高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響的實(shí)證分析

趙 琪

(青島酒店管理職業(yè)技術(shù)學(xué)院 商業(yè)數(shù)據(jù)研究中心，山東 青島 266100)

0 引言

高科技企業(yè)的成長(zhǎng)與發(fā)展離不開(kāi)人力資本與物質(zhì)資本的高效投入，而人力資本是衡量高科技企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的決定性因素。人力資本是支撐高科技企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的源泉，對(duì)人力資本進(jìn)行有效配置，能顯著促進(jìn)高科技企業(yè)成長(zhǎng)。一般來(lái)說(shuō)，高科技企業(yè)的研發(fā)投入與人力資本投入與其經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，高質(zhì)量的人力資本結(jié)構(gòu)能為企業(yè)帶來(lái)持久的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，成長(zhǎng)型人力資本對(duì)高科技企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用更加顯著。

1 高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響的理論分析

1.1 知識(shí)資本生產(chǎn)能力對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響

當(dāng)前，為了在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中爭(zhēng)取到主導(dǎo)技術(shù)優(yōu)勢(shì)，很多高科技企業(yè)實(shí)施探索性研究和需求導(dǎo)向研究相結(jié)合，追求產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新尖端技術(shù)，這就為高科技企業(yè)的市場(chǎng)開(kāi)發(fā)優(yōu)勢(shì)與高校的知識(shí)生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)的協(xié)同創(chuàng)造了條件。從研發(fā)投入與人力資本投入的角度來(lái)看，資金來(lái)源的水平不僅僅決定創(chuàng)新知識(shí)生產(chǎn)能力，還影響著企業(yè)創(chuàng)新的績(jī)效。從人力資本結(jié)構(gòu)的角度來(lái)看，創(chuàng)新知識(shí)的生產(chǎn)除了考慮物質(zhì)條件，還必須考慮的是人力資本因素，科技人員的規(guī)模與素質(zhì)是保證知識(shí)生產(chǎn)能力的重要因素。從知識(shí)存量的分析來(lái)看，具有豐富科研成果的高學(xué)歷科研人員和具有精湛技術(shù)的科技人員更傾向于產(chǎn)學(xué)合作，豐富的經(jīng)驗(yàn)使科研人員可以明確后續(xù)研究工作的路徑，并且通過(guò)繼續(xù)教育與培訓(xùn)的開(kāi)展，全面提高研究人員的研究能力和技術(shù)人員的創(chuàng)新能力，更有利于企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效。

1.2 知識(shí)傳播與轉(zhuǎn)移能力對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響

知識(shí)傳播過(guò)程是從生產(chǎn)到應(yīng)用的過(guò)渡知識(shí)階段，其本質(zhì)是高科技企業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)所具有的隱性知識(shí)和顯性知識(shí)相互轉(zhuǎn)化和促進(jìn)的過(guò)程，知識(shí)傳播對(duì)創(chuàng)新績(jī)效具有重要意義。在人才培養(yǎng)方面，通過(guò)高等教育和科研機(jī)構(gòu)的共同支持，可以將科研技術(shù)的優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為人才培養(yǎng)的優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)高科技企業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)中科技人員構(gòu)成比率的提升，優(yōu)化高科技企業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)中人力資本的結(jié)構(gòu)。同時(shí)，由于產(chǎn)學(xué)研合作過(guò)程中的信息不對(duì)稱(chēng)、存在交易成本等不確定性，組織需要建立高度的信息合作關(guān)系來(lái)鼓勵(lì)合作者互相交換有價(jià)值的信息與知識(shí)，從而提升產(chǎn)學(xué)研合作的知識(shí)轉(zhuǎn)移績(jī)效。企業(yè)人力資本存量與人力資本投資額的增長(zhǎng)、人力資本投資結(jié)構(gòu)的改善均能有效促進(jìn)高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升。

2 高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)與創(chuàng)新績(jī)效的相關(guān)性

一般而言，由于人力資本具有異質(zhì)性，不同行業(yè)人力資本對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響效果差別較大，多數(shù)文章以行業(yè)或企業(yè)類(lèi)型的截面數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，較少有文獻(xiàn)從宏觀角度對(duì)高科技企業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)進(jìn)行剖析。同一行業(yè)的研究數(shù)據(jù)雖然在某種程度上具有趨勢(shì)一致性，但每個(gè)高科技企業(yè)因其主營(yíng)業(yè)務(wù)的側(cè)重性、企業(yè)文化與所有制結(jié)構(gòu)的獨(dú)特性等，其人力資本成長(zhǎng)模式都是自成一體的，因此，使用宏觀數(shù)據(jù)對(duì)高科技企業(yè)進(jìn)行深度解剖更具有研究?jī)r(jià)值。

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及面板數(shù)據(jù)模型的建立

本研究選取科學(xué)技術(shù)部火炬高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)中心的《火炬計(jì)劃統(tǒng)計(jì)報(bào)表》(2008-2019年)數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)全國(guó)高新技術(shù)企業(yè)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)應(yīng)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析。面板數(shù)據(jù)模型能夠較好地反映研究對(duì)象在時(shí)間和截面單元兩個(gè)方向上的變化規(guī)律及不同時(shí)間與不同單元的特征。本文選擇全國(guó)高新技術(shù)企業(yè)的31個(gè)省市自治區(qū)2014-2019年的技術(shù)收入(INCOME)、科技活動(dòng)人員數(shù)量(STAFF)、科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出(EXP)作為變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。

2.2 回歸結(jié)果估計(jì)與分析

運(yùn)用計(jì)量軟件EVIEWS10，應(yīng)用2014-2019年技術(shù)收入(INCOME)與科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出(EXP)作為變量選擇面板數(shù)據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型。從回歸結(jié)果來(lái)看，各解釋變量的符號(hào)與預(yù)期符號(hào)基本相同，且均達(dá)到較高的顯著性水平。相應(yīng)的表達(dá)式是：

其中虛擬變量D1,D2.....D31的定義是:

通過(guò)方程可以看出，31個(gè)省市自治區(qū)的科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出占技術(shù)收入的64%。隨著地區(qū)不同，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出存在顯著性差異。北京、河北、上海、浙江、湖北、廣東、四川的高新技術(shù)企業(yè)科技支出明顯高于其他地區(qū)。

運(yùn)用計(jì)量軟件EVIEWS10，應(yīng)用2014-2019年技術(shù)收入(INCOME)與科技活動(dòng)人員數(shù)量(STAFF)作為變量選擇面板數(shù)據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型，從回歸結(jié)果來(lái)看，各解釋變量的符號(hào)與預(yù)期符號(hào)基本相同，且均達(dá)到較高的顯著性水平。相應(yīng)的表達(dá)式是：

其中虛擬變量D1,D2.....D31的定義是:

通過(guò)方程可以看出，31個(gè)省市自治區(qū)的科技活動(dòng)人員數(shù)量占技術(shù)收入的267%。隨著地區(qū)不同，科技活動(dòng)人員數(shù)量存在顯著性差異。北京、天津、河北、上海、浙江、湖北、廣東、四川的高新技術(shù)企業(yè)科技人員數(shù)量高于其他地區(qū)。

根據(jù)回歸結(jié)果，結(jié)合我國(guó)高科技企業(yè)的具體情況，可以得出結(jié)論：高科技企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)營(yíng)績(jī)效與人力資本的投入息息相關(guān)?？萍蓟顒?dòng)人員數(shù)量、科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出等均與企業(yè)績(jī)效之間呈正相關(guān)關(guān)系。為了使高科技企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平有進(jìn)一步的提升，應(yīng)注重在增加科技活動(dòng)人員數(shù)量、提高科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出增加企業(yè)人力資本存量，完善企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)，具體體現(xiàn)在完善科技人員薪酬福利制度、增加科技人員崗位技能培訓(xùn)機(jī)會(huì)、優(yōu)化科技人員學(xué)歷層次等。

3 高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響的實(shí)證分析

分析高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)程度大小，可以參考高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的長(zhǎng)期和短期效應(yīng)的分析，運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型來(lái)實(shí)現(xiàn)。為了分析出高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的長(zhǎng)短期效應(yīng)，運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型，得出的結(jié)論在高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)投資方向選擇上具有一定的參考意義。

3.1 誤差修正模型(ECM)的基本思路與步驟

誤差修正模型是通過(guò)協(xié)整的長(zhǎng)期均衡關(guān)系來(lái)修正對(duì)于短期的波動(dòng)，通常用來(lái)均衡的偏差調(diào)整機(jī)制，協(xié)整與長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，是經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期與短期變化模型，其中：

長(zhǎng)期趨勢(shì)模型：yt=α0+α1xt+εt

短期波動(dòng)模型：Δyt=β0Δxt+γecmt-1+εt

具體步驟為：

(1)在檢驗(yàn)因變量和自變量之間協(xié)整性的基礎(chǔ)上估計(jì)協(xié)整回歸方程，計(jì)算殘差序列et。

(2)將et-1作為一個(gè)解釋變量，估計(jì)誤差修正模型：Δyt=β0Δxt+γet-1+vt。在估計(jì)出ECM的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臍埐钍欠翊嬖谧韵嚓P(guān)性。如果存在自相關(guān)性，則在ECM的右端加入Δyt和Δxt的滯后項(xiàng)，相應(yīng)調(diào)整誤差修正項(xiàng)的滯后期。如取成以下形式：

Δyt=β0Δxt+β1Δxt-1+β2Δyt-1+β3Δxt-2+β4Δyt-2+γet-1+vt

由于模型中的各項(xiàng)都是平穩(wěn)變量，選用t檢驗(yàn)判斷各項(xiàng)的顯著性，將其中不顯著的變量逐個(gè)剔除，盡可能保留誤差修正項(xiàng)。

3.2 基于ECM的高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和可操作性，選取科學(xué)技術(shù)部火炬高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)中心的《火炬計(jì)劃統(tǒng)計(jì)報(bào)表》(2012-2018年)數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)火炬特色產(chǎn)業(yè)基地主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。以火炬特色產(chǎn)業(yè)基地內(nèi)企業(yè)從業(yè)人員情況為例，利用運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型，研究高科技企業(yè)人力資本成長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)效應(yīng)，將不同學(xué)歷的科技企業(yè)從業(yè)人員對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的彈性系數(shù)進(jìn)行比較得出結(jié)論，為高科技企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供理論依據(jù)。

3.2.1 收集數(shù)據(jù)

鑒于統(tǒng)計(jì)口徑的不同和數(shù)據(jù)的可得性，收集到的2012-2018年火炬特色產(chǎn)業(yè)基地主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)相關(guān)數(shù)據(jù)如表1，數(shù)據(jù)均來(lái)自于科學(xué)技術(shù)部火炬高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)中心的《火炬計(jì)劃統(tǒng)計(jì)報(bào)表》(2012-2018年)。本文分別研究不同學(xué)歷的科技企業(yè)從業(yè)人員對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效的影響大小，然后進(jìn)行比較分析和對(duì)策研究。

表1 火炬特色產(chǎn)業(yè)基地主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)(2012-2018年)

3.2.2 單位根檢驗(yàn)

在上述2012-2018年數(shù)據(jù)中，將火炬特色產(chǎn)業(yè)基地中科技企業(yè)的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分別設(shè)為：X1代表大專(zhuān)及本科從業(yè)人員、X2代表碩士從業(yè)人員、X3代表博士從業(yè)人員、X4代表企業(yè)博士后工作站數(shù)量、X5代表省級(jí)企業(yè)技術(shù)中心數(shù)量、X6代表R&D支出情況。下面以博士從業(yè)人員為例，論證其與凈利潤(rùn)的關(guān)系，測(cè)算博士從業(yè)人員對(duì)火炬特色產(chǎn)業(yè)基地高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效的長(zhǎng)短期效應(yīng)。鑒于在分析經(jīng)濟(jì)問(wèn)題時(shí)，變量一般以對(duì)數(shù)形式出現(xiàn)，本文對(duì)凈利潤(rùn)Y等主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，對(duì)凈利潤(rùn)、大專(zhuān)及本科從業(yè)人員、碩士從業(yè)人員、博士從業(yè)人員、企業(yè)博士后工作站數(shù)量、省級(jí)企業(yè)技術(shù)中心數(shù)量、R&D支出進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，分別設(shè)為L(zhǎng)NY、LNX1、LNX2、LNX3、LNX4、LNX5、LNX6。

(1)對(duì)凈利潤(rùn)(LNY)序列進(jìn)行單位根(ADF)檢驗(yàn)。提出假設(shè)H0：γ=1 存在單位根；H1 ：γ≠1存在單位根。對(duì)序列的原水平進(jìn)行ADF檢驗(yàn)(選擇模型為有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的模型)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 凈利潤(rùn)序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

其中，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-7.217831小于相應(yīng)臨界值，則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明序列不存在單位根，序列平穩(wěn)。說(shuō)明LNY序列在顯著性水平a=0.1下平穩(wěn)。

(2)對(duì)博士從業(yè)人員(LNX3)進(jìn)行單位根(ADF)檢驗(yàn)。提出假設(shè)H0：γ=1 存在單位根；H1 ：γ≠1存在單位根。對(duì)序列的原水平進(jìn)行ADF檢驗(yàn)(選擇模型為有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的模型)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 博士從業(yè)人員序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

其中t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-3.472433小于相應(yīng)臨界值，則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明序列不存在單位根，序列平穩(wěn)。說(shuō)明序列在顯著性水平a=0.1下平穩(wěn)。

由于凈利潤(rùn)(LNY)序列與博士從業(yè)人員(LNX3)序列，都為一階單整的平穩(wěn)數(shù)列，且從時(shí)序圖中來(lái)看，兩者極有可能存在協(xié)整關(guān)系。倘若兩者存在協(xié)整關(guān)系，就可做出一個(gè)平穩(wěn)序列來(lái)描述原變量之間的均衡關(guān)系。

3.2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

采用EG兩步法檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)LNY和LNX3，以L(fǎng)NX3作為自變量，LNY作為因變量，用最小二乘法做回歸，得到回歸方程的估計(jì)結(jié)果：

LNY=0.538848 LNX3+8.265103 (R2=0.96)

在得到殘差序列后，對(duì)殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，同樣提出假設(shè)H0：γ=1 存在單位根；H1 ：γ≠1存在單位根。

在1%的顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值為-1.597291、t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-2.366646小于相應(yīng)臨界值，則拒絕原假設(shè)說(shuō)明序列不存在單位根，序列平穩(wěn)。殘差平穩(wěn)且LNY與LNX3一階單整序列，二者具有協(xié)整關(guān)系，LNY與LNX3存在長(zhǎng)期均衡，兩者具有協(xié)整關(guān)系且并不是偽回歸，可以建立誤差修正模型。

3.2.4 誤差修正模型的建立

將殘差序列作為誤差修正項(xiàng)，建立回歸方程，得到誤差修正模型為：

Δlny=0.544433Δlnx3-1.056593(lnyt-1-0538848lnx3t-1-0.8265103)

(R2=0.76)

通過(guò)和上文所得到的結(jié)果LNY=0.538848LNX3+8.265103 相比較可以發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期彈性系數(shù)0.538848與短期彈性系數(shù)0.544433和結(jié)果相近，即博士從業(yè)人員對(duì)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效的彈性系數(shù)為0.54，說(shuō)明博士從業(yè)人員每增加1%，會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.54%，具有較強(qiáng)的帶動(dòng)作用，且沒(méi)有時(shí)滯性。

3.2.5 結(jié)果分析

應(yīng)用同樣方法可得以下結(jié)果：

(1)大專(zhuān)及本科從業(yè)人員(LNX1)同凈利潤(rùn)(LNY)的關(guān)系。

長(zhǎng)期均衡結(jié)果：LNY=0.8935LNX1+3.528945 (R2=0.97)

誤差修正模型：Δlny=1.020886Δlnx1-0.837008(lnyt-1-0.8935lnx1t-1-3.528945)

通過(guò)比較可以發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.8935，而短期彈性系數(shù)為1.02，說(shuō)明大專(zhuān)以上從業(yè)人員每增加1%，短期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)1.02%，長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.89%。

(2)碩士從業(yè)人員(LNX2)同凈利潤(rùn)(LNY)的關(guān)系。

長(zhǎng)期均衡結(jié)果：LNY=0.441571LNX2+7.561928 (R2=0.97)

誤差修正模型：

Δlny=0.472197Δlnx2-0.836759(lnyt-1-0.44157lnx2t-1-7.561928)

通過(guò)比較可以發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.44157，而短期彈性系數(shù)為0.472197，說(shuō)明碩士從業(yè)人員每增加1%，短期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.47%，長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.44%。

(3)博士后工作站數(shù)量(LNX4)同凈利潤(rùn)(LNY)的關(guān)系。

長(zhǎng)期均衡結(jié)果：LNY=0.596695LNX4+4.610745 (R2=0.95)

誤差修正模型：

Δlny=0.927655Δlnx4-1.366622(lnyt-1-0.596695lnx4t-1-4.610745)

通過(guò)比較可以發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.596695，而短期彈性系數(shù)為0.927655，說(shuō)明博士后工作站數(shù)量每增加1%，短期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.93%，長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效增長(zhǎng)0.59%。

3.2.6 實(shí)證結(jié)論

表4 學(xué)歷層次結(jié)構(gòu)對(duì)高科技企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同績(jī)效的彈性系數(shù)比較

從對(duì)比表4可以看出，高科技企業(yè)博士后工作站的設(shè)立，可以促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同，為企業(yè)引進(jìn)和培養(yǎng)高水平人才，提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，推進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，加快科技成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。作為影響高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)鍵因素，短期和長(zhǎng)期彈性系數(shù)均為最大，很大程度上帶動(dòng)了我國(guó)高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。碩士、博士數(shù)量對(duì)高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)地位也比較強(qiáng)勁，但存在一定的長(zhǎng)短期彈性差異，不同學(xué)歷層次結(jié)構(gòu)從業(yè)人員數(shù)量對(duì)高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)的長(zhǎng)期效應(yīng)相對(duì)于短期效應(yīng)均出現(xiàn)了一定程度的下降。

高科技企業(yè)從業(yè)人員學(xué)歷層次結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)作用具有一定的階段性，運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型，通過(guò)分別測(cè)算及從業(yè)人員學(xué)歷層次結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同績(jī)效增長(zhǎng)的長(zhǎng)短期效應(yīng)，可以分析該層次人力資本結(jié)構(gòu)的效率與成長(zhǎng)性。通過(guò)以上實(shí)證結(jié)果可以得出，不管在長(zhǎng)期還是短期時(shí)間內(nèi)，博士從業(yè)人員數(shù)量與博士后科研工作站數(shù)量的彈性系數(shù)最大，對(duì)高科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的帶動(dòng)作用最強(qiáng)。需整合企業(yè)人力資源，充分利用高學(xué)歷人才資源優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)學(xué)協(xié)同績(jī)效的提升。