張 山

〔福建師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 福州350158〕

一、引言

改革開放以來，國家高度重視高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，將其納入國策，而我國的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)也在國內(nèi)各項體制改革初見成效、對外充分利用外資的有利條件下得到了長足發(fā)展。山東省高度重視高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為此制定了山東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十五”計劃和“十一五”規(guī)劃，并在引進(jìn)外資、稅收、土地利用、人才等方面頒布了一系列優(yōu)惠政策。截至2013 年年底，山東省經(jīng)認(rèn)定的高新技術(shù)企業(yè)總數(shù)達(dá)到3067 家，2013 年新認(rèn)定高新技術(shù)企業(yè)635家，復(fù)審?fù)ㄟ^高新技術(shù)企業(yè)300 家。據(jù)統(tǒng)計，2013年全省高新技術(shù)企業(yè)實現(xiàn)工業(yè)總產(chǎn)值17920 億元，僅次于廣東、江蘇和浙江。如今山東省已擁有濟南、青島、淄博、濰坊、濟寧、煙臺、臨沂、泰安和威?；鹁婢艂€國家級高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，成為中國各省份在發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)方面的佼佼者。本文運用隨機前沿模型，探討了山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率及各行業(yè)研發(fā)效率的變動，并且考察了影響其研發(fā)效率的因素。對上述問題的研究，能使我們對山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀有更深刻的認(rèn)識，更好地解決其在發(fā)展過程中出現(xiàn)的問題，促進(jìn)山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。

國內(nèi)外有很多學(xué)者應(yīng)用多種方法對研發(fā)效率進(jìn)行探討。Zhang Zhang 和Zhao 基于企業(yè)層面的數(shù)據(jù)集，探討了所有權(quán)和市場競爭對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率和效益的影響，發(fā)現(xiàn)所有權(quán)對企業(yè)研發(fā)效率有較大影響，且外資企業(yè)的效率要大大高于國有企業(yè)的研發(fā)效率。［1］朱有為和徐康寧以1995 年至2005年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為研究對象，運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，從市場規(guī)模、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)結(jié)果等多方面入手，評價了我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體和各行業(yè)的研發(fā)效率，并研究了這些因素各自對研發(fā)效率的影響。［2］陳修德和梁彤英運用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，以我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)2000 年至2007 年間各行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對研發(fā)中間效率與最終產(chǎn)出效率進(jìn)行測算、比較和分析，進(jìn)一步探討了各影響因素對研發(fā)效率的具體效應(yīng)。［3］劉和東基于隨機前沿函數(shù)對我國1998 年至2009 年的17個高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)出及相關(guān)影響因素的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)改革開放中金融支持對研發(fā)效率起顯著或不顯著的影響。［4］鄒文杰利用福建省2001 年至2010 年的數(shù)據(jù)研究福建省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率，考察了市場結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、政府扶持等因素對福建省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的影響。［5］

二、研究模型

本文以拜特斯和庫利提出的隨機前沿模型為基礎(chǔ)，運用對數(shù)型柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)分析山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)2001 －2012 年的研發(fā)效率。具體模型如下:

ln(Yit)=β0+β1ln(Lit)+β2ln(Kit)+εit

其中Yit表示山東省第i 種高技術(shù)產(chǎn)業(yè)第t 年的研發(fā)產(chǎn)出。Lit表示第i 種高技術(shù)產(chǎn)業(yè)第t 年的研發(fā)人員投入，而Kit則表示第i 種高技術(shù)產(chǎn)業(yè)第t 年的研發(fā)經(jīng)費投入，兩者分別用R＆D 人員折合全時當(dāng)量以及R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出存量核算。β0、β1、β2三者分別代表常數(shù)項、R＆D 人員投入的產(chǎn)出彈性以及R＆D 經(jīng)費投入的產(chǎn)出彈性。

εit為誤差項，由vit和uit組成，分別代表山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R＆D 系統(tǒng)的外部影響因素和山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R＆D 活動中的非效率水平的隨機變量。前者服從獨立于uit的正態(tài)分布F(0，σ2v)，而后者則服從截尾正態(tài)分布F(Mit，σ2v)，e－Mit表示第i 產(chǎn)業(yè)在第t 時期的研發(fā)效率，Mit越大，R＆D 活動的非研發(fā)效率程度就越高，同等量的R＆D 人員和R＆D資金投入得到的研發(fā)產(chǎn)出越少。其公式為:

εit=vit+uit

由于影響非研發(fā)效率程度的因素眾多，本文選取市場結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)利潤和政府扶持來衡量Mit，公式為:

Mit= η0+ η1lnMSit+ η2lnSit+ η3lnRit+ η4lnGit+ωit

其中，MS、S、R、G 分別表示市場結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)利潤和政府支持力度。而η0為常數(shù)項，ωit為隨機誤差項，其服從F(0，σ2v)的正態(tài)分布。

判斷隨機前沿模型是否合理的指標(biāo)為γ，當(dāng)γ趨近于1 時，則表示隨機前沿模型的估計是合適的。γ 由以下公式計算:

γ=σ2u/(σ2u+σ2v)(0 ＜＜γ ＜＜1)

三、數(shù)據(jù)來源與處理

本文選用來源于2002 年至2013 年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及《山東省統(tǒng)計年鑒》中有關(guān)醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)2001年至2012 年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于山東省航空航天制造業(yè)規(guī)模有限，且存在較多數(shù)據(jù)丟失的現(xiàn)象，故將其剔除。本文選用指標(biāo)如下:

研發(fā)產(chǎn)出:由于新產(chǎn)品銷售收入可以很好地衡量一個產(chǎn)業(yè)的科研效率，故本文用新產(chǎn)品銷售收入來衡量某產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率。

研發(fā)投入:本文采用某產(chǎn)業(yè)R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出存量來衡量該產(chǎn)業(yè)的經(jīng)費投入，用R＆D 人員折合全時當(dāng)量來衡量該產(chǎn)業(yè)的人員投入。

由于R＆D 經(jīng)費存在滯后性以及積累性的特性，因此，本期R＆D 經(jīng)費投入應(yīng)為上期的R＆D 經(jīng)費投入存量加上當(dāng)年R＆D 經(jīng)費，再扣除折舊后得到，其公式為:

Kit=αi(t－1)+(1 －g)Ki(t－1)

其中Kit為第t 期R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出存量，Ki(t－1)為t－1 期的R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出存量，αi(t－1)為t－1 期研發(fā)經(jīng)費投入，g 為折舊率，取值為25%。首期R＆D 經(jīng)費內(nèi)部支出存量取值為:

Ki0=αi0/(g+θ)

其中θ 為α 的平均增長率。

市場結(jié)構(gòu):市場結(jié)構(gòu)指標(biāo)用于反映山東省某產(chǎn)業(yè)內(nèi)競爭的激烈程度，用某年山東省該產(chǎn)業(yè)企業(yè)個數(shù)進(jìn)行衡量。企業(yè)規(guī)模:本文選用山東省某產(chǎn)業(yè)不變價總產(chǎn)值的平均值作為衡量該產(chǎn)業(yè)的企業(yè)平均規(guī)模的指標(biāo)。政府扶持力度:本文選用山東省某產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中R＆D 活動籌集資金中政府出資數(shù)額作為衡量政府對該產(chǎn)業(yè)扶持力度的指標(biāo)。

在研究過程中，為了避免價格因素對研究結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，本文采用2001 年至2012 年山東省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對各序列進(jìn)行平減，將各指標(biāo)換算成以2001 年不變價進(jìn)行計算的指標(biāo)。經(jīng)過平減和對數(shù)化處理后的山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示:

表1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

本文利用Frontier4．1 軟件，使用極大似然估計經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷玫缴綎|省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的結(jié)果(見表2)。如表2 所示，γ =0．999，非常接近1，并且單邊LR 檢測在1%的水平下是顯著的，這說明方程(1)的隨機誤差項ωit有著十分明顯的復(fù)合結(jié)構(gòu)。因此對于山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)使用SFA 方法估計是合適的，本文中模型的設(shè)定是可以接受的。具體分析如下:

表2 回歸結(jié)果

1．研發(fā)投入各要素產(chǎn)出彈性情況

從研發(fā)資本和研發(fā)人員兩個要素的產(chǎn)出彈性來看，β1=0．138(在10%的水平下顯著)，β2=0．359(在1%的水平下顯著)，這表明研發(fā)資本每增加1個單位帶來新產(chǎn)品收入增長0．264 個單位;研發(fā)人員每增加1 個單位，則能夠帶來0．330 個單位的新產(chǎn)品銷售收入。該結(jié)果與朱有為等人對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果(β1=0．442，β2=0．231)相比，研發(fā)資本的產(chǎn)出彈性處于較低水平，而研發(fā)人員的產(chǎn)出彈性則較高。這說明在山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入增長中，研發(fā)人員投入占主要貢獻(xiàn)地位，而研發(fā)經(jīng)費投入的貢獻(xiàn)率不足。并且研發(fā)資本和研發(fā)人員的產(chǎn)出彈性之和為0．594，兩者投入仍然有提升的空間。

2．研發(fā)效率及變動狀況

山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率水平一般，均值為0．391，高于朱有為等人對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果(0．258)。因此，筆者認(rèn)為山東高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)活動雖未能發(fā)掘出現(xiàn)有科技資源和技術(shù)的潛力，但已經(jīng)領(lǐng)先于全國平均水平。由前文分析可知，山東省研發(fā)資本和研發(fā)人員投入的彈性不足，因此，提升投入產(chǎn)出彈性成為提升山東省研發(fā)效率的關(guān)鍵。

從細(xì)分行業(yè)上看，電子及通信設(shè)備制造業(yè)的平均水平最高，其次是電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)，最后是醫(yī)療設(shè)備及儀表制造業(yè)。行業(yè)之間的研發(fā)效率差異較大，但相對來說這種差異在逐漸縮小。山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中電子及通信設(shè)備制造業(yè)和電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)的研發(fā)效率要高于醫(yī)藥制造業(yè)，且遠(yuǎn)高于醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)，這和我國總體情況是一致的。

從表3 我們看到，2001 年到2012 年，醫(yī)藥制造業(yè)和電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)的研發(fā)效率總體上是上升的，但存在一些波動。而電子及通信設(shè)備制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)的研發(fā)效率變動趨勢不明朗，這說明山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)還沒有形成一個有效的研發(fā)效率提升機制。

表3 山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)研發(fā)效率

3．山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的主要影響因素分析

表2 顯示，η3和η4未通過檢驗，表明山東省高技術(shù)企業(yè)平均利潤以及政府投入對于研發(fā)效率影響不顯著，前者可能是山東省高技術(shù)企業(yè)再投資方面缺乏效率造成的，而后者則可能是政府投資缺乏效率造成的。η1和η2均通過了5%的顯著性檢驗，從模型的結(jié)果看，市場的競爭激烈程度和企業(yè)的規(guī)模均與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的效率成正相關(guān)，前者反映市場競爭對企業(yè)R＆D 研發(fā)的正向促進(jìn)作用，后者則表明山東高技術(shù)企業(yè)在研發(fā)過程中已經(jīng)形成規(guī)模效應(yīng)。

五、主要結(jié)論

從前文的分析來看，山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品收入很大程度是由人員投入貢獻(xiàn)的。雖然山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均研發(fā)效率水平高于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均水平，但其資本投入和人員投入的效率仍需提高。從四個細(xì)分行業(yè)來看，電子通信設(shè)備制造業(yè)和電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)的研發(fā)效率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于醫(yī)藥制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)。這意味著山東省研發(fā)效率較高的產(chǎn)業(yè)以IT 產(chǎn)業(yè)為主，原因在于這類產(chǎn)業(yè)的研發(fā)活動具有規(guī)模經(jīng)濟性，同時其研發(fā)投入的規(guī)模也比較大。

由于山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率和市場成正向關(guān)系，這意味著我們應(yīng)該促進(jìn)本土企業(yè)的壯大，同時也要扶持中小型企業(yè)，形成一個良好的競爭格局，從而進(jìn)一步擴大市場。鑒于山東省高技術(shù)企業(yè)已經(jīng)在R＆D 活動中形成了一定的規(guī)模效應(yīng)，山東在今后的發(fā)展過程中，應(yīng)不斷強化這種優(yōu)勢，但要注意將規(guī)模限定在合理范圍內(nèi)。

此外，山東省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)利潤水平對產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的影響并不顯著，這意味著山東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在取得收入后的再投資方面存在低效率的問題。且這種問題同樣也存在于政府投資方面。因此在山東省發(fā)展高新產(chǎn)業(yè)的過程中，應(yīng)該重點解決這些低效率問題。

［1］ Anmin Zhang，Yimin Zhang，Zhao，Ronald． Impact of ownership and competition on the productivity of Chinese enterprises ［J］． Journal of Comparative Economics，2001，29:327 －34．

［2］朱有為，徐康寧．中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的實證研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2006(11):38 －45．

［3］陳修德，梁彤英．中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率及其影響因素——基于面板數(shù)據(jù)SFPF 模型的實證研究［J］． 科學(xué)學(xué)研究，2010(8):1198 －1205．

［4］劉和東．改革開放中的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率研究——基于隨機前沿函數(shù)的實證分析［J］． 亞太經(jīng)濟，2012(1):120 －125．

［5］鄒文杰．基于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的福建省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率［J］．福建師范大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)社會科學(xué)版，2012(6)．