創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量視角下研發(fā)人員績(jī)效研究※

王黎明 俞立平

內(nèi)容提要：從創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的視角分析研發(fā)人員的作用特征具有重要意義。該文首先從理論上構(gòu)建了研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的作用機(jī)制，包括直接作用機(jī)制、間接作用機(jī)制與創(chuàng)新成果反饋機(jī)制。并利用貝葉斯向量自回歸模型與面板門檻模型進(jìn)行了實(shí)證，研究結(jié)果表明，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量作用機(jī)制顯著。研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量不具備直接作用機(jī)制和反饋機(jī)制，只有微弱的間接作用機(jī)制。研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)具有創(chuàng)新數(shù)量門檻效應(yīng)、研發(fā)人員門檻效應(yīng)、企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻效應(yīng)：隨著創(chuàng)新數(shù)量水平的提高，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性也較高；隨著研發(fā)人員增加，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性降低；隨著企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的增加，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性呈現(xiàn)先增加后降低的狀態(tài)。

一、 引 言

我國(guó)已經(jīng)成為創(chuàng)新大國(guó)，但還不是創(chuàng)新強(qiáng)國(guó)，廣大科技工作者是我國(guó)重要的創(chuàng)新主體。據(jù)2015年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，全國(guó)R&D人員535.15萬(wàn)人，居世界第一，其中全時(shí)人員336.36萬(wàn)人，占62.85%，投入研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)13015.63億元，居世界第二位。我國(guó)發(fā)明專利受理數(shù)世界第一，科技論文世界第二。需要注意的是，我國(guó)還不是科技強(qiáng)國(guó)。據(jù)中國(guó)科學(xué)技術(shù)信息研究所統(tǒng)計(jì)，中國(guó)各學(xué)科論文在2005-2015年10年期間共發(fā)表國(guó)際論文158.11萬(wàn)篇，穩(wěn)居世界第二，但被引用次數(shù)處于世界前1%的高被引論文有15011篇，僅占全世界的11.9%。美國(guó)、英國(guó)和德國(guó)高被引論文數(shù)量分別為65079篇、16478和15073篇，均超過(guò)中國(guó)。除了在量子通訊、航天、高鐵等少數(shù)領(lǐng)域我國(guó)處于世界先進(jìn)水平外，大多數(shù)技術(shù)領(lǐng)域我國(guó)與發(fā)達(dá)國(guó)家還有較大差距。

創(chuàng)新數(shù)量代表了創(chuàng)新的總體規(guī)模，而創(chuàng)新質(zhì)量代表了創(chuàng)新的實(shí)際水平，研發(fā)人員發(fā)揮著重要作用。創(chuàng)新質(zhì)量是產(chǎn)品和服務(wù)的質(zhì)量、過(guò)程質(zhì)量、企業(yè)管理質(zhì)量的綜合(Haner，2002)，是創(chuàng)新所提供的產(chǎn)品、服務(wù)、過(guò)程，經(jīng)營(yíng)管理和市場(chǎng)的組織、方法的特征滿足顧客要求的程度，以及所含缺陷的免除程度(楊幽紅，2013)?？萍既藛T對(duì)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)，既體現(xiàn)在創(chuàng)新的數(shù)量，也體現(xiàn)在創(chuàng)新的質(zhì)量上。在這樣的背景下，研究研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的作用機(jī)制，分析其中存在的問(wèn)題，不僅有利于提高創(chuàng)新績(jī)效，提高研發(fā)人員的積極性，而且對(duì)于國(guó)家出臺(tái)相關(guān)科技政策具有重要意義。

關(guān)于研發(fā)人員與創(chuàng)新的關(guān)系。Coombs(1996)在總結(jié)若干大型企業(yè)研發(fā)戰(zhàn)略管理成功經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，提出創(chuàng)新績(jī)效是企業(yè)研發(fā)先期投入和過(guò)程學(xué)習(xí)的體現(xiàn)，是衡量研發(fā)人員創(chuàng)新活動(dòng)有效性的關(guān)鍵指標(biāo)。Mumford(2000)認(rèn)為創(chuàng)新不僅指企業(yè)賴以生存和發(fā)展的創(chuàng)新產(chǎn)品或技術(shù)，還涵蓋了研發(fā)人員在實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新目標(biāo)過(guò)程中的知識(shí)發(fā)現(xiàn)、創(chuàng)新流程和工作氛圍等所有可能影響創(chuàng)新績(jī)效的過(guò)程因素。Kogut et al.(1992)認(rèn)為創(chuàng)新實(shí)際上是研發(fā)人員在對(duì)知識(shí)識(shí)別、整合和創(chuàng)造過(guò)程中所產(chǎn)生的各種顯性和隱性成果，是研發(fā)人員個(gè)體綜合創(chuàng)新能力的體現(xiàn)。Nelson et al.(1966)最早從創(chuàng)新能力維度評(píng)價(jià)企業(yè)研發(fā)人員的創(chuàng)新績(jī)效，重點(diǎn)關(guān)注如何從教育角度促進(jìn)研發(fā)人員創(chuàng)新能力成長(zhǎng)，以加快技術(shù)擴(kuò)散和企業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)。李永周、黃薇等(2014)認(rèn)為研發(fā)人員的創(chuàng)新績(jī)效并非是單純的創(chuàng)新業(yè)績(jī)體現(xiàn)，而是對(duì)創(chuàng)新系統(tǒng)從研發(fā)資源投入到創(chuàng)新成果產(chǎn)出過(guò)程中，創(chuàng)新效率和效益的綜合衡量。

在實(shí)證研究領(lǐng)域，Thomhill(2006)認(rèn)為研發(fā)人員創(chuàng)新活動(dòng)中所涉及的企業(yè)知識(shí)、行業(yè)活力和創(chuàng)新互動(dòng)等都會(huì)影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。Lev et al.(1996)研究發(fā)現(xiàn)，科研經(jīng)費(fèi)投入對(duì)科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)績(jī)效的影響具有明顯滯后作用，影響持續(xù)時(shí)間與科研團(tuán)隊(duì)所在領(lǐng)域相關(guān)。Moenaert et al.(1990)把市場(chǎng)客戶、現(xiàn)有技術(shù)、同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和儲(chǔ)備資源的不確定程度視為影響研發(fā)人員信息獲取能力和創(chuàng)新成功的關(guān)鍵障礙因素，并分析了不同情境下研發(fā)人員創(chuàng)新行為的風(fēng)險(xiǎn)高低程度。Ballot et al.(2001)將中間創(chuàng)新產(chǎn)出納入研發(fā)人員創(chuàng)新模型，用以考核創(chuàng)新投入的利用率和創(chuàng)新流程的有效性。王鉞、白俊紅(2016)運(yùn)用引力模型和空間計(jì)量分析技術(shù)，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)人員的區(qū)際流動(dòng)能夠顯著促進(jìn)中國(guó)地區(qū)創(chuàng)新的收斂，而戶籍制度改革對(duì)研發(fā)人員的流動(dòng)有顯著的推進(jìn)作用。吳玉鳴(2006)對(duì)我國(guó)省域R&D投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行了計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)省域人力資本投入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率最高。

也有少數(shù)研究認(rèn)為研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)較低。車春鸝、陸文安(2015)分析發(fā)現(xiàn)，某市187個(gè)科研團(tuán)隊(duì)中，科技資金、人力資源投入與科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)績(jī)效之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系。鄧明、錢爭(zhēng)鳴(2009)在知識(shí)生產(chǎn)中引入了知識(shí)存量的概念，研究了知識(shí)存量、知識(shí)生產(chǎn)與空間知識(shí)溢出之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)區(qū)域知識(shí)生產(chǎn)效率較低，特別是科技活動(dòng)人員的產(chǎn)出彈性很低。

從現(xiàn)有的研究看，微觀層面關(guān)于科技團(tuán)隊(duì)的組成、影響因素、激勵(lì)等領(lǐng)域的研究較多，關(guān)于研發(fā)人員的績(jī)效、對(duì)創(chuàng)新以及企業(yè)效益貢獻(xiàn)的研究也比較豐富。關(guān)于研發(fā)人員的績(jī)效，學(xué)術(shù)界研究結(jié)論并不一致，可能與變量選擇、模型設(shè)置、研究對(duì)象等不同有關(guān)?？傮w上，在以下幾個(gè)方面有必要進(jìn)行進(jìn)一步的深入研究：

第一，創(chuàng)新既包括創(chuàng)新數(shù)量，也包括創(chuàng)新質(zhì)量，從這個(gè)角度研究研發(fā)人員作用機(jī)制、作用特點(diǎn)的研究不多，需要從理論和實(shí)證角度加以深入分析。

第二，研發(fā)經(jīng)費(fèi)與研發(fā)人員是兩項(xiàng)重要的創(chuàng)新投入，它們對(duì)創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量作用有何區(qū)別？作用規(guī)律有何特點(diǎn)？

第三，我國(guó)科技投入產(chǎn)出中，從創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量的視角，存在哪些問(wèn)題？原因是什么？

本文以我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行分析。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和創(chuàng)新的重要主體，具有較強(qiáng)的代表性。本文首先基于貝葉斯向量自回歸模型，從宏觀上分析研發(fā)人員投入、研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量之間的互動(dòng)關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用面板門檻模型，研究研發(fā)人員投入對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的非線性關(guān)系，包括研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新成果貢獻(xiàn)的創(chuàng)新成果門檻效應(yīng)、研發(fā)人員自身門檻效應(yīng)、研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻效應(yīng)，最后進(jìn)行總結(jié)。

二、 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的作用機(jī)制

1. 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新的作用機(jī)制

研發(fā)人員的作用機(jī)制如圖1所示。其作用機(jī)制包括直接作用機(jī)制、間接作用機(jī)制和反饋機(jī)制。直接作用機(jī)制就是研發(fā)人員的投入，會(huì)通過(guò)其創(chuàng)造性的勞動(dòng)，帶來(lái)創(chuàng)新成果的增加，包括創(chuàng)新數(shù)量的增加與創(chuàng)新質(zhì)量的提高。間接作用機(jī)制就是指，企業(yè)擴(kuò)大研發(fā)人員投入，除了人員投入帶來(lái)的創(chuàng)新貢獻(xiàn)外，還通過(guò)帶動(dòng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的進(jìn)一步增加，帶來(lái)創(chuàng)新成果的增加。直接作用機(jī)制是一種靜態(tài)貢獻(xiàn)，而間接作用機(jī)制是一種動(dòng)態(tài)貢獻(xiàn)，是隨著研發(fā)人員增加而體現(xiàn)的。研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新的作用還體現(xiàn)在反饋機(jī)制上，即研發(fā)人員投入取得較好的創(chuàng)新成果，為企業(yè)帶來(lái)效益，企業(yè)得到激勵(lì)后會(huì)進(jìn)一步加大研發(fā)人員與經(jīng)費(fèi)投入，形成良性循環(huán)。反饋機(jī)制是間接作用機(jī)制的重要推動(dòng)力量。

圖1 研發(fā)人員的作用機(jī)制

2. 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的非線性分析

研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)是一個(gè)比較復(fù)雜的問(wèn)題，以往研究之所以會(huì)出現(xiàn)研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新貢獻(xiàn)較小甚至不顯著情況，除了變量選取、研究對(duì)象、模型設(shè)置不同以外，另外一個(gè)重要原因可能與研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新貢獻(xiàn)的非線性有關(guān)。所謂非線性，就是指不同的創(chuàng)新成果、不同研發(fā)人員水平、不同企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)水平下，研發(fā)人員的彈性均會(huì)體現(xiàn)出不同的特點(diǎn)和規(guī)律。

第一，不同創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量下研發(fā)人員彈性。當(dāng)創(chuàng)新數(shù)量水平較低時(shí)，研發(fā)人員數(shù)量較少，水平較低，隨著創(chuàng)新數(shù)量的提高，企業(yè)研發(fā)水平也得到提高，相應(yīng)地，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)也得到提高。研發(fā)人員規(guī)模的擴(kuò)大，還會(huì)帶來(lái)創(chuàng)新的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效果，即人均創(chuàng)新數(shù)量會(huì)得到提高。對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量，情況也類似。為此，本文提出如下假設(shè)：

H1：隨著創(chuàng)新數(shù)量的提高，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性越來(lái)越大，即研發(fā)人員貢獻(xiàn)存在創(chuàng)新數(shù)量的門檻效應(yīng)。

H2：隨著創(chuàng)新質(zhì)量的提高，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的彈性越來(lái)越大，即研發(fā)人員貢獻(xiàn)存在創(chuàng)新質(zhì)量的門檻效應(yīng)。

第二，不同研發(fā)人員水平下研發(fā)人員的彈性。當(dāng)研發(fā)人員數(shù)量較少時(shí)，研發(fā)人員受到足夠的重視，積極性得到充分發(fā)揮，因此對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)必然較大，隨著研發(fā)人員增多，團(tuán)隊(duì)得到擴(kuò)大，力量增強(qiáng)，創(chuàng)新數(shù)量必然增加，但是研發(fā)人員的邊際貢獻(xiàn)是減少的，其彈性是降低的。對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量，同樣也呈現(xiàn)類似的規(guī)律，為此提出以下假設(shè)：

H3：隨著研發(fā)人員增加，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性越來(lái)越低，即研發(fā)人員貢獻(xiàn)存在自身的門檻效應(yīng)。

H4：隨著研發(fā)人員增加，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的彈性越來(lái)越低，即研發(fā)人員貢獻(xiàn)存在自身的門檻效應(yīng)。

圖2 不同研發(fā)人員下研發(fā)人員彈性

第三，不同研發(fā)經(jīng)費(fèi)下研發(fā)人員的彈性(圖3)。當(dāng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)較低時(shí)，由于沒有足夠的經(jīng)費(fèi)投入，研發(fā)人員難以開展有效的研究，因此創(chuàng)新數(shù)量是較低的，隨著研發(fā)經(jīng)費(fèi)的進(jìn)一步增加，在較好的條件下，研發(fā)人員可以獲取更好的創(chuàng)新數(shù)量，但是當(dāng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)非常充裕時(shí)，雖然創(chuàng)新數(shù)量繼續(xù)增加，但研發(fā)人員創(chuàng)造性得到充分發(fā)揮，此時(shí)增加創(chuàng)新數(shù)量更加困難。為此提出以下假設(shè)：

H5：隨著研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)先增后降的狀態(tài)，即研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻。

對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量，雖然從理論上與創(chuàng)新數(shù)量類似，但由于我國(guó)創(chuàng)新質(zhì)量還較低，研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加時(shí)，創(chuàng)新質(zhì)量總體是提高的，因此研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)總體上呈現(xiàn)單調(diào)遞增狀態(tài)。為此提出以下假設(shè)：

H6：隨著研發(fā)經(jīng)費(fèi)的增加，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞增狀態(tài)，即研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻。

圖3 不同研發(fā)經(jīng)費(fèi)下研發(fā)人員彈性

三、 研究方法與數(shù)據(jù)

1. 貝葉斯向量自回歸模型

為了分析研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、研發(fā)人員投入與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量之間的互動(dòng)關(guān)系，可以用貝葉斯向量自回歸模型(Bayesian Vector Autoregressions，BVAR)進(jìn)行研究。貝葉斯向量自回歸模型是在Sims(1980)創(chuàng)立的傳統(tǒng)VAR模型基礎(chǔ)上產(chǎn)生的，用來(lái)分析若干具有互動(dòng)關(guān)系的變量之間的關(guān)系。傳統(tǒng)VAR模型有一些不足，影響了其應(yīng)用，尤其是在數(shù)據(jù)量較少的情況下。比如VAR模型不能解決待估參數(shù)過(guò)多問(wèn)題，當(dāng)滯后期較多和數(shù)據(jù)量偏少的情況下會(huì)出現(xiàn)估計(jì)偏誤，也不能有效處理各滯后變量之間的多重共線性問(wèn)題。Litterman(1986)在貝葉斯推斷理論基礎(chǔ)上創(chuàng)立了貝葉斯向量自回歸模型，在短期預(yù)測(cè)時(shí)，預(yù)測(cè)精度得到了大幅提高，并且不會(huì)出現(xiàn)傳統(tǒng)模型的不可信結(jié)構(gòu)。與傳統(tǒng)VAR模型類似的是，BVAR模型也是主要通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來(lái)分析變量之間的互動(dòng)關(guān)系。

2. 面板門檻回歸模型

在貝葉斯向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，可以采用面板門檻模型進(jìn)一步分析研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量貢獻(xiàn)的非線性效應(yīng)。這里主要包括創(chuàng)新數(shù)量/創(chuàng)新質(zhì)量自身的門檻、研發(fā)人員門檻、研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻三種類型，從而可以檢驗(yàn)本文中的幾個(gè)主要假設(shè)，以對(duì)研發(fā)人員的作用機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。

(1) 基本方程。本文的基本方程是科技生產(chǎn)函數(shù)。在科技投入產(chǎn)出中，Griliches(1979)借鑒Cobb-Doglas生產(chǎn)函數(shù)，首先將研發(fā)經(jīng)費(fèi)引入到科技投入產(chǎn)出中，Jaffe(1989)在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入科技人力資源投入，這就是著名的Griliches- Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKαLβ

(1)

公式(1)中，Y表示科技產(chǎn)出，K表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)，L表示研發(fā)人員，α、β分別表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)與研發(fā)人員的彈性系數(shù)，A為常數(shù)項(xiàng)，表示科技生產(chǎn)函數(shù)中的全要素生產(chǎn)率。

(2) 創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量門檻。以創(chuàng)新數(shù)量為例，由于研發(fā)人員L對(duì)創(chuàng)新數(shù)量Y1的貢獻(xiàn)可能存在創(chuàng)新數(shù)量門檻效應(yīng)。假設(shè)存在單門檻，如果存在一個(gè)創(chuàng)新數(shù)量水平τ，使得對(duì)于Y1≤τ和Y1>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量貢獻(xiàn)的彈性呈現(xiàn)顯著差異。當(dāng)Y1≤τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ1；當(dāng)Y1>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ2。如果存在多個(gè)門檻，可以進(jìn)一步引入更多的τ1、τ2……，原理類似。

(2)

對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量門檻，方法類似，這里省略公式。

(3) 研發(fā)人員門檻。所謂研發(fā)人員門檻，就是在不同研發(fā)人員水平下，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的彈性呈現(xiàn)出顯著的差異。以創(chuàng)新數(shù)量為例，假設(shè)存在單門檻，如果存在一個(gè)研發(fā)人員水平τ，使得對(duì)于L≤τ和L>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量貢獻(xiàn)的彈性呈現(xiàn)顯著差異。當(dāng)L≤τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ1；當(dāng)L>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ2。如果存在多個(gè)門檻，可以進(jìn)一步引入更多的τ1、τ2……。

(3)

對(duì)于研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量貢獻(xiàn)的研發(fā)人員自身門檻，方法類似，在此同樣省略公式。

(4) 企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻。所謂企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻，就是在不同企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)水平下，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的彈性出現(xiàn)顯著差異。以創(chuàng)新質(zhì)量為例，對(duì)于單門檻情形，如果存在一個(gè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)水平τ，使得對(duì)于K≤τ和K>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量貢獻(xiàn)的彈性出現(xiàn)顯著差異。當(dāng)K≤τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ1；當(dāng)K>τ時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為θ2。如果存在多個(gè)門檻，可以進(jìn)一步引入更多的τ1、τ2……。

(4)

對(duì)于研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量貢獻(xiàn)的企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻，方法類似，此處公式省略。

3. 變量與數(shù)據(jù)

高技術(shù)企業(yè)知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)中，因變量涉及創(chuàng)新數(shù)量Y1、創(chuàng)新質(zhì)量Y2，創(chuàng)新數(shù)量主要從創(chuàng)新規(guī)模角度衡量，借鑒Griliches(1990)的方法，采用新產(chǎn)品銷售收入表示。關(guān)于創(chuàng)新質(zhì)量的處理方法較多，Lerner(1994)采用授權(quán)專利IPC分類號(hào)前4位表示，張古鵬、陳向東等(2011)采用專利長(zhǎng)度和專利授權(quán)率表示。本文基于省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，無(wú)法得到專利代碼長(zhǎng)度相關(guān)數(shù)據(jù)，因此采用授權(quán)發(fā)明專利占所有申請(qǐng)專利的比重表示。

因變量中，企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)直接來(lái)自于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒，研發(fā)人員投入采用研發(fā)人員折合全時(shí)當(dāng)量表示，數(shù)據(jù)也直接來(lái)自統(tǒng)計(jì)年鑒。由于發(fā)明專利授權(quán)數(shù)指標(biāo)2010年才開始公布，因此數(shù)據(jù)范圍為2010-2015年期間。西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失較多而將其刪除，實(shí)際為30個(gè)省市6年的面板數(shù)據(jù)，變量的描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

四、 實(shí)證結(jié)果

1. 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

由于分析研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的非線性關(guān)系本質(zhì)上仍然是回歸，因此必須對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以防止出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。從提高穩(wěn)健性角度出發(fā)，本文同時(shí)采用Hadri、Levin lin & chu、Fisher ADF三種方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以結(jié)果相同為準(zhǔn)，結(jié)果如表2所示，經(jīng)過(guò)1階差分后，所有變量均為平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。下表同。

2. 研發(fā)投入與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量的互動(dòng)關(guān)系

下面建立面板貝葉斯向量自回歸模型，分析創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量、企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)、研發(fā)人員之間的互動(dòng)關(guān)系。貝葉斯向量自回歸模型不要考慮協(xié)整關(guān)系，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)滯后期選擇2期，這是因?yàn)闇笃谔滩荒芊从惩度氘a(chǎn)出關(guān)系，而滯后期太長(zhǎng)數(shù)據(jù)時(shí)間跨度不允許。下面采用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解進(jìn)行深度分析。

圖4 創(chuàng)新數(shù)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

(1) 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。第一，創(chuàng)新數(shù)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)(圖4)。來(lái)自研發(fā)經(jīng)費(fèi)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)其影響最大，但作用有一定的滯后性，當(dāng)期為0，然后快速升高并趨于穩(wěn)定。其次是來(lái)自創(chuàng)新質(zhì)量的沖擊，當(dāng)期為0，隨后持續(xù)升高，作用時(shí)間較長(zhǎng)。說(shuō)明創(chuàng)新質(zhì)量的提高有利于創(chuàng)新數(shù)量的增加。最后是研發(fā)人員的沖擊，當(dāng)期為0，第三期達(dá)到極大值后趨于穩(wěn)定。

第二，創(chuàng)新質(zhì)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)(圖5)。來(lái)自創(chuàng)新數(shù)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)其影響最大，其次是研發(fā)經(jīng)費(fèi)的沖擊，但兩者的總體作用比較輕微，尚難以有效地提高創(chuàng)新質(zhì)量。而來(lái)自研發(fā)人員的沖擊對(duì)其影響為負(fù)，說(shuō)明研發(fā)人員的增加難以有效提高創(chuàng)新質(zhì)量，反而有相反的效果。

圖5 創(chuàng)新質(zhì)量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

第三，企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的脈沖響應(yīng)函數(shù)(圖6)。來(lái)自創(chuàng)新數(shù)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)其影響最大，當(dāng)期就發(fā)揮作用，效果比較平穩(wěn)，時(shí)間較長(zhǎng)，說(shuō)明創(chuàng)新數(shù)量對(duì)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)形成了良好的正向反饋。來(lái)自創(chuàng)新質(zhì)量的沖擊次之，當(dāng)期就發(fā)揮作用，并且隨著時(shí)間的推延總體呈上升趨勢(shì)。來(lái)自研發(fā)人員的沖擊作用最小，當(dāng)期為0，第三期達(dá)到最大，隨后緩慢下降。

圖6 企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的脈沖響應(yīng)函數(shù)

第四，研發(fā)人員的脈沖響應(yīng)函數(shù)(圖7)。來(lái)自創(chuàng)新質(zhì)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對(duì)其影響最大，當(dāng)期就發(fā)揮作用并達(dá)到極大值，隨后緩慢下降。其次是研發(fā)經(jīng)費(fèi)的沖擊，同樣當(dāng)期發(fā)揮作用并達(dá)到極大值，隨后緩慢下降。最后是創(chuàng)新質(zhì)量的沖擊，當(dāng)期發(fā)揮作用，隨后急劇衰減為負(fù)，到第四期以后才逐漸上升。

圖7 研發(fā)人員的脈沖響應(yīng)函數(shù)

(2) 方差分解。各變量方差分解如表3所示。創(chuàng)新數(shù)量的方差分解中，除自身外，研發(fā)經(jīng)費(fèi)作用較大，創(chuàng)新質(zhì)量與研發(fā)人員作用較小。創(chuàng)新質(zhì)量的方差分解中，除自身外，研發(fā)人員的貢獻(xiàn)最大。企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的方差分解中，除自身外，創(chuàng)新數(shù)量份額最大，其次是創(chuàng)新質(zhì)量和研發(fā)人員。研發(fā)人員的方差分解中，創(chuàng)新數(shù)量與研發(fā)經(jīng)費(fèi)的作用較大。

表3 方差分解(100%)

(3) 研究小結(jié)。基于脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解可以看出，研發(fā)人員與創(chuàng)新數(shù)量之間形成了良性的互動(dòng)關(guān)系。研發(fā)人員與創(chuàng)新質(zhì)量之間不存在互動(dòng)關(guān)系?？傮w上，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量具有直接作用機(jī)制，對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量不具備直接作用機(jī)制。存在的原因一方面是由于我國(guó)創(chuàng)新質(zhì)量總體水平不高，另一方面可能是研發(fā)人員與創(chuàng)新質(zhì)量之間存在非線性關(guān)系，因此有必要采用面板門檻回歸模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。

研發(fā)人員與研發(fā)經(jīng)費(fèi)之間形成了良性互動(dòng)，而企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量之間也形成了良性互動(dòng)，因此研發(fā)人員的間接作用機(jī)制還是比較明顯。

研發(fā)人員與創(chuàng)新數(shù)量之間形成了反饋機(jī)制，與創(chuàng)新質(zhì)量之間不存在反饋機(jī)制。

3. 研發(fā)人員作用的面板門檻回歸模型分析

(1) 不同創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量下研發(fā)人員彈性。首先對(duì)不同創(chuàng)新數(shù)量門檻下的研發(fā)人員彈性進(jìn)行估計(jì)，基于Hansen(1999)的面板數(shù)據(jù)門檻模型，首先進(jìn)行單門檻檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)值為18.641，相伴概率為0.001，拒絕沒有門檻的原假設(shè)，繼續(xù)進(jìn)行雙門檻檢驗(yàn)，結(jié)果F檢驗(yàn)值為20.116，相伴概率為0.000，可以采用雙門檻模型，但第一階段研發(fā)人員的回歸系數(shù)沒有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，最終決定采用單門檻模型。此外，考慮到研發(fā)投入與產(chǎn)出之間的滯后關(guān)系，滯后期選擇1年進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

表4 創(chuàng)新數(shù)量門檻下研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

創(chuàng)新數(shù)量自然對(duì)數(shù)的門檻值為14.239，即當(dāng)創(chuàng)新數(shù)量的自然對(duì)數(shù)小于等于該值時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性為0.261，共有93組數(shù)據(jù)位于此范圍；當(dāng)創(chuàng)新數(shù)量的自然對(duì)數(shù)大于該值時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性為0.339，共有87組數(shù)據(jù)位于此范圍，這樣H1就得到了檢驗(yàn)。

下面對(duì)不同創(chuàng)新質(zhì)量門檻下研發(fā)人員的彈性進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)不存在創(chuàng)新質(zhì)量的門檻效應(yīng)，并且在采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)時(shí)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)為負(fù)數(shù)但沒有通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，這樣H2就沒有得到檢驗(yàn)。

(2)不同研發(fā)人員水平下研發(fā)人員的彈性。首先對(duì)不同研發(fā)人員門檻下研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性進(jìn)行估計(jì)，單門檻F檢驗(yàn)值為16.213，相伴概率為0.001，雙門檻F檢驗(yàn)值為4.828，相伴概率為0.025，最終決定采用雙門檻模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 研發(fā)人員自身門檻下研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性

研發(fā)人員兩個(gè)門檻值的自然對(duì)數(shù)分別為5.050、9.675，將研發(fā)人員水平分為三類，數(shù)據(jù)組數(shù)量分別為9、129、42個(gè)，以中等水平居多。隨著研發(fā)人員的增加，其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量貢獻(xiàn)的彈性系數(shù)分別為0.727、0.351、0.311，彈性系數(shù)是逐漸降低的，這樣H3就得到了檢驗(yàn)。

經(jīng)過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)不存在研發(fā)人員自身的門檻， 這樣H4就沒有得到檢驗(yàn)。

(3) 不同研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻下研發(fā)人員的彈性。首先對(duì)不同研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻下研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性進(jìn)行估計(jì)，單門檻F檢驗(yàn)值為7.105，相伴概率為0.009，雙門檻F檢驗(yàn)值為2.959，相伴概率為0.085，最終決定采用雙門檻模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示。

表6 研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻下研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的彈性

企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)兩個(gè)門檻值的自然對(duì)數(shù)分別為11.931、13.337，將研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入水平分為三類，數(shù)據(jù)組數(shù)量分別為93、56、31個(gè)。隨著企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量貢獻(xiàn)的彈性系數(shù)分別為0.294、0.348、0.316，呈現(xiàn)中間高兩邊低的特點(diǎn)，這樣H5就得到了檢驗(yàn)。

同樣經(jīng)過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)不存在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)自身的門檻效應(yīng)，這樣H6就沒有得到檢驗(yàn)。

五、 研究結(jié)論

1. 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量作用機(jī)制顯著

本文構(gòu)建了研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量作用機(jī)制的理論框架，并采用貝葉斯向量自回歸模型和面板門檻回歸模型進(jìn)行了實(shí)證。研究表明，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的作用機(jī)制顯著，其直接作用機(jī)制是研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的直接貢獻(xiàn)，間接作用機(jī)制是研發(fā)人員的增加通過(guò)帶動(dòng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的增加進(jìn)而加快創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)出，同時(shí)創(chuàng)新數(shù)量增加會(huì)對(duì)研發(fā)人員投入增加帶來(lái)正向反饋，具有反饋機(jī)制。

2. 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的作用機(jī)制不顯著

研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)并沒有呈現(xiàn)理論上的直接作用機(jī)制和反饋機(jī)制，但研發(fā)人員增加通過(guò)帶動(dòng)研發(fā)經(jīng)費(fèi)增加對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量具有一定的間接作用機(jī)制，總體上，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的作用機(jī)制不顯著。存在的原因主要有兩個(gè)：一是我國(guó)創(chuàng)新質(zhì)量較低，還處于起步階段；二是研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)非線性關(guān)系。實(shí)證研究排除了后者，也就是說(shuō)，研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量作用機(jī)制不顯著的根本原因是我國(guó)創(chuàng)新質(zhì)量水平較低所致。因此，一方面要加快創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，注重創(chuàng)新成果量的擴(kuò)張，促進(jìn)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)；另一方面要注重提高創(chuàng)新質(zhì)量，以提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，兩者必須協(xié)調(diào)發(fā)展。

3. 研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)非線性特征

研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)具有創(chuàng)新數(shù)量門檻效應(yīng)，即隨著創(chuàng)新數(shù)量水平的提高，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性也較高。研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)也具備研發(fā)人員自身的門檻效應(yīng)，隨著研發(fā)人員增加，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性是降低的。研發(fā)人員對(duì)創(chuàng)新數(shù)量的貢獻(xiàn)也具備企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)門檻效應(yīng)，隨著企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)的增加，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性呈現(xiàn)先增加后降低的狀態(tài)，即中等研發(fā)經(jīng)費(fèi)時(shí)，研發(fā)人員貢獻(xiàn)的彈性最大。