創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)與高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率

（蘭州理工大學 經(jīng)濟管理學院，蘭州 730050）

高技術產(chǎn)業(yè)為國民經(jīng)濟先導產(chǎn)業(yè)，具有知識技術密集、創(chuàng)新投入比重高等特點。高技術產(chǎn)業(yè)通過創(chuàng)新不但直接促進產(chǎn)業(yè)自身競爭力的提高，而且可以關聯(lián)帶動其他相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。因此，高技術產(chǎn)業(yè)是我國當前產(chǎn)業(yè)基礎高級化和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的重要抓手，是實現(xiàn)動力變革、推進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要載體?；陂_放背景和創(chuàng)新路徑多樣化，高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新活動包括研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新兩個部分，其中非研發(fā)創(chuàng)新包括模仿創(chuàng)新、技術引進和技術改造等活動［1］。

一、文獻綜述

由于創(chuàng)新過程的高風險、復雜性以及創(chuàng)新資源的稀缺性，如何配置研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新兩部分資金投入以提高創(chuàng)新效率成為學界和創(chuàng)新實踐密切關注的命題。遺憾的是學界研究長期重研發(fā)創(chuàng)新而輕非研發(fā)創(chuàng)新［2］，將研發(fā)等同于創(chuàng)新。但隨著全球化的深入，學術界開始重視非研發(fā)創(chuàng)新績效的研究，將研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新納入同一分析框架，研究二者對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響。余泳等［3］研究表明R&D 投入是提升中國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的主要動力之一，但這并不意味著否定了非R&D 投入的作用，事實上非R&D 投入對提升中國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著的直接調(diào)節(jié)作用；李子彪等［4］研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新都對高新技術企業(yè)整體經(jīng)濟創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著的促進作用，并且非研發(fā)創(chuàng)新還顯著促進了企業(yè)技術創(chuàng)新績效的提升；侯建等［5］實證考察了高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新與創(chuàng)新績效之間的關系發(fā)現(xiàn)，研發(fā)創(chuàng)新整體上對創(chuàng)新績效存在顯著的促進作用，而非研發(fā)創(chuàng)新則存在一定的負向影響；陳昭和林濤［6］研究發(fā)現(xiàn)，低研發(fā)資本投入行業(yè)，國際技術溢出對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新有顯著抑制作用；高研發(fā)資本投入行業(yè)，國際技術溢出對技術創(chuàng)新有顯著促進作用。上述研究規(guī)正了研發(fā)是高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新唯一路徑的誤區(qū)，將研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新納入同一分析框架使得對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效影響因素的研究日趨完整。但在研究時沒有將二者納入同一計量模型分析，既然研發(fā)創(chuàng)新與非研發(fā)創(chuàng)新都是高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的重要影響因素，分模型分別研究會導致重要變量缺失，模型估計結(jié)果與現(xiàn)實會出現(xiàn)偏差?，F(xiàn)有研究忽略了研發(fā)創(chuàng)新與非研發(fā)創(chuàng)新的依賴關系，將二者分別計入兩個計量模型的原因在于兩個方面：一方面，在企業(yè)投入能力一定的條件下，研發(fā)創(chuàng)新與非研發(fā)創(chuàng)新兩方面的投入是此消彼長的關系；另一方面，還存在“引進 創(chuàng)新 再引進 再創(chuàng)新”［7］的良性循環(huán)問題，如果將二者同時納入模型會引起共線性。而且已有研究缺乏研發(fā)創(chuàng)新與非研發(fā)創(chuàng)新的優(yōu)化對比，沒有回答高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入如何配置，是否存在最佳配置結(jié)構(gòu)等問題，對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入決策的指導性欠佳。

本文立足已有研究文獻，采用二分法構(gòu)建包括研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新的高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，以此為核心變量分析其對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響，尋求最佳投入結(jié)構(gòu)，為高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新投入決策提供理論支持和實踐指導，對已有研究文獻做必要有益的補充。

二、理論分析及模型構(gòu)建

（一）理論分析

開放背景下，研發(fā)并非高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的唯一路徑，非研發(fā)創(chuàng)新也能很好地促進高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率提高［5，7］。研發(fā)創(chuàng)新雖然可以最終實現(xiàn)自主可控，但非研發(fā)創(chuàng)新通過引進、消化、吸收更容易快速形成技術優(yōu)勢。高技術企業(yè)可以立足該種優(yōu)勢在更高的技術水平上自主創(chuàng)新，使非研發(fā)創(chuàng)新服務于研發(fā)創(chuàng)新；研發(fā)活動也可能會對技術引進提出新需求，形成“引進 創(chuàng)新 再引進 再創(chuàng)新”的良性循環(huán)。對高技術產(chǎn)業(yè)而言，以提高創(chuàng)新效率為目標的創(chuàng)新投入自然被分割為兩部分，這在客觀上就形成了一種創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)，這一結(jié)構(gòu)是可變的。某地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)與其創(chuàng)新能力和創(chuàng)新環(huán)境越適應，創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用就會越強，反之作用會越弱，甚至出現(xiàn)負影響?；趧?chuàng)新資金投入的有限性，要想極大地提高創(chuàng)新效率，就必須合理配置研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新資金，尋求研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新資金的最佳結(jié)構(gòu)。與其說研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，還不如說創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)影響了高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。借鑒曹勇和蘇鳳嬌［8］的研究，將非研發(fā)創(chuàng)新投入引入Griliches Jaffe 知識生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建創(chuàng)新生產(chǎn)模型如下：

其中：Y表示創(chuàng)新產(chǎn)出；A表示創(chuàng)新效率；IR表示研發(fā)經(jīng)費投入；NR表示非研發(fā)經(jīng)費投入；L表示創(chuàng)新人力資本投入；α、β和γ為產(chǎn)出彈性系數(shù)。于是創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)為，用SI表示；為SI的倒數(shù)，用SR表示，于是NR=SN×IR，此時式（1）變換為

根據(jù)式（2）將創(chuàng)新效率A表示如下：

由式（3）可知，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率會受到創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的影響，于是構(gòu)建計量模型定量研究創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的影響程度。

（二）模型構(gòu)建

針對已有研究文獻對創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)的忽略，立足理論分析，本論文將“研發(fā)創(chuàng)新投入/非研發(fā)創(chuàng)新投入”定義為高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，研究其對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響。參考任保顯和王洪慶［9］、董鵬剛［10］和白俊紅［11］的研究，政府R&D 資助強度、出口強度和企業(yè)規(guī)模也是影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的重要因素，因此將這些變量納入控制變量。構(gòu)建如下計量模型：

其中：tfpch表示高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率；SRit表示創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)；gov表示政府R&D 資助強度；ei為出口強度；is為企業(yè)規(guī)模；i為地區(qū)，t為時間；β為待估參數(shù)；ε為隨機擾動項。如果創(chuàng)新資金投入存在最佳結(jié)構(gòu)，那么最佳結(jié)構(gòu)與非最佳結(jié)構(gòu)條件下其對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響應該有所不同。由此，本文借鑒Hansen［12］的固定效應門檻回歸模型，以創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)為門檻變量，尋求其最佳結(jié)構(gòu)以及不同結(jié)構(gòu)水平下創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的不同程度影響，于是構(gòu)建如下非線性模型：

其中：C 為常數(shù)項；thr為門檻變量，即創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)；τ1和τ2分別為創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的第一門檻值和第二門檻值；θ為待估參數(shù)；Iit（?）為虛擬變量，如果Iit（?）括號內(nèi)條件滿足，Iit取1，否則取0；X為控制變量。

（三）變量生成

被解釋變量為高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率（tfpch），本文利用可以計算動態(tài)多投入多產(chǎn)出決策單元效率值的Malmquist 指數(shù)法進行測度，創(chuàng)新投入可以分為資本投入和人力投入，通常用R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出和R&D 人員折合全時當量表征，但是考慮到非研發(fā)投入對創(chuàng)新效率的影響，本文特將非研發(fā)投入一并納入效率測度模型，并借鑒姬中洋和李彥龍［7］的研究，用技術引進、消化吸收、購買境內(nèi)技術和技術改造費用之和表示非研發(fā)投入。其中R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出為存量，因此特采用永續(xù)盤存法［13］計算。參照蔡青［14］，將高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的產(chǎn)出分為知識產(chǎn)出和經(jīng)濟產(chǎn)出。知識產(chǎn)出用高技術產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)表示，反映創(chuàng)新過程中涉及技術、工藝和外觀設計等難以量化的創(chuàng)新產(chǎn)出，體現(xiàn)了高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新積極性和創(chuàng)新水平。對于企業(yè)而言，只有將創(chuàng)新轉(zhuǎn)化為具有差異性的商品并被市場認可才能稱為真正有價值的創(chuàng)新，因此選取新產(chǎn)品銷售收入指標表示高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟產(chǎn)出。

核心解釋變量為創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)（SRit），計算公式為，其中IRit為高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入，用永續(xù)盤存法計算得到的R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出表示，NRit為高技術產(chǎn)業(yè)非研發(fā)經(jīng)費投入，用技術引進、消化吸收、購買境內(nèi)技術和技術改造費用之和表示。

控制變量包括政府支持強度（gov）、出口強度（ei）和企業(yè)規(guī)模（is）。gov用政府R&D 資助資金占高技術產(chǎn)業(yè)R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出比重表示；ei用高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品出口銷售收入與新產(chǎn)品銷售總收入的比值衡量；is用高技術產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入比企業(yè)個數(shù)表示。

上述各變量所涉及的指標數(shù)據(jù)來源于2009—2016 年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，西藏、青海和港澳臺地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失嚴重而被剔除。表1 為各變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、模型估計及分析

運用Stata 13.1 軟件對模型（4）進行混合效應、固定效應、隨機效應模型回歸，通過B P 檢驗和Hausman 檢驗選出最優(yōu)模型，回歸結(jié)果見表2。

從表中2 可以看出，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)無論在哪種模型中均在5%以上的顯著性水平下正向影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，且影響程度大于3 個控制變量。B P 檢驗結(jié)果中P值為0.00 說明隨機效應優(yōu)于混合效應，Hausman 檢驗結(jié)果中chi2（0）為0，P值不存在，表示隨機效應未滿足假設條件，因此在隨機效應和固定效應中選擇固定效應。固定效應的回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)在1%的顯著性水平下對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率存在顯著的促進作用，即在其他條件不變的情況下，研發(fā)投入與非研發(fā)投入的比值每增加1%，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率平均提升0.152%。企業(yè)規(guī)模在5%的顯著性水平下對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著的抑制作用，企業(yè)規(guī)模每增加1%，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率平均下降0.151%。其余變量的變化在統(tǒng)計意義上未能對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的影響。

表2 基本模型回歸結(jié)果

表2 表明創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率存在顯著的正向影響，但是回歸模型的擬合優(yōu)度R2極低，僅為0.082，說明創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響用線性模型表示可能并不合理，如果采用線性模型，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的真實影響機制就會被忽略。因此借助Hansen 提出的門檻模型，利用Stata13.1 軟件對模型（5）展開估計。在此過程中利用Bootstrap（自抽樣）的方法檢驗門檻值的存在性，根據(jù)Bootstrap 方法得到的F統(tǒng)計值和相應的P值判斷單門檻或雙門檻的存在性，從而確定門檻模型類型（表3）。

由表3 可知，在10%的顯著性水平下，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)作為門檻變量時存在一個門檻值，因而對其選取單一門檻模型。接著對門檻值和門檻系數(shù)進行估計，見表4。

表3 門檻效應自抽樣檢驗結(jié)果

表4 門檻效應估計值及置信區(qū)間

表4 表明創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的門檻估計值在95%的置信區(qū)間內(nèi)，門檻值估計較準確（LR 圖如圖1所示）。進一步用Stata13.1 估計門檻模型，結(jié)果見表5。

門檻回歸結(jié)果表明，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)作為門檻變量時，單一門檻值為0.583，兩個門檻區(qū)間內(nèi)的參數(shù)估計值都通過1%顯著性水平的檢驗，擬合優(yōu)度R2為0.419 與線性回歸相比有很大的提高，其余控制變量的顯著性有明顯的改善，說明創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響確實為非線性。創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)小于0.583 時，其對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的邊際影響為0.680；當創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)跨越門檻值0.583 時，其對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的邊際影響下降為0.380；當創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)等于0.583 時，為最佳投入結(jié)構(gòu)，此時研發(fā)經(jīng)費投入/非研發(fā)經(jīng)費投入為1.79∶1，大于該比值，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的正向影響明顯減弱。進一步將29個省份劃分到兩個門檻區(qū)間，見表6。

圖1 創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的單一門檻估計值和置信區(qū)間

表5 門檻模型回歸結(jié)果

表6 2009—2016 年29 個省份在兩個門檻區(qū)間分布的變動情況

從表6 和圖2 可以看出，隨著時間的推移，越來越多的地區(qū)由第一門檻區(qū)間跨越到第二門檻區(qū)間，表明高技術企業(yè)越來越傾向于研發(fā)資金投入，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)有明顯提高。這可能是由于大多數(shù)高技術企業(yè)認為：創(chuàng)新來源于自主研發(fā)，在促進創(chuàng)新效率的途徑中，研發(fā)投入比非研發(fā)投入帶來的效用更大，即研發(fā)投入越多越好。但這可能只是主觀臆想導致的謬誤，因為門檻回歸結(jié)果顯示，較低的投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響較強，而較高的投入結(jié)構(gòu)影響較弱，這在一定程度上也佐證了朱娟和李永發(fā)［15］的研究結(jié)果。研發(fā)創(chuàng)新雖然促進創(chuàng)新效率的提升，但由于其存在著較大的風險，且創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟產(chǎn)出的周期較長，因而對創(chuàng)新效率的提升作用非常有限。但相比之下，人們能夠在進行諸如技術改造、技術引進、消化吸收和購買國內(nèi)技術等的非研發(fā)創(chuàng)新活動前對創(chuàng)新投入和產(chǎn)出進行預判，大大降低了創(chuàng)新風險，還能利用現(xiàn)成的知識和技術在短時間內(nèi)將創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出，是中國現(xiàn)階段內(nèi)提高創(chuàng)新效率的有效途徑。因此，無論是政府還是企業(yè)都應摒棄“重研發(fā)，輕非研發(fā)”的思想，把握好創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，將非研發(fā)投入重視起來，利用好現(xiàn)有先進技術，讓有限的資金發(fā)揮最大的價值。

圖2 2009—2016 年兩個門檻區(qū)間包含的省份數(shù)

四、進一步拓展分析

門檻回歸結(jié)果表明，當高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入與非研發(fā)投入的比值超過1.79 時，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用程度減弱，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響呈非線性。而造成這種非線性的原因可能是高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的影響還受到產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新環(huán)境的約束。為了研究不同創(chuàng)新水平和創(chuàng)新環(huán)境下創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響，本文再次利用如下門檻回歸模型進一步研究創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率非線性影響的原因。

其中：θ和C為待估參數(shù)；Iit（·）為虛擬變量，如果Iit（·）括號內(nèi)條件滿足，Iit取1，否則取0；thr為門檻變量，在此分別將創(chuàng)新水平（p）以及代表創(chuàng)新環(huán)境因素的政府支持強度（gov）和出口強度（open）作為門檻變量放入模型當中，生成3 個門檻回歸模型。其中，創(chuàng)新水平用有效發(fā)明專利數(shù)與高技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)的比值表示，政府支持強度和出口強度同控制變量的描述。再次利用Stata13.1 軟件采用上文中所述方法確定門檻模型類型，見表7。

表7 門檻效應自抽樣檢驗結(jié)果

從表7 可知，創(chuàng)新水平、政府支持強度和出口強度作為門檻變量時，分別在1%、5%和10%的顯著性水平下存在一個門檻值，因此均選擇單一門檻模型，進而對門檻值進行估計，見表8。

表8 門檻效應估計值及置信區(qū)間

由表8 可知，3 個門檻變量的門檻估計值均在95%的置信區(qū)間內(nèi)且置信區(qū)間較小，說明門檻估計值非常準確。本文分別繪制出3 個門檻變量的似然比函數(shù)圖以更直觀地展現(xiàn)門檻估計值的準確性，門檻估計值是LR 值為0 時的取值，如圖3～圖5 所示。

圖3 創(chuàng)新水平的單一門檻估計值和置信區(qū)間

圖4 政府支持強度的單一門檻估計值和置信區(qū)間

圖5 出口強度的單一門檻估計值和置信區(qū)間

確定門檻值后，繼續(xù)使用Stata13.1 對模型（6）的其他參數(shù)進行估計，見表9。

當創(chuàng)新水平作為門檻變量時，模型具有單一門檻效應，門檻值為-0.797，R2為0.451。創(chuàng)新水平低于-0.797，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)在10%的顯著性水平下負向影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，影響系數(shù)為-0.422；創(chuàng)新水平高于-0.797，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)在1%的顯著性水平下正向影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，系數(shù)為0.561?？梢娍缭介T檻值后，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響由阻礙變?yōu)榇龠M。這表明高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平處于低門檻區(qū)間時，隨著創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的提高，創(chuàng)新效率不斷降低，此時企業(yè)研發(fā)投入的相對量增加不但不能提高創(chuàng)新效率，反而對其產(chǎn)生了阻礙作用。究其原因可能是企業(yè)創(chuàng)新水平較低時，其擁有的諸如人力資本、技術水平、管理經(jīng)驗、相關知識和研發(fā)資金等創(chuàng)新資源未能達到實現(xiàn)自主創(chuàng)新的要求或者這些資源未能實現(xiàn)有效配置，而創(chuàng)新又是一項高風險、高技術含量的活動，資源的低水平和低配置往往導致創(chuàng)新效率低下，甚至以失敗告終，創(chuàng)新投入成為沉沒成本，嚴重阻礙創(chuàng)新效率的提升。同時，較低的創(chuàng)新水平意味著較低的吸收能力，企業(yè)引進的技術沒有很好地消化吸收，抑制了非研發(fā)創(chuàng)新對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用。因此，企業(yè)在此階段不應一味加大研發(fā)投入，而應該調(diào)整創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)，使之與當前的創(chuàng)新水平相適應。當高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平處于高門檻區(qū)間時，隨著創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的提高，創(chuàng)新效率不斷提升，這說明當企業(yè)的創(chuàng)新水平積累到一定高度時，繼續(xù)提高研發(fā)投入占比才對企業(yè)創(chuàng)新效率提升具有促進作用，此時的企業(yè)通過學習創(chuàng)新知識、積累創(chuàng)新經(jīng)驗具備了一定的自主創(chuàng)新能力和吸收能力，達到了研發(fā)創(chuàng)新與非研發(fā)創(chuàng)新的相互促進，能夠利用現(xiàn)有的創(chuàng)新資源將創(chuàng)新投人順利轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出，提升創(chuàng)新效率。

當政府支持強度作為門檻變量時，模型具有單一門檻效應，門檻值為-3.962，R2為0.430。政府支持強度低于-3.962，由于沒有通過顯著性檢驗，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率為不顯著的負影響，影響系數(shù)為-0.133；政府支持強度高于-3.962，創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響由負轉(zhuǎn)正，影響系數(shù)為0.597，且通過顯著性水平為1%的檢驗。這表明政府對高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入支持度處于低門檻區(qū)間時，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的提高使得創(chuàng)新效率不斷下降，即企業(yè)研發(fā)投入相對量的增加抑制了創(chuàng)新效率的提升；當政府支持處于高門檻區(qū)間時，提高企業(yè)研發(fā)資金投入的相對量能夠促進創(chuàng)新效率的提升。這是由于創(chuàng)新活動的每一個環(huán)節(jié)都離不開資金支持，充足的資金保障了企業(yè)創(chuàng)新活動順利開展，資金短缺會導致企業(yè)不能吸引優(yōu)秀人才，害怕創(chuàng)新帶來的風險而不敢嘗試創(chuàng)新。因此政府為了鼓勵企業(yè)開展創(chuàng)新，打消企業(yè)的顧慮，主動給予高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)資金支持，而當這種支持處于低水平，尚未達到創(chuàng)新所需時，企業(yè)的自主創(chuàng)新活動仍然受制于資金短缺，不能順利產(chǎn)出創(chuàng)新成果，這時的企業(yè)更適合用現(xiàn)有的資金引進外部先進技術，迅速地將新技術轉(zhuǎn)化為收益，為下一次自主創(chuàng)新積累充足的研發(fā)資金；只有當政府研發(fā)支持達到一定高度，并與企業(yè)自身研發(fā)投入相配合，才能為創(chuàng)新活動提供充分的資金，保證研發(fā)活動的成功率和創(chuàng)新成果的應用效果，進而提高創(chuàng)新效率。

表9 門檻模型回歸結(jié)果

當出口強度作為門檻變量時，模型具有單一門檻效應，門檻值為-0.481，R2=0.425。出口強度低于-0.481，在1%的顯著性水平下創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)正向影響高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，影響系數(shù)是0.566；出口強度高于-0.481，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)在1%的顯著性水平下的影響系數(shù)為2.021，是低門檻區(qū)間的3.6 倍，表明創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用大幅提升?？梢?，出口強度作為門檻變量時，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率始終存在正向影響，當出口強度跨越門檻值后，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的影響程度迅速提升，邊際影響變?yōu)橄惹暗?.6 倍。這可能是由于市場需求是技術創(chuàng)新的內(nèi)在源泉，而出口作為一種外需具有高標準、嚴要求、高利潤的特點，對企業(yè)技術要求高的同時也對企業(yè)有極大的吸引力，更能激發(fā)企業(yè)的自主創(chuàng)新動力，因而創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)（即研發(fā)投入的相對量）對創(chuàng)新效率的邊際影響總為正。而隨著出口強度的加大，本土企業(yè)與外商的貿(mào)易更加頻繁，為了穩(wěn)定已建立的外貿(mào)關系，尋求長期合作，本土企業(yè)會在學習外部知識的基礎上更注重自主創(chuàng)新，搶占市場先機，獲取利潤后開展新一輪的創(chuàng)新，不斷填補市場空白，因此高出口強度下，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)（即研發(fā)投入的相對量）對創(chuàng)新效率的邊際影響更大。

五、主要結(jié)論與政策啟示

（一）主要研究結(jié)論

論文基于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入分研發(fā)創(chuàng)新投入和非研發(fā)創(chuàng)新投入的現(xiàn)實，借鑒已有關于研發(fā)創(chuàng)新投入和非研發(fā)創(chuàng)新投入作用于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的研究成果，兼顧高技術企業(yè)為提高創(chuàng)新效率的創(chuàng)新資金投入決策需求，構(gòu)建了高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，在此基礎上運用2009—2016 年省域高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的相關數(shù)據(jù)，進一步分析了高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率影響的機制和原因，主要研究結(jié)論如下：

（1）高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入確實存在最佳結(jié)構(gòu)，即高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的影響呈非線性機制，最佳投入結(jié)構(gòu)為1.79∶1，當創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)低于最佳結(jié)構(gòu)時，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的邊際影響為0.680；當創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)高于最佳結(jié)構(gòu)時，其對創(chuàng)新效率的邊際影響為0.380。

（2）基于全國29 個省域（西藏、青海及港澳臺地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失被剔除）的定量分析發(fā)現(xiàn)，2009—2016 年間，隨著時間的推移，越來越多的省份由創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)的合理區(qū)間邁入了不合理區(qū)間，除湖南和福建外，其余省份高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的邊際影響均有所降低。

（3）進一步研究發(fā)現(xiàn)，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率之所以呈非線性影響，主要原因在于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的作用還受到產(chǎn)業(yè)自身創(chuàng)新水平、政府支持強度和出口強度等因素的影響，且都呈單一門檻特征。當高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平跨過門檻值后，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的影響由負向變?yōu)轱@著的正向促進作用；當政府支持強度跨越門檻值時，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的影響由不顯著負向影響變?yōu)轱@著的正向促進作用；當出口強度跨越門檻值時，創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的正向影響出現(xiàn)了較大幅度的遞增，其邊際影響為跨越門檻值之前的3.6 倍。

（二）政策啟示

（1）基于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)對創(chuàng)新效率的非線性影響，我國高技術產(chǎn)業(yè)在加大創(chuàng)新資金投入以提高創(chuàng)新效率時，要堅持將自主創(chuàng)新與開放合作相結(jié)合，既要推進自主創(chuàng)新以實現(xiàn)安全可控，又要重視學習和引進國外先進技術，加大對國外技術的消化吸收投入力度。在該思想的指引下，高技術企業(yè)要注重研發(fā)創(chuàng)新資金投入和非研發(fā)創(chuàng)新資金投入的平衡，在保證研發(fā)創(chuàng)新資金投入的同時，要重視非研發(fā)創(chuàng)新資金投入對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的作用，找尋創(chuàng)新資金投入最佳結(jié)構(gòu)，最大限度地提高高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。

（2）在優(yōu)化創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，提升高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的過程中，要充分、系統(tǒng)考慮高技術產(chǎn)業(yè)自身的創(chuàng)新水平、政府支持強度和出口強度等因素的非線性影響。在實踐中，高技術企業(yè)應著力提高自身的創(chuàng)新水平，并以此為依據(jù)選擇最優(yōu)資金投入結(jié)構(gòu)；政府應提高對高技術產(chǎn)業(yè)的支持強度，使之形成最優(yōu)資金投入結(jié)構(gòu)，同時制定出臺支持高技術產(chǎn)業(yè)出口的政策，以出口牽引創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)優(yōu)化，極大限度提升高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率。