任保全，張欣

石油石化產(chǎn)業(yè)是我國重要的戰(zhàn)略資源產(chǎn)業(yè)，在國防、工業(yè)、農(nóng)業(yè)、交通和人民日常生活中都扮演著不可替代的角色?！笆濉币詠?，石油石化產(chǎn)業(yè)通過實施優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)競爭力、深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革等措施，在經(jīng)濟(jì)不確定形式下依然平穩(wěn)發(fā)展。但是，我國石油石化產(chǎn)業(yè)低端產(chǎn)能過剩、高端供給不足的結(jié)構(gòu)性矛盾依然存在。王衛(wèi)星等[1]研究發(fā)現(xiàn)，我國石油石化綠色創(chuàng)新效率整體呈緩慢上升趨勢，但行業(yè)內(nèi)企業(yè)發(fā)展并不均衡。姜鴻等[2]通過構(gòu)建石油石化企業(yè)國際競爭力分析模型，得出我國石油石化企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新、生產(chǎn)運營和資金管理等方面仍存在一定提升空間的結(jié)論。戴厚良等[3]指出，我國雖已躋身世界石化大國前列，但發(fā)展質(zhì)量有待提升，存在“大而不強(qiáng)、快而不優(yōu)”，產(chǎn)品有效供給能力不足，科技創(chuàng)新引領(lǐng)能力不強(qiáng)等薄弱環(huán)節(jié)。因此，為了提升我國石油石化產(chǎn)業(yè)的成長韌性和發(fā)展質(zhì)量，提高產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率刻不容緩。

一、文獻(xiàn)綜述

(一)國內(nèi)需求對創(chuàng)新效率的影響

第一，國內(nèi)需求顯著降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成本。一是，先發(fā)性需求使得消費者更容易接受新產(chǎn)品，進(jìn)而減少新產(chǎn)品的宣傳推廣費用[4]。二是，創(chuàng)新產(chǎn)品具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)特性。在特定的規(guī)模范圍之內(nèi)，提高技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)數(shù)量，可以降低單位產(chǎn)品的生產(chǎn)成本[5]。

第二，國內(nèi)需求引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新[6]。一方面，國內(nèi)市場需求可以顯著降低企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新實踐過程中遇到的不確定性風(fēng)險，并對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生導(dǎo)向作用；另一方面，本土市場需求確保技術(shù)創(chuàng)新具備廣闊的市場基礎(chǔ)，能為企業(yè)帶來較大的盈利空間，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新熱情。

第三，“母市場效應(yīng)”理論。國內(nèi)需求對技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量所產(chǎn)生的直接或間接作用比出口更大[7]，本土市場規(guī)模可以顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平的提升，但這種促進(jìn)主要體現(xiàn)在勞動密集型和資本密集型行業(yè)中[8]。巨大的國內(nèi)市場，能使企業(yè)產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，降低企業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的成本，企業(yè)可以將更多的資金投入到技術(shù)創(chuàng)新項目中。

第四，本土市場規(guī)模對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)成果轉(zhuǎn)化存在抑制作用。由內(nèi)生增長理論可以推導(dǎo)，新技術(shù)的生產(chǎn)量是由新技術(shù)的市場供給和需求共同決定[9]。如果消費者對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品的需求規(guī)模過小，甚至不存在，則新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)量會被抑制，最終導(dǎo)致創(chuàng)新技術(shù)成果轉(zhuǎn)化失敗。

(二)政府補(bǔ)助對創(chuàng)新效率的影響

第一，政府補(bǔ)助能顯著提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率。一方面，政府對研發(fā)創(chuàng)新企業(yè)提供的資金支持緩解了創(chuàng)新企業(yè)的經(jīng)濟(jì)壓力，降低了研發(fā)風(fēng)險，使企業(yè)對創(chuàng)新活動更具積極性[10]；另一方面，政府補(bǔ)助具有釋放積極信號的作用，不僅能夠為產(chǎn)業(yè)發(fā)展指明方向，還可以吸引外部資本，確保企業(yè)擁有充裕的資金探索前沿技術(shù)[11]。

第二，政府補(bǔ)助能顯著降低企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率。第一，由于市場反饋的滯后性、市場信息的不對稱、政府偏好專用技術(shù)研究等原因，政府補(bǔ)助會降低企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率[12]；第二，政府研發(fā)補(bǔ)助會使全社會更加重視研發(fā)活動，研發(fā)資源需求上升會導(dǎo)致研發(fā)成本增加，相應(yīng)地，研發(fā)投入產(chǎn)出效率會降低[13]；第三，政府補(bǔ)助會在短時間內(nèi)替代企業(yè)原本用于研發(fā)的資金與資源，削弱企業(yè)的自主創(chuàng)新能力[14]；第四，創(chuàng)新存在溢出效應(yīng)，創(chuàng)新成果容易被模仿，創(chuàng)新企業(yè)會因為失去獲得創(chuàng)新風(fēng)險補(bǔ)償?shù)臋C(jī)會，而缺乏技術(shù)創(chuàng)新的動力[15]。

第三，政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率存在“U型”或“倒U型”關(guān)系。有學(xué)者認(rèn)為，政府補(bǔ)助規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力呈淺U型關(guān)系，即只有當(dāng)補(bǔ)助規(guī)模超過適度值之后，政府補(bǔ)助才能真正提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力[16]。也有學(xué)者認(rèn)為，政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率存在“倒U型”關(guān)系，即政府補(bǔ)助存在門檻值，在達(dá)到門檻值之前，政府補(bǔ)助會促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升；超過門檻值之后，政府補(bǔ)助就會對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用[17]。

第四，政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響甚微[18]。政府補(bǔ)助對企業(yè)當(dāng)期的技術(shù)創(chuàng)新效率不存在顯著影響,激勵效應(yīng)存在一定時滯性[19]。

梳理現(xiàn)有研究成果發(fā)現(xiàn)，同時研究國內(nèi)需求和政府補(bǔ)助對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率影響的文獻(xiàn)較少，而針對我國石油石化產(chǎn)業(yè)的研究文獻(xiàn)更加缺乏。因此，筆者在測算石油石化技術(shù)創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，建立Tobit模型，從產(chǎn)業(yè)整體、分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、分地區(qū)等三個視角，分析國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助對我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響。

二、研究方法及數(shù)據(jù)說明

(一)三階段DEA

1.模型設(shè)定

技術(shù)創(chuàng)新效率的測算方法主要包括以SFA為代表的參數(shù)法和以DEA為代表的非參數(shù)法。本文采用三階段DEA模型測算我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率。Fried等[20]剔除了隨機(jī)誤差和外部環(huán)境因素的影響，在傳統(tǒng)DEA模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了相似SFA模型，克服了傳統(tǒng)DEA模型存在真實效率誤差的缺陷[21]。測算過程分為以下三個步驟。

第一步，構(gòu)建傳統(tǒng)DEA模型?；谄髽I(yè)原始的投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算初始效率，并將測算的綜合效率TE分解為純技術(shù)效率PTE和規(guī)模效率SE(TE=SE×PTE)。若純技術(shù)效率PTE和規(guī)模效率SE都等于1，則DEA有效；若純技術(shù)效率PTE或規(guī)模效率SE為1，則DEA弱有效；若兩者均不為1，則DEA無效。

第二步，構(gòu)建SFA回歸模型。將各環(huán)境變量作為解釋變量，第一階段測算得到的各投入指標(biāo)松弛變量作為被解釋變量，進(jìn)行回歸。參照Fried等[20]的研究，構(gòu)造類似SFA回歸函數(shù)(從投入導(dǎo)向考慮)。

Sni=f(Zi;βn)+vni+μni;i=1,2,…,I;n=1,2,…,N

(1)

式中，Sni為第i個決策單元第n項投入的松弛值；Zi為環(huán)境變量；βn為環(huán)境變量系數(shù)；vni～N(0,σv2)是隨機(jī)誤差項，表示隨機(jī)干擾因素對投入松弛變量的影響；μni～N+(0,σμ2)，是管理無效率，表示管理無效率對投入松弛變量的影響。SFA回歸的目的是剔除環(huán)境因素和隨機(jī)干擾因素對技術(shù)效率的影響，確保所有的決策單元都能處于相同的外部環(huán)境之中。參照Fried等[20]的研究，構(gòu)建調(diào)整后的回歸方程。

(2)

第三步，基于調(diào)整后的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，再次運用DEA模型測算效率值。經(jīng)過第二階段的調(diào)整，已經(jīng)剔除環(huán)境因素和隨機(jī)因素的影響，測算結(jié)果較第一階段更加真實準(zhǔn)確。

2.變量選取

借鑒趙樹寬等[22]的研究，將投入變量分為研發(fā)投入和生產(chǎn)投入，其中，研發(fā)投入指標(biāo)包括研發(fā)投入費用和研發(fā)人員數(shù)量，生產(chǎn)投入指標(biāo)包括勞動資本投入和生產(chǎn)性資本投入。選取石油石化企業(yè)R&D支出總額來衡量企業(yè)研發(fā)投入費用，選取R&D人員數(shù)量作為研發(fā)人員投入。生產(chǎn)投入指標(biāo)包括勞動資本投入和生產(chǎn)性資本投入。選取上市公司年度企業(yè)員工總數(shù)作為勞動資本投入。李濟(jì)廣等[23]認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新投入一般包括人、財、物三個方面，并且“物”通常主要包括實驗設(shè)備和生產(chǎn)設(shè)備，故選取固定資產(chǎn)凈值作為生產(chǎn)性資本投入。

產(chǎn)出變量包括技術(shù)績效和財務(wù)績效。借鑒馮燕妮[24]的做法，用專利授權(quán)數(shù)量來測度技術(shù)績效。企業(yè)實施創(chuàng)新活動最終目的是盈利，主營業(yè)務(wù)收入反映企業(yè)的盈利能力，故選取主營業(yè)務(wù)收入衡量財務(wù)績效。選取政府補(bǔ)助總額、地區(qū)生產(chǎn)總值、科技投入水平、創(chuàng)新人力的投入規(guī)模，分別衡量政府補(bǔ)助、生產(chǎn)總值、科研強(qiáng)度、科研氛圍等四個環(huán)境變量。

(二)Tobit模型

1.模型設(shè)定和變量選取

Tobit模型屬于受限因變量模型，可以避免回歸結(jié)果有偏的缺點。因此，選擇Tobit模型，對國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助等解釋變量與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行回歸。其中，被解釋變量為測算所得的產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率(Effect)。解釋變量包括國內(nèi)需求(lnHmd,用國內(nèi)主營業(yè)務(wù)收入之和取對數(shù)衡量)、政府補(bǔ)助(lnSub，用政府對上市公司的補(bǔ)助總額取對數(shù)衡量)。控制變量包括政府政策支持(Policy,用地區(qū)科學(xué)事業(yè)費占一般支出比重衡量)、教育投入水平(Edu,用地區(qū)教育事業(yè)費占一般支出比重衡量)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(Debt，用總負(fù)債比總資產(chǎn)衡量)、企業(yè)規(guī)模(lnSize，用企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)衡量)、外商投資(lnFDI，用地區(qū)歷年外商投資總額取對數(shù)衡量)、現(xiàn)金比率(CR，用企業(yè)現(xiàn)金類資產(chǎn)與流動負(fù)債的比值衡量)、企業(yè)性質(zhì)(Nature，國有企業(yè)取1，其余取0)。Tobit回歸模型設(shè)定下：

Effect=α0+α1lnHmd+α2lnSub+α3Policy+α4Edu+α5Debt+α6lnSize+α7lnFDI+α8CR+εjt

(3)

其中，αi為待估計參數(shù)，εjt為隨機(jī)誤差項，且服從εjt～N(0,σ2)。

2.數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局、中國統(tǒng)計年鑒、Wind、企業(yè)年報、國泰安CSMAR的相關(guān)數(shù)據(jù)庫。依據(jù)國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會考核分配局對石油化工行業(yè)的分類方法，選取石油和天然氣開采業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、化學(xué)工業(yè)(基礎(chǔ)化學(xué)原料制造業(yè)、日用和化學(xué)產(chǎn)品制造業(yè)、化纖制造業(yè)、橡膠制造業(yè)、塑料制造業(yè))這三大類作為研究對象。初選樣本包括2012—2019年128家上市公司。剔除2012—2019年未公開披露年度報告的公司，剔除選取變量存在缺失值的公司，最終得到86家上市公司，共688個“公司 - 年”觀測值。對主要變量進(jìn)行1%的雙邊縮尾處理，以避免極端值對結(jié)果產(chǎn)生不良影響。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、三階段DEA模型實證結(jié)果

(一)一階段DEA結(jié)果

運用DEAP2.1軟件對2012—2019年我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測算，結(jié)果見表2。第一，2012—2019年我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率均值呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢；第二，石油石化產(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率與技術(shù)創(chuàng)新效率到效率前沿面均有一定的距離，說明石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率不高的主要原因是純技術(shù)效率較低；第三，國有樣本技術(shù)創(chuàng)新效率均值都超過非國有樣本的技術(shù)創(chuàng)新效率均值，但兩者之間的差距不大。

表2 2012—2019年我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率第一階段均值

(二)二階段SFA結(jié)果

分別以政府補(bǔ)助、生產(chǎn)總值、科研強(qiáng)度及科研氛圍等為自變量建立SFA回歸模型，運用Frontier4.1軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3。

表3 第二階段SFA回歸結(jié)果

由第二階段的實證結(jié)果可知，LR通過了顯著性檢驗，說明產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率受到環(huán)境因素和隨機(jī)干擾因素的顯著影響。此外，gamma值接近1，說明是管理無效率導(dǎo)致投入變量冗余。

具體而言：第一，政府補(bǔ)助對研發(fā)人員、研發(fā)費用、勞動投入和生產(chǎn)資本投入的松弛變量均有正向影響，表明政府補(bǔ)助對提高各項投入資源的利用效率的作用不顯著；第二，地區(qū)生產(chǎn)總值對勞動投入松弛變量有顯著的負(fù)向影響，地區(qū)生產(chǎn)總值對研發(fā)人員、研發(fā)費用和生產(chǎn)資本松弛均有顯著的正向影響；第三，科研強(qiáng)度對生產(chǎn)資本松弛變量有顯著的負(fù)向影響，表明科研經(jīng)費越高的地區(qū)，固定資產(chǎn)投資越多，充足的科研經(jīng)費為技術(shù)創(chuàng)新活動的開展提供了物質(zhì)保障；第四，科研氛圍對研發(fā)人員松弛變量、研發(fā)費用松弛變量和勞動投入松弛變量都有顯著的負(fù)向影響，說明增大地區(qū)創(chuàng)新人力的投入規(guī)模能有效減少研發(fā)人員、研發(fā)費用和勞動投入的浪費。

(三)三階段DEA結(jié)果

剔除環(huán)境因素和隨機(jī)干擾因素對上市公司投入與產(chǎn)出的影響后，再次運用DEA模型測算產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率(結(jié)果見表4)。對比調(diào)整前后的結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在剔除環(huán)境因素的影響后，技術(shù)創(chuàng)新效率值顯著下降，主要原因是產(chǎn)業(yè)規(guī)模效率下降；調(diào)整后的純技術(shù)效率高于規(guī)模效率，這表明制約我國石油石化產(chǎn)業(yè)綜合效率的主要原因是創(chuàng)新規(guī)模效率不足；在第一階段，我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率值受到有利環(huán)境的影響而被高估，其實我國技術(shù)創(chuàng)新能力處于較低水平。國有樣本調(diào)整前后的技術(shù)創(chuàng)新效率值相差較大，非國有樣本調(diào)整后的技術(shù)創(chuàng)新效率略低于調(diào)整前的技術(shù)創(chuàng)新效率，且調(diào)整后的純技術(shù)效率和規(guī)模效率均低于國有樣本。

表4 2012—2019年我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率第三階段均值

四、Tobit模型實證結(jié)果

(一)產(chǎn)業(yè)整體回歸結(jié)果分析

運用統(tǒng)計軟件Stata 16.0，以國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的回歸作為基準(zhǔn)模型，逐步加入政府政策支持、教育投入水平、資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、外商投資、現(xiàn)金比率進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 Tobit模型結(jié)果

由表5可知：第一，產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率與國內(nèi)需求的回歸系數(shù)顯著為正，表明國內(nèi)需求對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著的促進(jìn)作用。第二，政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)在1%以上的顯著性水平為正，說明政府補(bǔ)助能夠有效提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率。第三，政府政策支持的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平顯著，說明政府政策支持對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著的促進(jìn)作用。第四，教育投入水平的彈性系數(shù)均為負(fù)，表明教育投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率提升存在抑制作用。第五，企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平顯著，表明企業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著的促進(jìn)作用。第六，外商投資的彈性系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平顯著，表明外商投資對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率具有顯著的促進(jìn)作用。

(二)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分析

由于國有和非國有樣本在企業(yè)文化、政策支持力度、內(nèi)控模式、委托代理成本等方面存在較大差異，有必要考察石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效率影響因素對于不同股權(quán)性質(zhì)的差異性。表6顯示：第一，無論是國有樣本還是非國有樣本，回歸結(jié)果都與整體樣本基本一致。這表明國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助對提高我國石油石化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的正向激勵效應(yīng)并不因股權(quán)性質(zhì)而存在差異。第二，加入政府政策支持、教育投入水平、資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、外商投資、現(xiàn)金比率之后，國有樣本的國內(nèi)需求與技術(shù)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)為負(fù)，這說明在外因的綜合作用下，國內(nèi)需求對國有樣本技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了抑制作用。

表6 分產(chǎn)權(quán)回歸結(jié)果

(三)分地區(qū)性質(zhì)分析

由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口受教育層次、自然資源豐富程度等存在較大差異，故要研究在東部、中部、西部等不同地區(qū)國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助等因素對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率影響的差異性。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省(區(qū)、市)，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省(區(qū)、市)，西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等12個省(區(qū)、市)。分地區(qū)回歸結(jié)果表明：第一，在東部和西部地區(qū)，國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助與技術(shù)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為正。這表明在東部和西部地區(qū)，國內(nèi)需求、政府補(bǔ)助對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率存在正向激勵效應(yīng)。第二，東部和中部地區(qū)科學(xué)事業(yè)費占一般支出的比重與技術(shù)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為正。這說明提高東部和中部地區(qū)科學(xué)事業(yè)費占一般支出的比重有利于石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升。值得注意的是，東部、中部、西部地區(qū)教育投入水平與創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)均為負(fù)，這表明教育投入水平的提高反而降低了石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率。

五、結(jié)論及政策建議

第一，研究相較于傳統(tǒng)DEA模型，剔除了隨機(jī)因素與環(huán)境因素的影響。剔除環(huán)境影響因素之后，技術(shù)創(chuàng)新效率測算結(jié)果下降了，表明產(chǎn)業(yè)效率受到環(huán)境因素的影響。第二，我國石油石化產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率整體水平較低，這是由純技術(shù)效率和規(guī)模效率下降共同導(dǎo)致的。第三，環(huán)境因素對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響是顯著的。第四，在產(chǎn)業(yè)整體估計中，國內(nèi)需求和政府補(bǔ)助均能提高我國石油石化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率。第五，在分產(chǎn)權(quán)估計中，國內(nèi)需求對非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升作用優(yōu)于國有企業(yè)，但政府補(bǔ)助對國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提升作用比非國有企業(yè)更顯著。第六，在分地區(qū)估計中，國內(nèi)需求對技術(shù)創(chuàng)新效率的激勵效應(yīng)在西部地區(qū)最顯著，政府補(bǔ)助對技術(shù)創(chuàng)新效率的激勵效應(yīng)在東部地區(qū)最顯著，國內(nèi)需求和政府補(bǔ)助對提高西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率作用均不顯著。

基于以上結(jié)論，提出以下建議：

第一，提升規(guī)模效率，改善內(nèi)生動力。石油石化產(chǎn)業(yè)需要優(yōu)化技術(shù)創(chuàng)新的資源配置，提升技術(shù)創(chuàng)新的使用效率和規(guī)模效率。要破除阻礙產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的舊機(jī)制，建立有利于創(chuàng)新動力發(fā)揮作用的新機(jī)制；要整合優(yōu)化系統(tǒng)內(nèi)的創(chuàng)新資源，進(jìn)行有利于內(nèi)部創(chuàng)新資源效能發(fā)揮的供給側(cè)改革；要構(gòu)建高效率的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新鏈，搭建有利于嵌入?yún)^(qū)域或全球創(chuàng)新鏈體系的創(chuàng)新合作平臺。

第二，重視國內(nèi)需求，發(fā)揮母市場效應(yīng)。要貼近需求方，及時跟蹤和反饋需求的新變化，對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的重點需求方向做動態(tài)調(diào)整。要對標(biāo)進(jìn)口的高端石油石化產(chǎn)品，加大高附加值產(chǎn)品的研發(fā)力度，逐步采取進(jìn)口替代策略。龐大和高層次的母市場需求對于集聚創(chuàng)新資源和推動產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，都發(fā)揮著重要作用。因此，要借助母市場效應(yīng)，構(gòu)建以本土石油石化產(chǎn)業(yè)的頭部企業(yè)為鏈主的國內(nèi)價值鏈體系，培育本土石油石化產(chǎn)業(yè)的跨國公司，從而提高我國石油石化產(chǎn)業(yè)在全球創(chuàng)新鏈中的地位和話語權(quán)。要基于母市場效應(yīng)，整合國內(nèi)創(chuàng)新資源，形成以本土石油石化產(chǎn)業(yè)、高校、科研院所等創(chuàng)新媒介為核心的多維創(chuàng)新聯(lián)合體，加大對石油石化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新難點和痛點的攻關(guān)力度，推動實現(xiàn)核心技術(shù)的自主可控。

第三，采取異質(zhì)性政策，遵循產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律。創(chuàng)新激勵政策不能一刀切，對于不同類型的石油石化企業(yè)，要采取異質(zhì)化的創(chuàng)新激勵政策。政府應(yīng)當(dāng)跟蹤和監(jiān)督補(bǔ)助的實際使用效果，關(guān)注政府補(bǔ)助的創(chuàng)新用途和創(chuàng)新產(chǎn)出效率，提升創(chuàng)新政策的實施效果。石油石化產(chǎn)業(yè)應(yīng)當(dāng)遵循產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的生命周期特點，采取精細(xì)化差異化的動態(tài)創(chuàng)新激勵策略。