國有企業(yè)的研發(fā)投入具有溢出效應嗎？
——基于2005-2015年省級數(shù)據(jù)的研究

張珂瑜

(鄭州航空工業(yè)管理學院 商學院，河南 鄭州 450046)

一、引 言

中國經(jīng)濟已經(jīng)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，中共十九大報告指出創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐，明確了2035年躋身創(chuàng)新型國家前列的目標。因此，創(chuàng)新正日益成為克服發(fā)展瓶頸、驅(qū)動中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)變的重要因素，作為經(jīng)濟增長主要的動力來源，提高企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展水平刻不容緩。

企業(yè)是經(jīng)濟活動的主體，也是創(chuàng)新活動的主體，它能夠?qū)⒓夹g進步轉(zhuǎn)化為具有商品或知識產(chǎn)品形態(tài)的創(chuàng)新成果，這種轉(zhuǎn)化帶來的收益無法被私人絕對占有，顯示出創(chuàng)新具有一定的外部性。這種外溢現(xiàn)象可以通過創(chuàng)新要素之間自由流動實現(xiàn)，導致企業(yè)創(chuàng)新自身獲得的邊際收益相對低于社會邊際收益，大大降低了企業(yè)自主研發(fā)的積極性。從新古典經(jīng)濟學角度出發(fā)，創(chuàng)新活動的外部性可能會導致“市場失靈”問題，這就需要政府的引導和支持，這也是國有企業(yè)不斷提高研發(fā)投入強度，努力實現(xiàn)自主創(chuàng)新的主要原因之一。隨著經(jīng)濟發(fā)展速度放緩，國有企業(yè)更應該利用自身優(yōu)勢在建設創(chuàng)新型國家中發(fā)揮骨干帶頭作用，驅(qū)動中國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。

之前已有眾多學者探究企業(yè)創(chuàng)新活動對經(jīng)濟增長的溢出效應，而關于企業(yè)研發(fā)投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響作用較少涉及，尤其是國有企業(yè)的研發(fā)投入。因此，本文選取國有企業(yè)研發(fā)投入為切入點，將其產(chǎn)生的空間溢出效應劃分為區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間兩種表現(xiàn)形式，利用空間杜賓模型，驗證了國有企業(yè)研發(fā)投入對國有和其他所有制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向溢出作用，從而證明了國有企業(yè)在創(chuàng)新活動中發(fā)揮著重要作用。本文主要貢獻在于：一是從空間溢出視角檢驗了我國國有企業(yè)研發(fā)投入在區(qū)域創(chuàng)新中的正向溢出作用，為評價國有企業(yè)創(chuàng)新成果提供了一個新角度；二是將國有企業(yè)研發(fā)投入溢出效應分為區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間兩個空間范圍，并驗證了國有企業(yè)研發(fā)投入確實對本區(qū)域和其他區(qū)域的國有企業(yè)以及其他所有制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響，豐富了國有企業(yè)研發(fā)投入相關文獻。

二、文獻回顧與理論分析

(一)文獻回顧

自Krugman(1991)開創(chuàng)了新經(jīng)濟地理理論以來，越來越多的學者關注經(jīng)濟行為人之間的互動，意識到各區(qū)域之間創(chuàng)新活動會相互影響。技術知識具有非競爭性和部分排他性特征，會導致其產(chǎn)生溢出效應，從而帶動周圍地區(qū)經(jīng)濟增長[1]，將空間計量模型應用于此，驗證了創(chuàng)新存在外溢現(xiàn)象，對區(qū)域經(jīng)濟增長具有促進作用[2][3]。

國有企業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，對經(jīng)濟增長起著不可忽視的作用，但關于國有企業(yè)高效與低效這一問題目前依然存在爭議。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)存在創(chuàng)新效率和綜合效率顯著偏低情況[4][5][6][7]。但也有研究證明，國有工業(yè)企業(yè)效率并不低于非國有企業(yè)，增長速度更是超過了外資企業(yè)，兩者總體效率趨同[8][9]。此外，國有企業(yè)還可以成為“技術模仿、擴散和趕超”的中心，對經(jīng)濟穩(wěn)定與發(fā)展起著至關重要的作用[10]。那么，國有企業(yè)是否更具有創(chuàng)新性？這一問題受到眾多學者關注?？陀^上講，由于與政府聯(lián)系緊密，國有企業(yè)能夠獲得更多財政科技資助、更低利率的銀行信貸，研發(fā)投入水平更穩(wěn)健，具有較強的創(chuàng)新活力[11][12]。所以，國有企業(yè)更有可能加大研發(fā)投入，創(chuàng)新產(chǎn)出更高?；诳臻g溢出視角，國有企業(yè)是創(chuàng)新溢出的最大輸出方，能夠提高區(qū)域創(chuàng)新效率[13][14]。

通過以上文獻梳理發(fā)現(xiàn)，當前關于國有企業(yè)研發(fā)投入對區(qū)域創(chuàng)新影響研究較少，另外，在研究區(qū)域創(chuàng)新效率時，多數(shù)學者均假定各個區(qū)域創(chuàng)新不會受到周邊區(qū)域影響，沒有溢出現(xiàn)象，顯然這與實際情況不符。本文以國有企業(yè)創(chuàng)新活動的溢出效應為視角，分別從區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間兩個空間范圍探究國有企業(yè)研發(fā)投入是否對所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平具有促進作用。

(二)理論基礎與研究假設

包含創(chuàng)新信息的知識和技術具有明顯的非競爭性和不完全排他性，這使得區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平不僅依賴于區(qū)域內(nèi)各企業(yè)及其他研發(fā)主體的研發(fā)投入，而且還受到區(qū)域外不同研發(fā)主體創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響，即創(chuàng)新活動的溢出效應[15]。從空間來看，創(chuàng)新活動的溢出效應有兩種表現(xiàn)形式：區(qū)域內(nèi)部溢出和區(qū)域外部溢出，其中，區(qū)域內(nèi)部溢出可分為產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間溢出，區(qū)域外部溢出是指不同區(qū)域之間的溢出[16]。

創(chuàng)新活動的區(qū)域內(nèi)部溢出是指在同一區(qū)域內(nèi)，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出除直接受到自身研發(fā)活動影響外，還受到其他企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的間接影響。產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出主要發(fā)生在具有同類產(chǎn)業(yè)知識的企業(yè)或研發(fā)主體之間，具有明顯空間聚集特征，形成企業(yè)集群。在集群內(nèi)部，單個企業(yè)通過研發(fā)投入所獲得的新產(chǎn)品生產(chǎn)技術、產(chǎn)品市場新信息等不可避免會向外部溢出，直到成為集群內(nèi)部的公共信息。產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出效應渠道主要包括信息共享、模仿學習、競爭等。產(chǎn)業(yè)間溢出主要發(fā)生在不同產(chǎn)業(yè)的企業(yè)或研發(fā)主體之間，表現(xiàn)為關聯(lián)產(chǎn)業(yè)集中于一定空間范圍內(nèi)，形成城市化經(jīng)濟。相較同一行業(yè)，不同行業(yè)的企業(yè)更愿意建立合作關系，共同投資創(chuàng)新項目，使創(chuàng)新實現(xiàn)有效互補，產(chǎn)生溢出效應。因此，產(chǎn)業(yè)間溢出主要通過合作、交流、交易等方式實現(xiàn)。

從我國各區(qū)域創(chuàng)新活動過程可以看出，獲取創(chuàng)新要素的另一種途徑是利用區(qū)域間自由流動的創(chuàng)新要素進行研發(fā)。人員、資本和技術等研發(fā)所需的創(chuàng)新要素具有稀缺性和追求自身價值最大化特征，獨立于區(qū)域創(chuàng)新體系并可以自由地從邊際收益率低區(qū)域向高區(qū)域流動[17]。就研發(fā)人員而言，由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，他們?yōu)榱俗非笞陨硇б孀畲蠡?，先是向?chuàng)新能力強的區(qū)域流動，以尋求更好的福利待遇、更多的發(fā)展機遇。但當聚集達到一定規(guī)模時，行業(yè)競爭激烈、資源供應緊張等一系列不經(jīng)濟現(xiàn)象出現(xiàn)，他們就會為了尋求更廣闊的發(fā)展空間而向其他區(qū)域流動。這些創(chuàng)新要素本身包含大量知識技術信息，區(qū)域間流動必然提高流入?yún)^(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平。因此，創(chuàng)新要素在區(qū)域間自由流動是產(chǎn)生區(qū)域間溢出的主要原因之一，能夠推動區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。

創(chuàng)新是一項外部性高的經(jīng)濟活動，致使研發(fā)投入產(chǎn)生的收益無法被企業(yè)完全占有。民營企業(yè)以利潤最大化為目標，外部性強的研發(fā)投入對其吸引力較弱，而國有企業(yè)則不同，雖然經(jīng)營目標依然是實現(xiàn)利潤最大化，但是與民營企業(yè)存在明顯差異。首先，國有企業(yè)的性質(zhì)決定了它必須服務于國家目標，承擔相應社會責任，成為“技術模仿、擴散和趕超”的中心[10]。其次，預算軟約束和信貸所有制偏好會促使國有企業(yè)增加研發(fā)投入。國有企業(yè)更易獲得銀行信用貸款，且一旦發(fā)生虧損，政府會采取提供財政補貼、減少稅收等手段進行額外支持，因此，國有企業(yè)面臨的融資約束相比民營企業(yè)來說并不嚴重，能投入更多資金用于研發(fā)。基于以上分析，本文認為國有企業(yè)更有可能承擔較多研發(fā)投入，并通過空間溢出這一機制對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出發(fā)揮積極作用，提出如下假設：

假設1：國有企業(yè)研發(fā)投入與區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平正相關，即區(qū)域內(nèi)研發(fā)投入存在溢出效應。

假設2：國有企業(yè)研發(fā)投入與區(qū)域外所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平正相關，即區(qū)域間研發(fā)投入存在溢出效應。

三、研究設計與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性，本文以我國2005～2015年各省級行政區(qū)域規(guī)模以上國有工業(yè)企業(yè)為研究對象，考察其研發(fā)投入對省級層面創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響。西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，最終選取不包含西藏自治區(qū)的30個省級行政區(qū)數(shù)據(jù)，共計330個觀測值。原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》以及《工業(yè)企業(yè)科技統(tǒng)計年鑒》等。

(二)變量定義與空間權(quán)重

1.創(chuàng)新產(chǎn)出

借鑒吳友和劉乃全[13]的方法，考慮到數(shù)據(jù)可獲得性和不同區(qū)域?qū)＠麛?shù)據(jù)具有的可比性，本文采用省級專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出水平。

2.研發(fā)投入

研發(fā)投入包括研發(fā)人員投入和研發(fā)經(jīng)費投入。在《工業(yè)企業(yè)科技統(tǒng)計年鑒》中，各地區(qū)國有及國有控股企業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出中包含勞務費，考慮了研發(fā)人員投入程度，因此選用國有及國有控股企業(yè)科技活動經(jīng)費支出來衡量各省份國有企業(yè)研發(fā)投入強度。

3.控制變量

本文參考程強[15]、吳友和劉乃全[13]等人的研究，選取開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、政府支持力度、基礎設施建設作為控制變量。詳細變量定義見表1。

4.空間權(quán)重設定

本文選用三種常見空間權(quán)重矩陣檢驗研發(fā)投入的溢出效應：一是鄰接權(quán)重矩陣，若地區(qū)i與地區(qū)j相鄰，則wij=1，否則為0，且假設自己與自己不相鄰，即主對角線上元素為0。二是反距離權(quán)重矩陣，計算公式為wij=1/dij,dij為地區(qū)i與地區(qū)j之間的最短地理距離。該矩陣根據(jù)區(qū)域間地理距離測度兩地之間空間關聯(lián)程度，隨著地理距離增加，空間關聯(lián)程度減弱。三是經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，計算公式為wij=1/|pgdpi-pgdpj|，其中pgdpi、pgdpj分別表示地區(qū)i、地區(qū)j樣本期內(nèi)人均GDP均值。該矩陣考慮了經(jīng)濟因素，彌補了只考慮地理因素導致的偏差。

(三)空間杜賓模型構(gòu)建

本文借鑒Griliches(1979)-Jaffe(1989)知識生產(chǎn)函數(shù)[18][19][20]，加入空間權(quán)重矩陣，并考慮到從研發(fā)投入到創(chuàng)新產(chǎn)出需要一定時間和過程，將解釋變量和控制變量滯后一期進行回歸，構(gòu)建模型如下：

P(i,t)=β0+ρWPi,t+β1Rdi,t-1+λWRdi,t-1+∑Controlsi,t-1+εi

(1)

其中，i和t分別表示省份屬性和年份；W代表空間權(quán)重矩陣；系數(shù)ρ反映區(qū)域之間創(chuàng)新產(chǎn)出空間依賴程度；系數(shù)β1反映區(qū)域i國有企業(yè)研發(fā)投入對該區(qū)域所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，即區(qū)域內(nèi)空間溢出效應；系數(shù)λ反映區(qū)域i國有企業(yè)研發(fā)投入對其他區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，即區(qū)域間空間溢出效應。

表1 變量定義表

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

區(qū)域發(fā)展不平衡是我國始終面臨的發(fā)展問題，本文結(jié)合地理區(qū)位和經(jīng)濟發(fā)展水平將全樣本分為東、中、西三個區(qū)域進行統(tǒng)計分析①，如表2所示。全樣本專利申請數(shù)均值為4.355，中部和西部地區(qū)遠低于平均水平。從研發(fā)投入來看，東部地區(qū)以1.47倍高于全樣本均值，中部地區(qū)均值略高于全樣本均值，而西部地區(qū)均值還不到全樣本均值的一半。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間自相關檢驗

在使用空間杜賓模型前，需進行空間自相關檢驗，判斷我國各省份創(chuàng)新產(chǎn)出之間是否存在空間依賴性，如果存在，才能夠使用空間計量方法。本文采用Moran’sI指數(shù)來檢驗我國各省份創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關的存在性，計算公式為：

其中，Pi為地區(qū)i的創(chuàng)新產(chǎn)出；S2表示區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的方差；wij表示空間權(quán)重矩陣。Moran’sI指數(shù)取值一般介于-1到1之間，大于0說明存在空間正相關，小于0說明存在空間負相關，接近于0則表示各省份創(chuàng)新產(chǎn)出是隨機分布，不存在空間自相關。

以我國30個省份專利申請數(shù)為樣本，在三種空間權(quán)重矩陣下分別計算2005～2015年Moran’sI值，如表3所示。結(jié)果表明，在三種空間權(quán)重矩陣下，不同年份Moran’sI值整體上顯著大于0，這說明省級層面專利申請數(shù)存在空間正相關性。因此，需要將空間權(quán)重矩陣納入模型中，空間計量方法比OLS更適合分析國有企業(yè)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

表3 空間自相關性檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著.

(三)國有企業(yè)研發(fā)投入溢出效應的實證檢驗

本文采取極大似然估計法，以空間杜賓模型來檢驗研發(fā)投入的空間溢出效應，且運用Hausman檢驗，結(jié)果顯示三種空間權(quán)重矩陣下Hausman統(tǒng)計量均為負，可以接受原假設，故選擇隨機效應模型，結(jié)果見表4。如表4所示，Waldtest-lag、Waldtest-error、LRtest-lag、LRtest-error結(jié)果均在1%顯著性水平上拒絕將空間杜賓模型簡化為空間滯后模型或空間誤差模型，可以認為在鄰接、反距離和經(jīng)濟距離矩陣下，空間杜賓模型擬合效果更好。

從表4可以看出三種空間權(quán)重矩陣下，創(chuàng)新產(chǎn)出滯后項(WPi,t)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，進一步印證了我國各省份創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間正相關關系。國有企業(yè)研發(fā)投入(Rd)系數(shù)均顯著為正，說明國有企業(yè)研發(fā)投入確實對該區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向作用，驗證了假設1。除此之外，比較所有模型國有企業(yè)研發(fā)投入(Rd)系數(shù)，還可以發(fā)現(xiàn)不考慮空間因素的OLS回歸高估了國有企業(yè)研發(fā)投入對該區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度，忽略了國有企業(yè)研發(fā)投入的溢出效應。

表4 實證回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；OLS回歸模型括號內(nèi)為t值，其他為z值。

為進一步探討國有企業(yè)研發(fā)投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平的直接和間接影響，本文還計算了基于空間杜賓模型的直接效應和間接效應，見表5。以國有企業(yè)研發(fā)投入為例，直接效應代表國有企業(yè)研發(fā)投入對該區(qū)域內(nèi)全部創(chuàng)新產(chǎn)出的直接作用關系，即區(qū)域內(nèi)空間溢出效應；間接效應代表除本區(qū)域外，其他區(qū)域國有企業(yè)研發(fā)投入對本區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的間接作用關系，即區(qū)域外空間溢出效應。

由表5估計結(jié)果可以看出，在鄰接權(quán)重矩陣下，國有企業(yè)研發(fā)投入(Rd)的直接效應為0.159，即國有企業(yè)研發(fā)投入每增加1%，該區(qū)域所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出將提高0.159%，進一步驗證了假設1。國有企業(yè)研發(fā)投入(Rd)的間接效應為0.783，即其他區(qū)域國有企業(yè)研發(fā)投入共同增加1%，該區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平將提高0.783%，假設2得到驗證。在反距離和經(jīng)濟距離矩陣下，國有企業(yè)研發(fā)投入(Rd)的間接效應均大于鄰接矩陣。綜合以上分析，本文認為國有企業(yè)研發(fā)投入的增加將促使該區(qū)域內(nèi)和其他區(qū)域所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平提高。

表5 研發(fā)投入空間溢出效應估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；括號內(nèi)為z值。

(四)進一步檢驗

上文中，創(chuàng)新產(chǎn)出這一變量包括非國有企業(yè)和國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，這就不排除國有企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的正向溢出效應主要是由于國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出在區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出中起的重要作用。因此，為了進一步驗證國有企業(yè)研發(fā)投入確實對其他所有制企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有正向空間溢出作用，將國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出從區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出中剝離出來，再次采用空間杜賓模型進行回歸，檢驗結(jié)果如表6所示。

表6顯示，當被解釋變量為國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出時，國有企業(yè)研發(fā)投入空間滯后項(WRd)系數(shù)不顯著，但是其直接效應和間接效應在三種權(quán)重矩陣下均顯著為正，表明國有企業(yè)研發(fā)投入不但能直接提高該區(qū)域國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，還與其他區(qū)域國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出正相關。當被解釋變量為非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出時，國有企業(yè)研發(fā)投入空間滯后項(WRd)系數(shù)顯著，且其直接效應和間接效應也顯著為正，說明國有企業(yè)研發(fā)投入既可以促進區(qū)域內(nèi)非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，又能夠提高其他區(qū)域非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。歸納來說，通過進一步檢驗證明不論是同一區(qū)域和非同一區(qū)域的國有企業(yè)還是非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出均受國有企業(yè)研發(fā)投入的正向影響，再次驗證假設1、2。

表6 進一步檢驗實證回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；括號內(nèi)為z值。

五、穩(wěn)健性檢驗

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；OLS回歸模型括號內(nèi)為t值，其他為z值。

本文采取替換創(chuàng)新產(chǎn)出測度方法進行穩(wěn)健性檢驗，使用專利授權(quán)數(shù)替代專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出變量，回歸結(jié)果見表7，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)研發(fā)投入整體上還是具有顯著正向空間溢出效應，表明本文研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論

本文以國有企業(yè)研發(fā)投入為研究視角，將其產(chǎn)生的空間溢出效應劃分為區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間這兩種表現(xiàn)形式，以2005～2015年我國30個省、市、自治區(qū)區(qū)域創(chuàng)新數(shù)據(jù)為樣本，結(jié)合各省份創(chuàng)新產(chǎn)出的空間依賴性，運用空間杜賓模型，研究了國有企業(yè)研發(fā)投入對本區(qū)域和其他區(qū)域所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明：(1)通過空間自相關檢驗，發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平具有顯著的空間正相關關系，需要將空間矩陣納入模型分析；(2)通過空間杜賓模型檢驗發(fā)現(xiàn)，在鄰接、反距離和經(jīng)濟距離三種空間權(quán)重矩陣下，國有企業(yè)研發(fā)投入與該區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關，還對其他區(qū)域所有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響，即國有企業(yè)研發(fā)投入存在空間溢出效應，且進一步印證了上述研究結(jié)論。

總的來說，本文為國有企業(yè)研發(fā)投入存在溢出效應提供了經(jīng)驗和證據(jù)，豐富了國有企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新溢出兩個領域的研究，對如何認識國有企業(yè)在我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展中扮演的角色具有一定借鑒作用。加強國有企業(yè)研發(fā)投入可以在一定程度上提高我國整體創(chuàng)新產(chǎn)出水平，促進創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，因此，從研發(fā)投入溢出角度來說，國有企業(yè)發(fā)揮了重要作用。

注 釋：

①東中西三區(qū)域分類選取國家統(tǒng)計中常用的11∶8∶12分類標準，即東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、遼寧、山東、浙江、江蘇、福建、廣東、海南；中部地區(qū)包括河南、湖北、山西、安徽、江西、吉林、黑龍江、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、西藏、甘肅、寧夏、青海、新疆、陜西、四川、重慶、云南、廣西、貴州，但本文以除西藏以外30個省、市、自治區(qū)為研究對象，因此文中西部地區(qū)僅包括除西藏以外的11個省、市、自治區(qū).