R&D 內外部支出與創(chuàng)新績效
——基于知識存量的門檻回歸

張?zhí)╄?，唐玲?/p>

（1.中國航天系統(tǒng)科學與工程研究院，北京 100037；2.北京交通大學，北京 100044）

現(xiàn)代化經濟體系和經濟高質量發(fā)展的要求將自主研發(fā)置于前所未有的高度。在創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略實施的背景下，我國自主研發(fā)投入逐年提升，2009 年以來，我國R&D 投入年均增長 14.43%，2019 年我國自主研發(fā)投入22 143.6 億元，占我國生產總值（GDP）的2.23%，以國內專利授權量為2 474 406 件，年均增長18.4%。可見我國專利數量實現(xiàn)了急劇增長，創(chuàng)新能力得到一定程度的提升，但仍然存在著問題，第一，2019 年我國每萬人口發(fā)明專利擁有量為13.3件，與主要發(fā)達國家水平存在較大差距。第二，我國核心技術專利不足，專利質量亟待提高。第三，創(chuàng)新績效區(qū)域差異顯著，2019 年我國東、中、西部地區(qū)自主研發(fā)投入分別占研發(fā)投入總量的66.0%、17.5%、16.5%，專利授權量占專利授權總量的70.2%、15.2%、14.6%。創(chuàng)新活動及創(chuàng)新績效主要集中在東部地區(qū)，由此導致我國東部地區(qū)與中西部地區(qū)的技術水平、創(chuàng)新能力、經濟發(fā)展存在巨大差異。盡管長期以來知識基礎差異被認為是創(chuàng)新能力及創(chuàng)新績效不同的原因之一，但由于知識基礎不同導致的自主研發(fā)內外部投入配置效率問題卻沒有引起足夠的重視。2019 年我國創(chuàng)新主體用于自身創(chuàng)新活動的R&D 內部支出為20 509.3 億元，占自主研發(fā)投入的92.6%，外部支出1 634.2 億元，占自主研發(fā)投入的7.4%。自主研發(fā)內外部支出是如何受知識存量調節(jié)的？創(chuàng)新主體如何更有效率地配置自主研發(fā)內外部支出？都是亟待解決的現(xiàn)實問題。隨著國內外創(chuàng)新形勢的愈發(fā)復雜、國家對自主研發(fā)愈發(fā)重視，研發(fā)投入的逐年快速增加，研究知識存量不同水平下自主研發(fā)內外部支出的關系以提高創(chuàng)新績效與創(chuàng)新能力就具有現(xiàn)實且長遠的意義。

1 文獻綜述

研發(fā)為基礎的內生增長理論強調R&D 投入在經濟增長與技術進步過程中的重要促進作用，奠定了R&D 投入與創(chuàng)新績效關系的理論基礎。后續(xù)針對二者關系的研究中，多數學者傾向于將R&D 視為整體，例如郭秀強等［1］針對高技術產業(yè)的研發(fā)投入與創(chuàng)新績效的關系進行研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入顯著促進了高技術產業(yè)創(chuàng)新績效，其中企業(yè)自主研發(fā)投入比財政資金支持產生更好的創(chuàng)新績效；俞立平等［2］利用我國高技術產業(yè)面板數據分析自主研發(fā)對創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的影響，發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)對創(chuàng)新數量的貢獻大于對創(chuàng)新質量的貢獻，并對創(chuàng)新數量的貢獻表現(xiàn)出規(guī)模經濟特征；陳恒等［3］同樣利用高技術產業(yè)的數據發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)受限于區(qū)域知識積累，知識積累越多自主研發(fā)越可以顯著促進創(chuàng)新績效；方文中等［4］利用上海高新技術企業(yè)的數據分析自主研發(fā)兩面性對全要素生產率的影響，發(fā)現(xiàn)出于增加吸收消化能力時，R&D 資本可以顯著提高全要素生產率?？梢?，R&D投入可以促進創(chuàng)新績效的提高得到了廣泛的認可。

針對R&D 內外部支出與創(chuàng)新績效關系的研究中，部分學者認為R&D 內部支出與外部支出存在互補關系，只有當外部知識與內部研發(fā)活動相結合時，對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響最大［5-7］。但R&D 內部支出與外部支出對創(chuàng)新績效的影響不同。Peters 等［8］在分析比利時R&D 內外部支出的產出差異時發(fā)現(xiàn)，R&D 內部支出比外部支出傾向于產生更多的專利。Beneito［9］利用西班牙的企業(yè)R&D 內部支出和合作研發(fā)數據分析了內外部支出對專利產出的異質性影響，發(fā)現(xiàn)內部支出比合作研發(fā)（外部支出的一種方式）更有效率。劉克寅等［10］利用我國大中型工業(yè)企業(yè)的數據分析自主研發(fā)內外部支出的關系以及對創(chuàng)新績效的影響，發(fā)現(xiàn)二者之間存在一定的互補關系，并且R&D 外部支出對創(chuàng)新績效的貢獻小于R&D 內部支出。此外，只針對R&D 外部支出方式對創(chuàng)新績效的影響時學者們也進行了研究。Arvanitis 等［11］利用荷蘭和瑞士的企業(yè)R&D 外部支出數據分析外部知識獲取方式“購買（buy）”和“合作（cooperate）”對創(chuàng)新績效的影響，發(fā)現(xiàn)二者對創(chuàng)新有積極影響，但針對瑞士企業(yè)的分析中還發(fā)現(xiàn)同時進行“購買”和“合作”時對經濟發(fā)展具有積極效應。張秀峰等［12］以廣東省省部項目為例，發(fā)現(xiàn)產學研合作（外部支出中的合作研發(fā)）對創(chuàng)新績效的影響在創(chuàng)新鏈的不同階段受到企業(yè)所有制的影響。張羽飛等［13］從微觀層面分析產學研融合程度對科技型中小企業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)產學研融合的深度和廣度可以顯著促進科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效提高，產學研融合頻度則對企業(yè)創(chuàng)新績效有負向影響。

創(chuàng)新主體的創(chuàng)新投入密度［14］、地理空間的人口集聚程度［15］、創(chuàng)新鏈中不同創(chuàng)新主體的能力差異［16］、成本收益的感知［17］等因素是影響創(chuàng)新主體R&D 內外部支出的重要因素。但創(chuàng)新主體的知識吸收能力［18］、知識溢出的程度［19］、外部知識的價格［20］是影響外部知識獲取模式的決定因素。而這背后的本質是知識存量的差異，由于知識的擴散受地理范圍的限制，知識的本地化集聚就成為影響創(chuàng)新主體自主研發(fā)投入方向的決定因素之一。

綜上可以發(fā)現(xiàn)，針對R&D 與創(chuàng)新績效的研究十分豐富，而針對R&D 內外部支出與創(chuàng)新績效的關系的研究時學者們傾向于分析內部支出和外部支出的產出差異，而我國學者傾向于外部支出方式尤其是合作研發(fā)（產學研合作）對創(chuàng)新績效的影響研究，鮮有文獻從內外部支出的角度分析自主研發(fā)的配置效率問題。同時從現(xiàn)有的文獻中可以發(fā)現(xiàn)，在研究自主研發(fā)內外部支出時，也很少有文獻將知識存量納入其中分析知識存量、內外部支出與創(chuàng)新績效三者的非線性關系。

鑒于此，在已有研究的基礎上，本文將知識存量納入分析框架，研究在不同知識存量水平下自主研發(fā)內外部支出策略與創(chuàng)新績效的關系，深入分析知識存量對自主研發(fā)內外部支出的不同作用，為創(chuàng)新主體合理分配自主研發(fā)投入方向，提高自主研發(fā)效率提供決策依據。與現(xiàn)有文獻相比，本文的創(chuàng)新點在于：第一，將自主研發(fā)分為內部支出與外部支出，系統(tǒng)地分析內外部支出對創(chuàng)新績效的差異化影響；第二，將知識存量納入分析當中，研究不同知識存量水平下內外部支出的配置與創(chuàng)新績效的關系；第三，為創(chuàng)新主體提供了合理分配自主研發(fā)投入方向的重要依據。

2 機理分析

技術知識的產生可以描述為一項集體事業(yè)的結果，這項事業(yè)受到當地知識來源的可用性以及組織和開展互動方式的強烈影響［21］。知識存量水平的多少意味著知識可用性的程度，同時影響著知識的價格和獲取知識的難易程度，因而成為決定性的影響因素。從自主研發(fā)內外部支出的視角來看，內部支出主要用于自身創(chuàng)新活動，即通過自身研發(fā)行為來獲取新知識的手段，而外部支出包括合作研發(fā)、委托研發(fā)等，其本質是自主研發(fā)過程中知識的購買行為。

2.1 知識存量水平的增加通過貨幣外部性的作用可以降低創(chuàng)新主體的創(chuàng)新成本，促進外部支出轉化為創(chuàng)新績效

創(chuàng)新主體的創(chuàng)新績效不僅取決于企業(yè)內部的知識儲備，而且越來越取決于創(chuàng)新主體通過各種機制從外部獲得互補知識的能力［20］。創(chuàng)新過程的實質是知識的生產行為，知識的創(chuàng)造需要兩種基本的投入即外部知識和內部知識。知識存量的規(guī)模成為影響創(chuàng)新主體獲得外部知識成本的主要因素。由于知識存量的本地化集聚效應，其規(guī)模越大越受貨幣外部性的影響，意味著創(chuàng)新主體獲得外部知識的價格越低［22］，以低于均衡價格的價格獲得外部知識會顯著降低創(chuàng)新主體的創(chuàng)新成本，促進創(chuàng)新績效的提高。另外，知識存量規(guī)模的增加，代表創(chuàng)新主體可選擇和利用的知識增加，加之這種有目的的知識購買行為，可以提高創(chuàng)新主體創(chuàng)新過程中知識的匹配度和利用效率，降低了創(chuàng)新活動的風險性，促進外部支出轉化為創(chuàng)新績效。也就是說，知識存量的規(guī)模效應是通過市場機制的價格調節(jié)作用降低了創(chuàng)新活動的成本，提高了外部支出的轉化效率。

2.2 知識存量水平的增加通過知識溢出效應可以刺激創(chuàng)新主體提高學習能力，促進內部支出轉化為創(chuàng)新績效

知識溢出（純知識外部性）指知識無目的、自然的擴散行為，每位創(chuàng)新主體都想因為“在場”而獲益，其前提就是提高吸收、利用外部知識的能力即學習能力，學習能力的內生性取決于創(chuàng)新主體自身技術能力，而自身技術能力的塑造又取決于創(chuàng)新主體R&D 內部支出的積累。創(chuàng)新主體為了利用競爭對手溢出知識，保持第二行動者的優(yōu)勢地位，通常在研發(fā)過程中會在有限的內部支出條件下最大化提高學習能力，應對競爭對手的知識溢出，更好地利用潛在的廣泛的知識成果，以減少自主研發(fā)的風險和成本，提高創(chuàng)新績效。同時，研發(fā)具有兩面性，學習能力的提高又可以反過來提升內部支出的產出效率，即在相同研發(fā)投入情況下學習能力的提高可以有效整合現(xiàn)有資源、最大化研發(fā)產出，促進內部支出轉化為創(chuàng)新績效，這也是研發(fā)的根本目的?？梢娭R溢出程度的大小影響R&D 內部支出的績效。由于知識存量規(guī)模對知識溢出具有顯著影響，在知識存量規(guī)模大的地區(qū)其知識溢出效應越強［23］，一方面可以激勵創(chuàng)新主體增加內部支出，提高學習能力，以利用外部知識溢出，增加創(chuàng)新績效；另一方面，學習能力的提高可以提升自身整合創(chuàng)新資源的能力，促進內部支出轉化為創(chuàng)新績效。

2.3 知識存量水平的增加通過知識外部性影響創(chuàng)新主體的研發(fā)投入效率，進而影響創(chuàng)新績效

綜上分析，知識存量的規(guī)模效應致使知識外部性（包括貨幣外部性和純知識外部性）擴大，進而導致創(chuàng)新主體創(chuàng)新成本的降低和學習能力的提升，促進創(chuàng)新績效的增加。只是知識存量的規(guī)模效應導致的知識外部性不同，對研發(fā)投入產出的影響不同。貨幣外部性的強化通過價格傳導機制促進創(chuàng)新主體外部支出成本的降低，純知識外部性即知識溢出效應的強化通過刺激創(chuàng)新主體的學習動機促進了其內部支出的轉化。在知識存量達到一定規(guī)模以后，二者對創(chuàng)新主體的研發(fā)投入產出共同起作用，影響著創(chuàng)新主體的研發(fā)投入績效。

3 樣本選取與模型構建

3.1 變量測度

本文選取2009—2019 年我國28 個省份的面板數據，西藏、青海、海南和港澳臺地區(qū)因為數據缺失被剔除。數據主要來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、EPS 數據平臺和國家知識產權局。表1 為變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.1.1 被解釋變量：創(chuàng)新績效（Inp）

創(chuàng)新績效指創(chuàng)新主體在采取創(chuàng)新行為以后獲得的產出，從創(chuàng)新的結果端來看，創(chuàng)新產出主要指專利，從市場端來看，創(chuàng)新產出主要指（高度）改進產品、新產品銷售收入。由于新產品銷售收入主要針對激進式創(chuàng)新產生的績效［24］，（高度）改進產品的銷售收入主要針對漸進式創(chuàng)新產生的績效［25］，如若采用其中一種方式衡量其結果不具有全面性。無論激進式創(chuàng)新還是漸進式創(chuàng)新，從創(chuàng)新端來看，其結果往往是專利的增加，由于專利類型包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利，這些專利的類型往往是創(chuàng)新主體進行激進式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新的結果。文中采用每年各區(qū)域發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利國內授權量表示創(chuàng)新績效。

3.1.2 解釋變量：R&D 內部支出（Rie）和R&D 外部支出（Ree）

根據《中國科技統(tǒng)計年鑒》的定義，R&D 內部支出指為開展R&D 活動實際用于本單位內的全部支出；R&D 外部支出是指委托外單位開展R&D 活動所實際支付的費用。在統(tǒng)計內部支出和外部支出時，為了避免重復計算，統(tǒng)計口徑為R&D 活動執(zhí)行方的研發(fā)支出。因而，文中內部支出利用R&D 內部支出額與外部支出額的差與就業(yè)人口的比值衡量，外部支出用外部支出額與就業(yè)人口的比值衡量。如圖1 所示。

圖1 2019 年我國各省份R&D 內外部支出情況

3.1.3 門檻變量：知識存量（Kls）

知識存量是指在一定時間內一個地區(qū)的知識擁有量，是一個存量的概念。目前衡量知識存量的指標分為兩類。一類是采用專利授權量或專利申請量，例如李達等［26］、侯建等［27］的研究。由于專利申請量還包含知識價值低的專利，因而很容易夸大地區(qū)知識存量水平，而專利授權量表示知識存量時，由于不同類型的專利含有的技術知識數量不同，單純利用專利的授權數量指標難以反映專利內含有的真實知識價值。第二類是采用人力資本水平，例如Wright 等［28］，Wright 等［29］指出知識存量是指企業(yè)員工擁有的人力資本池，包括員工的知識、技能和能力。文中采用人力資本水平即高等教育人口占總人口的比重衡量知識存量。如圖2 所示。

圖2 2019 年我國各省份知識存量水平

3.1.4 控制變量：集聚經濟（Agg）、市場化水平（Mar）和經濟規(guī)模（Gdp）

集聚經濟對科技創(chuàng)新的影響已經有大量研究，主要集中在集聚經濟對創(chuàng)新產出［30］、創(chuàng)新效率［31］和創(chuàng)新行為［32］等的影響。集聚經濟分為城市化經濟和地方化經濟，二者對創(chuàng)新產出的影響并不相同，在專利生產方面，受知識溢出、技術相似度、匹配效率的影響，本地化經濟對專利生產的影響更顯著［30］。文中利用各省份就業(yè)人員與區(qū)域面積的比值來衡量集聚經濟水平［20］。

市場是創(chuàng)新資源配置的重要手段，較高的市場化水平意味著市場主導資源配置、完善的制度保障和較低的政府干預［33］。市場化水平越高，創(chuàng)新資源的配置效率越高，在相同研發(fā)投入的情況下，價格信號可以引導創(chuàng)新資源流向效率更高的領域，促進創(chuàng)新產出的增加。文中利用個體和私營就業(yè)人數與各區(qū)域就業(yè)總人數的比值衡量市場化水平。

經濟規(guī)模對創(chuàng)新績效的影響主要表現(xiàn)在3 個方面。第一，經濟規(guī)模的大小影響技術需求，規(guī)模大的經濟體其總體技術需求旺盛，需求導致技術供給方更愿意從事創(chuàng)新活動，從而導致創(chuàng)新績效的增加；第二，經濟規(guī)模影響研發(fā)過程的創(chuàng)新投入，總體來講，研發(fā)投入與經濟規(guī)模正相關，經濟規(guī)模的增加可以促進研發(fā)投入的增加，進而促進創(chuàng)新產出的增加；第三，經濟規(guī)模影響一個國家和地區(qū)的創(chuàng)新潛力［34］，所謂創(chuàng)新潛力即創(chuàng)新主體獲得的技術機會和所能達到的技術前沿，經濟規(guī)模為技術商業(yè)化提供了土壤，可以刺激創(chuàng)新主體的創(chuàng)新行為，增加創(chuàng)新活動，提高創(chuàng)新能力。文中經濟規(guī)模利用各省份GDP 增長率來衡量。

3.2 模型設定

理論分析發(fā)現(xiàn)，自主研發(fā)的內部支出和外部支出存在知識存量門檻效應。自漢森提出門檻模型以來，學者紛紛采取其設定的模式，進行結構突變問題的研究，文中將模型設定如下。

內部支出單一門檻模型設定為：

內部支出雙重門檻模型設定為：

同理，外部支出單一門檻模型設定為：

其中，Inp表示科技創(chuàng)新產出，i和t分別表示時間和地區(qū)，表示個體效應，表示外部支出，I表示指示函數，表示門檻值，Kls 表示門檻變量，x表示控制變量，包括集聚程度、市場化水平和經濟規(guī)模。

4 實證結果分析

4.1 門檻效應檢驗

門檻效應檢驗的目的是檢驗R&D 內外部支出影響創(chuàng)新績效的知識存量門檻個數，并據此確定模型的最終形式。在自抽樣300 次的情況下，具體結果如表2 所示，內部支出中，在1%的顯著性水平下存在2 個門檻變量；外部支出中，在1%的顯著性水平下存在2 個門檻變量。

表2 變量門檻效果檢驗

門檻估計值及95%的置信區(qū)間如表3 所示。內部支出中，知識存量存在雙重門檻值，分別為0.027 3 和0.027 9，置信區(qū)間分別為［0.027 7,0.027 9］、［0.027 0,0.027 9］；外部支出中，知識存量存在雙重門檻值，分別為0.025 3 和0.027 9，置信區(qū)間分別為［0.025 2,0.025 4］、［0.027 3,0.027 9］。

表3 變量門檻估計值及置信區(qū)間

為了確定知識存量的門檻值是否真實存在，文中進行LR 檢驗，其結果如圖3、圖4、圖5 和圖6所示?？梢妰炔恐С龊屯獠恐С龅闹R存量門檻估計值與95%的置信區(qū)間，內部支出模型中門檻值為0.027 3 和0.027 9（如圖3 和圖4），外部支出模型中門檻值為0.025 3 和0.027 9（如圖5 和圖6），可見兩個門檻值均通過了LR 檢驗，即兩個門檻值真實存在。

圖3 R&D 內部支出模型中門檻的估計值與置信區(qū)間

圖4 R&D 內部支出模型中門檻的估計值與置信區(qū)間

圖5 R&D 外部支出模型中門檻的估計值與置信區(qū)間

圖6 R&D 外部支出模型中門檻的估計值與置信區(qū)間

4.2 結果分析

根據門檻效應檢驗結果，文中分別對模型（2）、模型（4）進行估計，得到如下結果（見表4）。

表4 實證結果

在內部支出影響創(chuàng)新績效的門檻模型（2）中，知識存量低于0.027 3 時，內部支出的系數為39.83，在1%的水平下顯著，表明內部支出增加1 個單位，創(chuàng)新績效增加39.83 個單位；知識存量介于0.027 3 與0.027 9 之間時，內部支出的系數為76.61，在1%的水平下顯著，表明內部支出增加1個單位，創(chuàng)新績效增加76.61 個單位；知識存量高于0.027 9 時，內部支出的系數為12.53，在1%的水平下顯著，表明內部支出增加1 個單位，創(chuàng)新績效增加12.53 個單位。內部支出的系數由39.83 增加到76.61，增長了92.3%，而后降低到12.53，降低了83.6%，系數先遞增后遞減的變化，表明隨著知識存量的增加，內部支出對創(chuàng)新績效的邊際回報先遞增而后遞減，同時系數的差異性也表明門檻效應的顯著存在?？刂谱兞拷洕?guī)模的系數為-4 460.07，但不顯著；集聚經濟的系數為-812 000，在1%的水平下顯著；市場化水平系數為86 914.35，在1%的水平下顯著。

外部支出影響創(chuàng)新績效的模型（4）中，在知識存量低于0.025 3 時，外部支出的系數是282.22，在1%的水平下顯著，表明外部支出增加1 個單位，創(chuàng)新績效增加282.22 個單位；知識存量介于0.025 3 與0.027 9 之間時，外部支出的系數為596.57，在1%的水平下顯著，表明外部支出增加1 個單位，創(chuàng)新績效增加596.57 個單位；知識存量高于0.027 9 時，外部支出的系數為32.52，在5%的水平下顯著，表明外部支出增加1 個單位，創(chuàng)新績效增加32.52 個單位。系數的遞增（增長了111.4%）而后遞減（降低了94.5%）的變化及明顯差異性，表明存在顯著的知識存量門檻效應，同時表明隨著知識存量的增加，外部支出的邊際回報先遞增而后遞減。控制變量經濟規(guī)模、集聚經濟不顯著，市場化水平在1%的水平下顯著。

綜上R&D 內部支出和外部支出都存在顯著的知識存量門檻效應，R&D 內外部支出促進創(chuàng)新績效提高的程度均取決于知識存量水平。在外部支出轉化為創(chuàng)新績效的過程中，知識存量位于臨界值0.025 3與0.027 9 之間時，其邊際回報最大；在內部支出轉化為創(chuàng)新績效的過程中，知識存量位于臨界值0.027 3 和0.027 9 之間時，其邊際回報最大，可見無論R&D 外部支出還是R&D 內部支出，在知識存量低和高的地區(qū)R&D 的邊際回報較小，在知識存量中等的地區(qū)R&D 的邊際回報較大，也表明在知識存量高的地區(qū)存在顯著的知識存量回彈效應。隨著知識存量的增加，即一個地區(qū)由低知識存量升級為中等知識存量時，內外部支出的系數遞增，正如前文所示，知識存量增加導致的外部性增加，進而提高了研發(fā)投入的轉化效率。然而當知識存量越過中等水平后，R&D 邊際回報遞減，其原因可能是多方面的。第一，自主研發(fā)轉化為創(chuàng)新績效的過程中，不僅受到知識存量規(guī)模的影響，還受到知識存量構成的影響。Antonelli 等［35］發(fā)現(xiàn)知識的復雜性對創(chuàng)新績效具有顯著影響，在創(chuàng)新過程中知識的復雜性雖然可以增加可用知識的組合，在相同預算下可以增加潛在的知識產出量，對上游知識生產產生積極影響，但由于知識的復雜性也增加了創(chuàng)新過程中知識利用的難度，阻礙技術的生產，進而對下游創(chuàng)新績效產生消極影響。在知識存量越高的地區(qū)由于知識復雜性高往往越容易面臨二者的權衡，因而表現(xiàn)出自主研發(fā)的邊際回報遞減的情形。第二，高知識存量地區(qū)自主研發(fā)的邊際回報小于中低知識存量地區(qū)，并不是代表高知識存量地區(qū)產出的專利少，而是高知識存量地區(qū)傾向于更少申請專利。我國知識發(fā)展水平與經濟發(fā)展水平具有較好的對應性［36］。高知識存量地區(qū)普遍為經濟發(fā)展水平高、市場化水平高的地區(qū)，企業(yè)出于競爭與保密的需要會將許多創(chuàng)新產出束之高閣而不會申請專利［37］。第三，專利生產過程還受到協(xié)調成本、交易成本、選擇成本的影響，在知識存量高的地區(qū)，可供選擇和利用的知識增多，造成成本的增加，降低了自主研發(fā)的轉化效率。

4.3 擴展分析：分地區(qū)的門檻回歸分析

由于資源稟賦差異的限制，我國中東西部經濟發(fā)展與知識存量差異顯著，研發(fā)投入對知識存量水平反應的敏感程度不同，有必要分地區(qū)分析知識存量門檻回歸空間差異性。分組回歸具體結果如表5、表6、表7 所示。

表5 東部地區(qū)實證結果

表5（續(xù)）

表6 中部地區(qū)實證結果

表7 西部地區(qū)實證結果

在內部支出影響創(chuàng)新績效的模型中，由于東中西部處于中等知識存量地區(qū)的樣本量不足，故均將樣本分為兩類：低知識存量地區(qū)和高知識存量地區(qū)，并對此進行估計。可見東中部地區(qū)的回歸結果與全國層面的結果基本一致，西部地區(qū)存在差異。由東中部地區(qū)的結果來看，第一，內部支出的系數均為正，并且在1%的水平下顯著，表明內部支出的增加可以顯著促進創(chuàng)新績效的增加，知識溢出在內部支出轉化為創(chuàng)新績效過程中發(fā)揮了重要作用。第二，內部支出的系數均表現(xiàn)為遞減，因而存在顯著的知識存量門檻效應和知識存量回彈效應。在西部地區(qū)，內部支出的系數表現(xiàn)為遞增且在1%的水平下顯著，表明存在顯著的知識存量門檻效應，同時表明隨著知識存量的增加內部支出的邊際產出遞增。這主要在于2009—2019 年西部地區(qū)研發(fā)投入占全國投入總量的比重均值為12.32%，研發(fā)創(chuàng)新能力及研發(fā)創(chuàng)新投入嚴重不足，因而更有成本意識開展R&D 活動。此外，西部地區(qū)知識存量普遍不高，與中東部地區(qū)形成顯著的知識差距，內部研發(fā)投入主要用于引進、消化、吸收后的再創(chuàng)新活動，由于具有可依賴的成熟技術路徑，因而其研發(fā)投入的產出更大。

在外部支出影響創(chuàng)新績效的模型中，中西部地區(qū)處于中等知識存量地區(qū)的樣本量不足，故將樣本分為低知識存量地區(qū)和高知識存量地區(qū)進行分組回歸。從實證結果來看，東部地區(qū)、中部地區(qū)與全國層面的估計結果基本一致，西部地區(qū)存在較為明顯的差異。在東部地區(qū)，外部支出的系數表現(xiàn)為先增后減，表明存在知識存量門檻效應和回彈效應，貨幣外部性在此過程中發(fā)揮了重要作用。但高知識存量地區(qū)的系數并不顯著，這可能是由于東部地區(qū)知識復雜性程度高、交易成本和協(xié)調成本高抵消了貨幣外部性的作用，也可能是東部地區(qū)競爭激烈，企業(yè)申請專利的意愿降低造成的。在中部地區(qū)，外部支出的系數遞減，分別在1%和5%的水平下顯著，表明存在顯著的知識存量門檻效應與回彈效應。在西部地區(qū)，外部支出的系數也出現(xiàn)了遞減的變化，但在高知識存量地區(qū)其系數并不顯著，表明可能并不存在知識存量門檻效應。在外部支出轉化為創(chuàng)新績效的過程中受貨幣外部性的影響，而貨幣外部性主要受技術市場發(fā)育程度的影響，2019 年西部地區(qū)技術合同成交額占全國總額的15.07%，由于西部地區(qū)技術市場發(fā)育不完善、市場化程度低，對知識資源的配置效率低下，致使貨幣外部性的作用不顯著。

5 結論與對策建議

創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略標志著我國的創(chuàng)新方式轉到以自主研發(fā)為主的路徑上來，那么合理分配自主研發(fā)投入方向、提高資金使用效率就尤為重要。本文在衡量我國知識存量的基礎上，將其納入分析框架，通過構建知識存量門檻效應模型，分析自主研發(fā)內外部投入在不同知識存量水平下對創(chuàng)新績效的差異化影響，并進一步分析了我國東中西部地區(qū)自主研發(fā)投入的空間差異性，為合理配置自主研發(fā)投入提供了重要依據。本文得到如下主要結論：（1）自主研發(fā)投入轉化為創(chuàng)新績效的過程中存在顯著的知識存量門檻效應，內外部支出的邊際回報隨著知識存量的增加表現(xiàn)為先增后減，因而可能存在著知識存量水平增加導致的知識外部性增加帶來的效率提升和競爭、交易成本、協(xié)調成本、知識復雜化增加導致的效率降低之間的權衡。（2）在全國層面來看，知識存量規(guī)模效應引致的知識溢出和貨幣外部性在自主研發(fā)轉化為創(chuàng)新績效的過程中均發(fā)揮重要作用，在中等知識存量的地區(qū)，知識外部性的作用最大，低知識存量地區(qū)次之。（3）在地區(qū)層面來看，我國東中西部地區(qū)均存在知識存量門檻效應。內部支出模型中，我國中東部地區(qū)與全國層面的估計結果基本一致，西部地區(qū)存在較明顯的差異；外部支出模型中，中東部地區(qū)與全國層面估計結果基本一致，西部地區(qū)可能不存在知識存量門檻效應。

據此本文得到如下政策啟示：（1）自主研發(fā)投入方向應綜合考慮地區(qū)知識存量的門檻效應，依據知識存量的不同差異化配置自主研發(fā)內外部支出。研發(fā)投入資源可優(yōu)先向中等知識存量地區(qū)傾斜。（2）我國中等知識存量的地區(qū)數量甚少，鑒于知識存量在研發(fā)投入轉化為創(chuàng)新績效過程中的重要作用，國家應采取措施如人才引進、合作研發(fā)、加強教育等增加地區(qū)知識存量，尤其重點關注低知識存量地區(qū)，使其升級為中等知識存量地區(qū)。（3）外部支出與貨幣外部性對創(chuàng)新績效的作用不容小覷，由于知識、技術交易的媒介是技術市場，外部支出受技術市場調節(jié)，一方面要完善技術市場，尤其完善西部地區(qū)技術市場，發(fā)揮市場的決定性作用，提高知識資源配置效率，另一方面可適當增加外部支出的比例，發(fā)揮貨幣外部性的作用。（4）發(fā)揮知識溢出的重要作用。促進高知識存量地區(qū)的產業(yè)向低知識存量地區(qū)轉移，尤其加快向中西部地區(qū)的轉移，發(fā)揮知識溢出效應的優(yōu)勢。同時可以加快知識密集型產業(yè)集聚，發(fā)揮同一產業(yè)集聚、多樣化產業(yè)集聚帶來的企業(yè)內、產業(yè)間知識溢出的作用。