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政府支持制度环境FDI与我国区域创新体系建设最终版

政府支持、制度环境、FDI与我国区域创新体系建设

余泳泽

（南开大学经济学院，天津300071）

摘要：

本文将区域创新主体分为企业、大学和科研机构，采用SFA方法考察了政府支持、制度环境和FDI对我国区域创新体系建设的影响。

结果显示政府支持对高校、科研机构和企业科技创新均有负影响，区域创新主体出于自主意愿的技术研发更有效率；市场化水平和FDI对高校科技创新影响不确性，而对企业和科研机构具有正影响，从而支持了加强市场化建设和FDI“促进论”的观点。

关键词：

区域创新体系；FDI；政府支持

中图分类号：

F270.3　　文献标识码：

A　　　文章编号：

一、引言

创新是经济社会发展的不竭动力。

伴随知识经济发展和经济科技全球化，一个地区的创新能力对实现社会经济发展目标将发挥关键性的作用，创新已成为衡量一个区域竞争力的关键因素。

R&D投入总量和强度是衡量一个国家或地区创新能力强度的一个很重要的指标。

近年来，我国研发投入总量和强度逐年提高，2002年至2009年我国研发投入平均每年增长23.1%，在2009年达到了5802.1亿元。

但无论从总量还是强度来看，我国R&D投入与发达国家是无法相比的。

2006年美国和日本分别以3437亿美元和1513亿美元的R&D经费支出额高居世界第一和第二位，我国的R&D投入强度长期以来保持在1.3%-1.4%水平，而发达国家R&D投入强度通常在2.5%以上。

我国区域创新投入的低水平加之利用效率不高，企业总体规模明显偏小，技术创新能力薄弱，创新资源配置效率不高，高校、科研机构和企业的产学研结合程度不够，技术引进对自主研发的建设影响的不确定性都造成了我国区域创新体系建设的落后。

因此，如何构建政府引导、以企业为主体、产学研结合的创新体系与如何对待外商投资对我国技术创新的影响是提高我国区域创新体系建设水平的关键。

因此，本文将区域创新主体分为企业、大学和科研机构，利用区域研发投入和产出的面板数据，采用SFA（StochasticFrontierAnalysis）随机前沿分析方法分别对其创新效率进行了分析，并考察了政府支持、制度环境和FDI对区域创新体系建设的影响。

二、文献回顾：

区域创新体系建设的影响因素

政府支持、制度环境和FDI对一个地区创新体系建设会有什么样的影响，有多大的影响是本文主要考虑的问题，为次，本文将政府支持、制度环境和FDI对区域创新体系建设的影响的已有文献进行了如下梳理。

（一）政府支持对区域创新体系建设的影响

政府支持对区域创新体系建设的影响的研究中，以波特的“钻石模型”为代表的战略管理学派强调了政府与机遇因素在产业集群中的重要性。

Saxenian（1994）[1]对美国东部波士顿附近125号公路地区和西部旧金山附近的硅谷地区进行了详细的调研，他认为，128号公路地区的发展是以政府为主导形成的，而硅谷地区创新能力源于市场的丰富科技资源、不断衍生和壮大的创新型企业、政府的新政策和管理方法，以及区域主体间互动产生的协同创新能力。

Cooke（2000）[2]认为政府要发展区域创新系统，应从三个层面来制定政策：

第一，以区域现有产业优势为基础，制定一个未来的发展战略；第二，对创新供给和创新需求进行系统而全面的分析，明确供需差距，从而设计具有长期连续性的创新战略；第三，在分析区域企业的创新需求时，政府要考虑企业创新活动发生的地域范围和运作空间，从而明确自己促进创新活动的职责。

国内的研究中也强调了政府的支持对区域创新体系建设的重要作用，涂成林（2005）[3]提出了区域创新体系的结构模式主要有三种运行机制，即：

政府主导、企业参与的合作创新机制；政府诱导、企业自主的合作创新机制；政府倡导、企业自由参加的合作创新机制，肯定了政府支持对区域创新体系建设的重要性。

任胜钢、陈凤梅、魏峰（2007）[4]认为，区域创新系统由组织网络和制度环境两个部分组成，并强调了地方政府在制度环境中的重要作用。

还有一些学者的实证结果支持了政府对区域创新体系建设的重要作用，如李伟红、陈燕（2007）[5]等。

（二）制度因素对区域创新体系建设的影响

根据制度经济学的文献，好的制度设施同技术创新效率存在显著的正相关关系。

对此可从以下几方面理解：

（1）克服集体行动中的“搭便车”行为。

好的制度设施有助于克服集体行动中的“搭便车”行为,提高经济个体从事创新性行为的动力。

（2）信息发现。

好的制度设施能有效利用分散在大众中的知识,使服务业发展决策更科学,资源配置更合理。

（3）增强承诺的可信度。

好的制度设施能够增强承诺的可信度,避免使经济主体陷于无尽的讨价还价之中,减轻预算软约束现象,让资源集中于生产性活动。

（4）规避寻租。

好的制度能够限制权力滥用,规避非生产性的寻租行为。

（5）稳定预期。

好的制度设施能够促使经济主体形成良性的共同预期,使人们将注意力集中于价值创造活动而非价值转移活动,减少短视行为的发生。

在制度因素对区域创新体系建设的影响的研究中，诺斯等（1994）[6]认为地区技术创新效率最重要的影响因素是制度因素，制度因素决定地区吸收先进技术、改善资源配置和提高劳动效率的能力。

在已有的实证研究中，刘小玄、郑京海（1998）[7]、姚洋（1998，2001）[8,9]、孔祥、RobertE.Marks[10]与万广华（1999）[11]等人在研究技术创新效率时都引入了制度因素，并认为制度因素是影响技术创新效率的重要因素。

（三）FDI对区域创新体系建设的影响

外资对华外溢效应的研究一直是学术界关注的重点，最近几年实证分析的文献不断涌现，外资进入不仅可以解决国内就业、带来先进技术和管理经验，同样重要的是可以带来正的外溢效应，比如竞争示范效应、人员流动效应和供应链效应等，从而使东道国企业大为受益。

当然，理论界对于FDI的溢出效应也存在很多争论。

但是，主流经济学已经肯定了FDI对东道国经济发展的积极作用。

吸引FDI被认为是落后国家缩小差距、实现追赶战略的最有效途径之一。

那么，在这种情况下，外资的进入对一个地区区域创新体系建设的会产生正的外部效应还是负的外部效应呢？

换句话说，FDI的进入究竟是加快了区域自主创新的能力，还是使得一个区域过分依赖外国的技术，从而丧失了自主研发的能力。

按照技术外溢理论，FDI的进入会直接或间接地给东道国带来技术上的转移，从而促进了东道国科技能力的提高。

但是，令人担忧的是，如果东道国企业只是简单地模仿和复制外国企业的技术，就会失去自主创新的动力。

根据王红领、李稻葵、冯俊新（2006）[12]对FDI与民族企业自主创新间关系的争论中，总结了有以下三种观点：

“抑制论”、“促进论”和“双刃剑论”。

本文将通过实证研究从企业、科研机构和大学三个纬度分别讨论来证明政府支持、FDI、制度环境分别对我国区域创新体系建设的影响。

三、模型及数据说明

（一）模型设计

本文选择随机前沿法（SFA）作为实证研究的方法。

一方面，由于随机前沿法（SFA）对于生产边界的估计具有明显的优越性。

可以矫正最小二乘回归线的位置以反映出最佳的行为目标而不是行业均值。

另外，使用最大似然法对生产边界进行估计，允许效率较高的样本在生产前沿面的形成和形状上具有更大的作用，能够捕捉最小二乘法与前沿技术之间的任何结构差异。

借鉴Battese和Coelli（1995）[13]、Kumbhakar（2000）[14]模型，本文将生产函数假定为超越对数函数形式，设定区域创新体系的生产函数为两项要素投入：

研发资本（K）和研发人员（L），模型如下：

（1）

第

个地区创新体系技术无效项估计式为：

，

其中

，

。

有关区域创新体系的主体，自弗里曼（Freeman，1992）[15]对国家创新系统组成单元进行研究后，企业、大学、科研机构和政府部门被认为是创新体系主要构成部分，OECD认为还应包括中介机构。

我国的学者也对区域创新体系的主体进行了大量研究，冯之浚（1999）[16]，胡志坚、苏靖（1999）[17]，周柏翔、丁永波（2006）[18]等都认为，区域创新系统是指由一个区域内参加技术创新和扩散的企业、大学及研究机构、中介服务机构以及政府组成的，为创造、储备、使用和转让知识、技能和新产品提供交流关系的网络系统。

为此，本文将从科研机构、企业和高校三个区域创新体系最重要的主体出发，分别考虑政府支持、FDI、制度因素和经济发展水平对地区创新体系建设的影响。

基于以上分析，为考察政府支持、FDI、制度因素和经济发展水平对地区创新体系建设的影响，本文设定模型如下：

（2）

其中,

代表政府支持对区域创新体系建设的影响；

代表地区制度因素对区域创新体系的影响；

外商投资对区域创新体系的影响，

为待定常数项；

为技术效率变化的时间趋势,符号为正代表技术效率是递减的,反之亦然；根据前文分析可以通过推断系数

、

、

的正负和取值大小来判断以上因素对区域创新体系建设的影响及影响强度。

是回归方程的随机误差项,假定其服从正态分布

。

待估计参数

为：

（3）

可以直接通过对

进行检验，我们就可以判断是否存在技术效率的损失。

为了检验

（1）式和

（2）式的适宜性，本文作出如下假设：

（1）

，即生产前沿函数采用Cobb-Douglas生产函数形式；（a）

（2）

，即没有技术进步；（b）

所有的假设都使用广义似然率统计量来检验，

，

、

分别是零假设

和被择假设

前沿模型的似然函数值。

如果零假设成立，那么检验统计量λ服从混合卡方分布，自由度为受约束变量的数目。

（二）数据来源及说明

本文选取的样本为2002-2007年29个省市自治区省级面板数据①。

数据主要来自《中国科技统计年鉴》（2002-2008）、《中国教育统计年鉴》（2002-2008）、《中国统计年鉴》（2002-2008）和《中国社会统计年鉴》（2002-2008），各地方统计年鉴（2002-2008）及中经网和资讯行数据库网，并对相关数据进行了整理。

1.投入变量

作为区域创新体系的基本要素，R&D资源在区域创新体系中起着关键的作用。

国内学者在研究区域创新体系时，一般选取R&D投入经费和R&D人员作为科研的投入指标，因此本文选取了各地区R&D投入经费和R&D人员作为投入指标。

在投入指标数据处理方面，本为采用了R&D资本存量指标，基年为2002年，以2002年经费支出除以15%作为该地区的初始资本存量，并采用了15%的折旧率②。

R&D人员指标，本文假设每年内人员增长是匀速的，所以R&D人员的年平均数等于本年度年底人员数与上一年度年底人员数数之和除以2。

在进行上述处理前，本文利用朱有为、徐康宁（2006）[19]“研发价格指数”的计算方法将R&D投入经费进行了平减。

2.产出变量

由于本文确定了三个分析对象（科研机构、企业和高校），因为各分析对象的产出形式不同，因此，无法采用一个统一的产出变量。

在科研产出方面，目前理论界一般用新产品销售收入、专利和发明数量等指标作为研发产出。

科研机构和高校的产出主要以知识技术类为主，主要有专利和非专利技术，包括高质量的论文数、学术专著数、获国家奖励数、受理或授权的发明专利数等，由于专利数据易于获得，同时专利和技术创新关系密切，并且专利标准客观、变化缓慢，所以专利不失为作为测量技术创新产出的相当可靠的指标，但专利申请或授权只是把研发投入转化为知识产出，这仍属于一种中间产出，专利并不能代表高校和科研机构的最终结果，而论文和专著数量则无法进行定量分析。

为此，鉴于数据的可得性，本文选择技术转让金额近似代表高校和科研机构的最终成果，虽然这一数据并不能完全反映高校和科研机构创新产出，但基本上能够较好的代表了科研机构和高校在区域创新体系建设上实现的市场化的产出。

对于企业来讲，其科技创新的产出形式多为直接产品，而新产品销售收入则是一个很好的衡量指标。

为此，本文选择新产品销售收入作为企业在区域创新体系建设上的产出变量。

在变量的处理上，本文对企业产出采用工业增加值指数进行了平减处理。

3.政府支持、制度因素和FDI

政府支持指标采用科技活动经费筹集额中政府资金比例来测度，并考虑滞后一期，衡量政府支持对区域创新体系建设的影响；目前对制度因素的研究主要集中于对全国市场化进程的描述（傅晓霞等，2006）[20]，樊纲和王小鲁等（2001，2003，2004，2006）[21]以大量调查数据为基础，从政府与市场关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境五方面，构建反映市场化进程的指标，并借助主成分分析法生成各指标的权重，加权计算各地区市场化的总指数。

本文利用樊纲和王小鲁主持的“中国各地区市场化进程相对指数”系列研究结果作为测度各地区制度水平及其变迁的代理变量。

由于现有数据无法得到近两年的指数，本文用趋势外推法估算了缺失数据③。

由于FDI对高校和科研机构的影响主要从市场需求角度进行间接影响，FDI作为创新能力的有效需求将间接影响高校和科研机构的创新能力④[22]，本文通过实证研究证明FDI是否对高校和科研机构的创新效率产生什么样的影响，衡量FDI的水平可供选择的变量包括FDI企业的资产所占比重、人员所占比重以及产出所占比重，本文认为采用产出所在比重较为合理和可靠。

四、实证分析

（一）政府支持、制度环境和FDI对高等院校科技创新体系的影响结果

政府支持、FDI和制度因素对高等院校创新体系建设的影响分析如模型1所示：

表1模型1结果

模型

（1）

模型（1a）

模型（1b）

系数

检验值

系数

检验值

系数

检验值

截距

8.1641***

3.7935

0.1537

0.2381

8.2673***

3.6559

劳动

7.2686***

4.1577

0.6052***

3.0952

7.8121***

4.2307

资本

-2.8553**

-2.3612

0.6800***

4.4979

-3.5096***

-2.8460

时间

-0.5036*

-1.4074

劳动的平方

1.2372***

3.7865

1.3940***

4.1707

资本的平方

0.3863**

2.1858

0.5325***

3.1589

时间的平方

-0.0086

-0.3221

劳动*资本

-1.4880***

-3.0668

-1.8001***

-3.6716

时间*劳动

-0.1620*

-1.3518

时间*资本

0.1245*

1.4971

截距

-1.9848

-0.6409

-0.7718

-0.4276

-2.3851

-0.6721

时间

0.0569

0.2202

政府支持

4.8818*

1.5029

4.7247**

2.1570

5.7896*

1.5070

市场化水平

-0.4482

-1.2144

-0.4456*

-1.6262

-0.4974

-1.2383

FDI

3.4966

1.1909

2.1314

1.1573

3.7787

1.0967

σ2

1.9458*

1.4037

1.8431***

2.7097

2.2688*

1.3422

γ

0.8008***

4.8032

0.7610***

5.8974

0.8235***

5.9716

Log函数值

-224.9***

-239.9***

-230.1***

注：

*表示10%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，***表示1%的显著性水平

表2模型1形式检验结果

模型1a

模型1b

Log函数对数值

-239.9

-230.1

LR检验值

30

10.4

约束变量

8

5

临界值（5%）

15.51

10.37

结果

拒绝

拒绝

从表1可以看出，模型1的γ为0.7444，并通过显著性检验，表明模型的随机误差项有较为明显的复合结构。

从模型形式检验结果来看，模型1a和1b均被拒绝，这说明我国高等院校的科技创新活动更适于用超越对数生产函数来刻画，且存在有伴随时间的技术进步。

此外，从模型1各参数的估计结果看，几乎都较好地通过了变量的显著性检验，这表明运用该模型对经验数据的拟合程度较为理想。

从模型1的结果可知：

高校科研经费中政府支出比重的系数为4.882，且通过了10%的显著性检验，这说明非政府支出的比重越高，高校的科技创新效率越高；区域市场化水平系数为负，但没有通过显著性检验，这说明一个地区市场化程度高低与该地区高校的科技创新体系建设之间不存在显著的相关关系；FDI因素系数为正，但没有通过显著性检验，这说明FDI对于地区高校的科技创新能力建设的影响也不显著。

此外，我国高校的技术创新效率较低，2002-2007年平均效率仅为0.538，限于篇幅有限，本文对此不再做进一步的详细研究。

（二）政府支持、制度环境和FDI对科研机构技术创新体系的影响结果

政府支持、制度因素和FDI对科研机构技术创新体系建设的影响分析如模型2所示：

表3模型2结果

模型

（2）

模型（2a）

模型（2b）

系数

检验值

系数

检验值

系数

检验值

截距

-3.1736***

-4.7771

4.6545***

8.7174

0.5620

0.2766

劳动

-5.6075***

-6.7540

1.8400***

5.8058

-2.7215

-1.2712

资本

4.3249***

6.1642

-0.7606***

-3.1826

2.5392*

1.4455

时间

0.6443*

1.6659

劳动的平方

-1.7914***

-7.0530

-1.2329**

-2.2811

资本的平方

-0.9116***

-4.2533

-0.6633**

-1.7493

时间的平方

-0.0291

-1.1962

劳动*资本

2.5398***

5.5801

1.8381**

2.0499

时间*劳动

0.2257**

1.9343

时间*资本

-0.1159

-1.1606

截距

2.7749***

3.4752

3.2908***

3.0229

3.1753***

2.9764

时间

0.1971**

2.0028

政府支持

1.4280**

1.7481

1.6661*

1.5281

2.0322**

1.8122

市场化水平

-0.3740***

-3.0197

-0.3477***

-2.8525

-0.4066***

-2.9951

FDI

-4.5623***

-3.7895

-4.7631***

-3.1355

-3.9501***

-3.1104

σ2

1.1606***

5.8693

1.1808***

5.8922

1.1544***

6.5914

γ

1.0000***

2937

0.9605***

21.0671

0.9669***

24.6489

Log函数值

-206***

-222.4***

-219.5***

注：

*表示10%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，***表示1%的显著性水平

表4模型2形式检验结果

模型2a

模型2b

Log函数对数值

-222.4

-219.5

LR检验值

32.8

27

约束变量

8

5

临界值（5%）

15.51

10.37

结果

拒绝

拒绝

从表3可以看出，模型2的γ为1，并通过显著性检验，表明模型的随机误差项有明显的复合结构。

从模型形式检验结果来看，模型2a和2b均被拒绝，这说明我国科研机构的科技创新活动与高等院校一样，更适于用超越对数生产函数来刻画，且存在有伴随时间的技术进步。

此外，模型2中大部分系数相当显著，且LR统计检验在1%的水平下显著，这表明运用该模型对经验数据的拟合程度非常理想。

从模型2的结果可知：

科研机构科研经费中政府支出比重的系数为1.428，且通过了5%的显著性检验，这与上文对高校的分析结果一样，表明科研机构科研经费中非政府支出的比重越高，科研机构的科技创新效率越高；区域市场化水平系数为-0.3740，通过1%显著性检验，这说明一个地区市场化程度高低与该地区科研机构科技创新有显著相关关系，一个地区市场化程度越高，科研机构的科技创新能力越强；与FDI对高校科技创新影响不同，FDI因素对科研机构的科技创新影响为正，系数为-4.562，且通过了1%的显著性检验，这说明FDI对于地区科研机构的科技创新能力建设有明显的正效应，FDI的进入会有力地推动我国科研机构科技能力的提高。

此外，我国科研机构的技术创新效率较低，2002-2007年平均效率仅为0.288。

（三）政府支持、制度环境和FDI对企业技术创新体系的影响结果

政府支持、制度因素和FDI对企业技术创新体系建设的影响分析如模型3所示：

表5模型3结果

模型（3）

模型（3a）

模型（3b）

系数

检验值

系数

检验值

系数

检验值

截距

5.3565***

6.7780

6.3915***

21.3600

5.1425***

8.6950

劳动

-0.1915

-0.3690

0.3469***

3.5560

-0.4363

-0.9281

资本

1.2162**

2.1449

0.2926***

2.6405

1.6422***

3.1093

时间

0.0678

0.3034

劳动的平方

-0.0412

-0.3501

-0.1070

-1.1294

资本的平方

-0.2140*

-1.6455

-0.3316***

-2.7469

时间的平方

0.0071

0.3522

劳动*资本

0.2318

0.9514

0.4145**

1.9718

时间*劳动

0.0373

0.5737

时间*资本

-0.0302

-0.4101

截距

4.2934***

9.5923

4.4102***

9.6486

3.9465***

9.8176

时间

-0.1028*

-1.4370

政府支持

1.0534

1.0966

1.6809*

1.5348

2.0388**

1.9491

市场化水平

-0.4822***

-7.1600

-0.5931***

-7.0566

-0.4923***

-6.8294

FDI

-2.3273***

-3.9940

-2.3240***

-3.3432

-2.3268***

-3.5680

σ2

0.1943***

8.5093

0.2830***

6.7661

0.2475***

7.0954

γ

0.4349***

4.15