高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率影響因素分析

李向東，李 南 ，劉東皇

（1.南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，南京210016；2.江蘇理工學(xué)院商學(xué)院，江蘇常州213001）

1 模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1 模型的設(shè)定

隨機(jī)前沿方法的提出是基于上世紀(jì)50年代關(guān)于生產(chǎn)率的理論文獻(xiàn)。而早期的隨機(jī)前沿模型僅僅只可以對單個個體的技術(shù)效率值進(jìn)行處理，卻不能清楚說明導(dǎo)致單個個體技術(shù)效率差異的原因。早期的基本模型一般形式為：

這里，一組投入向量是用x表示，i=1,…,n；時間趨勢用 t表示，t=1,…,T；f(·)為具有完全效率時的最大產(chǎn)出；決策單元i在時期t的實(shí)際產(chǎn)出用yit表示。復(fù)合結(jié)構(gòu)vit-uit是誤差項(xiàng)，其中，vit表示測量誤差等隨機(jī)擾動的影響，uit表示個體沖擊的影響。

這個模型也稱為兩階段方法，但它的假設(shè)要求存在自相矛盾。第一步假定技術(shù)非效率項(xiàng)與其他的解釋性要素相互獨(dú)立，并假定技術(shù)非效率項(xiàng)是滿足正態(tài)分布，而第二步卻又假定技術(shù)效率項(xiàng)是不獨(dú)立的，技術(shù)非效率項(xiàng)不滿足正態(tài)分布。而這可能會導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的低效和有偏。

本文先把生產(chǎn)函數(shù)假定為超越對數(shù)的隨機(jī)前沿模型，通過對其適宜性的檢驗(yàn)來選擇生產(chǎn)函數(shù)。超越對數(shù)的隨機(jī)前沿模型由下列公式構(gòu)成：

式(2)中，yit為第i個決策單元t期的實(shí)際產(chǎn)出，這里我們用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入來表示；Kit和Lit分別為第i個決策單元t期的內(nèi)在實(shí)際投入，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論表明R&D、人力資本積累是推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)變遷的基本動力，這里我們用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)的內(nèi)環(huán)境因素R&D資本存量和R&D人員投入來表示，β為回歸系數(shù)；

式(2)中的誤差項(xiàng)第一部分vit服從正態(tài)分布N（0,）而且vit∈iid（identically independent distributed），表示為觀測誤差和其他隨機(jī)因素。第二部分uit與vit相互獨(dú)立，uit服從正半部正態(tài)分布N（u,），uit≥0，并且uit∈iid（identically independent distributed），它表示那些僅僅對第i個決策單元所產(chǎn)生的沖擊，它反映了在第t期的第i個決策單元技術(shù)無效的水平。

在第t時期的第i個決策單元的技術(shù)效率水平用式(3)表示。若uit大于0時，TEit值在0到1之間，則狀態(tài)為技術(shù)非有效；當(dāng)uit等于0時，TEit等于1，則狀態(tài)為技術(shù)有效。

時間因素作用于uit的定量描述用式(4)和式(5)表示，η為待估計(jì)參數(shù)。當(dāng)η等于0時，β(t)則沒有任何變化；當(dāng)η小于0時，β(t)將加速變大，當(dāng)η大于0，β(t)將加速變小。

隨機(jī)誤差的方差和技術(shù)效率的方差在式(6)中分別用和表示，參數(shù)γ通過最大似然估計(jì)法獲得。當(dāng)γ與0接近時，表明可能最大產(chǎn)出與實(shí)際產(chǎn)出間的差距是由是不可控因造成的，這時對生產(chǎn)參數(shù)的估計(jì)用普通最小二乘法（OLS）就完全足夠了；γ與1接近時，表明技術(shù)非效率項(xiàng)uit,導(dǎo)致了前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差，這時對生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)宜采用隨機(jī)前沿模型。

式(7)是分析影響創(chuàng)新技術(shù)效率充分發(fā)揮的原因，其中zit為影響創(chuàng)新技術(shù)非效率的因素，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率受外環(huán)境因素的影響是本文的點(diǎn)研究，所以，這里的創(chuàng)新技術(shù)非效率影響因素zit我們用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)的外環(huán)境因素來表示。常數(shù)項(xiàng)用δ0表示，隨機(jī)誤差項(xiàng)用wit表示，影響因素的系數(shù)向量δ小于0，表明外環(huán)境因素正向作用于創(chuàng)新技術(shù)效率，反之，則起反向作用。

1.2 變量與數(shù)據(jù)

本文產(chǎn)出指標(biāo)用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來表征，投入指標(biāo)用產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)內(nèi)部條件因素——R&D資本存量和R&D人員來表征。各指標(biāo)原始數(shù)據(jù)主要來源于2004～2013年各期的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。參考相關(guān)文獻(xiàn)和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，對可能影響我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)外環(huán)境影響因素指標(biāo)主要從地方政府資助、金融機(jī)構(gòu)支持、國際貿(mào)易、外商直接投資、所有制因素和產(chǎn)業(yè)規(guī)模效應(yīng)等方面選取，變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 分地區(qū)面板數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果與分析

由于所有制因素和外商直接投資指標(biāo)缺少各省份的統(tǒng)計(jì)，所以從各地區(qū)的角度出發(fā)進(jìn)行測算時忽略不計(jì)，表2為分地區(qū)的變量面板數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

根據(jù)前文式(2)～(7)的公式，建立如下的分地區(qū)隨機(jī)前沿模型，生產(chǎn)函數(shù)暫時選用超越對數(shù)，投入產(chǎn)出指標(biāo)與環(huán)境因素變量選用前文給出的相關(guān)可獲得的數(shù)據(jù)。

式(8)中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入表征第i地區(qū)t期的產(chǎn)出指標(biāo)yit，R&D資本存量表征第i地區(qū)t期的投入指標(biāo)Kit，R&D人員投入表征投入指標(biāo)Lit，回歸系數(shù)用β來表示。這里，用折算的研發(fā)人員的真實(shí)工作時間來表征R&D人員。

表2 分地區(qū)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

式(9)中，GOV表示地方政府資助對創(chuàng)新活動的影響，F(xiàn)inance表示金融機(jī)構(gòu)支持對創(chuàng)新活動的影響，Export表示國際貿(mào)易中的出口貿(mào)易對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動的影響，Size表示產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)對創(chuàng)新活動的影響。

上述加入技術(shù)非效率的函數(shù)式(9)以后，我們需要檢驗(yàn)到底應(yīng)該采用哪種形式的生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型。檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)是采用廣義似然率統(tǒng)計(jì)量λ=-2ln[L(H0)/L(H1)]。這里，L(H0)是自由度為受約束變量個數(shù)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從混合卡方分布的零假設(shè)的似然函數(shù)值；L(H1)是不受約束的備擇假設(shè)似然函數(shù)值。技術(shù)非有效變量加入函數(shù)后要對2個的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

若假設(shè)1成立，則表明擬合樣本數(shù)據(jù)更適合采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來測算。

若假設(shè)2成立，則表明技術(shù)進(jìn)步在創(chuàng)新生產(chǎn)中不存在。

表3 分地區(qū)效率影響因素回歸結(jié)果

用模型a表示不受約束的原模型，模型b表示適用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)1模型，模型c表示無技術(shù)進(jìn)步的假設(shè)2模型。三種模型分地區(qū)效率影響因素的結(jié)果如表3所示。

生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型的類型采用廣義似然率統(tǒng)計(jì)量λ=-2ln[L(H0)/L(H1)]來檢驗(yàn)，表4為零假設(shè)及檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 零假設(shè)及檢驗(yàn)結(jié)果

表4顯示，假設(shè)1和假設(shè)2的臨界值都小于其相應(yīng)的廣義似然率，所以假設(shè)1和2都不能被接受。這表明在無效函數(shù)加入后中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)過程用無技術(shù)進(jìn)步的生產(chǎn)函數(shù)和柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來測算是不合適的。

而從表3的擬合結(jié)果來看，無約束的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型a的方差參數(shù)γ在顯著性水平0.01下通過檢驗(yàn)，表明該模型估計(jì)的無效率函數(shù)回歸結(jié)果是經(jīng)得起檢驗(yàn)的，因此，我們只需展開分析模型a的估計(jì)結(jié)果，而不必分析另外2種模型b和c的估計(jì)結(jié)果。

在隨機(jī)前沿模型中，無效函數(shù)的系數(shù)大于零則說明該影響變量不利于技術(shù)效率的提高。模型a估計(jì)結(jié)果顯示，政府資助變量(GOV)回歸估計(jì)系數(shù)大于零，并在5%的顯著性水平下顯著，這表明政府資助不能有效促進(jìn)創(chuàng)新效率的提高。每提高1個單位的政府資助，創(chuàng)新效率就會降低約2.3個百分點(diǎn)?？赡艿脑蛟谟谝环矫婺切┢髽I(yè)研發(fā)能單獨(dú)實(shí)施的領(lǐng)域受到政府的干預(yù)，降低了企業(yè)的研發(fā)積極性，企業(yè)投資被壓擠出去，使得R&D總量供給并沒有變多。另一方面，在短期內(nèi)由于R&D資源供給彈性缺乏，政府的資助并不能有效的改善研發(fā)活動的質(zhì)量，只會增加R&D資源的價(jià)格，使企業(yè)的研發(fā)成本增加，從而迫使企業(yè)尋找新的高增長利潤點(diǎn)，這也導(dǎo)致了企業(yè)的研發(fā)投資被擠出。

模型a估計(jì)結(jié)果顯示，金融支持變量(Finance)回歸估計(jì)系數(shù)大于零，并在1%的顯著性水平下顯著。這表明金融支持變量對各地區(qū)創(chuàng)新效率的提高具有明顯的消極作用，金融貸款支出每提高1個單位，創(chuàng)新效率就會降低約5.27個百分點(diǎn)，兩者成負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于金融機(jī)構(gòu)有盈利的要求，相比于政府的科技資助，它的行為更具有市場性，所以，金融機(jī)構(gòu)只愿意放貸給那些經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)低、成長性好，償債能力強(qiáng)的企業(yè)。而這樣的企業(yè)往往并不需要金融機(jī)構(gòu)的支持，這樣的金融貸款并沒有相應(yīng)地增加R&D供給總量，只是在一定程度上使企業(yè)的投資被擠出。

國際貿(mào)易變量(Export)在模型a中回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù)且顯著，表明國際貿(mào)易變量對各地區(qū)創(chuàng)新效率的提高具有明顯的積極作用，國際貿(mào)易出口值每提高1個單位，創(chuàng)新效率就能提高約5.49個百分點(diǎn)，兩者成顯著的正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率和資源配置效率的提高得益于出口的增加，從而使得經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展。此外，國際貿(mào)易扮演了源于發(fā)達(dá)國家R&D活動的國際技術(shù)外溢效應(yīng)的中介和傳媒。通過擴(kuò)大與外國在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的合作有利于本國生產(chǎn)管理水平的提高、經(jīng)營理念的改變和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。對此的政策含義表明，擴(kuò)大對外貿(mào)易將有助于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率改善，促進(jìn)TFP增長，在高技術(shù)領(lǐng)域趕上并超過先進(jìn)國家。

本研究中產(chǎn)業(yè)規(guī)模效應(yīng)變量(Size)在模型a中回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù)且顯著，表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模效應(yīng)變量對各地區(qū)創(chuàng)新效率的提高具有明顯的積極作用，產(chǎn)業(yè)規(guī)模值每增加1個單位，創(chuàng)新效率能提高約1.21個百分點(diǎn)，兩者成顯著的正相關(guān)關(guān)系。我國目前的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)平均規(guī)模有利于促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提高，對此的政策含義表明目前我國各個地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展還處在初步階段，在規(guī)模上仍存在較大上升空間，可繼續(xù)通過擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)規(guī)模，取得規(guī)模經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)。

2.2 分行業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果與分析

分行業(yè)的變量面板數(shù)據(jù)還另外增加了所有制因素和外商直接投資指標(biāo)數(shù)據(jù)，表5描述性統(tǒng)計(jì)了分行業(yè)的變量面板數(shù)據(jù)。

表5 分行業(yè)變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果描述

與分地區(qū)隨機(jī)前沿模型的建立類似，根據(jù)式(2)～(7)的公式，建立如下的分行業(yè)隨機(jī)前沿模型，生產(chǎn)函數(shù)暫時選用超越對數(shù)，投入產(chǎn)出指標(biāo)與環(huán)境因素變量選用前文給出的與分行業(yè)相關(guān)的可獲得的數(shù)據(jù)。

式(11)中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入表征第i地區(qū)t期的產(chǎn)出指標(biāo)yit，R&D資本存量表征第i地區(qū)t期的投入指標(biāo)Kit，R&D人員投入表征投入指標(biāo)Lit，回歸系數(shù)用β來表示。

式(12)中，GOV表示地方政府資助對創(chuàng)新活動的影響，F(xiàn)inance表示金融機(jī)構(gòu)支持對創(chuàng)新活動的影響，Export表示國際貿(mào)易中的出口貿(mào)易對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動的影響，Size表示產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)對創(chuàng)新活動的影響，F(xiàn)DI表示三資企業(yè)直接投資的影響，SOE表示所有制因素的影響。

同樣，我們也需要檢驗(yàn)到底應(yīng)該采用哪種形式的生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型。檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)同樣是采用廣義似然率統(tǒng)計(jì)量λ=-2ln[L(H0)/L(H1)]。其中零假設(shè)L(H01)為所有二次項(xiàng)系數(shù)均為零的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)；零假設(shè)L(H02)為不存在技術(shù)進(jìn)步的生產(chǎn)函數(shù)；備擇假設(shè)為不受約束的原始超越對數(shù)函數(shù)模型。

三種模型的分行業(yè)效率影響因素結(jié)果和零假設(shè)及檢驗(yàn)結(jié)果如表6和表7所示。

表6 分行業(yè)效率影響因素回歸結(jié)果

表7 零假設(shè)及檢驗(yàn)結(jié)果

表7顯示，假設(shè)1和假設(shè)2的臨界值都小于其相應(yīng)的廣義似然率的絕對值，所以假設(shè)1和2都不能被接受。這表明無效函數(shù)加入后中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)創(chuàng)新生產(chǎn)過程用無技術(shù)進(jìn)步生產(chǎn)函數(shù)和柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來測算是不合適的。

而從表6的擬合結(jié)果來看，無約束的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型a的方差參數(shù)γ在顯著性水平0.01下通過檢驗(yàn)，表明該模型估計(jì)的無效率函數(shù)回歸結(jié)果是經(jīng)得起檢驗(yàn)的，因此，我們只需展開分析模型d的估計(jì)結(jié)果，而不必分析另外2種模型e和f的估計(jì)結(jié)果。

模型d估計(jì)結(jié)果顯示，政府資助變量(GOV)回歸估計(jì)系數(shù)大于零，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的提高受到政府資助變量的消極影響，政府資助每提高1個單位，創(chuàng)新效率就會降低約0.108個百分點(diǎn)，兩者成負(fù)相關(guān)關(guān)系。這與從區(qū)域角度分析的結(jié)果相一致。不過，政府資助對行業(yè)創(chuàng)新效率的消極作用并不是顯著的。

模型d估計(jì)結(jié)果顯示，金融機(jī)構(gòu)支持變量回歸估計(jì)系數(shù)為正，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的提升受到金融機(jī)構(gòu)支持變量的消極影響，金融機(jī)構(gòu)貸款每提高1個單位，創(chuàng)新效率就會降低約0.094個百分點(diǎn)，雖然抑制作用較小，但兩者還是成負(fù)相關(guān)關(guān)系。這與從區(qū)域角度分析的結(jié)果相一致。不過，類似于政府的資助，行業(yè)創(chuàng)新效率受金融機(jī)構(gòu)支持的消極影響也不是顯著的。

國際貿(mào)易變量在模型d中回歸估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù)且顯著，顯示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的改善受國際貿(mào)易因素的積極影響較為顯著，國際貿(mào)易出口額每提高1個單位，行業(yè)創(chuàng)新效率就會增加3.333個百分點(diǎn)。這與從區(qū)域角度分析的結(jié)果相一致，國際貿(mào)易出口值每提高1個單位，區(qū)域創(chuàng)新效率就能提高約5.49個百分點(diǎn)。這表明國際貿(mào)易出口增長與中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率密切相關(guān)，而且具有正相關(guān)的影響。

產(chǎn)業(yè)規(guī)模變量(Finance)在模型d中回歸估計(jì)系數(shù)為-0.049，符號為負(fù)表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的提高具有促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)規(guī)模值每增加1個單位，創(chuàng)新效率就會提高約0.049個百分點(diǎn)，雖然提高程度不明顯，但兩者的相關(guān)關(guān)系為正。這結(jié)果類似于上文從區(qū)域角度分析時的結(jié)果。不過，在行業(yè)分析中產(chǎn)業(yè)規(guī)模對行業(yè)創(chuàng)新效率的積極作用并不顯著。

外商直接投資變量(FDI)在模型d中回歸估計(jì)系數(shù)為-1.726，且在10%的顯著性水平下顯著，表明外商直接投資變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的提高具有顯著的促進(jìn)作用，外商直接投資每增加1個單位，創(chuàng)新效率就會提高約1.726個百分點(diǎn)，兩者成顯著正相關(guān)關(guān)系。這符合我們的判斷。加入WTO后，大量外商直接投資于的中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，這一方面使得中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資本積累得到快速增加，另一方面也為中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)先進(jìn)管理和技術(shù)人才的培養(yǎng)提供了較大的幫助。因此，在當(dāng)前中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)初始發(fā)展階段，外商直接投資的引入能對中國高技術(shù)行業(yè)技術(shù)效率的改善和技術(shù)的進(jìn)步起到積極的促進(jìn)作用。

所有制因素變量(SOE)在模型d中回歸估計(jì)系數(shù)為2.03，且在10%的顯著性水平下顯著，表明所有制因素變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)創(chuàng)新效率的提高具有顯著的抑制作用，表明每提高一個百分點(diǎn)的國有企業(yè)產(chǎn)值份額將會導(dǎo)致下降2.03個百分點(diǎn)的創(chuàng)新效率值，負(fù)向影響較大，兩者成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這和當(dāng)前對所有制改革的認(rèn)識是相同的，所有制改革的原因正是在于國有企業(yè)效率太低、資源配置極不合理，當(dāng)前我國還存在著過高的不合理的國有資產(chǎn)比重。外資直接投資比重正相關(guān)于創(chuàng)新效率，這說明我國還可進(jìn)一步提高外資引進(jìn)的比例，較高的外資產(chǎn)值比例有利于創(chuàng)新效率的穩(wěn)步提高。這也表明進(jìn)一步改革國有企業(yè)，破除國有企業(yè)壟斷，大力發(fā)展民營企業(yè)，積極引進(jìn)外資企業(yè)，實(shí)行所有制結(jié)構(gòu)多元化將十分有助于提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。

從分行業(yè)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果與分地區(qū)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果比較可以看出，兩者系數(shù)的作用程度和方向基本類似。中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率地區(qū)和行業(yè)的改善都受國際貿(mào)易出口因素顯著的積極影響；地方政府資助和金融機(jī)構(gòu)支持對行業(yè)創(chuàng)新效率的作用也與地區(qū)數(shù)據(jù)回歸基本相同，兩者都對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提高起到負(fù)向作用；產(chǎn)業(yè)規(guī)模對地區(qū)和行業(yè)的創(chuàng)新效率改善都有積極的作用，不過與地方政府資助和金融機(jī)構(gòu)支持相類似，產(chǎn)業(yè)規(guī)模對地區(qū)和行業(yè)創(chuàng)新效率起正向作用的顯著性是不同的。

這一區(qū)別主要源于兩者數(shù)據(jù)的差異，由于從地區(qū)角度并不能分離出行業(yè)的數(shù)據(jù)，所以分地區(qū)與分行業(yè)的創(chuàng)新效率及影響因素是兩套數(shù)據(jù)獨(dú)立計(jì)算的，因此計(jì)算結(jié)果可能會有所差異。但是總體上，差別性很小。這從另一側(cè)面也說明我們所使用隨機(jī)前沿模型的有效性。

2.3 進(jìn)一步的研究

我們從區(qū)域和行業(yè)兩個方面分別考察加入無效函數(shù)前后各自的創(chuàng)新技術(shù)效率變化情況，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表8所示。

表8 區(qū)域和行業(yè)加入無效函數(shù)前后創(chuàng)新效率值變化的統(tǒng)計(jì)

表8顯示，區(qū)域創(chuàng)新效率均值在未加無效函數(shù)時只有0.242，在無效函數(shù)加入后達(dá)到0.382，雖然其值還遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于前沿面水平，但與未加無效函數(shù)相比效率水平已有大幅提高；未加入效率影響因素的行業(yè)創(chuàng)新效率均值為0.376，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于加入無效函數(shù)后的0.544。所以，這也表明外環(huán)境因素的影響如果沒有被包含進(jìn)去時，將有可能使測算的效率值不真實(shí)，數(shù)值變小。另外，因?yàn)閷?dǎo)致地區(qū)和行業(yè)差異的各項(xiàng)因素對創(chuàng)新效率的作用顯著，這意味著區(qū)域和行業(yè)間的效率差異主要事由地方政府資助、金融支持、國際貿(mào)易、外商直接投資、所有制等因素和產(chǎn)業(yè)規(guī)模是造成的。

另外，為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性和準(zhǔn)確性，本文在回歸模型中依次納入影響區(qū)域和行業(yè)創(chuàng)新效率的因素，檢測影響因素之間是否存在多重共線性。依次回歸影響區(qū)域創(chuàng)新效率因素，結(jié)果表明區(qū)域中只有金融機(jī)構(gòu)支持不能顯著影響區(qū)域創(chuàng)新效率，其余各影響變量系數(shù)的顯著性與表3的考察結(jié)果基本一致，國際貿(mào)易出口和產(chǎn)業(yè)規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新效率有顯著的正向影響，地方政府資助對區(qū)域創(chuàng)新效率有顯著的負(fù)向影響。區(qū)域的影響因素依次納入回歸和一次性混合回歸結(jié)果基本一致，這表明區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)內(nèi)部各因素多重共線性的影響并不嚴(yán)重。行業(yè)影響因素SFA回歸結(jié)果顯示，行業(yè)各項(xiàng)影響因素的系數(shù)中除了產(chǎn)業(yè)規(guī)模對行業(yè)創(chuàng)新效率的影響顯著與表6不同外，其余變量的顯著性檢驗(yàn)與表6的考察結(jié)果基本一致，地方政府資助和金融機(jī)構(gòu)支持均對行業(yè)創(chuàng)新效率有負(fù)向的影響，但都不顯著；國際貿(mào)易出口和外商直接投資均對行業(yè)創(chuàng)新效率有正向的影響，并且都顯著；所有制因素對行業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的負(fù)向的影響。行業(yè)的影響因素依次納入回歸和一次性混合回歸結(jié)果基本一致，這說明行業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)內(nèi)部各因素多重共線性的問題并不嚴(yán)重。這也表明本文前面的研究結(jié)論是一致可信的。

3 研究結(jié)論

本文從地區(qū)和行業(yè)角度應(yīng)用超越對數(shù)隨機(jī)前沿模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)外環(huán)境因素影響創(chuàng)新效率的過程。研究結(jié)果表明，具體而言，地方政府資助和金融機(jī)構(gòu)支持都對區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，但對行業(yè)的負(fù)面作用是不顯著的；國際貿(mào)易出口對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率地區(qū)和行業(yè)的改善都有顯著的積極影響；產(chǎn)業(yè)規(guī)模對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率地區(qū)的改善有顯著的積極作用，但對行業(yè)創(chuàng)新效率的正向作用不顯著。由于數(shù)據(jù)的原因，本文僅分析了外商直接投資和所有制因素對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)創(chuàng)新效率的影響，結(jié)果顯示增加外國直接投資(FDI)有助于提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，而所有制因素對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率改善有著顯著的負(fù)向影響。所以，大力促進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新支撐系統(tǒng)的完善，提高企業(yè)獨(dú)立研發(fā)能力，降低政府的過多參與，擴(kuò)大出口額和產(chǎn)業(yè)規(guī)模，加大招商引資力度和選用恰當(dāng)?shù)膰匈Y產(chǎn)規(guī)模對提升中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有較強(qiáng)的正向影響。

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