎn)投向大型企業(yè)的重大創(chuàng)新項(xiàng)目上;而創(chuàng)業(yè)投資主要用于扶持極具成長(zhǎng)潛力的創(chuàng)新型中小企業(yè),從而優(yōu)化資金配置,使政府科技投入與創(chuàng)業(yè)投資形成良性的互補(bǔ)關(guān)系,真正起到提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用。

(4) 我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)平均創(chuàng)新效率水平偏低,東部和中西部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著的差異,一定程度上說(shuō)明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的聯(lián)系越來(lái)越緊密,高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用已初步顯現(xiàn)。因此,東部地區(qū)要利用現(xiàn)有比較完善的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新環(huán)境,強(qiáng)化制度安排及管理創(chuàng)新,進(jìn)一步提高創(chuàng)新效率;中西部地區(qū)要激發(fā)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新動(dòng)力,強(qiáng)化高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新主體地位,并加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)新型人才的引進(jìn)和培養(yǎng);同時(shí)政府應(yīng)該大力促進(jìn)中西部與東部地區(qū)之間的技術(shù)交流,中西部地區(qū)也要抓住“中部崛起”和“西部大開(kāi)發(fā)”的歷史性機(jī)遇,大力發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè),縮小與東部地區(qū)差距,實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。

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