張玉昌

(南京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引 言

中國的經(jīng)濟增長歷經(jīng)要素驅(qū)動后開始轉(zhuǎn)向效率和創(chuàng)新驅(qū)動，促使經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的動力也來源于創(chuàng)新和效率的提升[1]。為實現(xiàn)經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展，我國把“提高自主創(chuàng)新能力，建立創(chuàng)新型國家”和“中國制造2025”作為新時代經(jīng)濟發(fā)展的核心戰(zhàn)略。在黨的十九大報告中“創(chuàng)新”一詞出現(xiàn)50余次，習(xí)近平總書記再次強調(diào)“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”，堅定實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。全國R&D經(jīng)費內(nèi)部支出從2000年的895.66億元增長到2015年的14169.88億元，年均增長率為31.8%，研發(fā)活動投入不斷加大(1)數(shù)據(jù)資料來源于國家統(tǒng)計局。。雖然每年研發(fā)投入不斷增加，但本土企業(yè)的自主創(chuàng)新能力嚴重滯后于經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需求[2]。究其原因，創(chuàng)新效率不僅依賴于研發(fā)部門的要素投入，在很大程度上也取決于研發(fā)部門投入要素的利用效率[3][4]。因此，如何提升要素在企業(yè)中的配置效率成為企業(yè)提高研發(fā)效率的關(guān)鍵。

按照新古典經(jīng)濟學(xué)理論，要素配置的帕累托最優(yōu)條件是要素在各部門的邊際報酬相等。但企業(yè)的要素資源在研發(fā)部門和生產(chǎn)部門的配置有時并不是完全按照要素在各部門的邊際報酬相等的原則，而是由企業(yè)決策者決定，企業(yè)的管理者是研發(fā)部門創(chuàng)新活動的主要決策者和實際執(zhí)行者[5]，因而要素的配置在很大程度上取決于企業(yè)管理者的決策[6]。一方面，研發(fā)創(chuàng)新過程的不確定性和研發(fā)成果的“公共品”特征導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新力不足[7]，企業(yè)決策者傾向于減少研發(fā)部門的要素投入；另一方面，企業(yè)面臨市場競爭和潛在進入者的威脅迫使企業(yè)進行創(chuàng)新[8]，創(chuàng)新研發(fā)的積極性又激勵企業(yè)決策者增加研發(fā)部門的投入。這兩方面共同影響企業(yè)決策者投入到研發(fā)部門和生產(chǎn)部門的要素配置比例。

因此，本文聚焦企業(yè)研發(fā)決策通過影響要素在研發(fā)部門的配置，進而影響企業(yè)的創(chuàng)新效率，建立企業(yè)研發(fā)決策影響創(chuàng)新效率的理論和實證模型，結(jié)合2011～2013年企業(yè)科技活動數(shù)據(jù)，揭示企業(yè)研發(fā)決策對企業(yè)研發(fā)效率的影響效應(yīng)，這對優(yōu)化企業(yè)要素配置決策、提升技術(shù)創(chuàng)新效率和經(jīng)濟增長率具有重要的現(xiàn)實意義。

二、相關(guān)文獻回顧

作為經(jīng)濟發(fā)展的個體，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率是經(jīng)濟增長的重要動力，也是企業(yè)在國際市場上是否具有競爭力的基礎(chǔ)[9]。正因如此，關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新效率的研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。諸多研究成果分析影響企業(yè)研發(fā)效率的因素，研究的焦點主要從傳統(tǒng)的角度來分析(如政府研發(fā)補助、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)類型、市場勢力、知識產(chǎn)權(quán)保護和行業(yè)特征等)[10][11][3][12][13][11][14][8][15][16][4][17][18]。盡管企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、市場環(huán)境、行業(yè)特點和產(chǎn)業(yè)政策等已成為影響技術(shù)創(chuàng)新的重要因素，但企業(yè)的管理者是研發(fā)部門創(chuàng)新活動的主要決策者和實際執(zhí)行者[5]。企業(yè)管理者在作決策時面臨創(chuàng)新研發(fā)的“消極”和“積極”兩方面的抉擇。一方面，企業(yè)管理者決策創(chuàng)新研發(fā)時面臨“消極”的阻礙。因為技術(shù)創(chuàng)新活動存在技術(shù)和市場風(fēng)險及研發(fā)活動的信息不對稱問題，考慮到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力和自身聲譽時可能不愿進行技術(shù)創(chuàng)新[19]。同時，中國的漸進式改革誘發(fā)要素市場發(fā)育程度滯后于商品市場，導(dǎo)致土地、資本和勞動等要素價格存在不同程度的“低估”現(xiàn)象，刺激企業(yè)和企業(yè)家密集使用有形要素，而較少有壓力和動力投資于自主創(chuàng)新[20]。地方政府掌握資源的初始分配權(quán)，容易滋生企業(yè)的尋租行為并獲取尋租收益，由政治關(guān)聯(lián)帶來的額外收益抑制企業(yè)自身能力建設(shè)的動力，企業(yè)喪失通過高風(fēng)險的自主創(chuàng)新研發(fā)活動來獲取企業(yè)利潤或企業(yè)發(fā)展機會的內(nèi)在激勵[21]。安同良等(2009)發(fā)現(xiàn)我國存在大量的企業(yè)通過尋租獲得收益，從而擠出企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的事實[14]。另一方面，企業(yè)又具有“積極”開展研發(fā)創(chuàng)新的激勵。隨著經(jīng)濟發(fā)展和市場競爭程度不斷提高，企業(yè)保持競爭力最有效的途徑就是提升創(chuàng)新效率，企業(yè)決策者逐漸重視技術(shù)創(chuàng)新的作用而增加研發(fā)部門的要素投入[22]。另外，企業(yè)管理者追求自身利益和榮譽等更高層次的精神需求，促使企業(yè)增加對創(chuàng)新的投入，進而提升創(chuàng)新效率[19]。因此，企業(yè)決策者在決定要素配置時，既面臨創(chuàng)新成果帶來的收益，還面臨通過尋租獲得利潤。這兩方面的原因影響企業(yè)管理者的決策，從而影響要素資源在研發(fā)部門的配置比例。

企業(yè)管理者的決策也受到企業(yè)的微觀特征的影響。Schmalensee(1989)認為隨著企業(yè)規(guī)模的擴張，企業(yè)管理者對企業(yè)的控制權(quán)變?nèi)?，從而削弱企業(yè)的創(chuàng)新效率[23]。吳延兵(2014)研究發(fā)現(xiàn)不同所有制企業(yè)因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異而具有不同的技術(shù)創(chuàng)新激勵[24]。張冀(2010)利用中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析企業(yè)管理者的研發(fā)激勵，發(fā)現(xiàn)私有企業(yè)的管理者研發(fā)激勵最大，國有企業(yè)次之，最后是外商投資企業(yè)[25]。

雖然現(xiàn)有文獻分析企業(yè)決策影響要素的配置，要素配置影響創(chuàng)新效率，但只是單獨分開來分析。本文嘗試把三者納入一個分析框架中，理清三者之間的關(guān)系，并結(jié)合中國企業(yè)科技創(chuàng)新活動數(shù)據(jù)進行實證檢驗。因此，本文的可能貢獻在于：(1)創(chuàng)新理論模型，把企業(yè)決策、要素配置和研發(fā)效率納入一個模型中，并對理論命題進行實證檢驗，這是對現(xiàn)有研究的極大補充；(2)豐富企業(yè)創(chuàng)新效率影響的研究，企業(yè)研發(fā)決策通過影響要素配置，進而影響企業(yè)的創(chuàng)新效率，這種影響與企業(yè)的微觀特征有關(guān)，并從理論和經(jīng)驗分析兩個層面對該問題進行研究。

三、理論框架和關(guān)系模型

為分析企業(yè)研發(fā)決策影響資本和勞動在研發(fā)部門的配置，進而影響研發(fā)部門的創(chuàng)新效率，我們設(shè)定企業(yè)的總生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，具體形式為：

Y=AKαLβ

(1)

其中，生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬不變的假設(shè)，即α+β=1；α和β分別為資本產(chǎn)出彈性、勞動產(chǎn)出彈性，Y表示產(chǎn)出，K表示資本投入量，L表示勞動投入量；A在一般情況下表示企業(yè)總體技術(shù)進步，也稱為索洛剩余。

設(shè)定研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)模型為：

(2)

其中，αa和βa分別為研發(fā)部門的資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性，Ya表示研發(fā)部門的產(chǎn)出，Ka、La分別為研發(fā)部門的資本和勞動投入。假設(shè)研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)也遵循規(guī)模報酬不變，即αa+βa=1。公式(1)和(2)變形為人均生產(chǎn)函數(shù)形式：

(3)

其中，K/L表示生產(chǎn)過程中資本和勞動兩種投入要素的配置組合(即資本深化)，不同部門的資本深化水平是不同的，且研發(fā)部門的Ka/La與該企業(yè)的K/L的比值在不同企業(yè)也存在差異。由于企業(yè)決策的差異，不同企業(yè)的資本和勞動在研發(fā)部門和生產(chǎn)部門的配置不同，不同部門的資本和勞動配置差異導(dǎo)致企業(yè)的研發(fā)效率的異質(zhì)性。因此，以企業(yè)研發(fā)部門的要素配置FAI(Factor Allocation Index)作為測度企業(yè)研發(fā)決策的指標(biāo)(2)借鑒林毅夫(2002)在“發(fā)展戰(zhàn)略、自生能力和經(jīng)濟收斂”一文中發(fā)展戰(zhàn)略選擇的描述。，反映了企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新的一種決策行為。企業(yè)研發(fā)決策影響資本和勞動在研發(fā)部門的配置組合，研發(fā)部門的資本-勞動比率(資本深化)與企業(yè)的總體資本-勞動比率(資本深化)的比值反映該企業(yè)在研發(fā)部門中要素投入的決策對自身比較優(yōu)勢的偏離程度，具體定義形式為：

(4)

由公式(3)和(4)可得到：

(5)

其中，ya為研發(fā)部門的人均產(chǎn)出，表示研發(fā)部門的創(chuàng)新效率；y為企業(yè)的平均勞動產(chǎn)出。對公式(5)兩端取對數(shù)，可簡化為線性回歸方程：

ln(ya)=βo+β1ln(FAI)+β2ln(y)

(6)

根據(jù)公式(5)，如果企業(yè)重視科技創(chuàng)新項目，增加對研發(fā)部門的資本和勞動投入，研發(fā)部門的資本-勞動比率占總體的比重提升后使研發(fā)部門資本深化程度提高，從而影響研發(fā)效率。如果方程(6)的參數(shù)β1為正，表示企業(yè)研發(fā)決策對企業(yè)創(chuàng)新效率存在正向影響；如果參數(shù)β1為負，說明企業(yè)的決策使研發(fā)部門的資本-勞動配置比例不利于企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，要素在研發(fā)部門的配置可能是不合理的。

四、企業(yè)研發(fā)決策影響創(chuàng)新效率的效應(yīng)分析

(一)實證模型設(shè)定

1.模型設(shè)定和變量說明。根據(jù)上文的討論，為檢驗關(guān)系模型在實際經(jīng)驗中的應(yīng)用，除關(guān)系模型涉及到的變量外，企業(yè)的微觀特征(如企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)類型和人力資本等)也影響企業(yè)的決策。因此，在模型中納入企業(yè)微觀特征與企業(yè)決策的交互項，建立如下的基礎(chǔ)模型回歸方程：

lnyait=β0+β1FAIit+β2yit+∑(βnZit×FAIit)+∑(βnZit)+εit

(7)

∑(βnZit×FAIit)=β3sizeit×FAIit+β4rightit×FAIit+β5lnHit×FAIit+β6lnage×FAIit

(8)

∑(βnZit)=β7sizeit+β8rightit+β9lnHit+β10lnage

(9)

公式(8)為各控制變量與企業(yè)研發(fā)決策的交互項，εit為隨機誤差項，∑(βnZit)為回歸模型中的控制變量。在衡量研發(fā)部門的產(chǎn)出時，借鑒白俊紅(2011)的做法，選取專利申請數(shù)作為研發(fā)部門產(chǎn)出的測度指標(biāo)[11]，研發(fā)部門中從事科技研發(fā)活動的就業(yè)人數(shù)作為研發(fā)部門的勞動投入。根據(jù)公式(4)的描述，企業(yè)研發(fā)決策(FAI)以研發(fā)部門資本深化與企業(yè)總體資本深化的比值衡量。在公式(6)中，y為企業(yè)總產(chǎn)出與企業(yè)總就業(yè)人員的比值，為避免內(nèi)生性問題，采用企業(yè)所在行業(yè)的人均產(chǎn)出水平。

表1 變量的含義解釋

2.數(shù)據(jù)來源及處理。本文使用工業(yè)企業(yè)科技活動數(shù)據(jù)庫中2011～2013年的數(shù)據(jù)，為分析結(jié)果的可靠性，借鑒白俊紅(2011)測度R&D價格指數(shù)的做法[11]，我們對研發(fā)活動資本存量進行平減，以消除價格的影響。另外，在經(jīng)驗估計中，為避免多重共線性和異方差等回歸問題，絕對量采取對數(shù)形式處理。

(二)實證結(jié)果及分析

在回歸模型中，考慮到計量回歸中異方差和序列相關(guān)等誤差問題，我們采用FGLS估計方法(如表2所示)。表2的回歸結(jié)果(1)是把測度企業(yè)研發(fā)決策的指標(biāo)和企業(yè)總體人均生產(chǎn)效率作為解釋變量，分析二者對企業(yè)研發(fā)部門創(chuàng)新效率的影響。企業(yè)研發(fā)決策和企業(yè)總體生產(chǎn)效率(lny)的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)決策對企業(yè)研發(fā)部門研發(fā)效率存在顯著的促進效用。具體來說，企業(yè)管理者增加研發(fā)部門資本深化的比例，投入到研發(fā)部門資本深化比例提高，企業(yè)的研發(fā)效率也隨之提升。在加入交互項的回歸結(jié)果(2)～(5)中，企業(yè)研發(fā)決策的系數(shù)都顯著為正，對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新存在促進效應(yīng)，驗證方程(6)中的參數(shù)β1為正的假說?；貧w結(jié)果(2)中企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)決策交互項的回歸系數(shù)為負，說明企業(yè)規(guī)模越大，通過影響企業(yè)管理者對企業(yè)資源要素的配置決策，從而抑制企業(yè)的創(chuàng)新效率，這一結(jié)論與“熊彼特假說”不同。按照Schumpeter提出的理論，對小企業(yè)而言，具有壟斷勢力的大規(guī)模企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進步做出更大的貢獻，但也存在不利于研發(fā)創(chuàng)新的一面。因為大規(guī)模企業(yè)往往滿足于一項新技術(shù)的研發(fā)帶來的規(guī)模收益，從而沒有動力進行新的技術(shù)研發(fā)。人力資本與企業(yè)決策交互項的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)的人力資本加強企業(yè)研發(fā)決策對研發(fā)部門創(chuàng)新效率的提升效應(yīng)。因為企業(yè)的人力資本水平越高，企業(yè)管理者預(yù)期獲得研發(fā)成果的可能性越大，從而積極增加研發(fā)部門的資源要素。從企業(yè)的產(chǎn)權(quán)類型來看，國有成分占比越高，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率越低。國有企業(yè)存在“委托-代理”問題，由于研發(fā)創(chuàng)新具有投入高、風(fēng)險大的特點，為規(guī)避這一先天不足，企業(yè)管理者傾向于把企業(yè)的資源要素配置到生產(chǎn)部門，減少研發(fā)部門的投入比例，導(dǎo)致研發(fā)部門所需的要素配置不足，降低了研發(fā)效率。另外，國有企業(yè)容易滋生企業(yè)的尋租行為，造成企業(yè)的資源要素錯配，抑制企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。企業(yè)年齡的系數(shù)為負，根據(jù)回歸過程及數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，年齡較長的企業(yè)屬于一些比較傳統(tǒng)的行業(yè)，這些行業(yè)技術(shù)相對成熟，而存在時間較短的企業(yè)大多屬于新興產(chǎn)業(yè)，技術(shù)更新速度較快，企業(yè)具有創(chuàng)新研發(fā)的積極性，企業(yè)管理者更傾向于增加研發(fā)部門的投入，以提升研發(fā)部門的創(chuàng)新效率。

表2 企業(yè)決策影響企業(yè)研發(fā)效率的回歸結(jié)果(N=11301)

注：根據(jù)Stata 15.0結(jié)果整理，*** 、** 和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；控制變量包括企業(yè)規(guī)模、人力資本、產(chǎn)權(quán)類型和企業(yè)年齡，由于控制變量不是本文探討的重點，故匯報的結(jié)果中略去。

五、研發(fā)部門產(chǎn)出方向性全局Malmquist指數(shù)測度的創(chuàng)新效率

(一)研發(fā)部門產(chǎn)出方向性全局Malmquist指數(shù)

借鑒Oh(2010)提出的全局Malmquist指數(shù)方法，我們構(gòu)建研發(fā)部門產(chǎn)出方向性全局Malmquist(Global Malmquist-GM)指數(shù)并測度企業(yè)研發(fā)部門的產(chǎn)出全要素生產(chǎn)率(TFP)[26]，作為企業(yè)研發(fā)部門創(chuàng)新效率的指標(biāo)[27]。與上文類似，以專利申請數(shù)作為研發(fā)部門的產(chǎn)出，把研發(fā)部門的研發(fā)資本和從事科技研發(fā)的人員作為投入指標(biāo)。產(chǎn)出方向性全局Malmquist指數(shù)可分解為配置效率(AC)和技術(shù)進步(TC)：

M=AC*TC

按照2位行業(yè)代碼對企業(yè)進行分組，測算行業(yè)研發(fā)部門產(chǎn)出全要素生產(chǎn)率、配置效率和技術(shù)進步的幾何平均值(如表3所示)。從表3來看，所有行業(yè)研發(fā)部門全要素生產(chǎn)率2011～2013年平均為1.562且Malmquist指數(shù)都超過1，說明研發(fā)部門的技術(shù)創(chuàng)新效率不斷改善，但創(chuàng)新效率的改善主要來源于技術(shù)進步，而非配置效率的提升。從具體行業(yè)來看，研發(fā)部門全要素生產(chǎn)率都有提升，提升最多的是技術(shù)革新比較快的化學(xué)纖維制造業(yè)和需求多樣化的皮革毛羽及其制品和制鞋業(yè)，這兩個行業(yè)的TFP增長比較大主要是因為行業(yè)的配置效率的提升。其他行業(yè)的TFP雖有提升，但主要來自于技術(shù)進步，而配置效率的提升作用相對較小。如果配置效率能改善，全要素生產(chǎn)率則有明顯的提升。

表3 2011～2013年企業(yè)科技活動分行業(yè)TFP及其分解結(jié)果

注：按照《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》的行業(yè)分類，剔除資源采選業(yè)等專利申請數(shù)比較少的行業(yè)及壟斷程度高的煙草和石油加工業(yè)等行業(yè)。

(二)企業(yè)研發(fā)決策對創(chuàng)新效率的再檢驗

根據(jù)企業(yè)研發(fā)部門的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，把研發(fā)部門產(chǎn)出方向性全局Malmquist指數(shù)測度的企業(yè)創(chuàng)新效率作為被解釋變量。從表4的回歸結(jié)果(1)來看，企業(yè)研發(fā)決策的回歸系數(shù)顯著為正，說明研發(fā)決策促進研發(fā)部門的創(chuàng)新效率的提升。從加入企業(yè)微觀特征與企業(yè)決策交互項的回歸結(jié)果(2)～(5)可以發(fā)現(xiàn)，估計結(jié)果(2)中企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)決策交互項的回歸系數(shù)為負，說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的創(chuàng)新效率水平越低。人力資本與企業(yè)決策交互項的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)的人力資本強化企業(yè)決策對研發(fā)部門研發(fā)效率的提升效應(yīng)。從企業(yè)的產(chǎn)權(quán)類型來看，國有企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新較低。企業(yè)年齡的系數(shù)為負，企業(yè)存在年限越長，越不利于企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。表4的回歸結(jié)果與表2基本一致，說明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 企業(yè)決策影響研發(fā)部門創(chuàng)新效率的估計結(jié)果(以Malmquist指數(shù)測度，N=8172)

注：同表2。

六、結(jié) 語

本文分析企業(yè)研發(fā)部門的要素配置對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，把研發(fā)部門的要素配置作為測度企業(yè)研發(fā)決策的指標(biāo)，實證檢驗企業(yè)研發(fā)決策對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，最后得到如下結(jié)論：(1)利用研發(fā)部門的要素配置測度的企業(yè)研發(fā)決策與企業(yè)創(chuàng)新效率水平呈正相關(guān)，說明企業(yè)管理者通過增加研發(fā)部門的投入來提高研發(fā)部門的資本深化比例，進而提升企業(yè)的創(chuàng)新效率；(2)由于企業(yè)微觀特征的異質(zhì)性，企業(yè)研發(fā)決策受到微觀特征的影響，對創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)也存在差異，企業(yè)的規(guī)模越大，企業(yè)研發(fā)決策對創(chuàng)新效率的抑制影響越大，與“熊彼特假說”存在差別；人力資本水平越高和企業(yè)年齡越短的非國有企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新效率水平較高；(3)利用產(chǎn)出方向性全局Malmquist指數(shù)測度企業(yè)的創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提升主要來自于技術(shù)進步，配置效率改善的貢獻很小。

由于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動存在不確定性和“公共品”的市場失靈問題，抑制了企業(yè)管理者的創(chuàng)新積極性。根據(jù)上述分析及研究結(jié)論，我們可得到如下的啟示：第一，研發(fā)部門的要素投入和配置已成為提升創(chuàng)新效率的重要因素，企業(yè)管理者應(yīng)注重改善要素的配置水平，增加研發(fā)部門的投入，提高研發(fā)部門資本-勞動(資本深化)的水平，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新效率；第二，從長期來看，大規(guī)模企業(yè)應(yīng)注重增加研發(fā)部門的投入，提升企業(yè)的創(chuàng)新效率，結(jié)合自身市場規(guī)模效應(yīng)獲取更多的創(chuàng)新收益；第三，國有企業(yè)應(yīng)注重體制機制的改革，設(shè)置合理的“代理人”激勵機制，合理劃定政府與市場的邊界，讓市場在資源配置中發(fā)揮更大的作用；第四，在研發(fā)創(chuàng)新過程中，人力資本水平對企業(yè)創(chuàng)新尤為重要，企業(yè)創(chuàng)新效率的提升更多地依賴于研發(fā)人員的知識技能的積累，因而企業(yè)應(yīng)重視研發(fā)人員的引進和培養(yǎng)；第五，企業(yè)創(chuàng)新效率的提升在很大程度上來自于企業(yè)的技術(shù)進步，而不是配置效率的改善，說明增加研發(fā)部門的投入可促進創(chuàng)新效率的改善，但盲目增加研發(fā)投入也可能造成企業(yè)的要素配置不合理，因而企業(yè)管理者在重視增加研發(fā)部門投入、提升技術(shù)進步水平的同時，也要兼顧要素配置效率的改善。