中國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率影響因素隨機(jī)前沿分析

摘 要：想要提高研發(fā)效率，就要找到影響研發(fā)效率的因素。本文對(duì)中國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的影響因素展開(kāi)了定量和定性的分析。經(jīng)過(guò)研究得到各種影響因素對(duì)研發(fā)效率的作用。

關(guān)鍵詞：研發(fā)；效率；資源

借鑒 Battese 和 Coelli（1995） 以及 Zhang 等人（2003） 的模型設(shè)定方法， 本文的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型構(gòu)建如下：

這其中，下標(biāo)i和t分別表示行業(yè)和時(shí)間。Y、L和K分別表示研發(fā)產(chǎn)出、研發(fā)人員投入和研發(fā)資本投入。和分別代表研發(fā)人員投入和研發(fā)資本的產(chǎn)出彈性。表示待估常數(shù)項(xiàng)。代表方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)，具有復(fù)合結(jié)構(gòu)。其中指經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不可控因素沖擊的噪聲誤差， 假定其服從正態(tài)分布N（0，），且獨(dú)立于。為非負(fù)隨機(jī)變量，考察研發(fā)活動(dòng)中的技術(shù)無(wú)效率，假定其服從截尾正態(tài)分布N（Mit，）。則表示行業(yè)i在t時(shí)期研發(fā)活動(dòng)的技術(shù)效率，Mit越大表明技術(shù)效率越低，也即技術(shù)無(wú)效率程度越高，意味著投入等量的研發(fā)資本和研發(fā)人員能夠獲得的研發(fā)產(chǎn)出越少。結(jié)合理論分析，參考前人研究成果，本文重點(diǎn)考察市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度、幾個(gè)重要因素對(duì)研發(fā)活動(dòng)技術(shù)效率的影響，則無(wú)效率函數(shù)模型設(shè)定如下：

其中，為待定常數(shù)項(xiàng)。t表示時(shí)間趨勢(shì)，表示研發(fā)活動(dòng)技術(shù)效率變化的時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)，符號(hào)為正，符號(hào)為負(fù)表示技術(shù)效率遞增。-分別表示各種資本占比、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、資產(chǎn)負(fù)債率、利潤(rùn)率、資源狀況等影響因素對(duì)研發(fā)活動(dòng)技術(shù)效率的影響系數(shù)。Wit是回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定服從正態(tài)分布N（0，）。

判斷上述模型設(shè)定是否合理，可以考察方程（1）隨機(jī)誤差項(xiàng)中技術(shù)無(wú)效的比重， 也就是考察式

中γ的大小。當(dāng)γ接近于0時(shí)，表明實(shí)際研發(fā)產(chǎn)出與可能最大研發(fā)產(chǎn)出的差距主要來(lái)自于不可控因素造成的噪聲誤差，γ越趨近于1，越能說(shuō)明前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要源于隨機(jī)變量。

本文根據(jù)2005年至2011年的數(shù)據(jù)，進(jìn)行了隨機(jī)前沿分析。通過(guò)運(yùn)行Frontier4.1軟件得到了運(yùn)算結(jié)果，主要的結(jié)果數(shù)據(jù)如下：

在這里，本文發(fā)現(xiàn)這里的gamma值傾向于0而不是傾向于1，表明模型的適用性不好。經(jīng)過(guò)比對(duì)分析和研究，本文認(rèn)為可能的原因在于2011的數(shù)據(jù)，具有不同特性，不宜和2005-2010的數(shù)據(jù)放在一起分析。2011年的數(shù)據(jù)全部為個(gè)資源型產(chǎn)業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的研發(fā)及研發(fā)影響因素?cái)?shù)據(jù)，不同于之前的大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。雖然之前文本也將企業(yè)規(guī)?？紤]在影響因素之中，但是有可能二者還有其他更多其他方面的差異。因此，本文將2011年數(shù)據(jù)剔除，再次進(jìn)行運(yùn)算，得到主要結(jié)果如下：

可以看到，gamma值雖沒(méi)有很接近1，但情況已好很多。并且，似然比檢驗(yàn)值即LR檢驗(yàn)值顯著，說(shuō)明隨機(jī)誤差項(xiàng)有比較明顯的復(fù)合結(jié)構(gòu)。

從t檢測(cè)值上可以看到，delta7、delta8和delta9在5%的水平上顯著，其他不顯著。平均技術(shù)效率為0.677。

delta7、delta8和delta9對(duì)應(yīng)的影響因素為企業(yè)規(guī)模、資本密集度、資產(chǎn)負(fù)債率，其中企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率和研發(fā)效率呈反向關(guān)系，資本密集度和研發(fā)效率呈正向關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1] Coelli T J， Rao D P， Christopher J. O’Donnell， et al. AN INTRODUCTION TO EFFICIENCY and PRODUCTIVITY ANALYSIS[M]. 2. New York： Springer， 2005.

[2] Aigner， D. J.， Lovell， C.A.K.， and Schmidt， P. Formulation and Estimation of Stochastic Frontier Production Function Models[J]. Journal of Econometrics， 1977， （6）.

[3] 朱有為，徐康寧. 中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（11）：38-45.

[4] 馮根福，劉軍虎，徐志霖. 中國(guó)工業(yè)部門(mén)研發(fā)效率及其影響因素實(shí)證分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（11）：46-51.

[5] 張倩肖，馮根福. 我國(guó)地區(qū)間用于科技發(fā)展的研發(fā)績(jī)效評(píng)估與比較[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2006，（11）：46-51+97.