馬琳 吳敏 王琪延

摘要：文章從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力國際比較出發(fā)，通過對比多國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技投入的差異，揭示中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力現(xiàn)狀，并利用洛桑國際發(fā)展學(xué)院（IMD）發(fā)布的2003年-2012年國際競爭力相關(guān)數(shù)據(jù)建立分位回歸模型，對影響科技投入的R&D支出因素進(jìn)行實(shí)證分析，獲得影響科技投入的全面信息，為提升中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力提供實(shí)證依據(jù)。

關(guān)鍵詞：高新技術(shù)；科技競爭力；R&D；分位回歸

一、 引言

為提升國家科技創(chuàng)新能力，科技部自1995年起組建國家火炬計(jì)劃軟件產(chǎn)業(yè)基地，創(chuàng)辦高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)和高新技術(shù)創(chuàng)業(yè)服務(wù)中心，逐漸完善高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的產(chǎn)業(yè)孵化基地。截至2015年2月5日，長治、錦州、連云港等14家省級高新區(qū)取得國務(wù)院批復(fù)，晉級為國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，至此我國國家級高新技術(shù)開發(fā)區(qū)已達(dá)129家。

除建設(shè)科技發(fā)展硬件設(shè)施外，科技投入的逐年增加也為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的提升注入活力。R&D作為經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量（Poul Rome，1991），不僅可以用來度量科技投入的數(shù)量變化，還可以對比世界各國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技發(fā)展的優(yōu)缺，促進(jìn)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力快速、均衡發(fā)展。

目前，基于R&D對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究多停留在省域或企業(yè)層面，本文從國際競爭力角度出發(fā)，將R&D用于對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的國際比較，借鑒Ricardo提出的R&D支出理論，采用Koenker和Bassett（1978）提出的分位回歸方法構(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力比較模型，研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力在國際視角下的優(yōu)劣勢。

二、 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力國際比較

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是對以高新技術(shù)為基礎(chǔ)，從事一種或多種高新技術(shù)與產(chǎn)品的研究、開發(fā)、推廣和服務(wù)的企業(yè)統(tǒng)稱，是知識密集型和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)集合。從科技投入著手，衡量一個(gè)國家的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力水平十分重要，本節(jié)將以R&D支出作為指標(biāo)比較我國與世界其他國家的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力宏觀變動趨勢。

以瑞士洛桑國際管理發(fā)展學(xué)院（IMD）發(fā)布的從國際角度比較企業(yè)以及國家競爭力的數(shù)據(jù)為依據(jù)，選取2012年R&D支出總額排名前五的國家（含中國），對其2003年～2012年國家R&D支出總額和R&D在當(dāng)年GDP占比的變動趨勢進(jìn)行比較（見圖1）。

從R&D支出總額來看，2012年世界排名前五的國家依次為美國、日本、中國大陸、德國和法國。自2003年至2012年，這五個(gè)國家在科技投入上的R&D支出均呈現(xiàn)逐年增加的趨勢，以美國為首，R&D支出總額在2012年達(dá)到453 544百萬美元；日本次之，2012年科技投入199 209百萬美元；中國大陸在這五個(gè)國家中位居第三，2012年投入R&D經(jīng)費(fèi)共計(jì)163 147百萬美元，是美國同期R&D支出總額的35.97%，德國和法國緊隨其后。與2003年R&D支出總額相比，中國大陸科技投入總額大幅增加，R&D支出總額由18 601百萬美元增長到163 147百萬美元，漲幅高達(dá)777.10%，世界排名由第六升至第三，R&D支出增長總額僅次于美國的163 808百萬美元。比較2003年～2012年五國R&D支出增長率，中國大陸位居首位，平均增長率保持在27.35%，在2008年達(dá)到峰值36.21%；美國次之，R&D支出增長率從2003年的3.64%上升到2005年的8.54%，之后呈下降趨勢，在2011年之后達(dá)到穩(wěn)定，保持在5%上下波動；日本、德國和法國的R&D支出增長率變化趨勢大體相似，均表現(xiàn)為先上升達(dá)到峰值后下降至0點(diǎn)，然后維持穩(wěn)定狀態(tài)的趨勢，并且這三個(gè)國家在2012年的R&D支出同時(shí)表現(xiàn)出負(fù)增長現(xiàn)象。

由于各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)、人口、社會發(fā)展程度不均衡等因素的影響，僅從R&D支出總額上比較不足以充分說明每個(gè)國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的科技投入力度，為消除國家個(gè)體差異帶來的不利，這里引入新的度量指標(biāo)，即R&D支出占全年GDP百分比（后簡稱R&D支出占比）進(jìn)一步分析。如圖1中右圖所示，2012年科技投入力度從強(qiáng)到弱依次是日本、德國、美國、法國、中國大陸，日本的R&D支出占比是中國大陸的1.69倍。2003年～2012年，中國大陸的R&D支出占比持續(xù)增長，從2003年的1.13%增至2012年的1.98%，但仍比其他四國中R&D支出占比最低的法國少了0.29個(gè)百分點(diǎn)。

進(jìn)一步對比各國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D支出占工業(yè)總產(chǎn)值的百分比可知，雖然我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出從2005年的362.5億元增長到2012年的1 491.5億元，增幅達(dá)到311.45%，但與世界其他高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力較強(qiáng)的國家相比，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D支出占工業(yè)總產(chǎn)值的百分比仍處于較低水平，僅為美國的8.5%，不足韓國的30%。

通過對各國科技投入的國際比較發(fā)現(xiàn)，中國在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技投入強(qiáng)度上與發(fā)達(dá)國家相比還存在一定差距，具有很大的提升空間；高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的科技競爭力水平相對較弱，使得當(dāng)前中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨著高新技術(shù)產(chǎn)品技術(shù)含量欠佳、內(nèi)在創(chuàng)新匱乏、產(chǎn)品與技術(shù)服務(wù)推廣動力不足等困難。因此，保持科技投入的高速增長，提高科技水平的質(zhì)量，仍是中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力提升的重要途經(jīng)。

三、 R&D支出影響因素實(shí)證分析

1. 變量選擇。R&D支出作為科技投入強(qiáng)度的重要度量指標(biāo)，對各國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的影響很大。為提升中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力，提高我國R&D支出占比，本文綜合Ricardo提出的R&D支出理論和趙喜倉等的研究，在考慮R&D活動和世界經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)的基礎(chǔ)上，選擇R&D支出總額作為被解釋變量，并以國家GDP、高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額、海外直接投資總額、國內(nèi)直接投資總額、R&D設(shè)備再分配風(fēng)險(xiǎn)、技術(shù)開發(fā)與應(yīng)用等作為解釋變量，從國際競爭比較視角研究影響R&D支出的因素。

模型中的6個(gè)基本解釋變量分別衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動和國家經(jīng)濟(jì)等方面；其中，國家GDP用于表示一個(gè)國家的總體經(jīng)濟(jì)情況；高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額用于測度一個(gè)國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶來的出口價(jià)值；海外直接投資總額和國內(nèi)直接投資總額分別用于衡量一個(gè)國家獲得的直接海外投資金額和國內(nèi)投資金額；R&D設(shè)備再分配風(fēng)險(xiǎn)用于評估科技硬件基礎(chǔ)改變帶來的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)；技術(shù)與開發(fā)應(yīng)用表示國家對技術(shù)與開發(fā)的支持程度。

2. 數(shù)據(jù)介紹。本文利用瑞士洛桑國際管理發(fā)展學(xué)院（IMD）發(fā)布的國際競爭力數(shù)據(jù)，選取2007年～2012年60個(gè)國家的7個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)構(gòu)建實(shí)證模型，除去因個(gè)別年份數(shù)據(jù)缺失的國家后，最終進(jìn)入模型的國家共有27個(gè)。

3. 模型建立。由于實(shí)證采用的數(shù)據(jù)兼具時(shí)間序列和個(gè)體差異的特性，符合面板數(shù)據(jù)的一般形式：

yi，t =αi+βxi，t+εi，t，i=1，…，N，t=1，…，T

其中i為橫截面單位，t為時(shí)期，yi，t表示第i 個(gè)個(gè)體t時(shí)刻的觀測值；αi表示第i個(gè)個(gè)體的固定效應(yīng)，該變量不受時(shí)間變化的影響；xi，t為解釋變量，β為待估參數(shù)，這里假設(shè)其不隨時(shí)間變化；ε表示隨機(jī)誤差。

為確定模型中是含有固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，對實(shí)證數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)（J.A.Hausman，1978），即檢驗(yàn)隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量βRE和固定效應(yīng)估計(jì)量βW是否一致，可否存在顯著性差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明實(shí)證數(shù)據(jù)適用固定效應(yīng)模型。根據(jù)Koenker提出的固定效應(yīng)分位數(shù)回歸模型一般形式：

Qyit（τ|xit）=αi+xitTβ（τ）+εi，t，i=1，…，N，t=1，…，T

這里τ表示分位數(shù)，其他變量含義保持不變。引入新的懲罰項(xiàng)■|αi|代替高斯懲罰，獲得最終的實(shí)證分位回歸模型：

■■■■wk？籽τk（y-αi-XTijβ（τk））+？姿■|αi|（1）

其中wk表示權(quán)重，用于控制q分位數(shù){τ1，…，τq}對估計(jì)值αi的影響，ρτ（ε）=ε[τ-I（ε<0）]表示線性分段函數(shù)的損失函數(shù)。

4. 實(shí)證分析。本文采用STATA12.0對分位回歸模型（1）進(jìn)行建模，分別對τ=0.05，0.25，0.5，0.75和0.95的不同分位點(diǎn)構(gòu)建回歸方程，得到最后結(jié)果（見表1）。

從表1的分位回歸結(jié)果看到，該模型在τ=0.95分位點(diǎn)的擬合度最高，但仍有兩個(gè)變量未通過系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。從總體上看，模型中的變量R&D設(shè)備再分配風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)隨分位點(diǎn)的提高存在明顯的減小趨勢，其他變量的系數(shù)則呈現(xiàn)先變大后減小或者先減小再變大的不同趨勢。

對不同R&D支出水平的國家而言，影響R&D支出的因素存在明顯差異。處于5%分位點(diǎn)的國家，高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額、海外直接投資總額和國內(nèi)直接投資總額系數(shù)在0.05水平下顯著，說明這三個(gè)變量對R&D支出總額具有顯著影響，也就是說對于R&D支出水平較低的國家而言，提高高新技術(shù)產(chǎn)品出口額，增加海外直接投資總額和海外直接投資占比是提高R&D支出的非常有效的途徑；對處于25%分位點(diǎn)的國家，除繼續(xù)提高高新技術(shù)產(chǎn)品出口額之外，增加海外直接投資總額效果并不顯著，反而降低國內(nèi)直接投資總額在0.1顯著水平下對增加R&D支出具有一定作用；對處于50%和75%分為點(diǎn)的國家而言，持續(xù)擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品出口對增加R&D支出效果顯著；對R&D支出水平較高的國家，提高R&D支出的方法不再拘泥于擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品出口一種，降低R&D設(shè)備再分配風(fēng)險(xiǎn)，調(diào)整技術(shù)開發(fā)與應(yīng)用程度，提升國家GDP收入都對R&D支出具有明顯影響。

因此，通過分位回歸模型實(shí)證分析可知，對R&D支出影響最顯著的因素是高新技術(shù)產(chǎn)品出口，對不同分位點(diǎn)的國家來說，保持其他條件不變，高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額平均每增加0.36百萬美元，R&D支出總額可以增加1百萬美元；其次是海外直接投資總額，對R&D支出處于中下水平的國家，提高海外直接投資總額，調(diào)整國內(nèi)外投資占比非常重要。當(dāng)國家R&D支出水平已經(jīng)比較高時(shí)，除以上兩個(gè)因素外，改變技術(shù)發(fā)展硬件環(huán)境也將成為影響R&D支出的因素。

四、 結(jié)論

通過對2003年～2012年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的國際比較和實(shí)證分析可知，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力與國際其他國家差距甚遠(yuǎn)；未來的發(fā)展方向上，應(yīng)著重優(yōu)化科研資金投資占比、提高高新技術(shù)產(chǎn)品出口、創(chuàng)新科技發(fā)展環(huán)境等，為提高我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力做好充分準(zhǔn)備。

第一，調(diào)整科技投資資金的數(shù)額和流向，發(fā)揮政府積極導(dǎo)向作用。

科技投資資金的數(shù)額和流向?qū)Ω咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力影響十分顯著，海外直接投資資金帶來的不僅是勞動產(chǎn)值的提高，還有因擠出效應(yīng)引發(fā)的本土高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展抑制，因此只有合理把握國內(nèi)外投資資金的比例才能將海外直接投資資金對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極作用發(fā)揮到最大。故在此過程中政府具有舉足輕重的作用，它不僅要控制科研投入的成本和收益，調(diào)整科技投入資金的組成結(jié)構(gòu)，同時(shí)也要保證科技投入資金的有效利用。

第二，優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局，擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口。

無論是中國還是世界其他許多國家，與其他產(chǎn)業(yè)相比，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口逆差明顯；如果從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布和地域布局著手分析，不難發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)模式多呈現(xiàn)單一與地域化現(xiàn)象。因此，優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品出口是提升高新技術(shù)產(chǎn)科科技競爭力的著力點(diǎn)。

第三，加強(qiáng)人才引進(jìn)與培養(yǎng)，完善科技發(fā)展環(huán)境。當(dāng)前國際競爭主要表現(xiàn)在高科技技術(shù)競爭，而技術(shù)之爭則體現(xiàn)在人才競爭上。企業(yè)作為人才引進(jìn)與培養(yǎng)的載體，在挖掘人才、存續(xù)人力資本上發(fā)揮著重要作用；而高新技術(shù)企業(yè)人力資源的合理配置直接決定了企業(yè)的科技競爭力，進(jìn)一步對國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的整體科技競爭力產(chǎn)生影響。所以，提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的首要任務(wù)就是提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)從業(yè)者的科技素質(zhì)，包括生產(chǎn)技能和科研水平，在一定條件下注重從國外引進(jìn)優(yōu)秀的人才，培養(yǎng)企業(yè)內(nèi)部優(yōu)質(zhì)人力資本。同時(shí)，國家層面需要培育高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展環(huán)境，比如全面提升科技教育水平、完善法律體系、扶持科研機(jī)構(gòu)、創(chuàng)立高新基地等。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為知識密集型產(chǎn)業(yè)，隨著科技投入的大幅增加，科技創(chuàng)新能力會發(fā)生顯著提高。因此，增加海外投資資金和占比、擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品出口、優(yōu)化科技發(fā)展和應(yīng)用環(huán)境，發(fā)揮政府積極調(diào)控作用不僅是提高科技投入的重要舉措，更是提升國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的有效手段，是新經(jīng)濟(jì)形態(tài)下發(fā)揮我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長和科技快速發(fā)展的有力抓手。

參考文獻(xiàn)：

[1] 陳柯.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化研究[J].山東社會科學(xué)，2015，（2）：153-158.

[2] 任鳳敏，張曉慧.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與科技投入的關(guān)系分析[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2013，（1）：88-92.

[3] 潘霞，鞠曉峰，陳軍.基于因子分析的我國29個(gè)地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力評價(jià)研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2013，（4）：65-69.

[4] 王君華，易成剛.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入產(chǎn)出效率研究——以湖北省為例[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014，（21）：111-113.

[5] 楊惠瑛，王新紅.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D效率測度[J].科技進(jìn)步與對策，2012，（2）：113-117.

[6] 趙喜倉，華歡歡.基于分位數(shù)回歸的我國R&D支出影響因素分析[J].科技進(jìn)步與對策，2012，（20）：119-123.

[7] 熊季霞.中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對策思考[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2009，（7）：82-86.

基金項(xiàng)目：北京市哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（項(xiàng)目號：13JGA006）。

作者簡介：王琪延（1959-），男，漢族，河北省衡水市人，中國人民大學(xué)教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)樾蓍e經(jīng)濟(jì)與旅游經(jīng)濟(jì)、社會與經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)；馬琳（1986-），女，漢族，河北省滄州市人，中國人民大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)樯鐣c經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)；吳敏（1989-），女，漢族，湖北省監(jiān)利市人，中國人民大學(xué)社會與人口學(xué)院博士生，研究方向?yàn)樯鐣c發(fā)展、人口流動。

收稿日期：2015-12-11。