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    中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率研究

    2015-03-27 11:04:37夏緒梅王渠
    經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊 2015年1期

    夏緒梅 王渠

    摘 要:基于技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)的現(xiàn)有文獻(xiàn),以68家中小型信息技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象,運(yùn)用DEA方法,從綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率、規(guī)模效率三個(gè)方面,評(píng)價(jià)和分析技術(shù)創(chuàng)新效率。研究結(jié)果表明,中國(guó)中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率偏低,主要原因在于純技術(shù)效率偏低。最后對(duì)影響技術(shù)創(chuàng)新效率的主要因素進(jìn)行研究,并提出信息技術(shù)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率改進(jìn)的建議,從而為促進(jìn)中小型信息技術(shù)企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新效率,保持核心競(jìng)爭(zhēng)力提供參考。

    關(guān)鍵詞:DEA;技術(shù)創(chuàng)新效率;綜合技術(shù)效率;純技術(shù)效率;規(guī)模效率

    中圖分類號(hào):F270 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A 文章編號(hào):1673-291X(2015)01-0014-02

    引言

    近年來(lái),有關(guān)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力效率的研究取得了良好的進(jìn)展,國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的評(píng)價(jià),主要集中于兩個(gè)角度:一是算術(shù)比例法,王偉光通過(guò)設(shè)計(jì)工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率指標(biāo)來(lái)對(duì)工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行研究[1]。二是基于生產(chǎn)前沿面理論,此后該理論逐漸形成參數(shù)方法和非參數(shù)方法兩大分支,參數(shù)方法需要先設(shè)定一個(gè)投入產(chǎn)出函數(shù),非參數(shù)方法不需尋求生產(chǎn)前沿面的具體函數(shù)形式,常用的非參數(shù)方法有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)和自由處置包方法(FDH)。鄭堅(jiān)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)的改進(jìn)DEA方法研究[2]。李小雙、孫慧、李苑基于DEA方法對(duì)新疆大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行研究[3]?,F(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于區(qū)域和產(chǎn)業(yè)層面,側(cè)重于評(píng)價(jià)體系構(gòu)建等方面,對(duì)微觀創(chuàng)新主體的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率研究不足,并且對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響因素分析不夠充分。因此本文細(xì)化了研究對(duì)象,從實(shí)證角度以68家中小型信息技術(shù)企業(yè)為樣本,采用DEA方法對(duì)中小型信息技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行評(píng)價(jià)和分析,并對(duì)影響因素進(jìn)行研究,進(jìn)而提出改進(jìn)的建議。

    一、實(shí)證分析

    (一)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

    創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)方面。本文將技術(shù)創(chuàng)新投入分為研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入X1和技術(shù)人員投入X2,將創(chuàng)新產(chǎn)出用新產(chǎn)品銷售收入Y表示。

    (二)評(píng)價(jià)模型

    企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有知識(shí)經(jīng)濟(jì)的特征,邊際收益具有不確定性,因此本文采用BC2模型,在規(guī)模報(bào)酬變動(dòng)的假設(shè)下,對(duì)中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行評(píng)價(jià)和分析。

    假設(shè)有n個(gè)待評(píng)價(jià)的決策單元,使用m種投入要素,生產(chǎn)p種產(chǎn)出,對(duì)于每一個(gè)決策單元DMUj都有對(duì)應(yīng)的效率評(píng)價(jià)指標(biāo):hj=uryrj /vixij,j=1,2,3…,n

    其中,xij——決策單元DMUj第i種要素的投入量,xij>0

    yrj——決策單元DMUj第j種產(chǎn)出的總量,yrj>0

    vi——第i種投入的權(quán)系數(shù)

    ur——第j種產(chǎn)出的權(quán)系數(shù)

    以第j0個(gè)決策單元的效率指數(shù)為目標(biāo),以所有決策單元的效率指數(shù)為約束,即可構(gòu)造C2R模型:maxh0=uryrj /vixij,uryrj /vixij≤1,1≤j≤n,v≥0,u≥0

    取對(duì)偶形式,并進(jìn)一步引入松弛變量s+ 和剩余變量s-,將不等式約束轉(zhuǎn)化為等式約束,可得:minθ;xjλj+s-=θx0;yjλj-s+=y0;λj≥0,1≤j≤n,s+≥0,s-≥0

    運(yùn)用其最優(yōu)解θ0、λ0、s0+、s0-,即可判定決策單元的有效性情況??紤]到信息技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新邊際收益的不確定性,在C2R模型中引入Σλj = 1,構(gòu)建BC2模型,將綜合效率分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率,進(jìn)一步判斷決策單元報(bào)酬是處于不變、遞增還是遞減狀態(tài)。

    (三)決策單元和數(shù)據(jù)來(lái)源

    本文以中小型信息技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象,數(shù)據(jù)來(lái)源于上交所、深交所公布的上市公司年報(bào)。剔除了業(yè)績(jī)過(guò)差的ST和PT公司、信息披露不完全的上市公司,經(jīng)篩選形成68個(gè)決策單元。

    (四)評(píng)價(jià)結(jié)果

    運(yùn)用DEAP2.1軟件,將各企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出數(shù)據(jù)分別帶入BC2模型,采用多階段算法,對(duì)模型進(jìn)行計(jì)算[4]。

    從表1可以看出,中國(guó)中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率偏低,平均僅為0.264,純技術(shù)效率平均值0.360低于規(guī)模效率的平均值0.767,表明中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率偏低的主要原因是純技術(shù)效率偏低。

    二、中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率主要影響因素研究

    由上述分析可以看出,提高信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率無(wú)效可能是由單個(gè)因素或者兩個(gè)因素共同引起的。張宗和、彭昌奇基于全國(guó)30個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響因素進(jìn)行實(shí)證分析[5]。鄭同社運(yùn)用決策試驗(yàn)與評(píng)價(jià)實(shí)驗(yàn)室(DEMATEL)的分析方法對(duì)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的關(guān)鍵因素進(jìn)行研究[6]。下文從研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占新產(chǎn)品銷售收入比例x1、技術(shù)人員占在職員工比例x2兩方面分析對(duì)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率y的影響。

    (一)相關(guān)分析

    運(yùn)用SPSS17.0對(duì)篩選的68家中小型信息技術(shù)上市公司的y、x1、x2指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析,得出中小型信息技術(shù)行業(yè)經(jīng)費(fèi)投入占新產(chǎn)品銷售收入比例、技術(shù)人員占在職員工比例與技術(shù)創(chuàng)新綜合效率呈負(fù)相關(guān),并且通過(guò)了0.01的顯著性水平檢驗(yàn)。

    (二)回歸分析

    從回歸結(jié)果可以看出,模型F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為20.780,對(duì)應(yīng)的概率P值為0,小于顯著性水平0.05,說(shuō)明被解釋變量與解釋變量全體的線性關(guān)系是顯著的,可以建立線性模型?;貧w系數(shù)通過(guò)了顯著性水平為0.01的檢驗(yàn)且為負(fù),說(shuō)明在x1、x2與y呈負(fù)相關(guān)。

    研究結(jié)論

    本文以2012年68家中小型信息技術(shù)企業(yè)為研究對(duì)象,運(yùn)用DEA方法,從綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率、規(guī)模效率三個(gè)方面,評(píng)價(jià)技術(shù)創(chuàng)新效率,研究表明中國(guó)中小型信息技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率偏低,主要原因在于純技術(shù)效率偏低。并對(duì)對(duì)影響技術(shù)創(chuàng)新效率的主要因素進(jìn)行研究,得出信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)該適當(dāng)?shù)卣{(diào)整經(jīng)費(fèi)投入占新產(chǎn)品銷售收入比例、技術(shù)人員占在職員工比例,優(yōu)化資源配置,提高技術(shù)創(chuàng)新效率。其次,信息技術(shù)企業(yè)應(yīng)加大技術(shù)人才的引進(jìn)和培養(yǎng),完善人才激勵(lì)機(jī)制,加強(qiáng)同高校和科研機(jī)構(gòu)的合作,并提高各種資源的利用率。由于企業(yè)的創(chuàng)新從投入到產(chǎn)出需經(jīng)過(guò)一定的時(shí)間延遲,本文僅將一年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,并沒有考慮投入產(chǎn)出之間的滯后效應(yīng),實(shí)證結(jié)果可能有一定的誤差。

    參考文獻(xiàn):

    [1] 王偉光.中國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的實(shí)證研究[J].沈陽(yáng)師范大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2003,(1):57-63.

    [2] 鄭堅(jiān),于云龍.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建[J].哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2007,(6):105-108.

    [3] 李小雙,孫慧,李苑.基于DEA的新疆大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率研究[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì),2011,(10):20-23.

    [4] 趙樹寬,余海晴,鞏順龍基于DEA方法的吉林省高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率研究[J].科研管理,2013,(2):36-43.

    [5] 張宗和,彭昌奇.區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響因素的實(shí)證分析——基于全國(guó)30個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2009,(11):35-43.

    [6] 鄭同社.技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的關(guān)鍵因素研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2011,(3):10-11.

    [責(zé)任編輯 吳高君]

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