我國自主創(chuàng)新能力影響因素的實證研究_圖文

1、第27卷第4期2010年2月科技進步與對策Science&Technology Progress and PolicyVr01.27NO.4Feb.2010我國自主創(chuàng)新能力影響因素的實證研究孫斐,黃卉,辛江龍(蘭州大學管理學院,甘肅蘭州730000摘要:以2004-2006年我國31個省、市、自治區(qū)自主創(chuàng)新投入和產出的面板數據為研究樣本,運用因子分析和多元回歸分析相結合的方法,對影響我國自主創(chuàng)新能力的因素進行了實證研究。研究結果表明, R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入和科技活動經費支出與我國自主創(chuàng)新能力存在顯著的正相關。然而,各地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入對創(chuàng)

2、新能力的影響都不顯著。關鍵詞:自主創(chuàng)新能力;自主創(chuàng)新投入;自主創(chuàng)新產出中圖分類號:F091.35文獻標識碼:A文章編號:10017348(201004-0012-041問題的提出隨著經濟全球化趨勢的增強,國與國之間的競爭已演變成國家創(chuàng)新能力的競爭。約瑟夫斯蒂格利茨提出,創(chuàng)新應成為中國新的經濟模式的核心。如何提高自主創(chuàng)新能力,已成為我國當前經濟和科技發(fā)展戰(zhàn)略中最引人注目的重大問題。是哪些因素影響著自主創(chuàng)新能力的提升?各因素影響效應的大小如何?提升創(chuàng)新能力的途徑有哪些?就我國目前的實際而言,確定影響因素,對于尋求一個與本國社會制度及經濟發(fā)展狀況相適應的自主創(chuàng)新機制,有效提高自主創(chuàng)新能力具有十分重要

3、的現實意義。然而,目前國內外關于技術創(chuàng)新或者自主創(chuàng)新影響因素的研究還處于探索階段,大多數研究只是從某一角度或某個側面進行探討。而且很多對我國自主創(chuàng)新能力的研究也忽視了當前我國的時代背景,尤其缺乏相應的實證研究,沒有很好地揭示出影響我圍自主創(chuàng)新能力的最主要因素。本文借助因子分析和多元回歸分析相結合的方法,對自變量和多個因變量進行實證分析,以此來探討我國自主創(chuàng)新能力的影響因素,以期為提升我國的自主創(chuàng)新能力提供參考。2文獻回顧與研究假設2.1文獻回顧自從熊彼特正式提出“創(chuàng)新”的概念之后,學者們對它的研究就沒有停止過。在這股研究熱潮中,技術、知識、科學這些所謂的“黑箱”備受關注。國外有很多學者從技術變

4、革的角度去解釋創(chuàng)新能力的形成。表l是國外學者對技術創(chuàng)新及其影響因素具有代表性的一些研究成果。在從技術變革角度對國外創(chuàng)新文獻進行梳理的過程中,筆者發(fā)現國外學者對技術變革在創(chuàng)新活動中扮演角色的認識,經歷了由外生到內生的一個過程。此外,筆者還發(fā)現就“自主創(chuàng)新”而言,國外并沒有等同的概念,類似的相關概念有技術創(chuàng)新(Joseph Alois Schumpeter,1912、內生創(chuàng)新(Krugman。1999;Raniner A.,Franco N.2005和集成創(chuàng)新(R.Rothwell and M.Dodgson,1992“。國內學者陳勁¨引較早提出了“自主創(chuàng)新”的概念,其涵義是“自主技術創(chuàng)

5、新”,是指在引進、消化以改進國外技術的過程中,繼技術吸收、技術改進之后的一個特定的技術發(fā)展階段。2005年2月,科技部副部長尚勇提出,自主創(chuàng)新應該包含3方面的含義,即原始性創(chuàng)新、集成創(chuàng)新以及引進技術的消化吸收再創(chuàng)新。這為自主創(chuàng)新內涵的擴展奠定了基礎。我國學者主要是基于產業(yè)集群理論、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)、國家創(chuàng)新體系理論對自主創(chuàng)新能力的要素構成、區(qū)域或者省際自主創(chuàng)新能力差距以及自主創(chuàng)新能力的影響因素進行研究。如柳卸林和胡志堅¨引認為我國區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標包括:知識創(chuàng)造能力(不斷提出新知識的能力、知識流動能力(不斷地利用全球一切可用知識的能力、知識在各創(chuàng)新單位之間流動的能力、企業(yè)的技術創(chuàng)新能力

6、、創(chuàng)新的環(huán)境、創(chuàng)新的經濟績效(創(chuàng)新的產出能力。黎峰、涂成林¨5t-引則認為專利保護程度、科技實力、教育水平、進口貿易及外商直接投資對我國自主創(chuàng)新能力提高起著明顯的促進作用。收稿日期:2009-04-13基金項目:國家哲學社會科學創(chuàng)新基地招標項目(NIIM2006.G01;浙江省社科規(guī)劃項目(07JDCC005YB作者簡介:孫斐(1983一男,甘肅蘭州人,蘭州大學管理學院碩士研究生,研究方向為科技管理與創(chuàng)新、公共科技政策;黃卉(1983一,女,甘肅蘭州人,蘭州大學管理學院碩士研究生,研究方向為管理戰(zhàn)略與創(chuàng)新;辛江龍(1982-,男,蒙古族,遼寧阜新人,蘭州大學管理學院碩士研究生。研究方

7、向為金融證券理論及財務管理。第4期孫斐,黃卉,辛江龍:我國自主創(chuàng)新能力影響因素的實證研究13裹l國外創(chuàng)新理論部分研究成果代表性學者主要觀點肯尼森阿羅(K蝴eth Arrow。1962理查德納爾森(Richard Nelson。1959維格里利奇斯(Zvi Griliches,1957他們認為創(chuàng)新是由科學驅動的,而政府在刨薪過程中發(fā)揮了重要作用引。創(chuàng)造活動是高風險、高成本的科學與技術知識的生產過程。但是,科學與技術知識具備非競爭性以及非排他性的本質特征,一旦知識形成.人們就能以非常低的成本與風險進行復制與傳播。結論是自由經營條件下的經濟對創(chuàng)造與研究投資不足,而政府在創(chuàng)新過程中發(fā)揮了重要作用43。

8、但是,他們將技術變革設定為外生變量。就像天上掉的餡餅。隨機性非常大。簪言票簍毅巴娩。躺繃麓燃燃瓣P道格拉斯諾斯(Douglass North,1973羅伯特托馬斯(Robert Tomas,1973保羅羅默(Paul Romer,1990他們利用歷史分析方法提出技術變革對于國家制度來說是內生的。他們選擇的制度都具備技術的產權,能夠自由交易,鼓勵對創(chuàng)新的投資,允許必要的創(chuàng)新風險。諾斯后來提出產權和市場的規(guī)范與推行屬于政府問題,因此政府機構也必須非常高效。他斷言,雖然民主機構不是很完善。但它是提高政治效率最好的途徑"1。他成功地將技術變革內生化到經濟增長理論的數學模型中。羅墨將注意力集中

9、于知識的非競爭本質,以及完全市場中知識供應不足的趨勢上。羅墨認為,由于新知識的產生依賴于人力資源,所以經濟增長與技術創(chuàng)新應該是一個關于經過專tlOII練的科學家、工程師以及發(fā)明家數量的方程引。羅伯特霍爾(R(Ib哦Hall。1999蓁磊莩:薷誓簧:盍:奄i99,9l”8他們提出國內的制度決定了一個國家對人力資源的投資,并由此決定了其創(chuàng)新速度舊,I o,ll】。彼得霍依特(Peter Howitt,1998以上國內外學者的研究成果對本文評價指標的選取以及假設的提出提供了理論支撐。2.2研究假設HI:政府科技活動經費投入與我國自主創(chuàng)新能力提升存在顯著正相關。H2:人力資源投入對我國自主創(chuàng)新能力提升

10、具有顯著的影響。H3:當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入對目前我國自主創(chuàng)新能力提升具有正向促進作用。H4:科技活動經費支出對我國自主創(chuàng)新能力提升具有顯著的影響。3數據來源及變量選取本研究以20042006年度我國31個省、市、自治區(qū)自主創(chuàng)新投入和產出的面板數據為樣本。其數據主要來源于中國科技統(tǒng)計年鑒(2003-2006、中國科技統(tǒng)計數據庫及中國統(tǒng)計年鑒(2003-2007。本文從自主創(chuàng)新能力投入和自主創(chuàng)新能力產出兩個方面進行了指標選取及變量定義,共選取了5個最能反映自主創(chuàng)新能力的投入指標和4個最能反映自主創(chuàng)新能力的產出指標。變量指標的含義及選取意義如表2所示。4實證分析4.1變量整理4.1.

11、1解釋變量整理由于科技活動人員總數、R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入、當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入和科技活動經費支出這5個反映創(chuàng)新投入的指標之間具有較強的相關性,為減弱變量之間多重共線性對回歸結果的影響,運用因子分析(Facter Analysis的方法(借助SPSSl6.0統(tǒng)計軟件進行處理,對每個指標進行整合,并計算出每個變量的因子得分。自主創(chuàng)新能力投入指標的KMO值大于0.5,巴特利特球度檢驗值及顯著性水平也表明這5個自主創(chuàng)新能力投入指標的整合適合運用因子分析,而且所選取的因子的累計方差貢獻率代表了原有自主創(chuàng)新能力投入信息的99.948%,說明整合后的4個因子對

12、原有信息丟失較少,見表3、表4。4.1.2被解釋變量整理本文選取了高技術新產品銷售總額、國外三大檢索收錄科技論文數、國內專利申請受理數和技術市場成交合同額共4個反映自主創(chuàng)新能力產出的指標。由于國外三大檢索收錄科技論文數、國內專利申請受理數和技術市場成交合同額指標之間具有較強的相關性,為減弱變量之間多重共線性對回歸結果的影響,運用因子分析,對每個指標進行整合,并計算出每個變量的因子得分。各年份自主創(chuàng)新能力產出指標的KMO值均大于0.5,同時巴特利特球度檢驗值及顯著性水平也表明這3個自主創(chuàng)新能力產出指標的整合適合運用因子分析,而且所選取的因子的累計方差貢獻率分別代表了原有自主創(chuàng)新能力產出信息的97

13、.790%、98.350%和99.849%,說明整合后的2個因子在各個年份對原有信息丟失都是較少的,如表5所示。4.2模型的建立根據不同的年份,以整合后的Y1和Y5(由原來的被解釋變量Y2.Y3、Y4整合而來的為被解釋變量,以整合后的因子FlB為解釋變量,利用多元回歸建立模型,模型如下.模型2、4、6:Ys=口+層E+層E+AE+屈只+模型1、3、5:Y1=盯+屬只+屆E+屆只+屬+回歸結果見表6。表2自主創(chuàng)新能力指標殛變量二至亟二二二二】亟疊窶叵二二二二二二疊巫二_-_-_-_-_-_-一一白豐科技活動人員總數(人X1反映自主創(chuàng)新的人力資源投入翼挈當地政府科技活動經費投入(萬元X3反映自主創(chuàng)

14、新的地方政府財政投入登全當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入(萬元(4反映自主創(chuàng)新的企業(yè)資金投入餌怖科技活動經費支出(萬元x5反映一區(qū)域自主創(chuàng)新資金總投入白士高技術新產品銷售總額(萬元Yl反映企業(yè)自主創(chuàng)新能力;嘉國外手奎檢煮堅量簍技論文數(篇Y2反映自主創(chuàng)新的知識擴散能力竺Z。國內專利申請受理數Y,一嚴出.可近似反映一個區(qū)域技術市場發(fā)育指標技術市場成交合同額(萬元Y4狀況一竺墊奎墨呈墾墮莖皇查耋查璺耋竺竺魚墅!一-_-_l_-l_-_l_-_。-_l-。_-_l_-。_。-一一表3自變量因子分析參數一一_-_-_-l_-_一變量年份因子數KMO值Bartlett'sT豁t值顯著性水平累

15、計方差貢獻率%R&D人員全時當量(人年x2當地政府科技活動經費投人(萬元x3當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入(萬元【0.237O.177O.2000.0260.908.0.723.1.6811.1401.7623.7662.5263.645科技活動經費查塑!互壟!蘭:!:!:!:!:蘭!:!:!_-_-_I_-_-_-_-_-_一注釋:由于篇幅的原因,其它年份的自變量因子分析和園子得分矩陣便不再列出。裹5因變量因子分析參數變量年份因子數l(M0值Bartlett'sTcs值顯著性水平累計方差貢獻率%20062O.56760.031O.00097,790Y2、Y3.Y420.

16、00098.350200420.651286.143O.00099.849注釋:由于篇幅的原因,未將其因子得分矩陣列出。表6自主創(chuàng)新模型回歸結果0.6470.6350.7070.739O.7950.352F1(5.926(9.785(7.084(15.350(16.440”。(4.264“-0.3470.107.0.4120.026.o.4820.216F2(-3.172”(1.653(-4.127(.545(-9.964”(2.615“0.2980.2260.2210.1240.263O.147F3位.726“(3.477”(.2.218”(2.570”(5.433”(1.7780.2710

17、.1290.1770.0540.081.o.029t"4(2.484(1.992。.(1.773(1.120(-1.676(-.346R20.7020.8210.7510.9070.9390.521AD.R20.6540.7920.7110.8920.930O447F值14.69628.63618.82060.948100.4757.074豎!:!:2塑!:唑!:塑Q!:唑衛(wèi)豎!L一注:模型1、3、5因變量為YI,模型2、4、6因變量為Y5.表中每個單元格給出了回歸系數,括號中為T值?！?、”、分另1l為1%5%10%-顯著性水平。4.3結果分析(1fljff:各解釋變量為因子得分,而

18、各因子之間不存在由表6的自主創(chuàng)新模型回歸結果可得出如下結論:共線性,因此回歸方程較為穩(wěn)定。由各模型調整后的判定第4期孫斐,黃卉,辛江龍:我國自主創(chuàng)新能力影響因素的實證研究系數可知模型整體解釋率較高;由模型整體有效性F檢驗可知,各模型均在1%的檢驗水平下顯著,整體模型有效。(2由模型l、3、5可知,因子F1和F3對高技術新產品銷售總額影響較大,回歸結果為正相關且在1%的檢驗水平下顯著。再由因子得分矩陣表4可知,R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入和科技活動經費支出對因子Fl、F3貢獻較大,說明當R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入、科技活動經費支出投入量增大時,高

19、技術新產品銷售總額會隨之增大,從而有助于提升自主創(chuàng)新能力,因此假設1、2、3通過檢驗。(3由模型2、4、6可知,因子F1和F3對由國外三大檢索收錄科技論文數、國內專利申請受理數和技術市場成交合同額整合后的被解釋變量有積極的影響,且在1%的檢驗水平下顯著。說明在不同的因變量下,各因子對不同的因變量具有一致的穩(wěn)定性。由模型l一6及因子得分矩陣表4可知,當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入對因變量影響不顯著,因此假設3沒有通過檢驗。另外,由不同年份不同因變量的回歸結果可知,模型l 一6具有較強的穩(wěn)定性和解釋力,總體模型對研究我國自主創(chuàng)新能力影響因素具有一定的理論及現實意義。5結論與啟示本文以2004

20、-2006年度我國31個省、市、自治區(qū)自主創(chuàng)新投入和產出的面板數據為研究樣本,利用因子分析和多元回歸分析相結合的統(tǒng)計方法,對我國自主創(chuàng)新能力的影響因素進行了實證研究,并建立了自主創(chuàng)新能力影響因素模型,得出了以下兩個結論:(1R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入和科技活動經費支出指標與我國自主創(chuàng)新能力存在顯著的正相關。(2當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入對自主創(chuàng)新能力的影響并不十分顯著。其中,第一個結論與劉和東¨71在財政科技投入與自主創(chuàng)新關系的實證研究中所得出的結論相一致。第二個結論與劉和東¨引在R&D投入與自主創(chuàng)新能力關系的協(xié)整分析以我國大中型

21、工業(yè)企業(yè)為對象的實證研究中的結論卻大相徑庭。但它們并不是矛盾的,產生這種分歧的主要原因在于研究視角不同。劉和東的兩篇論文分別就財政科技投入和R&D投入與自主創(chuàng)新能力之間的關系建立模型并進行實證研究。但是在創(chuàng)新系統(tǒng)中,自主創(chuàng)新能力是多個影響因素共同作用的結果,各個因素對自主創(chuàng)新能力的影響會由于彼此之間的交互作用而得以增強或減弱。比如,雖然我國政府科技投入還不足,但與政府科技投入相比,企業(yè)R&D投入卻更少,因此相對于政府科技投入對創(chuàng)新能力的影響,企業(yè)R&D投入的影響就沒有那么明顯了,在這種情況下單獨研究企業(yè)R&D投入對自主創(chuàng)新能力的影響是值得商榷的。所以,本文就科技

22、活動人員總數、R&D人員全時當量、當地政府科技活動經費投入、當地大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入和科技活動經費支出5個因素與自主創(chuàng)新能力之間的關系進行實證研究,這種角度以及得出的結論更加符合我國的實際:一是我國當前市場機制和創(chuàng)新機制還不健全,在這種前提下,政府的創(chuàng)新投入仍然是提升自主創(chuàng)新能力的主要動力。就我國當前自主創(chuàng)新能力的實際情況來看,仍需要政府的大力支持,這對于我國企業(yè)自主創(chuàng)新能力的培育以及創(chuàng)新型國家建設都有積極的意義。這與美國技術創(chuàng)新的演進路徑十分相似。美國政府在本國創(chuàng)新能力培養(yǎng)的早期,進行了大量的財政投資并出臺了相應的扶持政策。在這段時期,企業(yè)的科技活動投入并未對提升創(chuàng)新能力

23、作出顯著的貢獻。這一情況一直持續(xù)到政府對創(chuàng)新投入的積累效應達到一定規(guī)模后,企業(yè)創(chuàng)新投入對創(chuàng)新能力的貢獻才逐漸體現出來。我國目前正處于類似美國技術創(chuàng)新發(fā)展由初期向成熟期過渡的階段。因此,我國在強調企業(yè)應成為創(chuàng)新主體的同時,還應該加大政府對自主創(chuàng)新能力培養(yǎng)的投入,而不應該單方面地強調企業(yè)在創(chuàng)新中的主體地位問題。二是雖然我國多數企業(yè)已初步形成市場導向的創(chuàng)新機制,市場成長機會激勵和競爭激勵對它們的成長和創(chuàng)新都具有影響,但是由于風險資本市場、產業(yè)資本市場尚不健全,我國的資金、資本體系還不能很好地滿足企業(yè)在不同創(chuàng)新階段對資金的需求,因此阻礙了企業(yè)的創(chuàng)新活動。此外。對企業(yè)、私人財產以及知識產權保護不到位,國有企業(yè)考核忽視創(chuàng)新激勵等,都會對企業(yè)的研發(fā)投入產生不利的影響1引。三是鑒于從企業(yè)研發(fā)投入到創(chuàng)新成果產出具有時滯性,使得研發(fā)投入對自主創(chuàng)新能力的影響效果在短時間內不可能完全顯現出來,這也符合自主創(chuàng)新的實際活動過程。因此在逐年分析中,企業(yè)當年的R&D投入對當年的自主創(chuàng)新能力的影響不顯著