天津市Ｒ＆Ｄ投入与产业技术创新关系的实证研究

来源:用户上传      作者:

　　摘要：R&D投入是影响产业技术创新能力的一个重要因素。大量研究表明R&D投入具有滞后性，即R&D投入不仅在投入的当年对技术创新产生作用，在投入后的几年内也对技术创新产生影响。文章通过构建面板数据模型对天津市主要行业的R&D投入滞后性与产业技术创新关系进行研究，通过与上海市的数据对比分析得出天津市主要行业R&D投入具有短期性、波动性的特点，针对该特点提出了相应的对策建议。
　　关键词：R&D投入；产业技术创新；面板数据模型
　　
　　一、 相关文献回顾
　　
　　关于R&D与创新的关系目前很多学者进行研究。首先，在R&D投入与企业绩效或创新的关系上，学者们普遍认为企业R&D与企业绩效或创新间存在相关性。如姚洋在利用1995年工业普查数据对影响企业技术效率的各个因素进行检验得出主要结论是公共研究机构R&D支出与企业技术效率负相关；企业R&D支出与企业技术效率正相关。即相对于企业来说政府在R&D方面居于主导地位并不是一种有效状态。其次，学者们普遍认为R&D投入效应具有滞后性。如周亚虹通过面板数据模型分析了R&D投入滞后期数与浙江省民营企业业绩的关系，认为民营企业R&D投入在一年后对企业业绩具有积极影响，并且这种影响呈现倒U型，同时也发现民营企业R&D投入对企业业绩具有显著影响。李玉梅以我国大中型企业1991年~1995年数据为样本，建立多项式分布滞后模型，用阿尔蒙估计法对企业R&D投入与创新的相关滞后性进行实证研究， 表明我国大中型企业R&D投入和技术创新之间成正相关，而且R&D投入对技术创新推动作用分布在五年内，并逐步递减。何玮通过对我国大中型企业技术开发费用支出对产出的影响所作的当年及滞后的实证检验，认为我国大中型企业技术开发费用支出大概在3年左右时间对企业的产出存在影响，并对我国工业企业研发费用投入的短期性、爆发性原因给予解释。刘和东以我国大中型工业企业为对象，以1991年～2003年我国大中型企业统计数据为例，运用协整分析方法，对R&D 投入强度与自主创新能力间的关系进行研究，发现二者存在长期稳定的均衡关系，不同时期分别出现很不明显、明显和双向明显的因果关系。第三，在R&D投入与产业结构及特征的关系上，吴延兵发现R&D对生产率有显著正影响。同时R&D对生产率的促进作用也依赖于产业技术机会， 高技术产业的R&D产出弹性明显大于非高技术产业的R&D产出弹性。周彩霞从产业结构的视角，研究了R&D投入强度与产业结构的关系。认为产业结构差异与R&D强度差异存在较强的正相关关系，并认为，各级地方政府如果忽视产业结构的客观差别，片面强调提高R&D强度，将导致资源低效率配置，并有可能扭曲产业结构。张国强通过实证研究得出R&D投资对行业绩效的影响在大多数产业表现不明显，说明我国高技术产业R&D效率低下。柴俊武应用结构方程模型，对企业规模与R&D投入强度关系进行研究，表明企业规模与R&D投入强度呈倒U型关系，当企业规模较大时，企业R&D投入强度负相关。
　　总体上， 目前关于R&D投入的研究大部分聚焦于企业层面，对产业层面的研究则主要集中于产业结构和产业特征对R&D投入的影响，而对R&D投入与产业创新能力的关系还鲜有涉及。本文将通过天津市与上海市的R&D投入滞后性与产业创新能力的关系进行对比研究。
　　
　　二、 模型的建立
　　
　　1． 研究假设。（1）只考虑R&D投入与新产品产出之间的关系。影响产业创新能力的因素有很多，如研发费用、科技人员的数量和质量、企业管理能力等。不同因素之间的搭配、搭配比例的不同都有可能得到不同的产出， 本文只考虑R&D投入与新产品产出之间的关系，忽略其他因素对新产品产出的影响。（2）假设R&D投入与产业技术创新间存在正相关关系，即随着R&D投入的增加，新产品产出也随之增加，推动产业技术创新水平提高。（3）假设R&D投入后新产品的产出存在滞后性，并且R&D投入对新产品产出的影响分布在R&D投入后不同时期的滞后值上。即某一年R&D投入可能在当年及其后几年都存在产出。同样，某一年中新产品的产出可能是之前某一年或几年R&D投入的综合结果。
　　2． 模型建立及数据来源。本文选择天津市和上海市的几个主要产业进行研究，根据天津市2002年～2006年、上海市2004年～2007年的科技统计年鉴找出各行业工业总产值及R&D投入占比重较大的七个产业作为分析对象。由于研究对象既包括时间序列数据也包括截面数据，所以选择面板数据模型作为分析基本模型。使用面板数据模型有如下优点：首先，面板数据模型可以增加参数估计的有效性，得到较多的样本观测值，增加自由度并减少解释变量之间的多重共线性；其次，使用面板数据模型可以控制不同观测个体的异质性，如不同的产业之间存在一定的产业差异， 这是横截面模型和时间序列模型不能做到的； 最后使用面板数据模型可以构造更加复杂的行为模型。
　　产业技术创新能力提高的目的是增强产业竞争力，反映产业竞争力的主要指标就是市场占有率，由于市场占有率的数据获取难度比较大，而新产品销售收入可以在各地区的科技统计年鉴中获得，新产品销售收入又可以直接反映创新成果，所以选用新产品销售收入作为代表创新能力的因变量。
　　R&D投入是决定技术创新能力大小的重要因素，根据我国大中型企业1991年~1997年的有关数据表明，R&D投入强度与企业新产品产值率的相关系数为0.84。另据科技部1996年调查，在R&D投入强度低于0.3%的企业中，新产品销售份额低于20%； 而R&D投入强度在0.7%～1%的企业中，新产品销售份额超过40%；当企业R&D强度大于5%时，新产品销售份额则达到44.6%。由此可见，R&D经费投入与技术创新能力有高度相关性。因此，选择R&D经费投入作为自变量。
　　天津市数据来源于《天津市科技统计年鉴》2002年～2006年。上海市数据来源于《上海市科技统计年鉴》2004年～2007年。天津市和上海市都选择历年R&D经费投入量大，新产品销售收入高的几个主要产业，包括化学原料及化学制品制造业、医药制造业、黑色金属冶炼及延压加工业、普通机械制造业、交通运输制造业、电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业。
　　
　　三、 面板数据回归分析
　　
　　1． 模型选择。用面板数据建立的模型通常分为三种，包括混合估计模型、固定效应模型和随机效应模型。如果从时间上看，不同个体之间不存在显著差异；从截面上看，不同截面之间也不存在显著差异，可以直接把混合数据采用混合估计模型最小二乘法估计参数。在本文中，因为不同行业间存在一定的差异，所以不适合选择混合估计模型。
　　在固定效应模型和随机效应模型间的选择，可以根据是否存在固定效应的Hausman检验来判断。Hausman检验原假设是采用随机效应模型，服从自由度为k的?字2分布。
　　上海市当期Hausman检验值为15.08； 上海滞后一期Hausman检验为8.01；上海滞后两期的Hausman检验值为2.58。与Hausman检验临界值比较，可以看出，上海市当期和滞后一期模型宜选择固定效应模型，滞后两期模型宜选择随机效应。
　　天津市当期Hausman检验为0.45；天津滞后一期检验值为0.12；滞后二期检验值为0.19，经与Hausman检验的临界值比较后天津三期的模型都选择随机效应。
　　2． 模型估计。面板数据模型的估计结果见表1。由于本文仅研究R&D经费投入与技术创新能力之间的关系，所以在表中只列出了本期和滞后期R&D投入对应的?茁和 ?兹的值，其他参数没有列出。
　　首先，从表1的?茁和?兹系数中可以看出，天津市和上海市R&D投入对新产品产出弹性都是正数， 也就是说不论是本期或滞后的R&D投入对本期新产品产出有正的影响，即增加R&D投入会使新产品产出量增加，验证了前面假设条件2。
　　其次，分析滞后的R&D投入效果。天津市如不考虑R&D投入的滞后性，当期R&D投入对当期新产品产出效应是0.69并且在5％的显著性下效果显著，即增加1单位的R&D投入可以增加0.69的新产品产出；如加入滞后项则滞后一期的天津市本期投入对新产品影响系数是0.47，滞后一期投入对本期新产品影响系数是0.27，即若本期增加1个单位的R&D投入可以增加0.47的新产品产出，到下一期则会使新产品产出增加0.27；滞后二期天津市本期投入对新产品影响系数是0.45，滞后一期的影响系数是0.24，滞后两期的影响系数是0.13。即本期增加1个单位的R&D投入可以增加0.45的新产品产出，下一期可以增加0.24的新产品产出，到了第三期则可以增加0.13的新产品产出。可以看出，虽然天津R&D投入对新产品产出有正的效应，但是这种效应随着滞后项的加入越来越弱。
　　从上海的R&D投入与新产品产出之间的系数上看，上海当期R&D投入对当期新产品产出的弹性系数为0.48，即上海市本期增加1个单位R&D投入，会使新产品产出增加0.48个单位；加入一期滞后项，当期的影响系数为0.30，滞后一期的影响为0.36，即本期增加1个单位的R&D投入可以增加0.30单位的新产品产出， 到了下一期则可以增加0.36的新产品产出；加入二期滞后项，当期的影响系数为0.28，滞后一期的影响系数为0.84，滞后二期的影响系数为0.02，即本期增加一个单位的R&D投入可以增加0.28单位新产品产出， 到了下一期可以增加0.84单位新产品产出，到了第三期可以增加0.02单位新产品的产出。可以看出，上海R&D投入及其滞后项对新产品产出的影响呈倒U型，并在滞后一期时达到最大，从滞后第二期开始滞后效应减弱。上海市R&D投入这种变化规律也与以往关于大中型工业企业或国有企业或民营企业R&D投入会在投入后1年~3年才对企业业绩产生影响的研究相一致。
　　最后从R&D投入对产出的累积影响来看， 不考虑滞后因素天津市当期R&D投入对当期产出的效果非常大，达到0.69，超过上海的水平。滞后一期天津市和上海市基本持平，在滞后两期的时候，天津市累积效果为0.82，上海为1.14，即上海R&D增加一个单位R&D投入对滞后两期的产出效应已经达到1.14。
　　
　　四、 结论
　　
　　通过比较发现， 天津市产业R&D投入随着滞后期的增加滞后效应越来越弱， 而上海的R&D投入对产出的滞后效应非常显著， 反映出天津市R&D投入对产业技术创新支持的长期性不足，天津市产业技术创新具有短期性的特点。同时R&D投入短期内对产出的正效应比较大，说明短期内R&D投入对技术创新影响效果较好。统计资料显示，天津R&D投入持续性较差，波动大，天津市2001年～2002年主要行业R&D投入增长，但是到2003年，各行业R&D投入大幅度下降，2004年～2005年R&D投入又急剧增加。显然这种波动对技术创新能力的持续提高是不利的。
　　根据已有的研究，影响R&D投入主要因素有企业盈利能力、企业要素禀赋和政府公共政策等。为了克服天津市产业R&D投入短期性、波动性的特点，应该从这几个方面综合考虑。
　　首先，企业要增加自身盈利能力，认识到研发投入与企业盈利能力两者之间是相互促进的作用，同时还要认识到研发投入对技术创新的重要作用，加强R&D投入的主动性。加强企业自有资金投入，企业要不断提高研发投入强度，扩大企业研发投资规模。
　　第二，企业的要素禀赋是企业科技研发人员的比例，根据张海洋的研究，企业的要素禀赋是我国工业特别是一般工业R&D投入增加的决定因素，因此，在鼓励企业引进国外先进技术的同时，还要建立有利于技术创新人才脱颖而出的激励机制，提升要素禀赋，是推动自主创新的关键
　　第三，政府公共政策，由于技术创新具有外部性的特点， 私人回报率低于社会回报率，因此公共政策激励对R&D投入具有正面影响作用。如对研发经费的提取给予税收优惠。税制激励是发达国家鼓励企业加大研发投资的常用办法，特别是对那些外部经济性强的研发投资项目，政府甚至给予财政补贴。如在20世纪70年代日本政府就规定，凡是企业进行新技术、新产品的开发项目，均可以从政府那里得到占其开发费用10%～20%的经费补助。
　　第四，由于研发投资的风险大并且所需的资金量也多，因此，要建立以企业为主体、政府为导向、社会各界广泛参与的多元化投资机制。金融机构加大对科技的投入力度，加快金融体制改革，建立非营利性的中小企业信用担保、再担保机构，以利于银行对于企业的信贷支持。同时，建立多种形式的中介融资机构，把社会闲散资金集中起来，用于改善企业资金短缺的现状。尤其要大力发展风险投资，发达国家的实践证明，风险投资对于高新技术产业的发展具有巨大的推动作用。风险投资一般不投向成熟企业，而是倾向于那些风险大、市场前景好的研发项目 。
　　最后，天津市主要产业只有增强自主创新能力，促进其发展模式从技术引进到自主创新为主转变，大力推进核心技术的突破和产业竞争力的提升，才能逐步缩小与先进水平的差距。通过自主创新，将天津市主要产业的规模、成本优势转化为质量和效益的竞争优势，将资源依赖型的增长方式转变为创新驱动型的增长方式。
　　
　　参考文献：
　　1．姚洋．中国工业企业技术效率分析．经济研究，2001，（10）：13-19．
　　2．何玮．我国大中型工业企业研究与开发费用支出对产出的影响．经济科学，2003，（3）：5-11．
　　3．刘和东，梁东黎．R&D投入与自主创新能力关系的协整分析．科学学与科学技术管理，2006，（8）：21-25．
　　4. 吴延兵．R&D与生产率――基于中国制造业的实证研究．经济研究，2006，（11）：60-70．
　　5. 周彩霞．R&D强度与差异：基于产业结构的分析．南京大学学报，2006，（3）：26-34．
　　6．柴俊武，万迪．企业规模与R&D投入强度关系的实证分析．科学学研究，2003，（2）：58-62．
　　基金项目：天津市科技发展计划项目（06ZLZLZT01- 000）；天津市哲学社会科学研究规划课题（TJYY07-2053）。
　　作者简介：傅利平，天津大学管理学院教授、博士生导师；张出兰，天津大学管理学院技术经济与管理专业博士生。
　　收稿日期：2008-09-10。

转载注明来源:https://www.xzbu.com/3/view-10527632.htm