關(guān)鍵詞：創(chuàng)新效率隨機前沿分析回歸分析經(jīng)濟增長

一、問題的提出

在研究區(qū)域創(chuàng)新效率與經(jīng)濟增長關(guān)系相關(guān)研究中，很多學(xué)者都是以各省數(shù)據(jù)或者幾個省市數(shù)據(jù)。這些研究從全國各省市宏觀角度出發(fā)，未考慮到每個省市特殊性。即使少有文獻從單個省份出發(fā)，但像天津這樣的省級市卻沒有研究。故本文以天津為研究對象，選取天津各區(qū)數(shù)據(jù)，從更微觀角度研究區(qū)域創(chuàng)新效率，彌補之前研究缺陷。從2010年開始，天津市的“科技小巨人計劃”全面實施，2015年又推出“科技小巨人計劃”升級版。在此期間，天津市出臺了多項針對科技型企業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)激勵、扶持政策，加強對科技創(chuàng)新投入力度。同時，鼓勵和支持高校老師、在校大學(xué)生積極創(chuàng)業(yè)，并加大對科研機構(gòu)和孵化器建設(shè)，促進產(chǎn)學(xué)研合作。天津區(qū)域創(chuàng)新效率如何？在經(jīng)濟增長過程中發(fā)揮了什么樣角色？這都是本文研究重點。

二、指標數(shù)據(jù)與研究方法

（一）指標選取

本文數(shù)據(jù)均來自2010年—2015年各期《天津市統(tǒng)計年鑒》與《天津市科技統(tǒng)計年鑒》，考慮到數(shù)據(jù)統(tǒng)一性，本研究以2010年為考察期。由于選取指標數(shù)據(jù)均不為零，這也便于后續(xù)研究對其做對數(shù)處理。

本文選取了專利申請量作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標，該指標是衡量一個國家或地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力和水平重要指標，已被世界所公認。本文選取投入指標分別是R&D經(jīng)費和科技活動人員。R&D經(jīng)費反映了科技創(chuàng)新資本投入力度，科技活動人員反映了創(chuàng)新活動中人力資本投入程度。

（二）效率測評方法

在現(xiàn)有研究中效率測度方法大多是基于前沿面分析非參數(shù)法和參數(shù)法。前者代表方法是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（data envelopment analysis，DEA），該方法簡單便捷，無需設(shè)定函數(shù)形式，但忽視了隨機因素對效率產(chǎn)生影響。參數(shù)方法主要以隨機前沿分析（SFA）方法為代表，該方法需設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)，并考察了隨機誤差項對效率影響，彌補了前者缺陷。此方法多用于多投入單產(chǎn)出效率研究中（龔雪媚等，2011;郭龍和張永安，2013;蘇屹和李柏洲，2013）。就本文而言，本文主要測度天津科技創(chuàng)新效率，并以專利申請量為產(chǎn)出，故選擇SFA方法進行區(qū)域創(chuàng)新效率進行研究。以期能夠更準確地對近幾年天津各區(qū)創(chuàng)新效率及創(chuàng)新狀況進行評價。

其中，yit表示地區(qū)i（i=1，2，n）在t（t=1，2，n）年產(chǎn)出，f表示在生產(chǎn)可能性邊界上確定產(chǎn)出，即具有完全效率時最大產(chǎn)區(qū)。x代表一組投入向量，t代表時間趨勢，其中i=1，2，n，t=1，2，t。（vit-uit）代表誤差項，是復(fù)合結(jié)構(gòu)vit服從N（u，δ2v），表示隨機誤差對y影響。uit服從（N，δ2u），是技術(shù)非效率項。

定義創(chuàng)新效率TE為實際產(chǎn)出與期望產(chǎn)出比值，即：

顯然，uit=0時，TEit=1，表示決策單元位于前沿面f（xit，t）exp（vit，uit=0）上，技術(shù)有效;當uit>0時，TEit<1，決策單元位于前沿面下方，技術(shù)無效。將式（21）取對數(shù)可得到：

運用SFA方法測算效率時，要設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)。通常有兩種形式：柯布-道格拉斯函數(shù)和超越對數(shù)函數(shù)。前者假設(shè)產(chǎn)出彈性固定且技術(shù)中性。后者放松這些假設(shè)。本文采用面板數(shù)據(jù)，技術(shù)進步是否存在，產(chǎn)出彈性是否固定，研究之前不能夠確定。首先，先構(gòu)建超越對數(shù)函數(shù)：

其中yit、K和Lit分別代表i地區(qū)時期專利申請量，R&D經(jīng)費投入和科技人員投入，β為回歸系數(shù)。上式中，如果建立彈性固定且技術(shù)中性假設(shè)基礎(chǔ)上，即假設(shè)二次項系數(shù)βkk、βll、βtt、βkl、βkt、βlt均為零，則式子變成了柯布-道格拉斯（C-D）形式隨機前沿模型：

在選擇生產(chǎn)函數(shù)時，我們需要用LR統(tǒng)計量對兩個函數(shù)進行驗證。LR檢驗服從混合卡方分布，自由度為受約束變量個數(shù)。其公式為：

其中L（H1）和L（H）分別為超越對數(shù)函數(shù)與C-D函數(shù)狀態(tài)下對應(yīng)對數(shù)似然率。如果LR值大于混合卡方分布臨界值，則本研究適用超越對數(shù)函數(shù)，反之，則適用C-D函數(shù)。

（三）創(chuàng)新效率與經(jīng)濟增長關(guān)系研究方法

一般線性面板數(shù)據(jù)模型基本形式為：

其中，下標（i，t）分別第i個單元t時間指標。滿足均值以及方差隨機擾動項。根據(jù)公式（27），我們設(shè)定本文研究函數(shù)：

其中，本文把GDP作為被解釋變量并對其做對數(shù)處理，TECit是天津各地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新效率，作為本節(jié)研究核心變量。因產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響經(jīng)濟增長關(guān)鍵因素，所以本研究采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值作為產(chǎn)業(yè)優(yōu)化程度作為控制變量，用Industryit表示。在一定程度上，政府干預(yù)會對經(jīng)濟發(fā)展起到抑制作用，對經(jīng)濟增長影響較為顯著。基于數(shù)據(jù)可得性，本文擬采用政府財政支出與政府財政收入比值作為政府干預(yù)程度體現(xiàn)，用 GOVit 表示。

三、實證檢驗過程

（一）SFA方法生產(chǎn)函數(shù)確定

利用LR統(tǒng)計量驗證超越對數(shù)函數(shù)與柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對于本文適用性。經(jīng)檢驗，LR檢驗值均小于在5%和1%水平下臨界值。說明柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)適用本研究。結(jié)果顯示如表1：表1柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)檢驗

（二）面板數(shù)據(jù)Hausman檢驗

面板數(shù)據(jù)模型依據(jù)截距項不同選擇會分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。我們通常根據(jù)Hausman 檢驗結(jié)果，選擇適用模型。根據(jù) hausman 檢驗原理，當在顯著性水平條件下，原假設(shè)被接受，即隨機效應(yīng)模型有效。反之，固定效應(yīng)模型有效。

在進行模型數(shù)據(jù)前，本文首先對觀測對象進行 hausman 檢驗，結(jié)果如表3所示。Hausman 檢驗結(jié)果顯示，在10%顯著性水平下原假設(shè)被接受，即隨機效應(yīng)模型適用本研究。表3面板數(shù)據(jù)Hausman檢驗結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

（一）天津區(qū)域創(chuàng)新效率分析

1天津各區(qū)效率均值。從圖1可知，天津各區(qū)普遍創(chuàng)新效率偏低，其中南開區(qū)和濱海新區(qū)效率較高，效率值在075—08之間。其次是西青區(qū)創(chuàng)新效率在065—07之間，和平區(qū)、河?xùn)|區(qū)、東麗區(qū)、北辰區(qū)效率值在055—06之間，其他地區(qū)尚不足05，尤其以寧河區(qū)、靜海區(qū)、薊州區(qū)最為突出，創(chuàng)新效率不足02。同時也可以得知，區(qū)域創(chuàng)新效率只是一個相對狀況，其與經(jīng)濟發(fā)展水平并不完全一致，這與SFA測算原理相一致。圖12010—2015年天津各區(qū)創(chuàng)新效率均值2不同群組效率值比較。本文按照天津行政區(qū)劃把16個區(qū)分為四個群組：市內(nèi)六區(qū)、城郊、濱海新區(qū)、其他區(qū)縣。其中市內(nèi)六區(qū)包括：和平區(qū)、河?xùn)|區(qū)、河西區(qū)、南開區(qū)、河北區(qū)、紅橋區(qū)。城郊包括：北辰區(qū)、西青區(qū)、武清區(qū)、東麗區(qū)。其他區(qū)縣包括：寧河區(qū)、寶坻區(qū)、薊州區(qū)。濱海新區(qū)因其規(guī)模和國家特殊優(yōu)惠政策作為一個獨立群組。具體效率分布圖2：圖2 2010—2015年天津不同群組區(qū)域創(chuàng)新效率情況從圖2可知，不同群組之間創(chuàng)新效率差距較為顯著，其中濱海新區(qū)>城郊>市區(qū)>其他區(qū)縣。這就更直接地反映出區(qū)域創(chuàng)新效率與經(jīng)濟發(fā)展水平并不完全一致。但總體來講，天津不用群組創(chuàng)新效率整體效率較低，尤其天津其他區(qū)縣群組，效率低于03，這在一定程度上反映了天津科技資源分布不均現(xiàn)狀。

（二）天津區(qū)域創(chuàng)新效率與經(jīng)濟增長關(guān)系結(jié)果分析

1指標選取。上面小節(jié)測算了天津區(qū)域創(chuàng)新效率，本小節(jié)將以該效率作為核心變量考察其與經(jīng)濟增長關(guān)系。實際上，影響經(jīng)濟增長因素有很多，基于數(shù)據(jù)可得性，本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度和政府干預(yù)程度作為影響經(jīng)濟增長控制變量。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度=第三產(chǎn)業(yè)比值/第二產(chǎn)業(yè)比值;政府干預(yù)程度=政府財政支出/政府財政收入。

2回歸結(jié)果分析。從表4中我們可以看到，核心變量創(chuàng)新效率相關(guān)系數(shù)為201，與經(jīng)濟增長存在明顯表4傳統(tǒng)面板回歸結(jié)果

（F-statistic）0000000正相關(guān)關(guān)系，也就意味著區(qū)域創(chuàng)新效率提高有利于促進經(jīng)濟增長。而產(chǎn)業(yè)優(yōu)化程度 、政府干預(yù)程度都與經(jīng)濟增長存在負相關(guān)關(guān)系。在市場經(jīng)濟環(huán)境下，政府干預(yù)確實會在某種程度上對經(jīng)濟產(chǎn)生抑制作用。但值得注意是，在本文研究期內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度也與經(jīng)濟增長存在著負相關(guān)關(guān)系，這與之前學(xué)者有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可以促進經(jīng)濟增長結(jié)論并不相符。究其原因，是因為天津目前正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級時期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整尚未完成。尤其作為比重較大第二產(chǎn)業(yè)還是帶動經(jīng)濟增長主要力量。第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長促進作用尚不如第二產(chǎn)業(yè)。

五、政策與建議

（一）營造積極活躍吸引人才環(huán)境，根據(jù)各區(qū)實際情況合理配置科技人力資源

加大科技人才引進與人才庫建設(shè)，完善高校、企業(yè)、科研機構(gòu)人才流動機制。建立科技人才評價和選拔機制，鼓勵企業(yè)和政府建立完善獎勵、吸引人才政策，吸引科技人才，引進技術(shù)創(chuàng)新。同時要積極制定和完善人才落戶和安置工作，完善人才留津相關(guān)優(yōu)惠激勵政策。

（二）完善天津地區(qū)科技成果轉(zhuǎn)化機制

科技創(chuàng)新效率對經(jīng)濟增長促進與貢獻集中體現(xiàn)在其科技成果市場化。提高天津區(qū)域創(chuàng)新效率，要借鑒科技發(fā)達地區(qū)和創(chuàng)新效率較高省份先進經(jīng)驗，完善科技成果轉(zhuǎn)化機制。同時加強企業(yè)、政府、高校、科研機構(gòu)等市場參與主體聯(lián)結(jié)與聯(lián)系，鼓勵創(chuàng)新，提高要素產(chǎn)出水平。

（三）加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

從理論上講，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度越高對經(jīng)濟增長促進越明顯。但是在本文研究中，天津產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度卻對程度在促進天津經(jīng)濟增長方面起到了抑制作用。這表明，天津產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尚未達到促進經(jīng)濟增長臨界點，正處于“陣痛”期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尚未完成。 加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，突破瓶頸期，提高科技企業(yè)在國民產(chǎn)業(yè)中比重，對提高天津區(qū)域創(chuàng)新效率與經(jīng)濟增長有著關(guān)鍵作用。參考文獻：

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[6]天津科技統(tǒng)計年鑒

（孫曉婷，河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院。）