國(guó)有企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究

張春雨，洪功翔

（安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山243002）

一、研究背景

一直以來(lái)，我國(guó)國(guó)有企業(yè)都把科技創(chuàng)新作為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的強(qiáng)大動(dòng)力，高度重視科技研發(fā)與科技隊(duì)伍建設(shè)，全面加大了科技投入，強(qiáng)化研發(fā)攻關(guān)，自主創(chuàng)新能力得到了不斷增強(qiáng)，在行業(yè)關(guān)鍵技術(shù)和重大項(xiàng)目研發(fā)方面取得了不小的突破，已經(jīng)成為我國(guó)企業(yè)科技創(chuàng)新的“排頭兵”。截至2011年底，全國(guó)國(guó)有企業(yè)擁有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)專利21.4萬(wàn)項(xiàng)，其中中央企業(yè)13.7萬(wàn)項(xiàng)，高達(dá)64%。2005年至2011年，全國(guó)國(guó)有企業(yè)共獲國(guó)家科技獎(jiǎng)勵(lì)467項(xiàng)，占總獎(jiǎng)項(xiàng)的24.6%，其中國(guó)家科技進(jìn)步獎(jiǎng)特等獎(jiǎng)全部由中央企業(yè)獲得，一等獎(jiǎng)?wù)?7.9%；國(guó)家技術(shù)發(fā)明一等獎(jiǎng)?wù)?7.5%。在《國(guó)家中長(zhǎng)期科技發(fā)展規(guī)劃》確定的16個(gè)國(guó)家重大科技專項(xiàng)中，中央企業(yè)參與了15個(gè)，“863計(jì)劃”的參與率達(dá)到29.5%，科技支撐計(jì)劃參與率達(dá)到23.3%，即使在基礎(chǔ)研究領(lǐng)域的“973計(jì)劃”中，參與率也達(dá)到13.5%。從這些數(shù)據(jù)可以看出，我國(guó)國(guó)有企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的投入取得了優(yōu)異的成果，國(guó)有企業(yè)是我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新的重要力量，成為我國(guó)科技創(chuàng)新的典范。

那么，國(guó)有企業(yè)通過(guò)大力發(fā)展科學(xué)技術(shù)水平得到的這些成果僅僅只促進(jìn)其自身的發(fā)展嗎？它對(duì)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展存不存在技術(shù)的溢出效應(yīng)呢？洪功翔利用中國(guó)2000～2008年29個(gè)地區(qū)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析證明了國(guó)有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向效應(yīng)，而不是增長(zhǎng)拖累。[1]宗寒指出，我國(guó)國(guó)有企業(yè)擁有先進(jìn)的技術(shù)和嚴(yán)格科學(xué)的管理，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)和支柱，是我國(guó)先進(jìn)生產(chǎn)力的代表和領(lǐng)軍者。[2]劉元春從宏觀角度，利用宏觀效率指標(biāo)對(duì)我國(guó)國(guó)有企業(yè)效率狀況進(jìn)行了理論分析，分析指出，國(guó)有企業(yè)在宏觀角度上看，是有效率的，國(guó)有企業(yè)是技術(shù)模仿和技術(shù)擴(kuò)散的中心。[3]

技術(shù)溢出效應(yīng)，首先要確定對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)的衡量，在這方面熊義杰認(rèn)為，索洛余值法或全要素生產(chǎn)率方法具有更多的合理性成分。[4]很多學(xué)者研究不同產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)，如潘文卿等將投入產(chǎn)出技術(shù)與經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法相結(jié)合，利用我國(guó)1997、2002、2007年投入產(chǎn)出表，構(gòu)造出衡量產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出的變量，并將其納入到產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中，對(duì)我國(guó)工業(yè)行業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。[5]柳劍平等利用了不同行業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)科技投入對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出我國(guó)科技投入對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在著一定的技術(shù)溢出效應(yīng)，且在不同行業(yè)、不同產(chǎn)權(quán)、不同時(shí)期下影響程度有所區(qū)別的結(jié)論。[6]

本文利用我國(guó)國(guó)有企業(yè)固定資產(chǎn)投資、專業(yè)技術(shù)人員、科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和我國(guó)國(guó)有企業(yè)購(gòu)買國(guó)內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出的面板數(shù)據(jù)來(lái)表示我國(guó)國(guó)有企業(yè)的投入指標(biāo)，以工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率來(lái)表示國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)則以國(guó)有企業(yè)科技投入對(duì)我國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率有無(wú)促進(jìn)作用來(lái)表示。由于在2008年以后國(guó)家在《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》上就沒(méi)有再詳細(xì)記錄我國(guó)國(guó)有企業(yè)在各地區(qū)的科技投入的相關(guān)數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文利用2004～2008年除西藏、海南以外的29個(gè)省、區(qū)、直轄市145個(gè)面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)國(guó)有企業(yè)是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、技術(shù)溢出傳導(dǎo)機(jī)制

本文主要研究的是國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的技術(shù)溢出效應(yīng)。而為什么會(huì)存在這種技術(shù)溢出效應(yīng)、技術(shù)溢出的途徑即它的傳導(dǎo)機(jī)制是什么？通過(guò)對(duì)以往學(xué)者的研究成果進(jìn)行總結(jié)補(bǔ)充，歸納出以下方式：

一是專利技術(shù)的轉(zhuǎn)讓。國(guó)有企業(yè)通過(guò)將已有的技術(shù)轉(zhuǎn)讓給其他企業(yè)，可以促進(jìn)新技術(shù)的發(fā)展，帶動(dòng)我國(guó)其他企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，全面推動(dòng)我國(guó)科技水平的提高與發(fā)展，最終會(huì)促進(jìn)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

二是專利技術(shù)的公開(kāi)。國(guó)有企業(yè)將自己專利技術(shù)公開(kāi)是技術(shù)溢出效應(yīng)主要的傳播渠道之一。這可以有效提高相似產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，提升其他產(chǎn)業(yè)的科技實(shí)力，進(jìn)而加快我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

三是專業(yè)技術(shù)人才的流動(dòng)。人才的流動(dòng)也是技術(shù)溢出的主要途徑之一。國(guó)有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人才的流動(dòng)帶動(dòng)了新技術(shù)、新思想的傳播，而在相似產(chǎn)業(yè)間進(jìn)行的人才流動(dòng)最能有效的對(duì)技術(shù)進(jìn)行傳播和利用。由于具有相似的環(huán)境、相似的背景，這些流動(dòng)的人員能夠快速的將自己掌握的新技術(shù)、新思想、新方法在新的環(huán)境下進(jìn)行利用，從而促進(jìn)流入企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。

四是學(xué)習(xí)模仿。所謂的學(xué)習(xí)模仿，即指我國(guó)國(guó)有企業(yè)將新技術(shù)融入產(chǎn)品之中，通過(guò)將具有新科技的產(chǎn)品推向市場(chǎng)，可以讓其他企業(yè)進(jìn)行模仿和學(xué)習(xí)，最后掌握這種新技術(shù)。通過(guò)這種途徑，技術(shù)可以向其他產(chǎn)業(yè)進(jìn)行傳播，還可以向距離較遠(yuǎn)、技術(shù)相對(duì)落后的地區(qū)進(jìn)行傳播，這種途徑可以帶動(dòng)落后地區(qū)的技術(shù)發(fā)展，最終全面促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。這種通過(guò)市場(chǎng)交易實(shí)現(xiàn)的技術(shù)溢出也是技術(shù)溢出的重要途徑之一。

五是促進(jìn)配套產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新。國(guó)有企業(yè)通過(guò)對(duì)自己產(chǎn)品進(jìn)行創(chuàng)新可以有效促進(jìn)相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的技術(shù)提升，加快其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，這種方式也是技術(shù)溢出效應(yīng)的主要的傳導(dǎo)機(jī)制之一。

另外，還有通過(guò)新思想的傳播，國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)其他企業(yè)科學(xué)技術(shù)進(jìn)行購(gòu)買等也可以對(duì)科學(xué)技術(shù)進(jìn)行有效的傳播、刺激其他企業(yè)加大科技創(chuàng)新。

三、模型構(gòu)建

利用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基本形式，對(duì)之進(jìn)行變形與補(bǔ)充得出本文主要的計(jì)量模型，具體變形過(guò)程如下：

柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y表示工業(yè)總產(chǎn)值；A（t）表示綜合技術(shù)水平；L表示勞動(dòng)力的投入；K表示資本投入，一般用固定資產(chǎn)投入存量來(lái)衡量，本文采用永續(xù)盤存法計(jì)算得來(lái)；α表示勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性；β表示資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)；μ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

假設(shè)在柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（1）中加入R＆D投入后的生產(chǎn)函數(shù)形式為：

在式（2）中，RD表示企業(yè)的科技投入，γ表示科技投入的產(chǎn)出彈性，其他指標(biāo)與式（1）中的相同。而在RD指標(biāo)的選取上，將企業(yè)R＆D的投入分為國(guó)有企業(yè)的R＆D內(nèi)部支出和我國(guó)國(guó)有企業(yè)購(gòu)買國(guó)內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出。根據(jù)這個(gè)觀點(diǎn)，可以得出：

其中RD1表示我國(guó)國(guó)有企業(yè)R＆D的內(nèi)部支出，RD2表示我國(guó)國(guó)有企業(yè)為提升R＆D水平對(duì)我國(guó)其他企業(yè)的支出，γ1、γ2分別表示 RD1、RD2的產(chǎn)出彈性系數(shù)。將式（3）帶入式（2），再取對(duì)數(shù)，得到式（4－1）：

為了便于比較，剔除時(shí)間趨勢(shì)，避免偽回歸問(wèn)題，在式（4－1）中加入時(shí)間趨勢(shì)T的模型：

如果利用式（4－1）和式（4－2）來(lái)測(cè)算我國(guó)R＆D投入對(duì)生產(chǎn)率的影響，得出的α、γ1、γ2、λ的值不能夠直接反應(yīng)我國(guó)R＆D投入對(duì)生產(chǎn)率的影響程度，因?yàn)槭剑?－1）、式（4－2）的因變量選取的是工業(yè)總產(chǎn)值，所以這種方法得出的只是間接影響。而想要更直接地衡量出我國(guó)R＆D投入對(duì)生產(chǎn)率的影響，就要將式（2）做一定的變型，將全要素生產(chǎn)率的一般公式TFP＝Y(jié)/LαKβ代入式（2），得到了全要素生產(chǎn)率的一種變形后的表達(dá)式：

再將式（3）代入式（5），并取對(duì)數(shù)，可得如下計(jì)量模型：

同樣，為了便于比較，剔除時(shí)間趨勢(shì)，避免偽回歸問(wèn)題，在式（6－1）中加入時(shí)間趨勢(shì)T的模型：

在本文中，選取的主要計(jì)量模型就是上述的式（4）和式（6），其中，TFP表示全要素生產(chǎn)率，i表示省份（i＝1，2，…，29），t表示年份（t＝2004，2005，…，2008），T表示隨時(shí)間變化的時(shí)間要素。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

工業(yè)總產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、全行業(yè)固定資產(chǎn)投資來(lái)自2004～2008年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員2006年部分省份數(shù)據(jù)缺失，采用均值填充的方法進(jìn)行補(bǔ)充處理。指標(biāo)K采用永續(xù)盤存法計(jì)算得來(lái)。其余指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)自2004～2008年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）模型結(jié)果分析

首先從全國(guó)總體上描述我國(guó)國(guó)有企業(yè)R＆D投入對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率的關(guān)系，如圖1：

圖1 各指標(biāo)2004～2008年的變化情況

由圖1可知看出，全國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值、全行業(yè)生產(chǎn)率、國(guó)有企業(yè)科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、購(gòu)買其他企業(yè)科技投入支出、固定資產(chǎn)投資，在2004～2008年之中，大體上都呈現(xiàn)了增長(zhǎng)趨勢(shì)。同時(shí)，在對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)得出，第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值由2004年82 206.19億元增長(zhǎng)到2008年166 330.4億元，平均增長(zhǎng)率為19.3%，我國(guó)全要素生產(chǎn)率由2004年的1.272增長(zhǎng)到2008年的1.471，平均增長(zhǎng)率為3.7%，我國(guó)國(guó)有企業(yè)固定資產(chǎn)存量由2004年98 428 287萬(wàn)元增長(zhǎng)到2008年191 017 398萬(wàn)元，平均增長(zhǎng)率為18%，國(guó)有企業(yè)科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出2004～2008年的平均增長(zhǎng)率為21.3%，購(gòu)買其他企業(yè)科技投入支出2004～2008年平均增長(zhǎng)率為24.2%，專業(yè)技術(shù)人員2004～2008年的平均增長(zhǎng)率為6.3%。

為了更精確地分析我國(guó)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)與我國(guó)國(guó)有企業(yè)科技投入之間的關(guān)系，我們對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)模型進(jìn)行分析前，對(duì)各個(gè)指標(biāo)做了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，使用Eviews6.0軟件計(jì)算，各序列原序列均非平穩(wěn)，而它們一階差分后均為平穩(wěn)序列，結(jié)果如表1所示：

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由上表1可知，各面板數(shù)據(jù)序列的一階差分序列已沒(méi)有單位根，為平穩(wěn)序列。得知各變量是平穩(wěn)性的面板數(shù)據(jù)序列后，對(duì)lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在對(duì)各面板序列回歸模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)這些殘差序列是平穩(wěn)的，則表明序列l(wèi)nY與lnK、lnL、lnRD1、lnRD2序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.回歸分析

運(yùn)用lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2的樣本數(shù)據(jù)對(duì)模型（4－1）和模型（4－2）進(jìn)行估計(jì)。通過(guò) Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)效應(yīng)模型通不過(guò)Hausman檢驗(yàn)，所以采用固定效應(yīng)模型對(duì)模型（4－1）、模型（4－2）和模型（6－1）、模型（6－2）進(jìn)行回歸分析。為了可以綜合比較國(guó)有企業(yè)R＆D投入對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，我們還加入了混合OLS模型與面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差PCSE模型對(duì)式（4－1）、式（4－2）和式（6－1）、（6－2）進(jìn)行回歸，綜合比較了采用這三種模型得出的結(jié)果。另外，考慮到隨時(shí)間變化的要素對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們還列出在模型中加上時(shí)間趨勢(shì)后的結(jié)果。如表2：

表2 各變量對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值影響的回歸分析結(jié)果

表2為利用混合效應(yīng)模型、面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差模型和固定效應(yīng)模型對(duì)式（4－1）和（4－2）進(jìn)行回歸得出的結(jié)果。由表2可知：

（1）國(guó)有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員的多少對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響并不明顯，無(wú)論是控制住時(shí)間變量還是不控制時(shí)間變量，除包含時(shí)間趨勢(shì)T下的混合OLS模型得出的結(jié)果顯示我國(guó)國(guó)有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率有一定的正向影響外，其他情況下均未通過(guò)檢驗(yàn)。

（2）國(guó)有企業(yè)對(duì)固定資產(chǎn)的投資對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響非常顯著，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。由表2可知，在控制了時(shí)間變量與不控制時(shí)間變量得出的結(jié)果差距非常大，在沒(méi)有考慮時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)，固定資產(chǎn)投資對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響很大且為正向，而考慮到隨時(shí)間變化的要素對(duì)回歸結(jié)果的影響時(shí)，國(guó)有企業(yè)固定資產(chǎn)投資對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響為負(fù)向，數(shù)值在－4.44～－3.50之間。

（3）國(guó)有企業(yè)科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響也非常顯著，在各種情況下均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明我國(guó)國(guó)有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響為正向，在沒(méi)有考慮隨時(shí)間變化的要素對(duì)回歸結(jié)果的影響時(shí)，參數(shù)值在0.611～0.77之間，而在控制住時(shí)間變量是，數(shù)值有所減小，在0.067～0.52之間。

（4）國(guó)有企業(yè)購(gòu)買國(guó)內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響在沒(méi)控制住時(shí)間變量時(shí)不顯著，對(duì)我國(guó)的生產(chǎn)效率影響不確定。但是，在控制住時(shí)間變量后，中國(guó)國(guó)有企業(yè)為提升R＆D水平對(duì)我國(guó)其他企業(yè)的支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的影響顯著，且為正向影響，數(shù)值在0.013～0.081之間。

由于利用工業(yè)總產(chǎn)值作為因變量并不是直接衡量對(duì)我國(guó)國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)的直接影響。[7]所以我們又將全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量并利用同樣方法進(jìn)行回歸，即是對(duì)模型（6－1）和模型（6－2）進(jìn)行 回歸?；貧w結(jié)果如表3：

表3 各變量對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率影響的回歸分析結(jié)果

由表3可以看出：

（1）在對(duì)式（6－1）和式（6－2）進(jìn)行回歸時(shí)，加入時(shí)間變量后得出的結(jié)果與沒(méi)有加入時(shí)間趨勢(shì)變量得出的結(jié)果有所不同，在時(shí)間變量本身卻沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明隨時(shí)間變化的要素對(duì)回歸結(jié)果的影響不大。

（2）國(guó)有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對(duì)我國(guó)的生產(chǎn)率的影響非常顯著。雖然在加入時(shí)間變量后在PCSE模型與固定效應(yīng)模型下沒(méi)有通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，但是作為時(shí)間變量的T本身就沒(méi)有通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，因此我們不能考慮在加入時(shí)間變量后得出的結(jié)果。所以只考慮沒(méi)有加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)得出的結(jié)果，國(guó)有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率的影響程度在0.075～0.112之間。

（3）國(guó)有企業(yè)購(gòu)買國(guó)內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率的影響除了混合OLS模型下沒(méi)有通過(guò)假設(shè)性檢驗(yàn)，但是，混合效應(yīng)模型的結(jié)果的調(diào)整后的值僅僅有0.167，即說(shuō)明利用這種模型得出的結(jié)果的說(shuō)服力很低，對(duì)國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率的影響的擬合效果不好。所以我們不考慮這種模型得出的結(jié)果。而在其他兩種方法下得出的結(jié)果顯著性都很高，且整個(gè)模型的擬合優(yōu)度都很高，而且為正向影響，數(shù)值在0.029左右。

五、結(jié)論與建議

通過(guò)上述結(jié)果可以知道，國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的作用，為我國(guó)生產(chǎn)率增長(zhǎng)做出了不小的貢獻(xiàn)。由2004～2008年我國(guó)國(guó)有企業(yè)科技投入數(shù)據(jù)可以看出，國(guó)有企業(yè)對(duì)科技創(chuàng)新的投入不斷增長(zhǎng)，體現(xiàn)了我國(guó)國(guó)有企業(yè)對(duì)科學(xué)技術(shù)的重視。國(guó)有企業(yè)著重發(fā)展自身的科學(xué)技術(shù)水平，起到了技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)的示范效應(yīng)，為我國(guó)其他技術(shù)落后企業(yè)指引了發(fā)展方向，而由于技術(shù)的特殊性質(zhì)，技術(shù)具有“技術(shù)溢出效應(yīng)”，也就是技術(shù)擴(kuò)散，因此，國(guó)有企業(yè)對(duì)自身科技投入的重視，促進(jìn)了我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展。

另外，由以上實(shí)證分析也能夠看出一些問(wèn)題。雖然整體上看，我國(guó)國(guó)有企業(yè)科技投入對(duì)我國(guó)的生產(chǎn)效率的增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，但是著眼其中具體指標(biāo)，國(guó)有企業(yè)對(duì)專業(yè)技術(shù)人員的投資對(duì)我國(guó)的工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率的作用卻不明顯。得到這種結(jié)果的原因是多方面的：一方面，可能因?yàn)閯?chuàng)新本身在短期內(nèi)很難得到收益，它需要較長(zhǎng)一段時(shí)間才能體現(xiàn)對(duì)企業(yè)的價(jià)值；另一方面，也說(shuō)明了我國(guó)國(guó)有企業(yè)在招聘專業(yè)技術(shù)人員時(shí)存在了一定的問(wèn)題。因此，我國(guó)國(guó)有企業(yè)應(yīng)該重視對(duì)專業(yè)技術(shù)人員的挑選與培養(yǎng)，努力將企業(yè)的技術(shù)人員隊(duì)伍培養(yǎng)成具有專業(yè)技術(shù)能力，高水平創(chuàng)新能力的隊(duì)伍。與此同時(shí)，國(guó)有企業(yè)應(yīng)該通過(guò)加強(qiáng)合同管理和完善晉升機(jī)制的方法為企業(yè)留住人才，避免人才的過(guò)分流動(dòng)而造成的人才流失，使得國(guó)有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員對(duì)企業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展能夠起到實(shí)際作用，有利促進(jìn)我國(guó)科技水平的發(fā)展，最終推動(dòng)我國(guó)生產(chǎn)率的穩(wěn)健增長(zhǎng)。

因此，我國(guó)國(guó)有企業(yè)應(yīng)該繼續(xù)深化改革，國(guó)有企業(yè)可以通過(guò)對(duì)自身的調(diào)整，來(lái)迎接市場(chǎng)上激烈的競(jìng)爭(zhēng)，并在競(jìng)爭(zhēng)中穩(wěn)步發(fā)展。促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)健康快速發(fā)展是我們共同的目的，而國(guó)有企業(yè)作為中國(guó)一種特殊的企業(yè)，它承擔(dān)著一些社會(huì)責(zé)任和特殊任務(wù)，是國(guó)家進(jìn)行宏觀調(diào)控的有力工具。而且通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)得知，國(guó)有企業(yè)對(duì)我國(guó)的科技發(fā)展和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著促進(jìn)作用。政府應(yīng)該鼓勵(lì)國(guó)有企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新。

[1]洪功翔.國(guó)有企業(yè)存在雙重效率損失嗎？——與劉瑞明、石磊教授商榷[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010（11）：24－32.

[2]宗寒.正確認(rèn)識(shí)國(guó)有企業(yè)的作用和效——與劉瑞明、石磊先生商榷[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2011（12）：39－45.

[3]劉元春.國(guó)有企業(yè)宏觀效率論[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2001（5）：69－81.

[4]熊義杰.論技術(shù)溢出效應(yīng)的計(jì)量與分離[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2012（2）：19－23.

[5]潘文卿，李子奈，劉強(qiáng).中國(guó)產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（7）：18－29.

[6]柳劍平，程時(shí)雄.中國(guó)R＆D投入對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的技術(shù)溢出效應(yīng)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011（11）：34－50.

[7]王玲，Szirmai.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)投入和生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2008（4）：913－932.