政府投入、市场化程度与中国工业企业的技术创新效率(2)

　　2.效率影响因素与控制变量

　　本文的研究目的是考察政府投入力度(GOVERNR)与市场化程度(MINDEX)对中国大中型工业企业创新活动的技术与规模效率的影响方向和程度。其实,更长滞后期的设定将使得本文在利用两阶段半参数DEA方法进行技术创新效率影响因素分析时的样本容量过小,从而给有关的统计推断带来困难。我们这里用地方政府对本地区大中型工业企业创新活动的资助额除以地区总科技经费筹集金额,以此得到地区政府投入力度指标,它也近似地反映了大中型工业企业技术创新活动受地方政府影响的程度(王小鲁,2010)。各地区市场化程度则是采用了樊纲、王小鲁等(2010)给出的以2001年为基期的各省区市场化指数为度量指标。市场化指数从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育程度,以及市场中介组织的发育和法律制度环境等五个方面全面衡量了我国各省区市场化的进展状况,概括地反映了市场机制在推动行为主体进行技术创新等经济活动中的地位和作用。

　　另外根据李习保(2007)、白俊红、江可申等(2009)、潘雄锋、刘凤朝(2010)与刘和东(2010)等,本文设定的与大中型工业企业有关的地区创新环境控制变量包括:产业结构和集群特征指标,用地区工业总产值中轻工业产值的比重(LTOPUT)与工业总产值中高技术行业产值比重(HTOPUT)来表征;地区经济技术对外开放程度,用外资占全社会固定资产投资的比重(FITI)来表示;地区劳动者素质,用教育经费总额在当地GDP中的占比(ETOG)表示;地区基础设施与有效需求水平,用人均国内生产总值(PGDP)来代表。

　　由于在建立技术创新效率影响因素的经验方程时存在主要解释变量和其他控制变量,如果这些变量之间存在严重的多重共线性,则有关参数估计的准确性就会受到较大影响。因此,我们给出了这些变量两两之间的相关系数。可以看出,这些变量之间的相关性并不是很严重。共线性诊断得出的条件指数(ConditionIndex)为25,各变量方程膨胀因子(Vif)的均值是2.72。因此,尽管各变量之间存在着一定的多重共线性,但其仍在可以接受的范围之内,不会给本文的实证分析带来太多困扰。

　　三、实证分析

　　Coelli和Perelman(1999)的研究表明,在大多数情况下,投入导向或产出导向DEA模型的选择对于所得结果的影响是很小的。为了本文离群值检测与两阶段半参数DEA方法应用的方便,同时假定厂商希望使用给定创新资源投入量,能够获得尽可能多的技术创新产出,本文设定的效率估算模型均为产出导向的。

　　本文数据集的截面数只有30个省区,样本期间仅为7年,期间所有省区大中型工业企业所面对的宏观经济环境具有很强的同质性,计算得到的分年度创新效率值的区分度很小。

　　为此,本文采用截面与时间序列数据混合样本集进行效率计算,这也相当于是在得出一个跨年度的共同创新产出前沿,使各省区工业企业在同一标杆的标准下进行比较。另外,李新春、李胜文等(2010)也认为如果对不同地区或不同产业估算创新效率时采用不同的生产前沿作为参照物,就会导致地区间的创新效率难以进行比较,他们的实证分析则进一步表明,根据共同前沿的假设来估计效率值是适当的。

　　根据Simar(2003)提出的离群值检测方法和判别标准,在本文样本容量N为210的情况下,检测出来的离群值的合理上限为15个。应用R软件2.11.1编程估算,并参照给出的离群条件,对应切尾参数和门槛参数的组合(m,α)的选择为(75,0.5)。经估算,在创新活动的产出滞后期设定为0年时,样本期间内中国各省区市大中型工业企业创新活动的平均技术效率为0.512,平均规模效率为0.469;而当产出滞后期设定为1年时,创新活动的平均技术效率为0.484,平均规模效率为0.512。进一步,为了方便进行跨年度效率值变化的直观考察,我们将中国大中型工业企业创新活动的年度平均技术与规模如下。

　　可以看出,无论产出滞后期的设定是0年或者1年,中国大中型工业企业创新活动的平均技术效率都呈现出了整体上升的趋势。虽然这一趋势曾于2004年出现回落,但在随后的年份里,创新的平均技术效率又出现了逐步上行的态势。另一方面,创新活动平均规模效率的走势则有所不同,从图中可见,中国大中型工业企业创新活动的平均规模效率曲线自2001年以来出现了逐渐上升的趋势,在2004～2005年前后就已经到达了峰值,之后却又开始持续下行,并在2007年探底。总体上不难发现,工业企业创新的年度平均技术效率与规模效率的走势在2006年左右的时候开始出现分化。

　　我们也曾在经验方程式中加入了政府投入与市场化程度变量的交乘项,但发现交乘项的系数估计值是非常不显著的,因此这里不再考虑有关这两个变量交互作用的“门槛效果”。中国大中型工业企业创新活动的年度平均技术与规模效率δi=β0+β1GOVERNR+β2MINDEX+x′iβ+εi(6)χi=γ0+γ1GOVERNR+γ2MINDEX+x′iγ+ei(7)其中,δi与χi分别为创新活动技术效率(TE0或TE1)和规模效率(SE0或SE1)估计值的倒数,xi是环境控制变量向量的第i个样本观测值,β与γ为对应的系数向量,εi和ei是干扰项。中国30个省区大中型工业企业技术创新的环境控制变量为LTOPUT、HTOPUT、FITI、PGDP、ETOG。回归方程式中所有比率变量的单位均为百分数,并对价值变量取其自然对数值。这里我们没有构建固定效应的截尾回归模型,因为这种设定方式会导致估计出现偏误(Wooldridge,2002),而本文是将中国30个省区大中型工业企业的技术创新作为研究对象的,样本并非来自于一个很大的总体,因此个体效应也不宜被设定成随机的。另外根据已有文献,本文所选取的环境控制变量也已经概括地反映了不同省区的异质性。

　　《数量经济技术经济研究》2011年第4期同样地,模型1和2的被解释变量分别为大中型工业企业创新活动技术效率TE0与TE1的倒数δi;模型3和4的被解释变量则分别是技术创新规模效率SE0与SE1估计值的倒数χi。模型2与4也可以分别被视为模型1和3的稳健性检验。反之亦然。卡方检验的P值部分地表明了经验截尾回归模型在整体上是显著的。政府投入变量对于δi的影响方向为正,但并不显著;其对创新产出滞后期为0时χi则具有较为显著的正向影响,经过截尾回归修正因子的调整可知,在政府投入的均值处,投入水平增加1%,就会使滞后期为0时的χi上升0.021%,相应的规模效率则会减少大约0.021%。

　　市场化程度对δi的负向影响在1%的显著性水平上统计显著,根据修正因子调整后的结果,在市场化程度的均值处,若其提高1%,创新产出滞后期为0时的δi就下降0.958%,相应的技术效率则会上升约0.967%;当滞后期为1时的δi也会随着市场化程度在其均值处1%的提高而降低1.156%,相应的技术效率则会上升约1.170%。另一方面,市场化程度与χi之间则表现出了较为显著的正向关系,调整后的结果表明,在其均值处,市场化程度提高1%,滞后期为0时的χi就会上升0.659%,相应的规模效率则降低了0.655%;而滞后期为1时的χi也会上升0.460%,对应的规模效率则降低了0.458%。

　　概括而言,政府投入与中国30个省区大中型工业企业创新活动的技术效率之间具有不显著的负向关系,并且其对创新活动的规模效率具有一定程度上显著的负向影响。市场化程度对创新的技术效率具有显著的正向影响,而它对规模效率的影响却是显著为负的。

　　正如前文所述,技术效率的差异主要来自于生产经验、组织管理方法等方面;而规模效率则主要是衡量企业是否已在最优规模上进行了技术创新。政府投入变量从一个侧面反映了地方政府对于工业企业技术创新的干预和影响力度,政府投入对于创新活动技术效率和规模效率或不显著、或显著的负向影响都表明,为解决市场失灵问题的“有形之手”,在推进大中型工业企业技术创新的过程中却带来了“效率损失”。

　　究其原因,首先也许是因为政府部门在技术创新方向判断与资助项目选择方面具有难以避免的滞后性和片面性。与市场经济活动中大量企业全方位的技术探索和对科技进步方向的判断相比,政府决策层远离技术发展前沿和生产管理一线,缺乏足够的信息、能力和动机去判明技术创新的发展前沿,在选择资助项目时就难免会出现滞后性强、失误率高等问题;其次,各级政府对于企业技术创新的支持性作用在实践当中有被扭曲的可能,企业会借机向政府寻租获利;政府对企业创新活动的或急功近利或谨小慎微的越位干预也会损害市场公平竞争的环境,并违反企业技术创新的内在发展规律。总之,政府干预的增强将使大中型工业企业不能集中精力于技术创新经验的积累与创新活动组织方式的改善,并且也无法在最优规模上开展技术创新活动。

　　另一方面,市场化程度则概括地反映了市场机制在推动行为主体进行技术创新等经济活动中的地位和作用。市场化程度的提高代表了经济活动中市场力量的增强和市场竞争环境的改善,而政府干预的减少、各种所有制经济主体的蓬勃发展,以及产品市场和要素市场竞争激烈程度的增加都会显著增强企业进行技术创新活动的内在动力;市场法律制度环境的完善也保护了企业技术创新成果的经济价值和预期收益。在健康的市场环境下,企业将把精力更多地投入到技术创新活动之中去,不断积累创新经验,改进创新组织方式与管理方法。因此也就不难理解市场化程度变量为何会对创新的技术效率具有显著的正向影响了。

　　但是,实证结果也显示了市场化程度对规模效率的影响是显著为负的。由于大中型工业企业的技术创新活动面临着难以避免的技术、经济风险性,市场中的企业单凭借自己的力量政府投入、市场化程度与中国工业企业的技术创新效率也很难令创新活动在最优规模上展开。此外,给定大多数中国大中型工业企业的国有化属性,处在市场化程度逐渐提高、市场竞争日趋激烈大环境下的企业在进行技术创新时还需要背负着额外的政治风险,它们对技术创新规模的选择有时就难免表现得畏首畏尾、摇摆不定,这更增加了其在最优规模上开展技术创新活动的难度。

　　政府干预很可能会带来技术创新的效率损失,而仅凭借着现阶段市场机制的自发作用虽然可以增强企业的创新动力,提高其研发活动的技术效率,但却无法使企业达到技术创新活动的最优规模。这种“双重失灵”即是目前中国在建设创新型国家,加快产业结构转型,增强大中型工业企业自主创新能力的过程中所遇到的主要问题之一。如何通过政府干预体制的制度创新和大中型企业的内部改制,推动企业自生技术创新能力的不断提高,就成为进一步落实国家中长期科学和技术发展规划时所亟须深入思考的一个重要课题。

　　四、结论与政策建议

　　技术创新是实现产业升级、转变经济发展方式的中心环节。对于中国这样一个正处在工业化加速阶段的发展中国家而言,投入技术创新活动的资源仍具有很强的稀缺性,这就需要我们不断致力于提高创新活动投入资源的利用效率,以实现用创新增强中国企业国际竞争力的战略目标。本文在检测并剔除了样本离群值的基础上,应用两阶段半参数DEA方法,对样本期间内中国30个省区市大中型工业企业技术创新活动的技术与规模效率,以及政府投入与市场化指标对上述效率的影响程度与方向,进行了初步的实证分析。

　　研究发现,政府投入与大中型工业企业创新活动的技术效率之间呈现出不显著的负相关关系,其对创新活动的规模效率则具有一定程度上显著的负向影响。市场化程度对创新的技术效率具有显著的正向影响,而它对规模效率的影响却是显著为负的。由此可知,政府干预很可能会带来技术创新的效率损失,而仅凭借现阶段市场机制的自发作用虽然可以增强企业的创新动力,提高其研发活动的技术效率,但却无法使企业达到技术创新活动的最优规模。

　　这种“双重失灵”就是目前中国在建设创新型国家,加快产业结构转型,增强大中型工业企业自主创新能力的过程中所遇到的主要问题之一。

　　本文实证研究结果的政策涵义也是比较明晰的,政府部门首先应当继续致力于改善市场竞争环境,减少对企业创新活动的不必要干预,明确技术创新活动中市场的基础性地位,完善有关的法律法规,从而增强企业进行技术创新活动的内在动力,并保护企业技术创新成果的经济价值和预期收益。其次,当需要政府部门有形之手解决有关市场失灵的问题时,应当改进决策机构的研发管理机制,增强政府投入或其他形式资助的科学性和透明性,杜绝寻租行为的发生,并力争以经济体制方面的制度创新带动工业企业的技术创新。最后需要说明的是,我们的研究对象为大中型工业企业技术创新的影响因素问题,因而本文的实证结果并没有否认政府部门在整个国家创新体系建设方面可能具有的积极作用。

　　参考文献:

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　　[2]易纲:《中国金融改革思考录》[M],商务印书馆,

　　[3]王小鲁:《发展新兴战略产业靠什么?》[N],《财经国家周刊》。

　　[4]李习保:《区域创新环境对创新活动效率影响的实证研究》[J],《数量经济技术经济研究》

　　[5]白俊红、江可申、李婧:《应用随机前沿模型评测中国区域研发创新效率》[J],《管理世界》

　　[6]唐清泉、卢博科:《创新效率、行业间差异及其影响因素》[J],《中山大学学报(社会科学版)》