信息基礎設施建設能提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率嗎？
——基于2002—2013年高技術(shù)17個細分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析

孫 早 徐遠華

一、引 言

進入21世紀以來，以互聯(lián)網(wǎng)與物聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)發(fā)展迅速，正在很大程度上重塑工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的路徑。工業(yè)化與信息化的深度融合正在成為時代的潮流，工業(yè)化國家紛紛借助現(xiàn)代信息技術(shù)助力工業(yè)特別是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展態(tài)勢直接反映了一國工業(yè)發(fā)展的水平和質(zhì)量，常常被視作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有資本技術(shù)密集、高滲透率、高投入性、高風險性、外部性強的特征，對信息技術(shù)發(fā)展變化十分敏感。也就是說，一國(地區(qū))信息化水平的高低，很大程度上影響著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力和發(fā)展趨勢。在這個意義上，如何通過現(xiàn)代信息技術(shù)進一步提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率，從而更好地引領整個國家產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級自然是一個具有重要意義的話題。隨著新一輪科技革命的深入，信息基礎設施建設對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的支撐作用日益凸顯。正如Ward和Zheng(2012)所強調(diào)的那樣，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的持續(xù)提高，信息日益呈現(xiàn)出集中趨勢，信息基礎設施在產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新中的重要性也日益凸顯。在這個背景下，工業(yè)化國家紛紛將信息基礎設施建設納入到支持國家高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的國家戰(zhàn)略中，必將對今后一個時期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力產(chǎn)生深遠影響①2010年11月德國發(fā)布《德國ICT戰(zhàn)略：數(shù)字德國2015》旨在指導德國的信息通信技術(shù)的未來發(fā)展。2011年11月英國發(fā)布《英國信息化基礎設施戰(zhàn)略愿景：先進計算、數(shù)據(jù)和網(wǎng)絡開發(fā)與使用路線圖》的報告，作為指導英國未來十年的開發(fā)與管理信息基礎設施建設戰(zhàn)略。2011年，歐盟發(fā)布《關鍵信息基礎設施保護——成果以及下一步行動》報告，2012年 3月，歐洲網(wǎng)格基礎設施(EGI)發(fā)布對 EGI的發(fā)展愿景，致力于推進共享和協(xié)作、聯(lián)合的云基礎設施、虛擬研究環(huán)境、運行基礎設施的建設。挪威在2012年4月公布《挪威科研基礎設施國家戰(zhàn)略(2012-2017)》。新西蘭2011年7月發(fā)布2011年國家基礎設施計劃，目前超快寬帶計劃(UFB)與農(nóng)村寬帶計劃(RBI)正在加緊實施。2011年底，法國發(fā)布《數(shù)字法國2020》，普及固定和移動寬帶、推廣數(shù)字化應用和服務、助推電子企業(yè)的發(fā)展。美國在 2012年 1月發(fā)布《美國競爭力和創(chuàng)新能力》報告，重點發(fā)展下一代空中交通管制系統(tǒng)、無線通訊、云計算、智能電網(wǎng)等。資料來源：《中國信息年鑒——2012》。。本文嘗試以中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，從理論和經(jīng)驗兩個層面上分析信息基礎設施建設與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率間的關系，進一步揭示出轉(zhuǎn)型時期信息基礎設施建設影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的機理，為更好地落實國家創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略提供科學的理論支撐。

本文的邊際貢獻在于：(1)與現(xiàn)有文獻將研究集中于信息化、信息化與工業(yè)化融合的動因、機制、質(zhì)量及其對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響的做法不同，本文使用衡量信息基礎設施水平的綜合性指標來考察信息基礎設施建設對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效應；(2)本文采用全國層面的整體市場化指數(shù)和行業(yè)市場化相結(jié)合的方式刻畫和度量高技術(shù)細分行業(yè)所處的市場化程度，進而考察了市場化進程中信息基礎設施影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的機制及作用方向；(3)本文還進一步從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)內(nèi)的國有產(chǎn)權(quán)比重、平均企業(yè)規(guī)模、技術(shù)密集度及盈利能力四個維度的行業(yè)異質(zhì)性特征出發(fā)探討了信息基礎設施對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新所產(chǎn)生的行業(yè)異質(zhì)性影響。本文的研究結(jié)論為加快信息基礎設施建設和進一步發(fā)揮信息技術(shù)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的支撐作用提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，也為新常態(tài)下推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、提高中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量和效益提供了新的政策思路。

本文的后續(xù)部分安排如下：第二部分是理論與假說，第三部分是計量模型、變量與數(shù)據(jù)，第四部分是實證結(jié)果與分析，第五部分是結(jié)論及政策啟示。

二、理論與假說

（一）信息基礎設施建設與中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率

與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有資金密集、技術(shù)先進、高投入性、高風險性、高滲透性的特征，其創(chuàng)新效率與交易成本、管理效率、產(chǎn)業(yè)融合密切相關，而信息基礎設施作為深入推進信息化、信息技術(shù)發(fā)揮作用的重要載體，又是影響交易成本、管理效率、產(chǎn)業(yè)融合的重要因素，因而信息基礎設施建設必然對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的的創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響。本文認為信息基礎設施主要通過以下途徑影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。

1.降低交易成本。Arrow(1969)將交易費用定義為經(jīng)濟制度運行所耗費的成本，認為信息成本是產(chǎn)生交易費用的根源。Hendriks(1999)的分析表明，通信技術(shù)的不斷進步會增加信息溝通渠道，完善生產(chǎn)和交易流程，增加信息透明度，削弱信息不對稱。因此，信息基礎設施的完善與通信技術(shù)的進步能夠大幅度降低信息搜索成本，拓寬搜索范圍，加速信息傳輸速度，極大緩解信息不對稱問題，從而提高交易活動的速度和質(zhì)量(Hardy，1980)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資本投入大、研發(fā)風險高、產(chǎn)品更新?lián)Q代快，信息基礎設施的完善則有利于高技術(shù)企業(yè)減少市場摩擦和提高交易效率；同時有利于高技術(shù)企業(yè)迅速捕捉市場機會，把握市場對高技術(shù)產(chǎn)品的供需動態(tài)，增強研發(fā)活動的目的性和針對性，弱化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)風險，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，減少資源浪費，以最小的資源投入獲得更大的創(chuàng)新收益，從而提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率。

2.提高管理效率。信息技術(shù)通過變革科層組織形態(tài)，催生出虛擬組織(Virtual Organization)、大型模塊化組織(Large Modular Organization)、柔性組織(Flexible Organization)等新型組織結(jié)構(gòu)，優(yōu)化企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)的組織結(jié)構(gòu)，促進分工，加強協(xié)作，提高勞動生產(chǎn)率。信息技術(shù)能夠促進知識信息的傳播，為知識管理和知識學習創(chuàng)造有利條件，從而有助于提升員工的素質(zhì)，加速對新技術(shù)的研發(fā)、吸收、推廣，最終能夠提高創(chuàng)新效率(閆海洲，2012)。高技術(shù)企業(yè)資本密集且技術(shù)復雜，內(nèi)部信息傳輸量大，而信息基礎設施的完善將有利于高技術(shù)企業(yè)改革組織結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)內(nèi)部信息的透明度和上傳下達的速度，有利于企業(yè)進行量化管理和量化生產(chǎn)，對企業(yè)資源特別是創(chuàng)新資源進行科學的調(diào)配，從而節(jié)約成本、降低管理費用和提高決策水平與管理效率；組織變革增強了高技術(shù)企業(yè)應對市場競爭的靈活性，促使高技術(shù)企業(yè)拓展新的業(yè)務領域、開發(fā)新產(chǎn)品和提高服務質(zhì)量，客觀上有助于企業(yè)擴大市場并提高競爭力，反過來也會激勵企業(yè)進行創(chuàng)新活動。

3.加快產(chǎn)業(yè)融合進程。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高滲透性、外部性強的特點，而信息基礎設施的完善強化了信息技術(shù)的擴散效應，加速了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部細分行業(yè)之間、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的相互交叉、相互滲透、相互融合，這將會促進技術(shù)融合、產(chǎn)品(服務)與管理融合、市場融合，從而能夠加速提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。因為產(chǎn)業(yè)融合完成了從技術(shù)創(chuàng)新到市場創(chuàng)新再到產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的全過程，其本質(zhì)就是產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新(原毅軍，2012)。產(chǎn)業(yè)內(nèi)外的各種融合能夠降低和縮短運輸、溝通的成本和時間，還通過促進知識信息共享降低研發(fā)成本，從而能夠提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率(原毅軍，2012)。

根據(jù)前文理論推演，本文提出假說1。

假說1：信息基礎設施的完善能夠顯著提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。

（二）市場化進程、信息基礎設施建設與中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率

市場化作為一種從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟過渡的體制變革過程，是通過一系列經(jīng)濟、社會、法律體制經(jīng)過較長時期的變革才能最終完成。在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，市場化水平的高低主要由產(chǎn)品和要素市場的發(fā)育程度、法律制度環(huán)境等幾個維度來刻畫和衡量(樊綱、王小魯和馬光榮，2011)。產(chǎn)品市場、要素市場、法律制度的發(fā)育狀況分別與信息基礎設施建設的交互作用均會影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。

1.市場化水平越高，意味著產(chǎn)品市場的發(fā)育程度越高。商品價格水平由市場總供給和總需求決定，而發(fā)育更好的產(chǎn)品市場能夠更及時準確地反應供求關系，使新產(chǎn)品的價格信號更加真實和靈敏(戴魁早和劉友金，2013a)。市場化水平的提高有助于弱化地方保護主義，減少產(chǎn)品市場上的地區(qū)貿(mào)易壁壘，促進商品的自由流動和各地區(qū)間企業(yè)的公平競爭，從而會淘汰技術(shù)落后、成本高昂、產(chǎn)品質(zhì)量低劣的企業(yè)。充分利用信息基礎設施的高技術(shù)企業(yè)可以快速獲取新產(chǎn)品需求信息，迅速靈活地做出決策，有針對性地開展研發(fā)活動，降低高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)風險和市場風險，同時實現(xiàn)研發(fā)合作、資源信息共享、節(jié)約資源，提高創(chuàng)新效率，從而在殘酷的市場競爭中生存和不斷發(fā)展。隨著產(chǎn)品市場發(fā)育程度的提高，為了獲取更加及時詳實的市場信息，企業(yè)投資于信息基礎設施、提高信息化水平的意愿就更強烈。

2.市場化水平越高，表明要素市場的扭曲程度在不斷降低。要素市場的市場化改革推動了資本市場的發(fā)展，促進了資本要素在廠商間的流動(戴魁早和劉友金，2015)。高技術(shù)企業(yè)從事技術(shù)研發(fā)活動需要有效的、發(fā)達的信用體系的支持(Schumpeter，1942)。在現(xiàn)階段的中國，金融市場發(fā)展相對滯后，且存在明顯的金融歧視，加上技術(shù)密集型高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動面臨收益的不確定性以及逆向選擇和道德風險問題，導致不少規(guī)模小的非國有高技術(shù)企業(yè)處于“融資缺口”的困境，弱化了對企業(yè)加大研發(fā)投入的激勵(張杰等，2012)。隨著現(xiàn)代信息技術(shù)在金融領域的廣泛運用以及金融工具的快速創(chuàng)新，信息基礎設施的完善加快了信息傳遞的規(guī)模和速度，從而有利于提高金融機構(gòu)對企業(yè)研發(fā)活動中的風險甄別水平和監(jiān)督效率，在一定程度上解決企業(yè)研發(fā)活動與外部金融部門之間存在的信息不對稱問題。近年來建立在發(fā)達信息基礎設施之上的互聯(lián)網(wǎng)金融在一定程度上緩解了高技術(shù)企業(yè)的融資壓力，節(jié)約了企業(yè)融資的貨幣成本和時間成本。也就是說信息基礎設施的完善與市場化的交互作用推動了融資市場的發(fā)展，為高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動拓寬了融資渠道，降低了融資成本，有利于企業(yè)抓住市場機會并降低研發(fā)活動風險，從而提高創(chuàng)新效率。

3.市場化水平越高，預示著法律制度環(huán)境也在不斷改善。是否具有良好的法律制度環(huán)境亦是影響一國企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)層面生產(chǎn)率高低的不可忽視的重要因素(Acemoglu和Johnson，2005)。法律制度環(huán)境的優(yōu)劣主要體現(xiàn)在知識產(chǎn)權(quán)制度是否健全上。知識產(chǎn)權(quán)制度在經(jīng)濟運行和創(chuàng)新活動中發(fā)揮著重要作用，它規(guī)定了專利發(fā)明者在一定期限內(nèi)壟斷使用專利的權(quán)利，以保證獲得超額利潤，同時規(guī)定了對侵權(quán)者的懲罰，從而激勵企業(yè)家和研發(fā)人員從事創(chuàng)新活動(李平等，2007)。一方面，信息基礎設施建設對基礎理論和應用轉(zhuǎn)化研究提出了迫切要求，需要突破技術(shù)難題并產(chǎn)生發(fā)明專利；另一方面，知識產(chǎn)權(quán)保護制度的完善也為技術(shù)發(fā)明專利的產(chǎn)生保駕護航，從而促進信息基礎設施的不斷升級，為發(fā)揮信息基礎設施的技術(shù)創(chuàng)新效應創(chuàng)造了條件。

綜上分析，市場化進程的推進加快了信息基礎設施的完善，同時信息基礎設施的改善也加快了市場化進程，兩者相輔相成，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率的提高創(chuàng)造了必要條件。

根據(jù)前文理論分析，本文提出假說2。

假說2：隨著市場化進程的加快，信息基礎設施建設對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的效應趨于增強。

（三）行業(yè)異質(zhì)性、信息基礎設施建設與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率

與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有研究與開發(fā)密度(研究與開發(fā)費用占總銷售額的比值)較高和專業(yè)科技人員密度(專業(yè)技術(shù)人員占總就業(yè)人數(shù)的比值)較高的共同特點(蘇東水，2010)，同時高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各個細分行業(yè)之間存在顯著的產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性，主要體現(xiàn)在國有產(chǎn)權(quán)比重、行業(yè)內(nèi)平均企業(yè)規(guī)模水平、技術(shù)密集度、盈利能力等方面。這些與信息基礎設施資本要素互補的異質(zhì)性投入，在很大程度上導致信息基礎設施對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響效果存在顯著性差異(韓先鋒，惠寧和宋文飛，2014)。

1.細分行業(yè)的國有產(chǎn)權(quán)比重。一般情形下，企業(yè)的研發(fā)(R&D)活動及其效率決定于企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和結(jié)構(gòu)(吳延兵，2012b)。技術(shù)創(chuàng)新的長期性、風險性、不確定性會威脅到國企經(jīng)營者的地位，導致國企經(jīng)營者從事研發(fā)活動的成本遞增，從而弱化了創(chuàng)新激勵作用。理性的國企經(jīng)營者熱衷于投資那些能在短期內(nèi)帶來收益、顯示政績的生產(chǎn)性項目，而對從事那些投資收益周期長、在其任職期間不能帶來回報的創(chuàng)新性項目缺乏熱情，因此國有企業(yè)的創(chuàng)新動機相對較弱(徐遠華和孫早，2015)。加上國有企業(yè)面臨的市場競爭相對較弱，往往對信息基礎設施影響技術(shù)創(chuàng)新的重要作用認識不到位，缺乏投資于信息基礎設施建設的激勵，同時對現(xiàn)有信息基礎設施的利用不足。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)具有產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)清晰的內(nèi)在優(yōu)勢，并且競爭更為激烈的外部環(huán)境往往使得企業(yè)堅定地以利潤最大化為其經(jīng)營目標。因此，民營企業(yè)具有較強的意愿來調(diào)整各種資源配置，積極投資于信息基礎設施建設，充分利用信息基礎設施以提高競爭力，實現(xiàn)成本最小化。因此，本文提出假說3a。

假說 3a：在國有產(chǎn)權(quán)比重較大的細分行業(yè)內(nèi)，信息基礎設施的完善對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用相對較弱。

2.細分行業(yè)內(nèi)平均企業(yè)規(guī)模水平。行業(yè)平均企業(yè)規(guī)模水平是導致信息化對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生異質(zhì)性影響的重要因素(韓先鋒、惠寧和宋文飛，2014)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的多數(shù)中小企業(yè)，盡管成立時間短、歷史包袱輕和開拓精神強以及技術(shù)創(chuàng)新的積極性高，其成長卻常常受到大企業(yè)的挑戰(zhàn)。因此，與大企業(yè)相比，在市場競爭中處于弱勢地位的中小企業(yè)對投資于信息基礎設施建設的積極性更高，提高信息基礎設施利用效率的動機較強，而且信息技術(shù)在中小規(guī)模行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動中的滲透和擴散速度往往快于規(guī)模較大的行業(yè)，因而信息基礎設施的建設對較小規(guī)模行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的影響更為顯著。因此，本文提出假說3b。

假說 3b：在規(guī)模較小的細分行業(yè)中，信息基礎設施對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提升作用相對較大。

3.細分行業(yè)的技術(shù)密集度。隨著技術(shù)密集度的不斷提高，技術(shù)和產(chǎn)品的復雜度也在加大，創(chuàng)新的產(chǎn)出難度增加，技術(shù)風險上升，并且市場機會稍縱即逝。高技術(shù)企業(yè)投資于信息基礎設施建設，一方面有利于借助現(xiàn)代信息技術(shù)來構(gòu)建先進而高效的研發(fā)平臺，與高等院校、科研院所、業(yè)界同行進行合作，從事高質(zhì)量、高水準的新產(chǎn)品研發(fā)活動，降低創(chuàng)新產(chǎn)出的難度；另一方面有利于擴大搜集市場信息的范圍和提高信息的準確性，更有利于捕捉市場機會和提高決策效率，從而弱化創(chuàng)新風險和技術(shù)風險。也就是說，不同技術(shù)密集度的行業(yè)由于技術(shù)和產(chǎn)品的復雜度及其技術(shù)進步難度的差異導致了創(chuàng)新難度、創(chuàng)新風險、資源配置效率的差異，從而使得其對信息的需求意愿和對信息基礎設施的利用效率存在差異，進而導致創(chuàng)新效率也相應存在差異(韓先鋒、惠寧和宋文飛，2014)。因此，本文提出假說3c。

假說 3c：在不同技術(shù)密集度細分行業(yè)的創(chuàng)新過程中，信息基礎設施建設對創(chuàng)新效率的影響存在顯著的異質(zhì)傳導效應。

4.細分行業(yè)的盈利能力。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的高收益性常常會影響信息基礎設施對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效應。盡管高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)門檻高以及資本密集，但是對盈利能力較強、成長性高的行業(yè)來說，仍不可避免地會吸引不少廠商進入，導致競爭加劇，壓低新產(chǎn)品的市場價格，抬高關鍵生產(chǎn)要素的成本，從而降低資本的平均利潤率(蘇東水，2010)。為了掌握本行業(yè)技術(shù)和產(chǎn)品研發(fā)的最新動態(tài)，為了占領技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)的制高點，為了準確把握業(yè)界同行和潛在進入者的發(fā)展趨勢和維護其在市場競爭的有利地位，在位廠商通常對提高信息化水平、推廣信息技術(shù)、推進信息基礎設施建設和提高對現(xiàn)有信息基礎設施的利用效率有較強的意愿，而且高盈利行業(yè)的資本積累使其具有投資完善信息基礎設施的雄厚物質(zhì)基礎。概括起來講，高技術(shù)細分行業(yè)的盈利能力越高，資本增值越快，資金越雄厚，對信息基礎設施的投資強度就越大，利用效果就越好，信息基礎設施對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的促進作用也越大。因此，本文提出假說3d。

假說 3d：盈利能力越強的細分行業(yè)，信息基礎設施對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效應就越大。

三、計量模型與變量度量

（一）計量模型

Gust 和 Marquez(2004)建立的計量模型和實證結(jié)果表明，正是由于信息技術(shù)采用程度的不同才導致了美國和其它 12個工業(yè)化國家的生產(chǎn)率增長出現(xiàn)了發(fā)散趨勢，論證了信息技術(shù)在一國生產(chǎn)率增長中所發(fā)揮的重要作用。借鑒 Gust 和 Marquez(2004)的研究思路，本文在控制了行業(yè)研發(fā)投入、政府研發(fā)補貼、對外貿(mào)易、外商直接投資變量的基礎上，引入信息基礎設施建設指標來考察其對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效應，同時引入市場化程度指標與信息基礎設施指標的交互項來驗證市場化程度的提高對信息基礎設施建設的技術(shù)創(chuàng)新效應的調(diào)節(jié)作用，引入行業(yè)異質(zhì)性變量與信息基礎設施建設的交互項以考察信息基礎設施對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響是否具有行業(yè)異質(zhì)傳導效應。為此本文設定如下待檢驗的計量模型：

在計量模型式(1)中，Teit：創(chuàng)新效率，本文的被解釋變量，即下文估計出的技術(shù)效率的預測值；Jciit：信息基礎設施建設指標；Marit：市場化進程變量指標；Hegit：行業(yè)異質(zhì)性指標，包括國有產(chǎn)權(quán)比重(Ownit)、行業(yè)內(nèi)平均企業(yè)規(guī)模(Sizeit)、技術(shù)密集度(Capdit)、盈利能力(Proit)；Zit：一組控制變量，包括行業(yè)研發(fā)強度(Rdqit)、政府研發(fā)補貼強度(Btqit)、對外貿(mào)易(Trait)、外商直接投資(Fdiit)。

（二）數(shù)據(jù)說明

如無特別說明，本文的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國信息年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》?！吨袊呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中的高技術(shù)行業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、電子計算機及辦公設備制造業(yè)、醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè) 5個一級行業(yè)，并進一步細分為17 個二級行業(yè)。為了增加樣本容量，本文選取全部的17個二級行業(yè)進行分析。需要指出的是，電子計算機外部設備制造(4043)在《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒—2013、2014》分解為計算機零部件制造(3912)和計算機外圍設備制造(3913)。因此，為了保持數(shù)據(jù)的一致性和可比性，本文將 2012年和 2013年的計算機零部件制造(3912)和計算機外圍設備制造(3913)的相關數(shù)據(jù)進行加總。

（三）變量的設定與度量① 限于篇幅，本文沒有報告主要變量的符號、單位、定義及描述性統(tǒng)計，備索。

1.被解釋變量

本文的被解釋變量即創(chuàng)新效率(Teit)的度量比較繁瑣，需要通過以下步驟估計得到。

第一，確定計算創(chuàng)新效率的方法。本文中的效率是指技術(shù)效率，創(chuàng)新的技術(shù)效率簡稱為創(chuàng)新效率(白俊紅，2011a)。技術(shù)效率是指在既定投入下最大化產(chǎn)出或既定產(chǎn)出下最小化投入的能力(Farrel，1957)。與同樣可以測算決策單元技術(shù)效率的數(shù)據(jù)包絡分析(Data Envelopment Analysis，DEA)方法相比，隨機前沿分析(Stochastic Frontier Analysis，SFA)方法的優(yōu)勢是可以使用計量方法對前沿生產(chǎn)函數(shù)進行估計，并能夠?qū)烙嫵龅膮?shù)進行統(tǒng)計檢驗，具有更為可靠的經(jīng)濟理論基礎；通過從復合誤差中有效分離技術(shù)非效率與隨機誤差的方法，人們可以進一步考察導致效率差異的背后因素，所以本文采用SFA方法來衡量創(chuàng)新效率。為了考察信息基礎設施水平對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，本文借鑒Kumbhakar和 Lovell(2000)的隨機前沿模型的一般形式：

式(2)中，i表示行業(yè)，t表示時間，y表示實際產(chǎn)出，誤差項(vit-uit)為復合結(jié)構(gòu)，其中vit服從，表示隨機擾動的影響，uit為技術(shù)非效率項，表示個體沖擊的影響。根據(jù) Battese和 Coelli(1992)的設定，uit服從非負斷尾正態(tài)分布，即uit服從且有式(3)：

式(3)中，ηit是決定技術(shù)無效率隨時間變化的函數(shù)，待估參數(shù)(η)表示技術(shù)效率指數(shù)的變化率，0η＞表示隨著時間的推移，相對前沿的技術(shù)效率不斷改善，0η＜表示技術(shù)效率不斷惡化，0η=表示技術(shù)效率不隨時間變化。itv與itu相互獨立。

Battese和 Coelli(1995)設定了方差參數(shù)(其中來檢驗復合擾動項中技術(shù)無效率項所占的比例，λ介于0與1之間，若0λ=被接受，表明實際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出之間的距離均來自于不可控的純隨機因素，此時無需采用 SFA方法估計，直接運用OLS方法即可。

第二，給出中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識創(chuàng)造過程的兩種生產(chǎn)函數(shù)形式。在具體選擇生產(chǎn)函數(shù)時，柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D)和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)兩種形式比較常見。本文采用面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，隨著時間的推移，技術(shù)是否為中性，產(chǎn)出彈性是否固定，研究中并不能事先單純依據(jù)經(jīng)驗確定，因此選用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機前沿模型。本文假定式(2)取對數(shù)并展開后具有如下形式：

如果式(4)中所有二次項系數(shù)均設定為零，即αll=αkk=αlk =0，得到C-D形式的隨機前沿模型(5)：

在式(4)、式(5)中，yit表示產(chǎn)出，litx和itkx 分別表示產(chǎn)業(yè)在第t年的研發(fā)勞動投入和研發(fā)資本投入要素，α為待估計變量的參數(shù)，需要注意的是，式(4)為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，避免了技術(shù)中性和產(chǎn)出彈性固定的嚴格假設，并且在形式上更加靈活，更加具有一般性，能更好地避免由于函數(shù)形式的設定偏誤而帶來的估計偏差。

為了檢驗式(4)、式(5)設定的合理性以尋求更適合表達中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識生產(chǎn)過程的生產(chǎn)函數(shù)形式，可用廣義似然比統(tǒng)計量進行檢驗。廣義似然比(LR)統(tǒng)計量的表達式為：

其中，L(H0)、L(H1)分別為受約束模型和無約束模型的對數(shù)似然值。當原假設成立時，LR統(tǒng)計量服從混合χ2分布，自由度為受約束變量的數(shù)目。

第三，設定產(chǎn)出變量(ity為創(chuàng)新產(chǎn)出)和投入變量(1itx為研發(fā)勞動投入，itkx為研發(fā)資本投入)。在衡量產(chǎn)業(yè)特別是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出時，專利雖然是一個較為常用的指標，可是部分發(fā)明沒有申請專利，因此專利并不能反映出研發(fā)的全部成果(白俊紅，2011b)，而且專利僅能從某程度上反映技術(shù)創(chuàng)新的中間產(chǎn)出，不像新產(chǎn)品銷售收入那樣能反映技術(shù)創(chuàng)新的商業(yè)化水平與市場價值(白俊紅，2011a)。由于SFA模型的單產(chǎn)出特性，本文只使用新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出的考核變量。為了克服價格波動的影響，本文用工業(yè)品出廠價格指數(shù)對新產(chǎn)品銷售收入(Rnp)進行縮減，統(tǒng)一折算為2002年不變價。根據(jù)中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計指標的特點和工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的特征，本文選取細分行業(yè)的研發(fā)(R&D)人員全時當量(Rl)和R&D資本存量(Krrd)分別作為技術(shù)創(chuàng)新的人力和資本投入指標。關于 R&D資本存量的核算，本文采用永續(xù)盤存法(Perpetual Inventory Method，PIM)，詳見白俊紅(2011b)的核算方法。需要說明的是：①對于R&D支出價格指數(shù)，本文借鑒白俊紅(2011b)的做法，按照《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》 R&D支出的明細，2002—2013年間R&D支出用于勞務費的支出共計35765857萬元，用于設備儀器的支出共計 16586712萬元，勞務費和設備儀器支出分別占0.68和0.32，因此，R&D支出價格指數(shù)＝0.68?消費價格指數(shù)+0.32?固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，然后將 R&D支出額折算為 2002年不變價的實際支出額；②計算出2002—2013年間 R&D實際支出的平均增長率；③對于折舊率，本文采用文獻中通常采用的經(jīng)驗設置取15%,(Griliches，1980)。

第四，明確被解釋變量即創(chuàng)新效率(Teit)的預測值的估計方法。得到參數(shù)的估計值后，本文進一步采用Jondrow等(1982)推出的混合誤差分解方法(簡稱JSML技術(shù))從復合誤差中分離出技術(shù)無效率項(uit)的估計值：

這里的和分別決定于式(8)和式(9)：

Battese和Coelli(1988，1992)指出，不采用而是采用Teit=E[exp(-uit)|eit]作為技術(shù)效率的估計值，原因是后者最小化了期望平方預測誤差，被證實為最優(yōu)。采用同樣的方法，產(chǎn)業(yè)i在t年的技術(shù)效率的預測值表示如下：

第五，估計出被解釋變量即創(chuàng)新效率(Teit)的預測值。表1報告了兩種隨機前沿模型的參數(shù)估計結(jié)果。模型1和模型2分別是式(4)超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)和式(5)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿的擬合結(jié)果。從表1可以看出，λ度量的是復合誤差項的方差中技術(shù)無效率項的方差所占的比重，λ值越大，技術(shù)無效率對生產(chǎn)的波動越具有解釋力。從其中可以看出，模型1和模型2的λ非常接近于1，這表明效率的偏差主要來源于技術(shù)非效率效應，本文采用SFA方法是合理的。表1最后兩行顯示了以模型為原假設、模型1為備擇假設的自由度為3的混合卡方檢驗結(jié)果，在5%,的水平上拒絕原假設，表明超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型更適宜擬合樣本數(shù)據(jù)，更能準確表達中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識生產(chǎn)過程。因此，本文采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型式(4)的估計結(jié)果，即采用表1中的模型(1)按照式(7)、式(8)、式(9)、式(10)來估計創(chuàng)新效率。模型1中創(chuàng)新效率的時變參數(shù)(η)的系數(shù)顯著為正，表明在樣本期間，隨著時間的推移，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率在不斷改善。這個結(jié)論也在圖1中也得到了證實。在圖1中，從2002年到2013年，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率從0.302增長到2013年的0.413，平均每年增長0.01，大致呈線性增長趨勢。

表1 兩種隨機前沿模型的參數(shù)估計結(jié)果

2.解釋變量

第一，信息基礎設施指數(shù)(Jci)。目前已經(jīng)有不少對于信息基礎設施指標的選取可供參考，郵電業(yè)務總量、電信服務價格、固定電話普及率、移動電話普及率、寬帶、互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)都曾被使用過(R?ller和 Waverman，2001)。對信息基礎設施水平的測度應該使用一個綜合性指標，而且隨著信息技術(shù)的發(fā)展，這一指標的內(nèi)涵不斷充實，外延不斷延伸，此外還要兼顧數(shù)據(jù)的可得性。李偉軍(2011)選擇使用主成分分析法計算出的信息基礎設施指數(shù)來測算信息基礎設施發(fā)展水平，莊雷和王云中(2015)選取信息基礎設施資本存量來衡量信息基礎設施水平。國家統(tǒng)計局統(tǒng)計科研所信息化統(tǒng)計評價研究組曾前后編制了兩套信息化指數(shù)(Informatization Development Index)指標體系，并且信息化發(fā)展指數(shù)(Ⅱ)是在信息化發(fā)展指數(shù)(Ⅰ)基礎上的進一步優(yōu)化。因此，本文采用信息化發(fā)展指數(shù)(Ⅱ)中的信息基礎設施指數(shù)代表信息基礎設施發(fā)展水平①詳情請查閱《中國信息年鑒——2012》之專題研究篇《2011年中國信息化發(fā)展指數(shù)(Ⅱ)研究報告》。。信息基礎設施指數(shù)指標則包含電話擁有率(部/百人)、電視機擁有率(臺/百人)、計算機擁有率(臺/百人)3個二級指標。

圖1 中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率的時間變化模式

信息基礎設施指數(shù)(Jci)計算方法：先對涉及信息基礎設施指數(shù)的 3個具體指標數(shù)據(jù)進行標準化，然后加權(quán)平均計算出信息基礎設施指數(shù)值。計算公式如下：

其中，ijP為 3個指標標準化后的得分，iW為五個分類指數(shù)的相應權(quán)重，其中基礎設施指數(shù)直接反映信息化應用的狀況，其權(quán)重為 25%,，令n＝1，W1＝25%,，m=3(信息基礎設施指數(shù)包含3個指標)。

第二，市場化進程指標(Hmar)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場化不僅與全國整體的市場化進程有關，而且還與細分行業(yè)的市場化程度密切相關，因此衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場化程度不僅需要全國層面的市場化總指數(shù)，還需要考慮細分行業(yè)的市場化指數(shù)。本文借鑒戴魁早和劉友金(2013a)的研究，采用全國市場化總指數(shù)(Mar)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)的市場化程度(Xfmar)的乘積(Hmar)來衡量細分行業(yè)的市場化進程。全國市場化總指數(shù)(Mar)采用樊綱、王小魯和朱恒鵬(2011)提供的 1997—2009年間各地區(qū)市場化進程的總指數(shù)，技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)的市場化變量(Xfmar)為該細分行業(yè)非國有企業(yè)總產(chǎn)值比重、非國有企業(yè)從業(yè)人員年平均余額比重和非國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資額比重的算術(shù)平均值。其測算方法用公式表示：

第三，產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性變量(Heg)。①參考戴魁早和劉友金(2013b)的方法，本文使用細分行業(yè)國有及國有控股企業(yè)總產(chǎn)值占細分行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)的總產(chǎn)值的比重度量國有產(chǎn)權(quán)比重(Own)。②由于高技術(shù)行業(yè)具有增值性和價值劇變性的特點，本文采用細分行業(yè)內(nèi)平均每個企業(yè)的銷售收入額來測度該細分行業(yè)平均企業(yè)規(guī)模(Size)。③本文仿照戴魁早和劉友金(2015)的做法采用細分行業(yè)的物質(zhì)資本存量與從業(yè)人員數(shù)之比來反映技術(shù)密集度指標(Capd)，物質(zhì)資本存量仿照 R&D資本存量的核算方法計算，使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減折算成 2002年不變價，折舊率取 5%,。④參照孫早和宋煒(2012)的研究，使用細分行業(yè)的利潤占銷售收入的比重(利潤率，Pro)來刻畫盈利能力。

3.控制變量

第一，本文采用張杰等(2012)的做法使用 R&D支出與銷售收入的比值反映行業(yè)研發(fā)強度(Rdq)。第二，借鑒戴魁早和劉友金(2015)的研究，本文采用政府 R&D補貼占企業(yè) R&D支出中的比例來刻畫政府 R&D補貼強度(Btq)。第三，參考張誠和蒙大斌(2012)的研究，采用細分行業(yè)的出口交貨值占總產(chǎn)值的比重度量對外貿(mào)易(Tra)。《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》沒有公布細分行業(yè) 2012—2013年的總產(chǎn)值，本文以2002—2011年平均增長率進行推算。第四，借鑒戴魁早(2011)的做法，采用細分行業(yè)三資企業(yè)的投資額占該行業(yè)投資總額的比重來衡量外商直接投資(Fdi)。

從主要變量的描述性統(tǒng)計中可以看出，產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性變量國有產(chǎn)權(quán)比重(Own)、行業(yè)平均規(guī)模(Size)、技術(shù)密集度(Capd)、盈利能力(Pro)的最大值和最小值差距很大，而且標準差也很大，因而這些產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性變量的異方差和非對稱性應該是比較嚴重的?？梢姡畔⒒A設施的完善對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的影響很可能存在明顯的行業(yè)異質(zhì)傳導機制。

四、實證結(jié)果與分析

（一）信息基礎設施水平影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的基本回歸結(jié)果

在面板數(shù)據(jù)模型估計的選取方法上，使用 F檢驗識別混合回歸模型還是固定效應模型，原假設是不存在個體效應模型，即為混合效應模型；使用 Breusch和Pagan(1980)提出的LM檢驗(LM Test for Individual-specific Effects)來識別是混合效應模型還是隨機效應模型，原假設是不存在個體效應即混合效應模型；使用 Hausman檢驗來判斷是選擇使用固定效應還是隨機效應，原假設是隨機模型為正確模型。表2報告了信息基礎設施建設影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的基本回歸結(jié)果。從表2可以看出，(2.1)、(2.3)～(2.6)列，F(xiàn)2檢驗選擇了固定效應，LM 檢驗選擇了隨機效應，Hausman檢驗表明固定效應優(yōu)于隨機效應，所以本文的檢驗結(jié)果最終選擇了固定效應模型。(2.2)列最終選擇了隨機效應模型。F1檢驗結(jié)果表明各個變量的聯(lián)合顯著性較好，Adj-R2數(shù)值在0.90附近，表明模型對樣本的擬合度較高。

需要指出的是，表2給出的基本回歸結(jié)果都是初步的，沒有考慮內(nèi)生性問題，最終結(jié)果有待進一步檢驗。

1.關于信息基礎設施水平與中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率間的關系

從(2.1)～(2.6)列的估計結(jié)果來看，信息基礎設施指數(shù)(Jci)的估計系數(shù)為0.2198～0.3414，表明在其他條件不變時，信息基礎設施指數(shù)提高一個單位，將促進創(chuàng)新效率提高 0.2198～0.3414個單位，接近于劉生龍和胡鞍鋼(2010)的研究結(jié)果，高于莊雷和王云中(2015)、陳亮、李杰偉和徐長生(2011)的研究結(jié)果。并且 t統(tǒng)計量大部分超過了10，在1%,的水平上高度顯著，表明信息基礎設施的完善、信息基礎設施指數(shù)的上升顯著提高了中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率，本文的假說1得到初步驗證。首先，信息基礎設施建設加快了信息的傳遞，為供求雙方提供更加充分準確的信息，擴大了信息搜尋的范圍，降低了信息不對稱程度和交易風險，削減了交易成本，提高了交易速度和質(zhì)量。信息基礎設施的服務水平和質(zhì)量的不斷提高促使高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及時獲取有關政府的產(chǎn)業(yè)政策、國際國內(nèi)兩個市場、兩種資源的信息，從而可以靈活調(diào)整研發(fā)資源，降低了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)風險和不確定性，縮短了技術(shù)研發(fā)周期以及商業(yè)化周期，從而提高創(chuàng)新效率。其次，信息基礎設施的不斷完善加快了企業(yè)組織內(nèi)部的信息上傳下達的速度，促使組織不斷變革，改變了科層組織形態(tài)，完善了組織管理，提高了決策水平和管理效率。再次，信息基礎設施領域的持續(xù)建設會加強研發(fā)部門和生產(chǎn)部門的互動交流，信息在部門間的傳遞具有一定的反饋效應和累積循環(huán)效應。最后，信息基礎設施的完善強化了信息技術(shù)的擴散效應，加速了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部細分行業(yè)之間、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)融合，從而可以激勵高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不斷創(chuàng)新。此外，信息基礎的完善便利了知識管理和知識學習，提高了人力資本的質(zhì)量(閆海洲，2012)，同時也提高了對其它基礎設施的利用率，從而提高創(chuàng)新效率。

2.關于市場化進程對信息基礎設施的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應的調(diào)節(jié)作用

為了避免嚴重的多重共線性，本文在(2.2)列中并沒有單獨加入市場化變量(Hmar)，只加入了市場化指標與信息基礎設施指數(shù)變量的交互項(Jci?Hmar)。(2.2)列的估計結(jié)果顯示，市場化指標變量與信息基礎設施指數(shù)的交互項的估計值為0.0002，且在1%,的水平上顯著，表明市場化程度的提高顯著強化了信息基礎設施水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率的提升作用，因此本文的假說2得到初步證實。隨著市場水平的不斷提高，供求關系的及時調(diào)整使價格信號更加真實和靈敏。信息基礎設施的完善提高了信息傳遞的效率，可以幫助高技術(shù)企業(yè)獲取新產(chǎn)品需求信息，迅速靈活而科學地進行決策。因此，信息基礎設施的完善增強了高技術(shù)企業(yè)從事研發(fā)活動的針對性，降低了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)和市場風險，還可以實現(xiàn)研發(fā)合作與資源信息共享，從而節(jié)約資源和提高創(chuàng)新效率。要素市場的完善有利于形成統(tǒng)一、開放、競爭、有序的市場化體系和公平、開放、透明的市場規(guī)則，從而進一步發(fā)揮市場在(資源特別是創(chuàng)新資源，比如高素質(zhì)人才)配置中的決定性作用。同時，建立在信息技術(shù)基礎上的互聯(lián)網(wǎng)金融業(yè)也會不斷壯大，為中小高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)活動提供資金，緩解信貸約束，從而改善創(chuàng)新資源配置。法律制度環(huán)境的改善可以矯正高技術(shù)企業(yè)的較強外部性，確保企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動得到應有的創(chuàng)新租金，激勵高技術(shù)企業(yè)加大 R&D投入，成為產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新的土壤。信息基礎設施的建設也對基礎理論和應用轉(zhuǎn)化研究提出了強烈的要求，因此推進信息基礎設施建設需要突破技術(shù)難題，產(chǎn)生發(fā)明專利。知識產(chǎn)權(quán)保護制度通過保護技術(shù)發(fā)明人的權(quán)益來鼓勵其從事科學研究活動，為技術(shù)發(fā)明創(chuàng)造了有利條件，促使相關技術(shù)取得突破性進展，從而加快信息基礎設施升級的步伐，為信息基礎設施的技術(shù)創(chuàng)新效應的發(fā)揮創(chuàng)造了基本前提。

3.有關信息基礎設施作用于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的異質(zhì)傳導效應的估計結(jié)果

基于和(2.2)列同樣的考慮，本文在列(2.3)～(2.6)依次加入國有產(chǎn)權(quán)比重(Own)、平均企業(yè)規(guī)模水平(Size)、技術(shù)密集度(Capd)、盈利能力(Pro)。從列(2.3)～(2.6)可以看出，所有交互項都非常顯著。(1)國有產(chǎn)權(quán)比重與信息基礎設施指數(shù)變量的交互項(Jci?Own)系數(shù)顯著為負，表明國有產(chǎn)權(quán)比重越高的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)信息基礎指數(shù)的提高不僅沒能改善高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率，反而產(chǎn)生了顯著的抑制作用。換句話說，過大的國有產(chǎn)權(quán)比重顯著稀釋了信息基礎設施建設的技術(shù)創(chuàng)新效應。本文的假說3a得到了初步驗證。國有企業(yè)的委托代理機制使得創(chuàng)新收益權(quán)與創(chuàng)新控制權(quán)不匹配，背離了創(chuàng)新效率最大化的基本原則(相當于西方微觀經(jīng)濟理論中的廠商利潤最大或虧損最小的一階條件，即邊際收益等于邊際成本)，由此不可避免地降低了創(chuàng)新效率(吳延兵，2012a)。國有高技術(shù)企業(yè)面臨的市場競爭威脅相對較小，對信息化基礎設施的需求較弱，導致其有關投資較少，利用率不高，降低了信息技術(shù)的滲透速度，從而弱化了技術(shù)擴散效應。過大的規(guī)模也導致了 X非效率的產(chǎn)生，加上國有企業(yè)自身缺乏技術(shù)創(chuàng)新的激勵，所以過大的國有產(chǎn)權(quán)比重會限制信息基礎設施對技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)具有產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)清晰的內(nèi)在優(yōu)勢，且競爭更為激烈的外部環(huán)境促使企業(yè)堅定地以利潤最大化為其經(jīng)營目標，并靈活調(diào)整各種資源配置，積極投資于信息基礎設施建設，更有意愿采用現(xiàn)代信息技術(shù)改變落后的生產(chǎn)方式和管理模式以提高競爭力，因此信息基礎設施對民營高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效應大于國有高技術(shù)企業(yè)的該效應。(2)行業(yè)平均企業(yè)規(guī)模水平與信息基礎設施指數(shù)變量的交互項(Jci?Size)系數(shù)顯著為負，這表明隨著細分行業(yè)的平均企業(yè)規(guī)模的擴大，信息基礎設施建設反而顯著抑制了高技術(shù)的創(chuàng)新效率的提高。假說 3b得到初步證實。(3)技術(shù)密集度與信息基礎設施建設變量的交互項(Jci?Capd)顯著為正，這意味著在技術(shù)水平越高的行業(yè)中，信息基礎設施對創(chuàng)新效率的促進作用越大，假說 3c初步成立。這與韓先鋒、惠寧和宋文飛(2014)的結(jié)論相反。技術(shù)密集度越高，技術(shù)差距越小，技術(shù)創(chuàng)新越需要依靠自主創(chuàng)新(孫早和宋煒，2013)，對信息化的需求意愿越強烈，利用信息基礎設施的效率越高，從而創(chuàng)新效率越高。(4)盈利能力與信息基礎設施建設變量的交互項(Jci?Pro)系數(shù)顯著為正，這表明隨著盈利能力的提高，信息基礎設施建設的推進顯著改善了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。初步驗證了假說3d。盈利能力越高，利潤越高，而利

潤正是 R&D投入的重要來源，因此企業(yè)才會有更多的資本投入到信息基礎設施建設中，從而為提高技術(shù)創(chuàng)新效率提供了堅實的物質(zhì)基礎。

表2 信息基礎設施影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的基本回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證結(jié)論的可靠性，本文分別從以下三個方面進行穩(wěn)健性檢驗①限于篇幅，本文沒有報告穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，備索。。

1.信息基礎設施發(fā)展水平的其他度量方法。莊雷和王云中(2015)選取信息基礎設施資本存量來衡量信息基礎設施水平。Koutroumpis(2009)的研究采用滲透率來度量信息基礎設施水平，滲透率通常表現(xiàn)為某一信息基礎設施指標的人均存量，比如人均郵電業(yè)務量，能夠避免用總量水平衡量信息基礎設施發(fā)展水平的偏差。本文選取人均信息基礎設施資本存量(Inf)來測度信息基礎設施水平。盡管信息基礎設施資本存量的核算與前面核算 R&D資本存量的方法相似，但仍然需要說明幾點：①我們參考孫琳琳、鄭海濤和任若恩(2012)的做法，采用計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、軟件業(yè)的投資作為信息基礎設施領域的投資額，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》公布的原始數(shù)據(jù)進行核算；②我們對得到的信息基礎設施投資額用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，折算成 2002年不變價；③計算出 2002—2013年間信息基礎設施實際投資的平均增長率；④折舊率我們采用陳亮、李杰偉和徐長生(2011)的研究中所設定的 7.5%,；⑤將得到的信息基礎設施資本存量按全國人口折算為人均信息基礎設施資本存量(Inf)。

2.市場化進程指標的其他度量方法。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場化改革進程是在整個國家的市場化改革的宏觀環(huán)境中推進的，因此本文可以采用前面計算得出的全國市場化總指數(shù)(Mar)來替換前文的市場化指標(Hmar)進行穩(wěn)健性檢驗。

3.行業(yè)異質(zhì)變量指標的其它度量方法。本文嘗試以新的行業(yè)異質(zhì)指標對信息基礎設施的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應的異質(zhì)傳導機制進行穩(wěn)健性檢驗。以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)國有及國有控股企業(yè)從業(yè)人員年平均余額比重(分行業(yè)國有及國有控股企業(yè)從業(yè)人員平均人數(shù)/行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)從業(yè)平均人數(shù)，Soe)重新衡量國有產(chǎn)權(quán)比重，以細分行業(yè)平均從業(yè)人員人數(shù)(Sca)代替細分行業(yè)平均企業(yè)規(guī)模，以行業(yè)技能結(jié)構(gòu)(細分行業(yè) R&D人員占該行業(yè)從業(yè)的比重，Ski)重新測度技術(shù)密集度，以利稅率(細分行業(yè)的利稅占該行業(yè)銷售收入的比重，Lsl)代替利潤率來再次度量盈利能力。

（三）內(nèi)生性問題討論及解決

信息基礎設施建設的推進會改善高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率，反過來，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率提高也會導致產(chǎn)業(yè)內(nèi)利潤上升，從而增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對信息基礎設施的需求和投資額，進一步完善信息基礎設施，而且信息基礎設施指標的變動決定于不斷提高的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率和整體經(jīng)濟發(fā)展水平。也就是說，信息基礎設施的投資建設是內(nèi)生于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率和整體經(jīng)濟發(fā)展水平的。信息基礎設施和創(chuàng)新效率之間可能互為因果關系，從而導致內(nèi)生性問題，所以信息基礎設施指標并非嚴格意義上的外生變量。由于受認識的局限性和數(shù)據(jù)的可得性，本文還有可能遺漏一些對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響因素。結(jié)合以上分析，解釋變量的內(nèi)生性以及可能的遺漏變量等問題可能導致我們的估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。

傳統(tǒng)的工具變量法解決內(nèi)生性問題在實際操作中難度較大(白俊紅，2011b)。Blundell 等(2000)證明，在有限樣本情況下，system GMM方法比difference GMM方法估計的偏差更小，有效性更高，因此本文使用system GMM方法來處理內(nèi)生性問題。system GMM方法是在差分廣義矩估計的基礎上增加解釋變量的一階差分滯后項作為原水平方程的工具變量，并將水平方程和差分方程作為一個系統(tǒng)同時對其進行估計(Blundell和 Bond，1998)。本文在模型中引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，以控制一些遺漏變量及不可觀測因素的影響，由此構(gòu)造一個動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，再將信息基礎設施指數(shù)以及信息基礎設施指數(shù)與市場化變量、行業(yè)特征變量的交互項的滯后項分別作為自身的工具變量來嘗試性地解決內(nèi)生性問題，采用system GMM方法進行內(nèi)生性檢驗①限于篇幅，本文沒有報告內(nèi)生性檢驗結(jié)果，備索。。

穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗結(jié)果均表明，信息基礎設施變量及其與市場化程度、行業(yè)異質(zhì)性變量指標(行業(yè)國有產(chǎn)權(quán)比重、行業(yè)規(guī)模、行業(yè)盈利能力)交互項的符號、顯著性基本保持不變，表明前文得到的實證結(jié)果總體上具有相當?shù)姆€(wěn)健性和可靠性。信息基礎設施變量與技術(shù)密集度的交互項系數(shù)在相關的第一種穩(wěn)健性檢驗(負值)、第三種穩(wěn)健性檢驗(正值)及內(nèi)生性檢驗(正值)中均沒有通過顯著性檢驗。因此，假說 3c最終沒有得到證實。隨著細分行業(yè)技術(shù)密集度的提高，信息基礎設施的改善對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率的提高具有積極作用，但是不顯著。其可能的原因是，雖然技術(shù)密集度較高的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)更加依賴于技術(shù)創(chuàng)新，對信息的需求意愿和對信息基礎設施的利用效率都相對較高，但隨著技術(shù)密集度的提高，在技術(shù)創(chuàng)新過程中(新思想產(chǎn)生——中試成果——形成新技術(shù)——形成新產(chǎn)品的整個過程)，產(chǎn)品復雜度越高，創(chuàng)新產(chǎn)出的難度、風險(比如技術(shù)風險、市場需求變動風險、管理風險等)也會隨之增大(戴魁早和劉友金，2013a)。因此，在技術(shù)密集度較高的高技術(shù)細分行業(yè)，信息基礎設施建設的改善的技術(shù)創(chuàng)新效應變得不再顯著了。

綜上所述，在國有產(chǎn)權(quán)比重較低、平均企業(yè)規(guī)模較小、盈利能力更強的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)中，信息基礎設施建設能夠顯著改善高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。技術(shù)密集度對信息基礎設施建設的技術(shù)創(chuàng)新效應具有不顯著的積極作用。換句話說，信息基礎設施建設對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率整體上具有行業(yè)異質(zhì)傳導效應。

五、結(jié)論及政策啟示

發(fā)達的信息基礎設施是信息化時代產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的重要物質(zhì)基礎。為了考察信息基礎設施建設對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響，本文利用中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè) 2002—2013年間 17個細分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)檢驗了信息基礎設施建設水平與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率之間的關系。本文的主要發(fā)現(xiàn)如下：①在考察期間，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型更適宜表達中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識生產(chǎn)過程，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率在不斷改善；②信息基礎設施建設對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率具有顯著的促進作用；③隨著市場化程度的提高，信息基礎設施建設對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提升作用趨于增強；④高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)特征對信息基礎設施促進技術(shù)創(chuàng)新效率的作用產(chǎn)生了顯著的異質(zhì)性影響，在國有產(chǎn)權(quán)比重較低、平均行業(yè)規(guī)模較小以及盈利能力較強的高技術(shù)細分行業(yè)中，信息基礎設施建設對技術(shù)創(chuàng)新效率的提升作用更大。技術(shù)密集度的提高也對信息基礎設施建設的技術(shù)創(chuàng)新效應具有積極作用，但是不顯著。

本文的研究結(jié)論具有深刻的政策含義：首先，需要進一步加快完善信息基礎設施建設的步伐，推動信息化與技術(shù)創(chuàng)新、工業(yè)化深度融合，促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，充分發(fā)揮信息基礎設施建設的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應。其次，加快市場化轉(zhuǎn)型，建設統(tǒng)一開放、競爭有序的現(xiàn)代市場體系，努力使市場在資源配置中起決定性作用，為充分發(fā)揮信息基礎建設對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提升作用創(chuàng)造有利的外部環(huán)境。最后，要科學引導行業(yè)特征對信息基礎設施影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的行業(yè)異質(zhì)傳導效應，這要做到以下幾點：(1)國有企業(yè)改革以及企業(yè)的并購、重組不能盲目追求過高的國有產(chǎn)權(quán)比重和過大的企業(yè)規(guī)模，否則會降低信息基礎設施建設的技術(shù)創(chuàng)新效應。(2)在企業(yè)的發(fā)展過程中，不斷加大投資力度，通過區(qū)際貿(mào)易、國際貿(mào)易、引進外資等方式加強信息技術(shù)對技術(shù)密集度相對低的高技術(shù)細分行業(yè)的升級改造，提高技術(shù)密集度，防范并化解伴隨技術(shù)密集度提高而來的潛在風險，進一步發(fā)揮信息基礎設施建設對創(chuàng)新效率的提升作用。(3)外部通過市場化的改革完善市場競爭，內(nèi)部促使高技術(shù)企業(yè)提高管理效率，從而倒逼企業(yè)提高盈利能力，有利于強化信息基礎設施建設對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用。

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