第１２期（２０１３年１２月） 中国科技论坛 政府Ｒ＆Ｄ投入对产业创新绩效的影响 来Ａ中国工业的经验证据 吴佐，张娜，王文 （西安交通大学经济与金融学院，陕西 西安７１００６１） 摘要：本文利用２００１－－２０１０年中国３３个两位码工业行业面板数据估计了政府Ｒ＆Ｄ投入对产业创新绩 效的影响。在控制住企业平均规模等相关变量的影响后，结果显示：不同行业的创新机会差异使得政府 研发投入的贡献在不同行业之间也存在明显差别；国有企业的弱创新激励以及易获得政府研发资源的特 性，对产业的创新绩效具有两面性；政府研发资源配置过程中的企业寻租行为不利于产业创新绩效的改 善。本文的主要发现对于全面落实建设创新型国家的战略具有重要启示意义：政府研发投入应向创新机 会较多的行业倾斜，在确立企业研发活动主体地位的同时，扩大市场机制配置研发资源的范围，加快推 进体制建设。 关键词：产业创新绩效；政府Ｒ＆Ｄ投入；国有产权；产业创新机会 中图分类号：Ｇ３１１文献标识码：Ａ Ｔｈｅ Ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｏｆ Ｓｔａｔｅ Ｒ＆Ｄ ｔｏ Ｉｎｄｕｓｔｒｙ Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ——Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｉｎｄｕｓｔｒｙ Ｗｕ Ｚｕｏ，Ｚｈａｎｇ Ｎａ，Ｗａｎｇ Ｗｅｎ （Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｆｉｎａｎｃｅ，Ｘｉ’ａｎ Ｊｉａｏｔｏｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｘｉ’ａｎ ７１００６１，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓ ｔｈｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｏｆ ｓｔａｔｅ Ｒ＆Ｄ ｉｎｐｕｔ ｔｏ ｏｕｔｐｕｔ ｂｙ ｕｓｉｎｇ ａ ｄａｔａｓｅｔ ｏｆ ３３ ｔｗｏ－ｃｏｄｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ ｐｅｒｉｏｄ ｏｆ ２００１ ｔｏ ２０１０．Ｔｈｅ ｍａｉｎ ｆｉｎｄｉｎｇｓ ａｒｅ：ｔｈｅ ｃｏｎｔｉｒｂｕｔｉｏｎｓ ｏｆ ｓｔａｔｅ Ｒ＆Ｄ ｉｎｐｕｔ ａｍｏｎｇ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ ａｒｅ ｏｂｖｉｏｕｓ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｄｕｅ ｔｏ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｏｐｐｏｒｔｕｎｉｔｉｅｓ；ｔｈｅ ｗｅａｋ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｉｎｃｅｎｔｉｖｅｓ ａｎｄ ｅａｓｉｅｒ ａｃｃｅｓｓ ｔｏ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ Ｒ＆Ｄ ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ ｏｆ ｓｔａｔｅ・ｏｗｎｅｄ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ｈａｖｅ ａ ｄｏｕｂｌｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ；ｔｈｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ’ｒｅｎｔ—ｓｅｅｋｉｎｇ ｂｅｈａｖｉｏｒ ｉｎ ｔｈｅ ｐｒｏｃｅｓｓ ｏｆ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ Ｒ＆Ｄ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｈａｓ ａ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｔｈｅ ｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ．Ｔｈｅ ｆｉｎｄｉｎｇｓ ｏｆ ｏｕｒ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｈａｖｅ ａｎ ｉｍｐｏｒｔａｎｔ ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｆｏｒ ｔｈｅ ｓｔｒａｔｅｇｙ ｏｆ“ｂｕｉｌｄｉｎｇ ｔｈｅ ｉｎｎｏｖａｔｉｖｅ ｃｏｕｎｔｒｙ”．Ｔｈｅ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｓｈｏｕｌｄ ｉｎｐｕｔ ｍｏｒｅ Ｒ＆Ｄ ｉｎｔｏ ｉｎｄｕｓｔｉｒｅｓ ｔｈａｔ ｈａｖｅ ｍｏｒｅ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｏｐｐｏｒｔｕｎｉｔｉｅｓ，ｉｎｓｕｒｅ ｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ ａｓ ｍａｉｎ ｂｏｄｙ ｉｎ ｔｈｅ Ｒ＆Ｄ ａｃｔｉｖｉｔｉｅｓ，ｅｘｔｅｎｄ ｔｈｅ ｆｉｅｌｄ ｏｆ ｍａｒｋｅｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｉｎ ａｌｌｏｃａｔｉｎｇ Ｒ＆Ｄ ｒｅ． ｓｏｕｒｃｅｓ，ａｎｄ ａｃｃｅｌｅｒａｔｅ ｔｈｅ ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｊｕｄｉｃｉａｌ ｓｙｓｔｅｍ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｉｎｄｕｓｔｙｒ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ；Ｓｔａｔｅ Ｒ＆Ｄ ｉｎｐｕｔ；Ｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄ；Ｉｎｄｕｓｔｙｒ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｏｐｐｏｒｔｕｎｉｔｙ 基金项目：国家社会科学基金项目“以企业为主体的战略性新兴产业自主创新机制研究”（１１ＢＪＹ００６）。 收稿日期：２０１３—０５—０８ 作者简介：吴佐（１９７８一），男，陕西西安人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生；研究方向：产业经济学。 一３２ 中国科技论坛 （２０１３年１２月）第１２期 １ 引言 进入２１世纪以来，我国产业研发活动的资金 投入结构发生了重要变化，国家研发支出不断加 大，研发支出占ＧＤＰ的比重也大幅增加，由 ２００１年的０．９％增加到了２０１１年的１．８３％。然 而，与国家不断加大的研发投入相对照，企业的 独立研发活动并不活跃，产业研发效率低下的状 况始终未能得到有效改观。值得注意的是，尽管 国有企业获得了大部分的政府研发资源，但是国 有企业和集体企业研发成果明显低于私有企业和 外资企业¨ 。２０１１年《中国科技统计年鉴》显 示，２０１０年政府的研发投入在国有企业、私有企 业和三资企业间的分配比例为１６．８２％、６．９１％ 和７．７２％，但是国有企业、私有企业和外资企业 的有效发明专利数占研发专利的比例分别为 ６．２５％、１１．１５％和１６．３１％。这种资源投入与产 出不匹配的现象说明政府研发资源的使用效率还 有待提高，政府Ｒ＆Ｄ投入的产业分布和产权结 构还需要进一步调整。 由于我国的政府研发支出和资金使用绩效的 评价、监管机制尚不够健全，相关研发资金在使 用过程中存在挪用、浪费现象，政府Ｒ＆Ｄ补贴政 策的实际执行效果不尽如人意。一些地方政府在 管理Ｒ＆Ｄ投入时仍采用计划管理体制下的工作方 式，忽略市场机制的作用，最终导致创新效率低 下。尤其是在政府研发资源的分配过程中，由于 评价、监督的不完善引发大量寻租行为，寻租带 来的损失远大于资源扭曲所造成的损失 Ｊ。 随着经济实力的不断增强，国家对产业创新 的投入规模逐步扩大，产业技术水平与产业创新 能力有了明显提高，但是政府Ｒ＆Ｄ投入规模和效 率与西方主要工业化国家相比仍存在一定的差距， 成为制约全面落实“建设创新型国家”战略的重 要因素。本文尝试在已有研究基础之上，运用我 国两位码工业行业的相关数据，进一步研究转型 经济时期我国政府研发投入对产业创新绩效的影 响，以求为人们重新审视现阶段的产业研发补贴 政策提供新的经验证据。 ２文献综述和理论假说 ２．１文献综述 有关创新的研究最早可追溯至熊彼特关于创 新与经济发展关系的论述。按照熊彼特的看法， 经济发展可视为企业家不断开发新产品、引入新 的生产方式、开辟新市场等一系列创造性的破坏 过程。孛洛发展了一个技术增长理论模型，证明 技术进步对经济增长有着显著的作用。沿着熊彼 特、索洛的传统，科学及技术进步对产业发展的 影响一直是经济学家与管理学家关注的焦点，如 何提高产业技术水平、激励产业中的创新活动成 为其中最核心的问题。 Ｎｅｌｓｏｎ、Ｒｏｍｅｒ先后证明科学知识具有公共品 屙陛，创新活动具有正外部性，是造成创新资源 投入不足和社会创新知识供给不足的主要原 因＿３－４ ３。“市场失灵”假说为政府干预研发活动提 供了理论基础，政府可以通过产业研发政策来弥 补私人收益的不足，激励企业的知识生产行为。２０ 世纪９０年代以后，随着政府在研发领域扮演的角 色越来越重要，经济学家们开始系统探讨政府研 发投入对技术进步和经济增长的影响。一部分文 献主要从政府克服市场失灵的角度展开分析，阐 明政府研发投入对于技术创新具有促进作用 Ｊ。 另一部分文献则基于政府研发对企业Ｒ＆Ｄ的挤出 效应，强调政府研发活动的低效率 Ｊ。 近年来，为加快我国经济增长方式转变与提 升产业创新绩效，政府对产业研发活动的重视程 度日益加强，政府在创新领域内的作用与影响开 始引起了人们的广泛关注。Ｈｕ从经验层面研究了 政府研发投入规模对企业研发活动的影响 ，唐 清泉分析了影响中国大中型工业企业创新效率的 各种因素，发现充足的政府资金有利于研发效率 的提高 Ｊ。更进一步，冯宗宪等通过对中国３０个 省区大中型企业技术创新活动的规模和技术效率 的研究，发现政府投入与创新活动的技术效率之 间呈现不明显的负相关关系，对规模效率有明显 的负效应 Ｊ。顾元媛利用拓展企业救助模型，论 证了地方政府补贴对象的选择过程中寻租行为对 企业研发投入的影响机制，指出反腐力度的加强 会减少寻租空问，从而促进企业研发活动以及研 发效率的提高 。 与已有文献相比，本文重点研究政府研发投 入对于产业创新绩效的影响，具体考察政府研发 资源投入的监管环境、政府的行业研发补贴力度 以及行业国有产权比重对于产业创新绩效的影响。 第１２期（２ｏ１３年１２月） 中国科技论坛 ３３— ２．２理论假说 业化历程证明，国家优先发展重工业的产业政策 偏离资源禀赋结构，将会导致资源配置的扭曲和 经济发展的低效＿１ 。根据上述分析，得到本文的 根据已有研究，我国政府研发资源影响产业 创新绩效的渠道主要有两个：一是由于政府Ｒ＆Ｄ 资源较多的投向重工业、国有企业，或者因监管 不力导致的行业内大量寻租行为，恶化了产业创 新环境，使得企业的创新动机受到打击；另一是 在创新资源分配不均衡的情况下，政府Ｒ＆Ｄ资源 第二个假说：由于产业创新机会的差异，不同产 业的政府Ｒ＆Ｄ补贴对产业创新绩效的影响不同。 即使是在同一行业内部，政府有关Ｒ＆Ｄ资源 的配置行为也会影响产业的创新绩效。借助减轻 投入影响企业的创新战略以及研发投入规模¨ ， 最终对产业创新绩效产生影响（见图１）。 图１ 政府Ｒ＆Ｄ投入影响产业创新绩效的机理 过去的３０年里，中国的市场化转型取得了重 要进展，然而在政府研发资源的配置过程中，由 于监督管理措施不到位，部分企业存在逆向选择 以及败德行为。制度不完善使得政府配置资源的 权力成为寻租的对象，极易滋生腐败问题。企业 为了获取政府研发资金，会向外界释放进行研发 活动的虚假信号或者通过寻租活动来获取研发补 贴。当企业通过寻租行为获得创新资源时，加大 公共研发投入反而会降低创新资源的边际生产 率ｌ１ 。司法体制的不断完善，反腐败力量的加强 会减小寻租空间，企业增加Ｒ＆Ｄ投入与从事研发 活动的激励就会增强。基于上述分析，我们得到 第一个假说：政府研发投入过程中的寻租行为越 少，产业创新绩效越高。 不同的产业面临着不同的技术机会，资源型 或者低技术含量产业，产品包含的技术相对简单， 这些产业的专利产出相对较低。高技术产业的创 新频率较高，创新专利产出一般相对较高。因此， 不同产业的创新机会差异是影响产业研发产出的 重要因素。自２０世纪８０年代以来，政府积极制定 产业政策和发展战略，明确优先发展某些战略产 业。与企业全方位的技术探索和对科技进步方向 的自主判断相比，政府决策层缺乏足够的信息、 能力和动机去判明技术创新的前沿，在选择资助 项目时会出现滞后性强、失误率高等问题。适当 的产业政策可以促进产业结构升级，但是其有效 性会受到要素禀赋的限制。许多发展中国家的工 企业政策性负担的名义以及国有企业丰富的关系 资本，大中型国有企业更容易获得政府财政资金 的支持。一方面，国有企业经理人的薪资体制建 立在短期绩效指标基础上，缺乏有效的长期激励 计划 Ｊ。国有企业经理人更多的关注于短期利益， 而对于投资大、回收期长、风险高的研发创新活 动往往缺乏兴趣，造成国有企业的技术创新效率 非常低 。另一方面，根据关系资源理论，因国 有或者国有控股公司与政府有着天然的政治联系， 并且政府出于减轻国企政策性负担的考虑，使得 国有或者国有控股公司更有能力获得研发资源。 最终，研发活动的有效性决定于所有权安排和研 发资源的组合。最后，我们给出本文的第三个假 说：国有企业一方面由于研发活动激励不足阻碍 产业创新绩效的改善，另一方面因获取了较多的 政府研发资源一定程度上提升了产业创新绩效， 使得国有产权比重对产业创新绩效的影响效果不 确定。 ３实证研究的策略、结果与解释 ３．１数据 本文的样本是２００１－－２０１０年间按两位码分类 的中国大中型工业企业。由于国家统计局在２００３ 年对国民经济行业分类情况进行了调整，２００３年 前后工业两位码行业的类别和数目发生了微小变 化，为使前后保持一致，对原始的行业进行了必 要剔除，最终得到３３个两位码行业。选择大中型 工业企业的行业数据，主要是因为缺乏全部工业 企业的相关数据，并且我国研发活动主要集中于 大中型工业企业。据统计，“十五”以来，工业企 业Ｒ＆Ｄ投入中，大中型工业企业研发投入超过 ７０％＿１ 。数据主要来源于历年《中国科技统计年 鉴》、《中国工业经济年鉴》、《中国统计年鉴》。 ３．２变量选择与模型设定 本文的研究目的是验证政府研发投入因行业 中国科技论坛 （２０１３年１２月）第１２期 创新机会差异、国有产权比重和行业寻租程度对 产业创新绩效的影响。表１中给出了相关被解释变 量、核心解释变量和控制变量的定义。 有及国有控股企业工业总产值在大中型工业企业总 产值的比重衡量，该比值越高，说明行业的国有比 重越大；研究寻租活动对产业创新绩效影响的最困 难之处是行业腐败程度的度量问题，这是因为行业 循着已有文献的做法，本文选取新产品销售收 入作为衡量创新产出的指标，新产品销售收入不仅 腐败没有相对应指标，本文借鉴苏卫东¨刮的做法， 体现行业的研发产出成果，同时也包括因研发活动 利用行业管理费用在主营业务成本的比重来代替行 改进技术而创造的商业价值。因本文需要验证的假 说分别是不同行业的政府研发资源、所有权结构和 寻租行为对于产业创新绩效的影响，故主要解释变 量有三个：政府研发投入、国有产权比重和腐败程 业腐败程度。除上述因素之外，许多其他因素也会 对产业创新绩效产生影响。借鉴已有研究的做法， 将研发人员投入（ＲＤＬ）、企业平均规模（ＳＩＺＥ） 和行业盈利水平（ＲＯＡ）作为控制变量 ，以控制 住这些变量的影响。表１给出了这些变量的基本含 义与计算方法。 度。政府研发投入（ＲＤＧ）用政府研发投入占行业 内部研发投入的比重衡量；产权结构（ＯＷＮ）用国 表１指标和变量定义 变量性质 变量名称 变量含义 计算方法 被解释变量 Ｙ ＲＤＧ 新产品销售收入 政府研发投入 所有权结构 行业腐败程度 新产品销售收入×１００／主营业务收入 政府研发投入Ｘ １００／研发内部资金 国有或国有控股企业工业总产值×１００／总产值 管理费用×１００／主营业务成本 核心解释变量 ０ＷＮ Ｃｏｒｒｕｐｔ ＲＤＬ 控制变量 ＳＩＺＥ Ｒ０Ａ 研发人员投入 企业平均规模 行业盈利水平 科学家与工程师人员×１００／从业人员 资产总计／企业单位数 总资产贡献率×１００ 为了减少异方差的影响，本文对所有变量取 自然对数，建立如下计量模型： ＬｎＹｉ． 数模型、变截距模型和混合效应模型的残差平方 和：Ｓ１＝７９．４６１，Ｓ２＝３０６．４１３和Ｓ３＝７８９．０６５。本 ＝卢０＋卢１ ＬｎＲＤＧ ． ＋卢２ＬｎＯＷＮ¨＋ ＋ ＬｎＲＧＬ ． 文的Ｎ＝３３，Ｔ＝１０，Ｋ：６，由此计算得到两个Ｆ 统计量： ３ＬｎＣｏｒｒｕｐｔ ￡．＋卢５ＬｎＳＩＺＥ ． ＋ ６ＬｎＲＯＡ ＋ Ｉ．Ｉ （１） 其中，下标ｉ，ｔ分别代表各个回归方程的行 业序号和时间，ｔ为２００１－－２０１０， 是残差项。 ３．３计量结果与解释 ～一 （ 一 （ 等１＋ １ ） 一Ｊ‘ －ｒ Ｓ ／Ｎ Ｔ Ｎ Ｋ坠Ｆ［（Ｎ一１） （Ｋ＋１），Ｎ（Ｔ—Ｋ一１）］＝Ｆ （２） （ ＋）） ～ （２２４，９９） 耻一面板数据模型分为混合效应模型、变截距 模型和变系数模型三种。如果面板数据模型设 定形式不正确，估计结果将与经济现实偏离。 Ｓ （／ＮＴ Ｎ Ｋ １ 一 ４７３～Ｆ一 １）Ｋ，Ｎ（Ｔ—Ｋ一１）］＝Ｆ（１９２，９９） （３） 因此，本文首先进行模型设定检验，确定被解 在给定５％的显著性水平下，Ｆ 、Ｆ 均大于相 释变量与截距项和系数之间的关系，再对模型 参数进行估计，保证参数估计的有效性（高铁 梅，２００６）。 本文采用Ｈａｕｓｍａｎ检验来选择面板数据模型 应的临界值，因此本文采取变系数模型。 为了避免任意的序列相关和误差项时期异方 差造成的估计不稳健，本文采用怀特时期加权的 方法进行修正。计量模型（１）的变系数回归结果 报告在表２中。 （１），分别计算出三种模型的残差平方和，即变系 第１２期（２０１３年１２月） 中国科技论坛 表２变系数模型回归结果 一３５ 行业 ＬＩ ＣＤＧ Ｌｎ０ＷＮ ＬｎＣｏｒｒｕｐｔ Ｌｎ尼Ｄ￡ Ｌｎ ｆＺＥ ＬＩ ０ｌＡ １煤炭开采和洗选业 ２石油和天然气开采业 ３黑色金属矿采选业 一０．８８４｝ （０．９７１） 一８．５１４ （０．９８９） 一１．５７２ （０．９７７） １．２７２￥ ￥ （０．９９１） 一３．６１８籼 （０．９７２） １．３２０｛％ （０．９８１） ０．００８ ｋ （０．９６０） ２０．７９２｛ （０．９５７） ２．６Ｏ９串 （０．９０７） 一０．０８９ ％ （０．９７７） １６．３９２籼 （０．９８２） 一０．５８９ ％￥ （０．９９３） ０．２２２ （０．９９３） 一１１．４４７ ｋ （０．９６０） ０．２５２ （０．９７３） Ｏ．１３４籼Ｋ （０．９９７） 一８．３３２ ￥ 一１．７３８ （０．９７７） （０．９５３） ４有色金属矿采选业 ５非金属矿采选业 ６食品制造业 ７饮料制造业 ８烟草制品业 ９纺织业 一０．０４７￥ （０．９５６） （０．９５９） ２．１７０ ￥ （０．９６） （０．９９８） 一１．５６４籼Ｋ ４．Ｏ４２ ｛ （０．９８０） （０．９７７） 一０．０１２ ＃ 一０．１５８ （０．９７３） （０．９５９） ２．５１６籼 （０．９６７） 一０．８９３ ￥ （０．９８３） 一０．６９２ （０．９５３） ０．４６８ （０．９６９） 一０．４３４ ｝ 一０．９９４ ￥ １．６８３｛ （０．９６４） ０．００７ （０．９６６） 一２．６６９ （０．９５４） ０．７９３ （０．９６５） １０．９４７｝ （０．９７２） 一４．７７３ （０．９８３） 一１．３１５ （０．９１７） 一２．３５５ （０．９６４） 一０．０７５ （０．９６３） 一１．０４３籼ｋ （０．９７４） 一０．７ｌ８ （Ｏ．９０４） １．４４０女￥ （０．９６３） １１．１１１籼 （０．９６４） 一７．１４０ （０．９６７） 一０．３２４籼 女 ０．２６２ （０．９９０） （０．９６４） ０．０６０ ￥ （０．９６１） 一０．８９９｛ （０．９３７） ０．５４６￥ （０．９７１） ０．２７４￥ （０．９９） 一０．１１９ ＃ 一２．１６２爿¨＃ 一１．３３０ ｝ 一０．７００ （０．９７１） （０．９５８） （０．９７１） （０．９８９） １Ｏ纺织服装、鞋、帽制造业 ０．１６１ （０９５４） ．Ｏ．５１６籼 （０．９６６） 一０．２６２￥ （０．９６４） 一０．３０８ （０．９６１） 一０．５８８ （０．９６６） ９．１４２ ｝ （０．９７７） １０．９５７％ （０．９８１） １．６９０ （０．９７Ｏ） 一０．６１６｝ （０．９８３） 一０．１９１ ＃ 一１．９９７ （０．９７５） （０．９７５） 一０．２８３ （０．９５８） 一０．１０８ （０．９１８） ０．９３９ ｛ （０．９６７） ２．１４３ ￥ （０．９９８） 一２．３５９ （０．９４） 一２．５０５ ｝ （０．９６ｏ） 一１．５０７ （０．９７８） ｌ１皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制 ０．０６７ ￥ 品业 （０．９５１） ｌ２家具制造业 ｌ３印刷业和记录媒介的复制 １４文教体育用品制造业 １５石油加工、一一０．７９９｛ （０．９８４） １．１９９｝ （０．９０５） ２．０３２ （０．８７９） ０．３８４｛ ｆ０．９６ｏ） ０．２１８ （０．９５８） 一２．１２８木 （０．９２５） 一０．２３６ （０．９９５） 一０．６１２ （０．９０６） （０．９６０） 一０．０６４ ￥ 一１．４４２ （０．９５８） （０．９５０） ０．３３４ 一４．５４２￥｝ ｆ０．９６ｏ） ２．０７０￥ （０．９８４） 炼焦及核燃料加工业 一Ｏ．０４２籼Ｋ （０．一１．６２１籼 （０．９８９） 一０．５２６ ￥ 一０．４９４ ￥ ０．１８９串水 一０．２２８ （０．９７１） ０．３６９｝｝ 一０．０１９ ￥ （０．９６２） ０．４８５ ９７２） １６化学原料及化学制品制造业 １７医药制造业 １８化学纤维制造业 （０．１．１０２ ￥ ９７３） （０．９８２） （０．９７１） （０．９５７） （０．９８２） （０．９８１） Ｏ．４５３卑术 （０．９６７） ０．１８８ （０．９７１） 一０．７７９ （０．９５１） ０．Ｏ７０籼 （０．９６１） ０．９１３％ （０．９６８） 一０．３６４木 （０．９６３） ０．０６ （０．９７２） ０．０１５ ￥ 一０．６１３籼 （０．９６１） ０．４４５ 一０．４８４｛ ｆ０．９７Ｏ） 一１．４５３｝ ０．０１８ （０．９７７） ０．Ｏ４３ ｋ 一０．５４８｛十 （０．９８１） 一０．Ｏ４４ 一０．３０２｛ （０．９６８） ０．６４２水 １９橡胶制品业 ２Ｏ塑料制品业 ２１非金属矿物制品业 （０．９５８） （０．９８３） （０．９６１） （０．９８Ｏ） （０．９９９） （０．９１） ０．００８ （０．９３６） ０．７５５￥｛ （０．９７９） 一１．９７５￥￥ （０．９５５） Ｏ．１８０木 （０．９３５） ０．１５６ ｛ （０．９９７） １．５９１｝ （０．９２） ０．４１３木，ｋ （０．９７２） 一１．１０２术 （０．９０５） ０．０１２￥ （０．９６１） Ｏ．１２８串水 （０．９５９） 一０．９２２｝ （０．９１７） ０．４５９｛ （Ｏ．９７４） ２２黑色金属冶炼及压延加工业 ２３有色金属冶炼及压延加工业 一０．Ｏ５木木 （０．９６５） 一１．２６１籼ｋ 一０．Ｏ１８爿＂＃ 一０．０Ｏ９水术 一０．２３４ （０．９８） （０．９７９） （０．９７７） （０．９８１） （０．９２８） （０．９７１） ０．５７０ （０．９７１） ０．０２７￥ （０．９５３） 一２．０８８ （０．９５２） １．０３５ ￥ （０Ｊ ９７１） 一０．３７８ ￥ ０．４６１｝｛ ０．７７９ （０．９７９） 中国科技论坛 （２０１３年１２月）第１２期 续表 行业 ＬｎＲＤＧ 一Ｌｎ０ＷＮ ＬｎＣｏｒｒｕｐｔ Ｌｎ Ｄ ＬｎＳＩｚＥ ＬｎＲ０ｌＡ ２４金属制品业 ２５通用设备制造业 ２６专用设备制造业 ２７交通运输设备制造业 ２８电气机械及器材制造业 ０．２５２ （０．９６８） Ｏ．１２８水木 （０．９６１） 一２．１９５半丰 ０．４３７ （０．９６４） （０．９９９） ０．６５９ ￥ （０．９７３） ０．３３０｛ （０．９０６） ０．３０４ （０．９７１） １．６１１籼ｂ （０．９７９） 一０．８１７ （０．９６） １．１０８ ＃ （０．９５９） 一０．９１８￥￥ （０．９７２） ２．１８ｌ术术 （０．９６３） ０．４５６ （０．９６３） ２．６６５ ￥ （０．９６６） 一０．２５９ ｛ （０．９７） ０．６６１丰 （０．９２７） 一０．７５６ （０．９５１） ２．１２３籼 （０．９９５） ０．０９４ （０．９５７） ４．６７９ （０．９５１） 一５．２２５ （０．９９７） ０．９７６ （０．９７０） 一０．７２５ （０．９８９） ０．４５０￥ （０．９８３） １．３３３ （０．９８８） ０．０１８ ＃￥ （０．９９） 一２．３５４ （０．９８１） ０．０１０ （０．９５８） ０．９７ ￥ （０．９７３） 一２．３９７ （０．９６１） ２９通信设备、计算机及其他电子设 ０．１６７￥ 备制造业 （０．９９） ３０仪器仪表及文化、办公用机械制 一０．３６９ 造业 （０．９６３） ３１电力、０．０９８ ￥ （０．９８１） ０．３６３￥￥ （０．９８１） 一０．０４￥￥ （０．９７８） ０．３９７ （０．９７０） 一０．１１１ （０．９６０） 一０．０８９ （０．９６７） ０．９７６ （０．９７０） ０．１７０ （０．９８１） ０．２９７ ￥￥ （０．９９７） 一０ ９６５ （０．９７１） 一Ｏ．１２Ｏ木术 （０．９６１） 一２．４１８籼Ｋ ２．２２９￥￥ （０．９５９） （０．９７１） ６．４２３￥ （０．９６２） 一０．０５５ （０．９６６） 热力的生产和供应业 ０．３９３ （０９７） ．３２燃气生产和供应业 ３３水的生产和供应业 一０．４０９ （０．９６４） ｌ１．２８３ （０．９４４） 一９．３７４ （０．９５８） ２．２０６ （０．９６８） ４．２５４ （０．９６６） ２．０８７ （０．９７３） １１．４５９ （０．９８） 一６３．１０３米 一２６．５６２ （０．９２） （０．９５１） ５．６５２ ￥ （０．９７１） 一９．３５５￥ ￥ （０．９９５） 一５．１１ （０．９０７） 注： 、 、 分别表示在１０％、５％、１％的显著性水平下通过ｔ检验。括号中的数字表示伴随概率。 根据表２提供的信息，各个解释变量的显著性 与科学进步密切相关。行业１６的系数为负，可能 水平都处于较高水平，整体上模型的设定具有较 强的解释能力。根据回归结果可以发现： 很大程度上与该行业创新的不确定性较大且以应 用型技术创新为主有关。在这个意义上，本文的 （１）不同行业的政府Ｒ＆Ｄ投入对产业创新绩 效的影响是不同的。政府研发投入（ＬｎＲＤＧ）估 假说二得到了验证。 （２）国有产权比重对产业创新绩效的影响作 计系数在２０个行业为正，在１３个行业为负。专业 化供应者产业的参数估计值均为正，而以科学为 基础的产业的系数估计值仅有行业１６为负，其余 均为正，说明政府研发资源投向专业化供应者产 业和以科学为基础的产业明显促进了两类产业创 用不确定。国有产权比重（ＬｎＯＦ／Ｎ）的参数估计 值在１６个行业为正，在１７个行业为负，并且分布 没有明显规律。国有企业一方面获得了大部分的 政府研发投入，一定程度上增加了行业的创新产 出；另一方面国有企业由于存在委托一代理问题， 导致其生产及研发活动效率低下，这种双重作用 使得国有产权比重对于产业创新绩效的影响呈现 出不确定性。以上分析表明本文的假说三得到 验证。 新绩效的提高根据不同行业技术创新的特征¨ 。 将３３个二位码部门划分为四种产业类型：供应商 主导产业（行业１～１３、１９、２Ｏ），这些行业的技 术创新机会不多，技术创新主要来源于设备、原 料以及其他投入的供应商；规模密集型产业（行 业１５、２１～２４、３１～３３），这些行业的技术创新机 会较多，技术创新主要来源于生产工程部门、设 计部门和专业化设备的供应商；专业化供应者产 业（行业１４、２５、２６、３０），外生的技术创新机会 （３）产业内部的寻租行为会阻碍产业创新绩 效的提高。实证结果显示，ＬｎＣｏｒｒｕｐｔ的回归系数 在绝大部分行业显著为负，表明绝大多数行业的 管理费用对新产品销售收入的弹性系数为负，基 本验证了假说一。 较丰富，技术创新活动主要同产品创新相关；以 科学为基础的产业（行业１６～１８、２７～２９），技术 创新机会较多，创新活动主要是正式的研发试验， （４）控制变量对产业创新绩效的影响方面， ＬｎＲＤＬ的回归系数在大多数行业显著为正，表明 增加研发人员投入会提高产业创新绩效，特别是 第１２期（２０１３年１２月） 中国科技论坛 ３７ 行业３、３３和３４的正向促进作用尤其明显，可能 与三个行业的研发人员投入不足有关。ＬｎＳ１ＺＥ和 ＬｎＲＯＡ的系数估计结果在所有产业中不存在明显 的规律性，表明企业规模和盈利水平对产业创新 理体系，规范政府补贴对象的选择程序，使得真 正需要补贴的企业能够获得创新资源，最终确保 政府Ｒ＆Ｄ资源的使用效率得到提高。 （２）不断优化政府Ｒ＆Ｄ的投入结构，提高政 府Ｒ＆Ｄ投入的利用效率。不同产业的创新机会存 在差异，专业化供应者产业和以科学为基础的产 绩效的影响与具体行业特征有关。 ４ 结论 本文以２００１－－２０１０年我国３３个工业行业的面 业的政府Ｒ＆Ｄ资源的创新绩效相对较高，政府可 以相应增加对这些产业的研发投入来促进产业的 研发活动，通过这些产业来带动供应商主导产业 和规模密集型产业的技术进步。为了避免因行业 认识不清造成政府研发资源效率低下的情形，应 加强政府在研发活动中的角色准确定位，确定企 业在研发活动中的主体作用。 （３）进一步深化企业的产权制度改革，继续 推进市场化进程，建立现代企业制度，为企业创 造一个公平的竞争环境。只有使企业成为市场的 板数据为样本建立变系数回归模型，检验了政府 Ｒ＆Ｄ投入与产业创新绩效之间的关系。本文的主 要发现是，行业间创新机会的差异性造成政府研 发投入在不同行业的创新绩效存在明显差别，国 有产权比重对于产业的创新绩效存在双重作用， 作用结果并不单一，产业内部的寻租行为阻碍了 产业创新绩效的提高。本文的政策含义如下： （１）加快完善我国政府研发投入绩效的评价、 监督、管理体系，加强司法体制建设。理论和经 验结果表明，寻租活动导致创新投效率损失严重， 应逐步完善政府Ｒ＆Ｄ资源投入的评价、监督、管 主体，企业经营者才会关注企业的长期发展，关 注企业的研发创新活动。 参考文献： ［１］安同良、周绍东、皮建材．Ｒ＆Ｄ补贴对中国企业自主创新的激励效应［Ｊ］．经济研究，２００９，（１０）：８７—９８． ［２］Ｋｒｕｅｇｅｒ，Ａｎｎｅ Ｏｓｂｏｒｎｅ．Ｔｈｅ ｐｏｌｉｔｉｃａｌ ｅｃｏｎｏｍｙ ｏｆｔｈｅ ｒｅｎｔ ｓｅｅｋｉｎｇ ｓｏｃｉｅｔｙ［Ｊ］．ＡＥＲ，１９７４，（６）：２９１—３０３． ［３］Ｎｅｌｓｏｎ Ｒ．Ｒ．Ｔｈｅ ｓｉｍｐｌｅ ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ ｏｆ ｂａｓｉｃ ｒｅｓｅａｒｃｈ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９５９，（６７）：２９７—３０６． ［４］Ｒｏｍｅｒ Ｐ．Ｍ．Ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ｒｅｔｕｒｎｓ ａｎｄ ｌｏｎｇ ｒｕｎ ｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９８６，（９４）：１００２—１０３７． ［５］Ｂａｒｒｏ Ｒ．Ｊ．Ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｓｐｅｎｄｉｎｇ ｉｎ ａ ｓｉｍｐｌｅ ｍｏｄｅｌ ｏｆ ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ ｇｒｏｔｈ［Ｊ］．ｗＪｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９９０，９８（２）：１０３—１２５． ［６］Ｄａｖｉｄ Ｐ．Ａ．，Ｈａｌｌ Ｂ．Ｈ，Ｔｏｏｌｅ Ａ．Ａ．Ｉｓ Ｐｕｂｌｉｃ Ｒ＆Ｄ ａ Ｃｏｍｐｌｅｍｅｎｔ ｏｒ ａ Ｓｕｂｓｔｉｔｕｔｅ ｆｏｒ Ｐｒｉｖａｔｅ Ｒ＆Ｄ？Ａ Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ｔｈｅ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｉｒｃ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｒ］．ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ ＰａＰｅｒ，Ｎｏ．７３７３，Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ，ＭＡ，１９９９． ［７］Ｈｕ，Ａｌｂｅｒｔ，Ｇ．Ｚ．Ｏｗｎｅｒｓｈｉｐ，ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ Ｒ＆Ｄ，ｐｒｉｖａｔｅ Ｒ＆Ｄ，ａｎｄ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｉｎ Ｃｈｉｎｅｓｅ ｉｎｄｕｓｔｒｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅ Ｅｃｏ— ｎｏｍｉｃｓ，２００１，２９（１）：１３６—１５７． ［８］唐清泉．企业Ｒ＆Ｄ创新投入的风险与有效性研究［Ｍ］．广州：中山大学出版社，２０１１． ［９］冯宗宪、王青、侯晓辉．政Ｒ搬入、市场化程度与中国工业企业的技术创新效率［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２０１１，（４）：３—１７． ［１０］顾元媛．寻租行为与Ｒ＆Ｄ补贴效率损失［Ｊ］．经济科学，２０１１（５）：９１—１０３． ［１ １］Ｇｅｏｒｇｈｉｏｕ，Ａｍａｎａｔｉｄｏｕ．Ｒａｉｓｉｎｇ ＥＵ Ｒ＆Ｄ Ｉｎｔｅｎｓｉｔｙ：Ｉｍｐｒｏｖｉｎｇ ｔｈｅ Ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｆ ｏＰｕｂｌｉｃ Ｓｕｐｐｏｒｔ Ｍｅｃｈａｎｉｓｍｓ ｆｏｒ Ｐｒｉｖａｔｅ Ｓｅｃｔｏｒ Ｒｅｓｅａｒｃｈ ａｎｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ：Ｄｉｒｅｃｔ Ｍｅａｓｕｒｅｓ［Ｒ］．Ｃｏｍｍｉｓｓｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ Ｅｕｒｏｐｅａｎ Ｃｏｍｍｕｎｉｔｉｅｓ，ＥＵＲ２０７１６． ［１２］庄子银．创新、企业家活动配置与长期经济增长［Ｊ］．经济研究，２００７，（８）：８２—９４． ［１３］林毅夫．发展战略与经济制度选择［Ｊ］．管理世界，２０１０，（３）：５—１３． ［１４］李新春．企业家过程与国有企业的准企业家模型［Ｊ］．经济研究，２０００，（６）：５１—５７． ［１５］庞瑞芝、杨慧、白雪洁．转型时期中国大中型工业企业技术创新绩效研究［Ｊ］．产业经济研究，２００９，（２）：６３—６９． ［１６］苏卫东．上市公司董事会与经营者腐败［Ｊ］．金融与经济，２００５，（３）：２９—３１． ［１７］周黎安、罗凯．企业规模与创新：来自中国省级水平的经验证据［Ｊ］．经济学（季刊），２００５，４（３）：６２３—６３８． ［１８］高铁梅．计量经济分析方法与建模［Ｍ］．北京：清华大学出版社，２００６． ［１９］Ｐａｖｉｔｔ Ｋｅｉｔｈ．Ｓｅｃｔｏｒｌａ ｐａｔｔｅｒｎｓ ｏｆｔｅｃｈｎｉｃａｌ ｃｈａｎｇｅ：Ｔｏｗａｒｄｓ ａ ｔａｘｏｎｏｍｙ ａｎｄ ａ ｔｈｅｏｒｙ［Ｊ］．Ｒｅｓｅａｒｃｈ 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