企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價及其經(jīng)濟增長效應(yīng)研究

姜 濤

（安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟貿(mào)易系，安徽 蕪湖241002）

0 引言

我國經(jīng)歷了30多年的經(jīng)濟高速增長，于2011年已發(fā)展為世界第二大經(jīng)濟體。當然在發(fā)展過程中也積累了諸多社會矛盾，如經(jīng)濟增長速度放緩、產(chǎn)業(yè)與行業(yè)結(jié)構(gòu)失衡、企業(yè)投資附加值下降、高污染高耗能的企業(yè)比例較高，造成的環(huán)境污染已嚴重威脅居民健康。如何有效破解當前社會存在的各種社會問題，奧地利學(xué)者約瑟夫·熊彼特提出的“創(chuàng)新理論”給出了答案。只有增強創(chuàng)新能力，經(jīng)濟增長方式方能轉(zhuǎn)變，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方能優(yōu)化，企業(yè)投資附加值才能提高，環(huán)境污染才能得到根本解決。

諸多專家學(xué)者亦在關(guān)注創(chuàng)新對經(jīng)濟社會的各種影響及其對策研究，尤其是創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。戴奎早［1］（2008）從技術(shù)吸收能力的視角出發(fā)，運用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量方法，對我國自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)吸收能力與提升自主創(chuàng)新能力是促進經(jīng)濟增長的核心動力。齊曉麗，金浩等［2］（2010）利用1998—2007年31個省市的面板數(shù)據(jù)分析了自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長總量的關(guān)系及其在東中西部間的區(qū)域差異。結(jié)果顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平越高要求自主創(chuàng)新的產(chǎn)出能力也越高，但是自主創(chuàng)新產(chǎn)出能力對經(jīng)濟增長的作用在各地區(qū)間存在著顯著的差異。李華香，孫久文［3］（2012）則是在內(nèi)生經(jīng)濟增長的理論框架下，利用全國30個省市區(qū)1997—2009年的面板數(shù)據(jù)，研究了知識創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新以及以人力資本存量為代表的自主創(chuàng)新能力基礎(chǔ)這4個變量對于經(jīng)濟發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，不同模式的自主創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的影響程度大相徑庭。其中，以人力資本為代表的自主創(chuàng)新能力的知識基礎(chǔ)貢獻最大，而其他創(chuàng)新模式對經(jīng)濟發(fā)展的影響不夠明顯。

然而，以上學(xué)者均是以少數(shù)幾個變量作為衡量企業(yè)自主創(chuàng)新能力的指標，未能全方位、多角度地反映企業(yè)自主創(chuàng)新的真實能力。雖然他們對于探討企業(yè)自主創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的關(guān)系較為深入，但其實證研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)略顯單薄?；诖?，本文在構(gòu)建規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價指標體系的基礎(chǔ)上，運用因子分析法得到評價各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的3個公因子，通過創(chuàng)新因子的綜合得分對我國30個省市區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力水平進行排序及區(qū)際差異分析，最終運用回歸分析法對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行實證檢驗。

一、評價指標體系的構(gòu)建

企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價，涉及企業(yè)眾多，對個別企業(yè)的自主創(chuàng)新數(shù)據(jù)較難搜集，而選擇某一類型的企業(yè)作為評價目標則更加現(xiàn)實。2011年，我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量325 609個，工業(yè)企業(yè)法人單位數(shù)為2 412 457個，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)僅占企業(yè)總數(shù)的13.497%，但資產(chǎn)總額和凈資產(chǎn)卻占到了八成以上，銷售收入和利潤也占到七成以上，同時還集中了我國大部分的研究與發(fā)展資源。因此，筆者選擇我國30個省市、自治區(qū)（除西藏自治區(qū)外）的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)作為評價對象，對其自主創(chuàng)新能力進行評價及實證分析，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》［4］和《中國科技年鑒2012》［5］。

企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價是一項覆蓋面廣、涉及企業(yè)多的復(fù)雜工程。諸多學(xué)者通過對企業(yè)自主創(chuàng)新能力及其構(gòu)成進行分析，構(gòu)建了多樣的評價指標體系，并進行了綜合評價與實證分析。董鋒，譚清美［6］（2008）等通過對重點企業(yè)的抽樣調(diào)查，利用因子分析法提取了R＆D投入能力、R＆D產(chǎn)出能力、R＆D員工實施能力、管理能力和實現(xiàn)能力5個公因子，并給出企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力的建議。羅登躍［7］（2010）以30個省市的大中型工業(yè)企業(yè)為研究對象，從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出能力、自主創(chuàng)新活動能力和創(chuàng)新資源環(huán)境四維視角出發(fā)，構(gòu)建了涵蓋20個變量指標的評價體系，并利用因子分析法進行實證研究。曹瓊，李成標［8］（2013）則從自主創(chuàng)新基礎(chǔ)、自主創(chuàng)新投入和自主創(chuàng)新產(chǎn)出3個方面入手，設(shè)置評價自主創(chuàng)新能力的指標體系，并通過因子分析法對中部六省進行實證分析，評價結(jié)果對中部六省制定戰(zhàn)略規(guī)劃有一定的參考價值。

本研究綜合上述學(xué)者的理論觀點，通過刻畫企業(yè)創(chuàng)新從投入到產(chǎn)出、從內(nèi)部動力到外部環(huán)境的完整過程，全方位、多角度地衡量及測算企業(yè)自主創(chuàng)新能力。筆者從自主創(chuàng)新投入、自主創(chuàng)新產(chǎn)出、自主創(chuàng)新內(nèi)部動力和自主創(chuàng)新外部環(huán)境4個方面出發(fā)，選取了反映規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力水平的22個指標，具體見表1。

表1 自主創(chuàng)新能力評價指標體系

二、因子分析法的實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明及相關(guān)性分析

由于數(shù)據(jù)的量綱不統(tǒng)一，為了更好地對影響因素進行分析，筆者首先將原始數(shù)據(jù)進行標準化處理。

因子分析的前提是變量之間具有較強的相關(guān)性。若變量間相關(guān)性較低，意味著幾乎沒有共同因子，沒必要進行因子分析；若變量間相關(guān)性較高，則說明變量之間存在共同的因子，此時適宜做因子分析。檢驗變量間相關(guān)關(guān)系常用的檢驗方法是KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，依據(jù)表2可知，SPSS19測算的KMO檢驗結(jié)果為0.757，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為1 269.202，P值幾乎為0。KMO和Bartlett球形檢驗的結(jié)果均表明指標層的變量之間適合利用因子分析法進行實證研究。

表2 KMO和Bartlett的檢驗

（二）共同度分析

因子分析是利用數(shù)據(jù)降維的思想，將眾多變量轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個公共因子的實證方法。然而在數(shù)據(jù)降維的過程中，不可避免地會丟失數(shù)據(jù)信息，但又要避免遺漏重要信息。因此，需要對指標層變量作共同度分析。如果提取信息量占初始信息量的比重越接近于1，說明因子提取的信息越多，丟失的信息越少。表3給出了每個變量共同度的結(jié)果。依據(jù)表3第3列數(shù)據(jù)可以看出，指標層變量81.649%的信息被公共因子有效提取，這充分說明該因子分析的結(jié)果總體上是可靠且有效的。

（三）公因子提取

以方差極大化準則，利用主成分法提取公因子，并對公因子進行正交旋轉(zhuǎn)，從而得到方差極大化后的因子載荷矩陣，同時旋轉(zhuǎn)后其總體因子的方差累積貢獻率是不變的，即3個因子的總體方差累積貢獻率還是81.649%，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣可以得到明確經(jīng)濟意義的主公共因子，如表4所示。表4給出了因子貢獻率的結(jié)果。通過表4可以看出，只有前3個因子的特征值大于1。因此，提取這3個因子作為主因子的總體效果非常理想。

表3 變量共同度表

表4 因子貢獻率表

（四）因子旋轉(zhuǎn)

由于因子載荷矩陣的不唯一性，需要對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，讓每一個變量僅在一個公因子上具有較大的載荷，其他公因子上的載荷盡量小，這樣以便于對公因子進行解釋。因此，筆者對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，選用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表5所示。各負荷系數(shù)已經(jīng)明顯地向兩極分化了，解釋能力大大加強。

筆者采用Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷陣。輸出結(jié)果（表5）為進行最大方差法因子旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣，通過旋轉(zhuǎn)后的因子荷載表中各因子在指標上的荷載系數(shù)可以看出：

表5 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

第一主成分F1在X1、X2、X3、X4、X8、X9、X10、X12、X15、X16、X17、X18和X21等指標上具有較高載荷，說明第一主成分F1基本反映了這些指標的信息，這些指標主要與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的內(nèi)部投入和外部投入相關(guān)。因此，F(xiàn)1代表創(chuàng)新的投入因子。

第二主成分F2在X5、X6、X7、X19和X22等指標上具有較高載荷，說明第二主成分F2基本反映了這些指標的信息，這些指標均為創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的效率相關(guān)。因此，F(xiàn)2代表創(chuàng)新的效率因子。

第三主成分F3在X11、X13、X14和X20等指標上具有較高載荷，說明第三主成分F3基本反映了這些指標的信息，這些指標與企業(yè)自主創(chuàng)新的內(nèi)部與外部動力相關(guān)。因此，F(xiàn)3代表創(chuàng)新的動力因子。

（五）因子得分及綜合排名

為計算因子得分，筆者以各因子的方差貢獻率占3個因子總方差貢獻率的比重作為權(quán)重進行加權(quán)匯總，得出各個區(qū)域的綜合得分。因子綜合得分公式為：F＝（51.987%×F1＋19.973%×F2＋9.689%×F3）/81.649%。

具體各因子得分及因子綜合得分見表6。由表6的因子綜合得分及排名可見，江蘇省、廣東省、浙江省、山東省、上海市和北京市等東部地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新水平明顯高于全國其他各地區(qū)，而甘肅省、新疆、海南省、寧夏和青海省等西部地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新水平則位于全國各地區(qū)的后列。因此，當前企業(yè)自主創(chuàng)新水平明顯地表現(xiàn)出區(qū)域非均衡發(fā)展的特征。

三、區(qū)域創(chuàng)新因子與經(jīng)濟增長關(guān)系分析

以自主創(chuàng)新研發(fā)因子F1、效率因子F2、動力因子F3為自變量，以地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量，由于本文采用的數(shù)據(jù)為2011年省際的橫截面數(shù)據(jù)，變量之間存在異方差的可能性，因此，利用加權(quán)最小二乘法進行回歸分析。具體結(jié)果如表7。

從檢驗結(jié)果可以看出，R2＝0.818，模型有較高的擬合優(yōu)度，且每個自變量均通過了T檢驗，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的。這充分說明3個創(chuàng)新因子即創(chuàng)新研發(fā)因子、創(chuàng)新效率因子和創(chuàng)新動力因子對經(jīng)濟增長的影響是顯著的。其中，創(chuàng)新研發(fā)因子F1每提高1%，地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值將會提高0.57%；創(chuàng)新效率因子F2每提高1%，地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值將提高0.16%；創(chuàng)新動力因子F3每提高1%，地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值將提高0.47%。這說明了創(chuàng)新總體上對于經(jīng)濟增長的貢獻非常顯著。從單方面來講，相比創(chuàng)新效率因子，創(chuàng)新研發(fā)因子和動力因子對經(jīng)濟增長的貢獻更為突出，這也充分暴露出在當前經(jīng)濟環(huán)境下，我國創(chuàng)新研發(fā)和創(chuàng)新動力的不足已經(jīng)嚴重影響經(jīng)濟增長，而創(chuàng)新效率提高雖然有益于促進經(jīng)濟增長，但目前并不是促使經(jīng)濟增長最重要的貢獻因素。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

第一，本文基于文獻分析法對自主創(chuàng)新能力的評價及其與經(jīng)濟增長關(guān)系的相關(guān)研究進行了理論梳理。第二，利用因子分析法對我國各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力進行評價，并提取出企業(yè)自主創(chuàng)新的研發(fā)因子、效率因子和動力因子。第三，通過對創(chuàng)新因子進行加權(quán)算出其綜合得分，并對我國30個省市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力水平進行排序及區(qū)際差異分析，顯示當前我國企業(yè)自主創(chuàng)新水平表現(xiàn)出明顯的東中西部非均衡發(fā)展的特征。第四，創(chuàng)新總體上對于經(jīng)濟增長的貢獻非常顯著，創(chuàng)新研發(fā)因子和動力因子對經(jīng)濟增長的貢獻尤為突出，而創(chuàng)新效率因子對經(jīng)濟增長的貢獻則較弱。

表6 自主創(chuàng)新因子得分、綜合得分及排名情況

表7 創(chuàng)新因子與經(jīng)濟增長函數(shù)的估計結(jié)果

（二）建議

為提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力，政府應(yīng)營造更加寬松的自主創(chuàng)新的外部環(huán)境，為企業(yè)自主創(chuàng)新的實現(xiàn)搭建橋梁，真正地把經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變到內(nèi)涵式、集約型的發(fā)展方式上來。真正的轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，即由依靠資源的簡單投入驅(qū)動增長轉(zhuǎn)向更多地依靠科技創(chuàng)新、管理創(chuàng)新等企業(yè)創(chuàng)新來提升資源的利用效率從而推動經(jīng)濟增長，對我國經(jīng)濟增長來說已經(jīng)刻不容緩。當前中國的勞動力低成本優(yōu)勢已經(jīng)失去，資源短缺又日益凸顯，經(jīng)濟增長速度也已經(jīng)放緩，所以要通過企業(yè)自主創(chuàng)新來實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。

［1］戴奎早.中國自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究［J］.科學(xué)學(xué)研究，2008，26（3）：626-632.

［2］齊曉麗，金浩，梁慧超.自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長總量的關(guān)系及其區(qū)域差異分析［J］.現(xiàn)代財經(jīng)，2010，30（6）：76-80.

［3］李華香，孫久文.內(nèi)生經(jīng)濟理論下自主創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長研究［J］.東岳論叢，2012，33（3）：116-119.

［4］中華人民共和國統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒2012［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2012.

［5］中華人民共和國統(tǒng)計局.中國科技年鑒2012［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2012.

［6］董鋒，譚清美，周德群，等.基于因子分析的企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價［J］.軟科學(xué)，2008，22（11）：98-102.

［7］羅登躍.基于因子分析的企業(yè)自主創(chuàng)新能力評價研究［J］.科技管理研究，2010（8）：11-13.

［8］曹瓊，李成標.中部六省自主創(chuàng)新能力評價的因子分析［J］.科技管理研究，2013（2）：17-19.