創新投入、創新環境與高技術產業績效

魏新穎，王宏偉，徐海龍

(1.河南大學經濟學院，河南 開封 475004;2.中國社會科學院大學，北京 102488;3.中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所，北京 100732；4.中國科學技術發展戰略研究院，北京 100038)

0 引言

2000年以來，中國高技術產業發展迅速，規模不斷壯大。2015年，中國高技術產業增加值占世界的比重達到29%，超過美國，但其存在產品附加值低、缺乏核心技術、盈利能力差等問題[1-3]。2016年，中國高技術產業的銷售利潤率為6.69%，僅比制造業高出0.46%，沒有體現出高技術產業應有的高收益特征。因此，研究如何提升高技術產業績效具有重要的現實意義。

中國高技術產業績效不高的根本原因在于自主創新能力不強。增加創新投入可以提升自主創新能力，但創新投入的效果受創新環境制約，良好的創新環境能夠使創新投入發揮更大作用。為了提升高技術產業績效，在增加創新投入的同時還必須有良好的創新環境予以支撐。因此，研究創新投入和創新環境對高技術產業績效的影響有助于找出創新投入和創新環境存在的問題，進而找到提升高技術產業績效的路徑。

目前，一些學者認為創新投入的增加提升高技術產業績效[4-6]。也有一些學者認為創新環境對技術創新及創新績效有重要作用[7-9]。但是，現有研究只是單獨考慮創新投入對高技術產業績效的影響以及創新環境對技術創新活動的影響，忽視了創新環境對創新投入的制約作用。事實上，創新環境影響技術創新活動，從而進一步影響高技術產業績效。也就是說，創新投入對高技術產業績效的影響在很大程度上依賴于創新環境。由于中國各省市的創新環境存在較大差異，因此，不同省市的創新投入對高技術產業績效的影響效果也會有差別。為此，本文綜合考慮創新投入和創新環境等因素，利用交互項變量和門限回歸模型研究它們對高技術產業績效的影響。

1 計量模型、變量說明與數據來源

1.1 計量模型的設定

為了研究高技術產業創新投入和創新環境對其績效的影響，本文構建三種模型：創新投入和創新環境對高技術產業績效影響的線性模型，在線性模型的基礎上加入創新投入和創新環境的交互項模型，以創新環境為門限變量的門限回歸模型。本文構建的計量模型如下：

Yit=αXit+βWit+γZit+μi+εit

(1)

Yit=αXit+βWit+θXit·Wit+γZit+μi+εit

(2)

Yit=α1Xit·I(Wit≤φ)+α2Xit·I(Wit>φ)+βWit+γZit+μi+εit

(3)

其中，Yit為產業績效；Xit為創新投入；Wit為創新環境；Zit為控制變量。

模型 (1)表明，創新投入和創新環境對高技術產業績效具有簡單的線性影響。模型 (2)加入創新投入和創新環境的交互項，用來反映創新投入對高技術產業績效的邊際影響與創新環境有關，受創新環境制約。若交互項的系數θ>0，說明創新環境在創新投入影響高技術產業績效時起促進作用，反之起阻礙作用。模型 (3)同樣反映了創新投入對高技術產業績效的影響受創新環境制約這一非線性問題，但模型 (3)能夠客觀確定出一個或幾個門限值，說明在不同的創新環境區間段創新投入對高技術產業績效的不同影響。模型 (3)中，Wit為門限變量，φ為門限值，本文以創新環境作為門限變量；Xit是門限效應變量，本文以創新投入作為門限效應變量；I(·)為示性函數，如果括號中的表達式為真，則取值為1，反之取值為0。模型 (3)為單一門限模型，雙重門限模型可以在此基礎上擴展。

1.2 變量選擇與說明

模型的被解釋變量為高技術產業績效，解釋變量為高技術產業研發投入。創新環境變量包括信息化水平、市場化程度、勞動者素質和金融環境。控制變量為高技術產業企業規模、價格水平、出口交貨值和技術引進費用。變量的具體說明如下：

(1)高技術產業績效 (Y)。目前，學術界用來衡量產業績效的指標有總產值、增加值、利潤、增加值率和銷售利潤率等。利潤反映企業的盈利能力，是評價企業經濟績效的常用指標。本文根據數據的可得性，選取利潤指標刻畫高技術產業績效，在實證分析時使用利潤總額，在穩健性分析中使用銷售利潤率。

(2)研發投入 (RD)。創新投入影響高技術產業的技術創新能力，又進一步影響高技術產業績效。創新投入包括研發資本投入和人力投入兩部分，但兩者相關性非常強，影響模型的估計效果。因此，本文只選擇研發資本投入作為解釋變量，研發資本投入用永續盤存法估算。

(3)創新環境 (INNO)。良好的創新環境可以為創新活動提供保障，不斷吸引外來投資和技術人才，有助于促進區域高技術產業發展和績效提升。中國科技發展戰略研究小組自2001年起，每年對各省市的創新環境進行評價。本文借鑒其評價指標體系[10]，選取信息化水平、市場化程度、勞動者素質和金融環境4個指標，并將它們等權重加權綜合成一個變量來衡量創新環境。①信息化水平 (IDI)，本文采用國家統計局統計科研所公布的各省市的信息化發展指數代表信息化水平[11]；②市場化程度 (MAR)，本文選取非國有工業總產值占全部工業總產值的比重、非國有固定資產投資占全社會固定資產投資的比重和非國有就業人口占全部就業人口的比重3個指標，用它們的平均值反映市場化程度[12]；③勞動者素質 (HUM)，本文用6歲及以上人口中大專及以上學歷所占比例來衡量各省市的勞動者素質；④金融環境 (FIN)，本文用各省市金融機構貸款余額占其GDP的比重來衡量金融環境。

(4)控制變量。本文選取高技術產業企業規模 (SI)、價格水平 (PPI)、出口交貨值 (EXP)和技術引進費用 (TI)作為控制變量。在高技術產業創新活動中，較大規模的企業更有可能產生創新的規模效應，從而具有較高的利潤[13]。用高技術產業主營業務收入與企業個數之比即平均銷售收入表示企業規模。價格水平直接影響產業利潤水平，用不變價工業生產者出廠價格指數來衡量價格水平。出口在一定程度上反映了產品的競爭力，增加出口可能增加高技術產業利潤，用高技術產業出口交貨值衡量出口狀況。技術引進也是提高創新能力的途徑，用技術引進費用衡量技術引進狀況。

1.3 數據來源與說明

本文所用數據主要來自 《中國統計年鑒》 《中國高技術產業統計年鑒》 《中國金融年鑒》和Wind數據庫，樣本區間為2000—2016年。對樣本中的個別缺失數據用平滑法進行處理，西藏、青海、新疆的數據缺失較多，故舍去。為了使數據具有可比性，將高技術產業利潤總額、研發經費內部支出、出口交貨值和技術引進費用等變量均轉化為2000年不變價。為了消除數據波動，對模型中的絕對數變量取對數處理，模型中各變量的描述性統計如表1所示。

2 模型的估計與結果分析

2.1 線性模型的估計結果與分析

表2是線性模型的估計結果，模型1研究了研發投入和創新環境對高技術產業績效的影響；模型2～模型5分別研究了研發投入和信息化水平、市場化程度、勞動者素質及金融環境對高技術產業績效的影響。5個模型的Hausman檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下它們為固定效應模型，因此表2為固定效應模型的估計結果。

表2表明研發投入對高技術產業績效有顯著正影響，即研發投入的增加有助于提升產業績效。增加研發投入有利于高技術產業開展研發活動，進行產品創新和工藝創新，從而使產品質量提高、種類增加或成本降低，進一步帶動利潤增加。雖然研發投入能促進高技術產業績效提升，但中國高技術產業的研發投入相對較低，研發經費投入占工業總產值的比例在2012年僅為1.68%，遠遠低于美國在2009年的19.74%和日本在2008年的10.50%。并且中國高技術產業還存在創新效率偏低的問題，因此，如果能進一步提高研發投入和創新效率，高技術產業績效會提高更多。

模型1的結果說明創新環境整體上對高技術產業績效有顯著正影響，模型2和模型3的結果顯示信息化水平和市場化程度同樣對高技術產業績效有積極影響。其原因是：樣本期間，創新環境不斷改善，信息化水平和市場化程度不斷提高，信息化水平的提高促使創新知識很快傳播和擴散，市場化程度的提高激發了創新活力，市場競爭的加強提高了創新效率，從而使高技術產業績效獲得提升。與信息化水平相比，市場化程度的影響更大，顯著性更強，說明市場化程度是更為重要的因素。模型4和模型5顯示，勞動者素質和金融環境對高技術產業績效的影響不顯著。究其原因，可能在于樣本期間，雖然勞動者素質和金融環境也有了一定的提高和改善，但相對于高技術產業的需求來說還遠遠不夠，對創新活動的支撐能力較弱。中國的教育觀念和教育機制不利于培養勞動者的創新能力，雖然各省市6歲及以上人口中大專及以上學歷占比有了一定提高，但仍然缺乏具有創新意識、勇于創新的高層次人才，這與當前高技術產業發展對創新人才的需求不相適應。在高技術產業發展的資金支持方面，缺乏多元化的科技投資渠道，對高技術產業發展非常重要的風險投資比較滯后，尤其對中小型高技術企業的融資支持力度不足。因此，勞動者素質和金融環境對高技術產業績效的影響不顯著。

表1 模型中各變量的描述性統計

表2 創新投入和創新環境對高技術產業績效影響的估計結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示變量在1%、5%和10%的水平上顯著，Hausman檢驗為χ2統計量值，下同。

控制變量中，企業規模對高技術產業績效有顯著正影響，表明企業規模越大，高技術產業利潤越多，規模大的企業減少了內部交易費用，降低了成本，且規模大的企業資金實力比較雄厚，能夠實現創新的規模經濟。價格水平的系數顯著為正，說明價格水平對高技術產業利潤產生了積極影響，與經濟理論相符。出口交貨值的系數顯著為正，表明出口增加有利于增加高技術產業利潤。出口對于企業開拓國際市場、提高產品競爭力具有重要作用，因此，出口增加有可能增加高技術產業利潤。技術引進對高技術產業利潤的影響為負且不顯著，原因是樣本期間高技術產業的技術引進費用出現了相對下降趨勢，2007年技術引進費用高達130.1億元，之后呈逐漸下降趨勢。

2.2 含有交互項模型的估計結果與分析

上述結果表明，創新環境對高技術產業績效有積極影響。那么，創新環境如何影響高技術產業績效？在創新活動中，除了需要大量的研發投入外，還需要相應的創新基礎設施、人力資源和金融資源予以全方位支持，并且由市場機制對這些資源進行配置，才能保障創新活動的順利進行。創新環境與研發投入相互作用，將極大地優化創新活動，提高創新績效[14]。為了驗證創新環境和研發投入對高技術產業績效的相互作用，本文借助乘積項的方法進行研究，估計結果見表3。

表3 創新投入和創新環境對高技術產業績效影響的估計結果

從表3可知，模型1的結果表明研發投入與創新環境的乘積項的系數顯著為正，說明在研發投入相同的條件下，創新環境越好的地區研發投入對高技術產業績效的邊際影響越大。模型2的結果顯示，研發投入與信息化水平的乘積項的系數顯著為正，說明信息化水平越高，研發投入對高技術產業績效的影響效果越大。因此，信息化水平高的地區，研發投入對高技術產業績效的促進作用更強。模型3的結果顯示，研發投入與市場化程度的乘積項的系數顯著為正，表明在研發投入相同時，市場化程度越高的地區研發投入對高技術產業績效的促進作用更大，主要原因是市場化水平越高的地區政府的行政干預較少，對創新資源的壟斷性扭曲配置較低，從而可以將有限的研發資源更好地投入到市場需要的新產品中去，其結果是研發資源的利用效率更高[15]。因此，高技術產業研發資源的作用效果會受到市場化水平的制約，從而市場化程度不同的地區，研發投入的作用效果也不相同。模型4和模型5的結果表明，研發投入與勞動者素質和金融環境的乘積項的系數統計上不顯著，這一點與線性模型的估計結果一致，說明勞動者素質和金融環境并不能增強研發投入對高技術產業績效的影響效果，其主要原因在于勞動者素質和金融環境方面存在諸多問題。勞動者素質方面，從數量上來看，我國的科技人才隊伍規模很大，但在結構上不太完善，缺乏重大科研領域的領軍型人才。金融環境方面，高技術產業在創業期和成長期需要大量的資金，但我國大部分高技術企業融資渠道單一，且風險投資發展滯后，中小型高技術企業得不到有效的金融支持，這些問題導致勞動者素質和金融環境不能增強研發投入的作用效果。

2.3 門限回歸模型的估計結果與分析

以上用乘積項的方法分析表明，研發投入作用于高技術產業績效的效果受創新環境的制約，良好的創新環境會增強研發投入的作用效果。接下來對乘積方法進行改進，采用門限回歸模型進行檢驗。本文依次將創新環境和創新環境的四個方面——信息化水平、市場化程度、勞動者素質和金融環境作為門限變量進行研究。

采用門限回歸模型進行分析，首先需要進行門限效應檢驗，確定門限值的個數。利用Hansen提出的方法對模型進行門限效應檢驗[16]，結果如表4所示。檢驗結果顯示，在10%的顯著性水平下，以創新環境、信息化水平和市場化程度為門限變量的門限回歸模型存在單一門限效應，以勞動者素質和金融環境為門限變量的門限回歸模型不存在門限效應。

表4 門限效應檢驗結果

在對模型進行門限效應檢驗之后，分別估計出門限值及置信水平為95%的置信區間，具體結果見表5。創新環境、信息化水平和市場化程度的門限值分別為0.7629、0.6826、0.5704，門限值均在95%的置信區間內，說明門限值在5%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗。

表5 門限值的估計及顯著性檢驗

表6中的模型1～模型3分別是以創新環境、信息化水平和市場化程度為門限變量的門限模型的估計結果。從估計結果看，檢驗模型個體效應是否為零的F統計量分別為22.02、22.98、21.38，均在1%顯著性水平下拒絕原假設，說明模型中的個體效應存在顯著差異，應該選擇固定效應模型，這符合面板門限回歸模型的要求。

表6 面板門限回歸模型的參數估計結果

模型1的結果顯示，當創新環境綜合指數小于0.7629時，研發投入每增加1%，就會使高技術產業績效增加0.2409%；當創新環境指數高于0.7629時，研發投入每增加1%，高技術產業績效將增加0.3887%。這表明，研發投入在創新環境不同的區間段內對高技術產業績效的影響效果不同，創新環境較好時，研發投入對高技術產業績效的影響程度更大。

模型2的結果顯示，當信息化水平小于0.6826時，研發投入每增加1%，就會使高技術產業績效增加0.2096%；當信息化水平高于0.6826時，研發投入每增加1%，高技術產業績效將增加0.3367%。說明研發投入在信息化程度不同的區間段對高技術產業績效的影響效果不同，同樣多的研發投入在信息化水平高的地區能發揮更大的作用。同時從模型3可以看出，當市場化程度小于0.5704時，研發投入每增加1%，就會使高技術產業績效增加0.2219%；當市場化程度高于0.5704時，研發投入每增加1%，高技術產業績效將增加0.3464%。這表明研發投入在市場化程度不同的區間段對高技術產業績效的影響效果也存在差異，在市場化程度高的地區發揮的作用更大。與信息化水平相比，市場化程度的影響更大，顯著性更強，說明市場化程度是影響研發投入作用效果的更為重要的環境因素。

2.4 穩健性檢驗

本文采用更換變量的方法，對上述結果進行穩健性檢驗。將被解釋變量換成高技術產業銷售利潤率，解釋變量中的研發投入換成研發強度，出口和技術引進費用也換成它們占主營業務收入的比重，對前文中的三種模型分別進行估計。結果表明，更換變量后，雖然系數估計值大小有所不同，但基本符合經濟實際。此外，分別以創新環境、信息化水平和市場化程度為門限變量的門限回歸模型同樣存在單一門限值，這說明模型估計的穩健性較好，估計結果有效。

3 研究結論和政策啟示

本文選取2000—2016年的省級面板數據，采用實證分析方法探討了研發投入和創新環境對高技術產業績效的影響。研究發現：①研發投入、創新環境、信息化水平和市場化程度對高技術產業績效具有顯著的促進作用，但勞動者素質和金融環境對高技術產業績效的影響不顯著。②研發投入在影響高技術產業績效時受創新環境、信息化水平和市場化程度制約。在創新環境指數、信息化水平和市場化程度的不同區間段，研發投入對高技術產業績效的影響大小存在顯著差異。當創新環境指數、信息化水平和市場化程度較高時，研發投入對高技術產業績效影響的邊際效應較大；反之，邊際效應較小。③勞動者素質和金融環境對研發投入的支撐作用較弱，二者并未顯著影響研發投入對高技術產業績效的作用效果。

由上述結論可見，要想提升高技術產業績效，政府在制定創新政策時，不能只考慮增加研發投入，還應考慮創新環境對研發活動的影響。為了提升研發投入的作用效果，各地區應根據實際情況，提高信息化水平和市場化程度，尤其要重視提高勞動者素質，改善金融環境。具體來說，通過加強信息基礎設施建設，擴大互聯網、物聯網、云計算、大數據和人工智能等信息技術的推廣使用，以增強信息化對高技術產業創新的支撐作用。通過進一步推進市場化改革，減少政府干預，完善市場運行的法律制度環境，以提高高技術產業創新要素配置效率。通過建立健全創新人才培養和引進機制，為高技術產業創新活動提供大批高層次人才，以解決高技術產業發展人才方面的瓶頸。通過完善技術創新投融資體系，建立多元化的科技融資體制，特別是大力發展風險投資，以增加高技術產業技術創新資金規模。