吳 佐，張 敏，王 文

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安710061）

一、引 言

自從熊彼特提出創(chuàng)新理論以來，研發(fā)、創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究最為關(guān)注的重要領(lǐng)域之一［1］1－6。中國作為最大的發(fā)展中國家，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展，中國政府近年來將“提高企業(yè)自主創(chuàng)新（研發(fā)）能力、建立創(chuàng)新型國家”作為新時期國家的重大發(fā)展戰(zhàn)略。在這一關(guān)鍵性發(fā)展戰(zhàn)略的指導(dǎo)下，政府部門與企業(yè)不斷加大研發(fā)投入力度。進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入持續(xù)上升，研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占GDP的比重（研發(fā)強(qiáng)度）從2000年的0．9% 增加到2010年的1．8%，研發(fā)人員總量從2001年的不足百萬人增長到2010年的250多萬人，年均增長率達(dá)到了12%。

研發(fā)資源投入的大幅增加將會帶來兩方面的效果。一方面，研發(fā)資源投入到研發(fā)效率高的企業(yè)可以彌補(bǔ)企業(yè)研發(fā)投入的不足，降低企業(yè)的研發(fā)風(fēng)險，并進(jìn)一步提高企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出；另一方面，如果研發(fā)資源更多的投入到研發(fā)效率較低的企業(yè)，不僅不利于研發(fā)產(chǎn)出的提高，還將造成研發(fā)資源利用的低效率，使得研發(fā)效率高的企業(yè)受到研發(fā)資源約束。因此，研發(fā)資源在不同企業(yè)之間的配置問題比研發(fā)投入總量的多寡更為重要。

已有關(guān)于工業(yè)研發(fā)資源配置的研究主要從分析研發(fā)（創(chuàng)新）效率影響因素的角度出發(fā)，通過計量回歸方法，間接反映研發(fā)資源投入配置到哪一類企業(yè)會更有效率［2－3］。張海洋等直接分析不同企業(yè)之間研發(fā)資源配置與研發(fā)效率的關(guān)系［4］。近期一些文獻(xiàn)提出資源從低生產(chǎn)率企業(yè)流向高生產(chǎn)率企業(yè)的重置效應(yīng)是一個國家（地區(qū)）生產(chǎn)率增長的另一個關(guān)鍵因素，由此認(rèn)為不同企業(yè)間的資源錯配必然會帶來效率損失［5－6］。目前關(guān)于資源錯配的研究主要關(guān)注的是一般性生產(chǎn)過程中的資源（資本、勞動）錯配情況，極少有人討論研發(fā)（創(chuàng)新）生產(chǎn)過程中的資源錯配問題。

在中國，企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)與研發(fā)效率存在密切聯(lián)系。實(shí)踐和文獻(xiàn)研究已經(jīng)證明，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的研發(fā)效率是低下的［7］。因此，研發(fā)資源從國有企業(yè)向非國有企業(yè)的流動將會提高中國工業(yè)的生產(chǎn)率水平，但是由于扭曲性政策等因素，研發(fā)效率較低的國有企業(yè)依然能夠以低的成本獲得研發(fā)資源投入（如政府對國有企業(yè)的研發(fā)資助偏好），研發(fā)效率較高的非國有企業(yè)不得不依靠內(nèi)部資源積累或者高昂的外部融資而從事研發(fā)活動，研發(fā)資源在不同所有制間的錯配帶來了較大的研發(fā)效率損失。在這個意義上，本文主要從所有制結(jié)構(gòu)的角度考察不同所有制企業(yè)的研發(fā)資源錯配與研發(fā)回報率的關(guān)系，進(jìn)一步估算消除研發(fā)資源錯配后研發(fā)產(chǎn)出的潛在提升空間。

二、研究框架與計量模型

（一）研究框架

由于資源錯配是一個相對抽象的概念且不易度量，為清晰說明企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)影響研發(fā)資源錯配的機(jī)制，我們借鑒Dollar等在研究一般性生產(chǎn)過程中的資源錯配問題時提出的分析框架，通過引入新產(chǎn)品市場、研發(fā)資本市場及研發(fā)勞動力市場資源錯配的三個變量，刻畫不同所有制企業(yè)的研發(fā)資源錯配程度與研發(fā)回報率之間的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上得到一個可供實(shí)證分析的計量模型［8］。

考慮一個代表性企業(yè)j的創(chuàng)新生產(chǎn)過程，假設(shè)企業(yè)j在研發(fā)資源（包括研發(fā)資本和研發(fā)勞動力）市場為價格接受者。令πj、Yj、Kj和Lj分別為企業(yè)j的創(chuàng)新收益、新產(chǎn)品產(chǎn)出、研發(fā)資本投入和研發(fā)人員投入，企業(yè)j的創(chuàng)新收益函數(shù)可表示為：

其中pj表示企業(yè)j所生產(chǎn)的新產(chǎn)品價格，rj和ωj分別表示企業(yè)j所面臨的研發(fā)資本投入成本和研發(fā)人員投入成本。研發(fā)資源錯配使得企業(yè)所面臨的實(shí)際新產(chǎn)品價格和實(shí)際研發(fā)資源價格偏離了市場的均衡價格。pj、rj和ωj中下標(biāo)j用來強(qiáng)調(diào)新產(chǎn)品和研發(fā)資源錯配取決于企業(yè)的特定屬性（如所有制結(jié)構(gòu)）。借鑒在資源錯配研究中常用的定義，本文以價稅的形式來刻畫新產(chǎn)品和研發(fā)資源價格的扭曲，令：

其中pj、rj和ωj分別表示企業(yè)j不存在錯配時的新產(chǎn)品價格、研發(fā)資本投入成本及研發(fā)勞動力投入成本，τYj、τKj和τLj可以看作是企業(yè)j所生產(chǎn)的新產(chǎn)品與所投入研發(fā)資本、研發(fā)人員要素的扭曲“稅”。τYj概括了企業(yè)j面臨的所有新產(chǎn)品扭曲，新產(chǎn)品扭曲在本質(zhì)上等同于對產(chǎn)出Yj征收一定比例的稅，使得企業(yè)j的實(shí)際新產(chǎn)品價格低于競爭均衡條件下的新產(chǎn)品價格。τKj和τLj分別代表企業(yè)j面臨的研發(fā)要素市場扭曲，將導(dǎo)致企業(yè)j的實(shí)際資源投入成本高于市場均衡水平。

假定企業(yè)j的新產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)遵循規(guī)模報酬不變的CD形式為接近現(xiàn)實(shí)情況，進(jìn)一步假定經(jīng)濟(jì)中每個企業(yè)所生產(chǎn)的新產(chǎn)品具有一定程度的差異性（壟斷競爭），此時代表性企業(yè)j面臨向下傾斜的需求曲線為：

其中Y表示經(jīng)濟(jì)中所有企業(yè)總的新產(chǎn)品產(chǎn)出，σ為不同企業(yè)所生產(chǎn)新產(chǎn)品的替代彈性。在壟斷競爭的市場環(huán)境下，創(chuàng)新收益最大化意味著代表性企業(yè)j實(shí)際研發(fā)資本投入的平均收益產(chǎn)出與實(shí)際研發(fā)勞動投入的平均收益產(chǎn)出與相應(yīng)的邊際收益產(chǎn)品具有如下關(guān)系：

需要說明的是，由于企業(yè)j的實(shí)際產(chǎn)品價格pj中包含了錯配的因素而無法直接觀測，因此，不能直接測度企業(yè)j研發(fā)資源投入的實(shí)際邊際收益產(chǎn)出和實(shí)際平均收益產(chǎn)出，但是可以觀測到企業(yè)j的名義產(chǎn)品價格p。令企業(yè)j的名義研發(fā)資本平均收益產(chǎn)出和名義研發(fā)勞動平均收益產(chǎn)出分別為pYj／Kj和于是式（6）、（7）可以近似寫為：

從式（8）和式（9）可以看出，企業(yè)研發(fā)資源錯配和新產(chǎn)品錯配（τYj）在很大程度上反映了企業(yè)的研發(fā)回報率，也就是說，企業(yè)的研發(fā)資源錯配程度與研發(fā)回報率正相關(guān)，企業(yè)的研發(fā)回報率在一定程度上可以看作是研發(fā)資源錯配程度的代理變量。

（二）計量模型

分析表明，企業(yè)的研發(fā)資源錯配程度與研發(fā)回報率存在密切聯(lián)系，所有制結(jié)構(gòu)對研發(fā)回報率和研發(fā)資源錯配具有重要影響。本文將利用中國工業(yè)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)信息，分析企業(yè)屬性對研發(fā)回報率和對研發(fā)資源錯配的影響。本文側(cè)重于分析研發(fā)回報率（研發(fā)資源錯配程度）隨企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)的變化而發(fā)生變化的程度。為了精確，選擇了如下變量：企業(yè)的地區(qū)屬性（location）、行業(yè)屬性（sector）以及可能影響研發(fā)資源回報率的其他控制變量（control），主要包括反映企業(yè)從事研發(fā)活動意愿的研發(fā)強(qiáng)度（rdin）、科 技 人 員 比 重 （stpp）及 員 工 培 訓(xùn) 密 度（train），用來控制企業(yè)面臨的銷售市場和消費(fèi)者偏好影響的出口比重（export）以及企業(yè)規(guī)模（size）和企業(yè)年齡（age）等。

根據(jù)上述分析，建立如下計量模型：

三、數(shù)據(jù)來源與處理

本文所使用的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局編纂的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。該數(shù)據(jù)庫提供了1998—2009年各企業(yè)的相關(guān)重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，是截至目前可以得到的最全面的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫［9］?？紤]到有關(guān)研發(fā)投入和產(chǎn)出的數(shù)據(jù)僅出現(xiàn)在2005—2007年，因此本文的時間跨度選取2005、2006、2007年連續(xù)三年的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行分析。

《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》提供的原始數(shù)據(jù)從2005年的27萬家企業(yè)到2007年的33萬余家企業(yè)，考慮到企業(yè)層面的數(shù)據(jù)通常存在較多的異常觀測值，為解決樣本異常值的問題，本文參照謝千里等人的做法，在篩選樣本時剔除了以下觀測值［10］：關(guān)鍵性指標(biāo)（就業(yè)人數(shù)、銷售額、總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、工業(yè)總產(chǎn)值、實(shí)收資本）為負(fù)、缺失或?yàn)?的企業(yè)；就業(yè)人數(shù)少于10人的企業(yè)，因?yàn)榇蠖鄶?shù)異常值來自這些沒有可靠會計系統(tǒng)的小企業(yè)；不符合一般會計準(zhǔn)則的企業(yè)，包括利潤率大于1、增加值（VA）和銷售額的比率不在0與1之間、流動資產(chǎn)和固定資產(chǎn)多于總資產(chǎn)；在進(jìn)行了上述一般性剔除程序后，仍需剔除本文的關(guān)鍵性變量或參數(shù)所對應(yīng)的異常值，具體到本文所研究的問題，需要剔除新產(chǎn)品產(chǎn)值和研發(fā)投入為負(fù)以及沒有（缺失）研發(fā)經(jīng)費(fèi)和人員投入的企業(yè)。在進(jìn)行了所有的剔除程序后，初步得到大約84 000個觀測值。

為避免受到企業(yè)進(jìn)入退出的影響，本文篩選了在2005—2007年每年連續(xù)出現(xiàn)的企業(yè)，最終得到了9 340個樣本，這樣就形成了時間跨度為3年的面板數(shù)據(jù)。由于本文重點(diǎn)分析不同所有制企業(yè)的研發(fā)資源錯配問題，因此，在進(jìn)行了上述剔除程序后，要按照一定的標(biāo)準(zhǔn)將全部樣本劃分為若干所有制類型。在對不同所有制進(jìn)行分類時，本文遵循Dougherty等人的做法，以企業(yè)實(shí)收資本的控股股東身份將所有樣本工業(yè)企業(yè)分為國有企業(yè)、集體企業(yè)、法人企業(yè)、私人企業(yè)、港澳臺資企業(yè)及外資企業(yè)6種所有制類型［11］。

表1 2005—2007年按所有制劃分的樣本企業(yè)分布情況表

表1給出了2005—2007年樣本企業(yè)所有制屬性分布的基本情況。由表1可知，私人企業(yè)和法人企業(yè)的數(shù)目較多，其次是國有企業(yè)和外資企業(yè)，集體企業(yè)和港澳臺資企業(yè)數(shù)目相對較少。國有企業(yè)和集體企業(yè)在2005—2007年間有較小幅度的減少，法人企業(yè)和私人企業(yè)則沒有太大變化，港澳臺資企業(yè)和外資企業(yè)有較小幅度的增加，總體來看，樣本企業(yè)的所有制屬性分布在考察年份基本穩(wěn)定。

四、變量構(gòu)造與估計結(jié)果解釋

（一）變量構(gòu)造

本文重點(diǎn)關(guān)注企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)與研發(fā)回報率（研發(fā)資源錯配）之間的關(guān)系，但是考慮到企業(yè)的研發(fā)資本（勞動）回報率還受到其他經(jīng)濟(jì)變量的影響，我們也將這些變量作為控制變量引入。表2給出了詳細(xì)的變量定義。

表2 變量定義表

（二）回歸結(jié)果與解釋

本節(jié)將對企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)與研發(fā)資源回報率（研發(fā)資源錯配）之間的關(guān)系進(jìn)行說明，利用Stata12軟件得到的估計結(jié)果見表3。表3中的第一列和第二列是對模型（10）的估計結(jié)果，第三列和第四列是對模型（11）的估計結(jié)果。Breusch＆Pagan LM檢驗(yàn)結(jié)果支持隨機(jī)效應(yīng)（RE）估計，為方便對比，我們比較了pool－OLS和RE的估計結(jié)果，第一列和第三列是采用混合OLS的估計結(jié)果，第二列和第四列是采用隨機(jī)效應(yīng)（RE）的估計結(jié)果。

表3 估計結(jié)果表

從表3中第一列和第二列的估計結(jié)果來看，不論是pool－OLS估計還是RE估計，均顯示集體、法人、私人、港澳臺資、外資等5種所有制虛擬變量的回歸系數(shù)為正，且大部分顯著，這表明在控制了其他因素的影響后，這5種所有制企業(yè)的研發(fā)資本回報率均高于國有企業(yè)，意味著非國有企業(yè)的研發(fā)資本錯配程度高于國有企業(yè)［12］。在控制了所有其他因素的RE回歸中，私人企業(yè)的研發(fā)資本回報率高出國有企業(yè)最多，其次是法人企業(yè)，且均在1%的水平顯著，表明這兩類所有制企業(yè)受到較強(qiáng)的研發(fā)資本約束。

從表3中第三列和第四列的估計結(jié)果可以看出，集體企業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明在控制了其他因素的影響后，集體企業(yè)的研發(fā)勞動回報率低于國有企業(yè)。法人、私人、港澳臺資、外資等4種所有制虛擬變量的回歸系數(shù)為正，且大部分顯著，表明在控制了其他因素的影響后，這4種所有制企業(yè)的研發(fā)勞動回報率均高于國有企業(yè)。與研發(fā)資本情況類似，私人企業(yè)的研發(fā)勞動回報率高出國有企業(yè)最多，其次是法人企業(yè)，且均在1%的水平顯著，表明這兩類所有制企業(yè)受到較強(qiáng)的研發(fā)勞動力約束。

表3同時顯示，研發(fā)強(qiáng)度（rdin）的回歸系數(shù)均為負(fù)，但多數(shù)不顯著，說明企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占銷售收入的比重與研發(fā)資本回報率之間相關(guān)關(guān)系較弱?？萍既藛T比重（stpp）與員工培訓(xùn)密度（train）的回歸系數(shù)均為正，且大部分顯著，表明企業(yè)的科技活動人員占從業(yè)人員的比重、以及企業(yè)支付的職工教育費(fèi)占銷售收入的比重越高，對企業(yè)研發(fā)資本回報率的提升具有顯著的促進(jìn)作用。企業(yè)出口比重（export）的系數(shù)顯著為正，表明外向型企業(yè)所面臨的銷售市場和消費(fèi)者偏好對研發(fā)回報率具有正向影響。企業(yè)規(guī)模（size）和企業(yè)年齡（age）的回歸系數(shù)大多為負(fù)，在一定程度上意味著規(guī)模較小、成立時間較短的企業(yè)受到的研發(fā)資本約束越高。

五、消除研發(fā)資本錯配的模擬過程

前文的實(shí)證結(jié)果表明，在研發(fā)資源錯配的情況下，私人企業(yè)比非私人企業(yè)擁有更高的研發(fā)回報率。那么如果能夠緩解（或消除）這種研發(fā)錯配現(xiàn)象，即把更多的研發(fā)資源從國有企業(yè)流向研發(fā)回報率更高的非國有企業(yè)，將會帶來多大的提升空間？受數(shù)據(jù)和方法的限制，本節(jié)假定研發(fā)勞動力保持不變，僅考慮資本可自由流動的情形，利用數(shù)值模擬方法估算出消除不同所有制企業(yè)間研發(fā)資本錯配所帶來的研發(fā)產(chǎn)出改善空間。

在資本自由流動的情形下，根據(jù)資本回報率的高低將所有企業(yè)區(qū)分為兩種類型：低資本回報率的企業(yè)集合s向與高資本回報率的企業(yè)集合p流動。假定所有工業(yè)企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出由兩種類型企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出相加而成，即Y＝Y(jié)s＋Yp。進(jìn)一步假定生產(chǎn)函數(shù)遵循規(guī)模報酬不變的CD形式，即Ys＝Fs（Ks，如果把研發(fā)資本K0從低研發(fā)資本回報率的企業(yè)集合s流向高研發(fā)資本回報率的企業(yè)集合p，在均衡點(diǎn)兩類企業(yè)的研發(fā)資本回報率相等，即Fs（Ks－K0，Ls）／（Ks－K0）＝Fp（Kp＋K0，Lp）／（Kp＋K0）。將該式代入第二部分的相關(guān)表達(dá)式中，根據(jù)研發(fā)資本回報率相等的均衡條件，可以得到如下兩個公式：

其中式（12）表示研發(fā)資本的最優(yōu)流動量，式（13）給出了通過研發(fā)資本在兩種企業(yè)集合間的轉(zhuǎn)移、進(jìn)而消除研發(fā)資源的錯配，帶來整個工業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出的改善。

為估算K0／Ks與ΔY／Y，需要設(shè)定幾個重要參數(shù)：資本份額α；企業(yè)集合s與企業(yè)集合p的初始研發(fā)資本量比Ks／Kp；企業(yè)集合s與企業(yè)集合p研發(fā)資本的錯配程度比較（初始研發(fā)資本回報率之比）ds／dp。因此，我們需要根據(jù)研發(fā)資本回報率的高低來分別界定不同所有制企業(yè)集合s與企業(yè)集合p。根據(jù)回歸結(jié)果，在存在研發(fā)資本錯配的情況下，私人企業(yè)的研發(fā)資本回報率在6種所有制類型中是最高的。將私人企業(yè)單獨(dú)劃分1組，作為企業(yè)集合p，將另外的5種所有制類型的企業(yè)合并為另外一組作為企業(yè)集合s，稱為非私人企業(yè)。兩種企業(yè)集合確定以后，借鑒Hsieh等的做法，假定中國工業(yè)企業(yè)的要素份額與美國制造業(yè)企業(yè)的要素份額相同，將資本產(chǎn)出彈性α設(shè)定為0．33，為了不失一般性，給這個參數(shù)分別賦值0．3、0．35和0．4［6］。本文9 340家樣本企業(yè)的數(shù)據(jù)顯示，非私人企業(yè)與私人企業(yè)的研發(fā)資本存量比在2．7～5．2之間，因此我們給初始研發(fā)資本量比Ks／Kp分別賦值為2．5、3．5、4．5和5．5。本文數(shù)據(jù)顯示，樣本期間內(nèi)，私人企業(yè)的研發(fā)資本回報率平均為16．7，其余5種所有制類型企業(yè)的平均研發(fā)資本回報率約為13．38，ds／dp的取值約為0．8。為了不失一般性，對ds／dp分別賦值為：0．75、0．85。

在得到上述三個關(guān)鍵參數(shù)的基礎(chǔ)上，根據(jù)式（12）與式（13）就可以估算出在消除不同所有制間的研發(fā)資本錯配后，研發(fā)資本從非私人企業(yè)向私人企業(yè)的最優(yōu)流入量以及整個工業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出的提升空間。表4給出了數(shù)值模擬結(jié)果。

表4 消除不同所有制企業(yè)間研發(fā)資本錯配后的數(shù)值模擬結(jié)果表

表4的數(shù)值模擬結(jié)果顯示，非私人企業(yè)向私人企業(yè)轉(zhuǎn)移的最優(yōu)研發(fā)資本量約為非私人企業(yè)現(xiàn)有研發(fā)資本存量的6%～15%。相應(yīng)的，在消除了不同所有制企業(yè)間的研發(fā)資本錯配后，研發(fā)資本在私人企業(yè)與非私人企業(yè)之間的最優(yōu)配置結(jié)構(gòu)可以使中國工業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出比目前提高大約2．9%～6．4%。因此，只要積極推動產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和金融市場的改革，將更多的研發(fā)資本配置給資本回報率更高的企業(yè)，就可以改善中國工業(yè)研發(fā)資源使用效率低下的狀態(tài)，從而切實(shí)增強(qiáng)中國工業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

六、結(jié) 論

本文以企業(yè)研發(fā)回報率作為研發(fā)資源錯配的代理變量，以2005—2007年中國工業(yè)規(guī)模以上企業(yè)層面數(shù)據(jù)為樣本，在控制了地區(qū)與行業(yè)屬性因素后，從研發(fā)資源錯配的角度，對企業(yè)所有制屬性與研發(fā)資源回報率之間的關(guān)系進(jìn)行了深入系統(tǒng)的研究，同時進(jìn)一步通過數(shù)值模擬技術(shù)，估算了當(dāng)消除不同所有制企業(yè)之間的研發(fā)回報率差異后，所帶來的潛在研發(fā)產(chǎn)出提升程度。本文主要結(jié)論如下：

第一，中國研發(fā)資源（經(jīng)費(fèi)、人員）投入和產(chǎn)出在近年來均有大幅提高，但是與發(fā)達(dá)國家相比還存在不小的差距。雖然國有企業(yè)的研發(fā)資源投入在各所有制中處于較高水平，但國有企業(yè)的研發(fā)回報率卻是最低的。在控制了其他可能因素的影響后，私人企業(yè)的研發(fā)資本回報率、研發(fā)勞動回報率高出國有企業(yè)最多，其次是法人企業(yè)，表明這兩類所有制企業(yè)的研發(fā)資源錯配程度較高，受到較強(qiáng)的研發(fā)資源約束。

第二，在消除了不同所有制企業(yè)之間的研發(fā)資本錯配后，即把更多的研發(fā)資本從研發(fā)效率較低的國有企業(yè)重新配置到研發(fā)效率較高的非國有企業(yè)，可以使中國工業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出提高2．9%～6．4%。這意味著，雖然經(jīng)過了30余年的市場化改革，但是不同所有制企業(yè)依然不能按照市場競爭、優(yōu)勝劣汰的原則來配置研發(fā)資本，并因此帶來了高昂的研發(fā)效率損失。

本文的研究結(jié)果具有深刻的政策啟示：研發(fā)資源配置在中國工業(yè)企業(yè)研發(fā)（創(chuàng)新）生產(chǎn)過程中扮演了極其重要的角色。給定研發(fā)資本、研發(fā)勞動投入，不同所有制企業(yè)之間的研發(fā)資源錯配對整個工業(yè)的創(chuàng)新生產(chǎn)過程帶來了高昂的效率損失。如果研發(fā)資源誤配得到改善，將會釋放出大量的研發(fā)（創(chuàng)新）生產(chǎn)力。因此，要提高中國工業(yè)的研發(fā)效率、增強(qiáng)工業(yè)創(chuàng)新能力的國際競爭力，不僅需要加大研發(fā)資源投入，更重要的是，提高研發(fā)資源在不同屬性企業(yè)之間的配置效率，促進(jìn)研發(fā)資源從研發(fā)效率較低的國有企業(yè)向研發(fā)效率較高的非國有企業(yè)行業(yè)流動。在這個意義上，積極制定和堅決執(zhí)行以工業(yè)創(chuàng)新和工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為主要內(nèi)容的工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略無疑是正確的。

［1］ 熊彼特．經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論［M］．北京：商務(wù)印書館，1990．

［2］ 白俊紅．中國的政府R＆D資助有效嗎？——來自大中型工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011，10（4）．

［3］ 陸國慶．中國中小板上市公司產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的績效研究［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2011（2）．

［4］ 張海洋，史晉川．中國省際工業(yè)新產(chǎn)品技術(shù)效率研究［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2011（1）．

［5］ Caselli F．Accounting for Cross－country Income Differences ［C］∥ In Aghion P，Durlauf S，eds．Handbook of Economic Growth．Amsterdam：Elsevier，Chap．9，2005．

［6］ Hsieh C T，Klenow P J．Misallocation and Manufacturing TFP in China and India［J］．Quarterly Journal of Economics，2009，124（4）．

［7］ 安同良，周紹東，皮建才．R＆D補(bǔ)貼對中國企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵效應(yīng)［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2009（10）．

［8］ Dollar D，Wei S J．Das（Wasted）Capital：Firm Ownership and Investment Efficiency in China ［R］．IMF Working Paper，2007．

［9］ 聶輝華，江艇，楊汝岱．中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用現(xiàn)狀和潛在問題 ［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2012（5）．

［10］謝千里，羅斯基，張軼凡．中國工業(yè)生產(chǎn)率的增長與收斂 ［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2008，7（3）．

［11］Sean Dougherty，Richard Herd，He Ping．Has a Private Sector Emerged in China’s Industry？Evidence from a Quarter of Million Chinese Firms［J］．China Economic Review，2007（18）．

［12］李停．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)研發(fā)活動及其影響因素——基于2004－2008年面板數(shù)據(jù)的分析 ［J］．統(tǒng)計與信息論壇，2011（8）．