中國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響因素*

曹虹劍，李 康

(湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081 )

中國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響因素*

曹虹劍，李 康

(湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081 )

運用2005-2014年我國18個高技術行業(yè)中大中型內(nèi)資企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證分析了R&D經(jīng)費內(nèi)部支出、R&D人員全時當量、政府資金、技術改造費用支出以及新增固定資產(chǎn)對高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響.實證結果顯示，從全部行業(yè)來看，R&D經(jīng)費內(nèi)部支出、技術改造經(jīng)費支出和政府資金對我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力具有顯著的正向影響，新增固定資產(chǎn)和R&D人員全時當量對我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力有一定的正向影響，但不顯著.從細分行業(yè)來看，這些因素對各行業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響又有所不同.

技術經(jīng)濟學；自主創(chuàng)新能力的影響因素；實證分析；面板數(shù)據(jù)模型

1 引 言

在全球新一輪科技革命與產(chǎn)業(yè)變革正在醞釀、興起的背景下，以消耗大量資源和廉價勞動力來獲取經(jīng)濟增長的傳統(tǒng)模式已不能滿足各國經(jīng)濟發(fā)展的需要.為了突破初級生產(chǎn)要素和環(huán)境等的束縛，大力發(fā)展技術密集的高技術產(chǎn)業(yè)，不僅使我國的產(chǎn)業(yè)結構得到了優(yōu)化，而且使我國產(chǎn)業(yè)整體競爭力進一步得到提升.2014年我國高技術產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入達到12.7萬億元，其中，內(nèi)資企業(yè)主營業(yè)務收入5.9萬億元，占比46.6%.經(jīng)過多年的發(fā)展，我國高技術產(chǎn)業(yè)已經(jīng)發(fā)展壯大，但與發(fā)達國家相比，我國高技術產(chǎn)業(yè)仍存在一些突出問題：缺少核心技術，技術與專利的成果轉化率不高，產(chǎn)品附加值較低，缺乏品牌與核心競爭力等.究其根本，主要是因為我國高技術產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力還處于較低的水平，尤其是內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力還有待進一步提高.為把我國建設成為真正的創(chuàng)新型國家，使高技術產(chǎn)業(yè)在關鍵技術上有重要突破，我國必須努力提升高技術產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力.那究竟有哪些主要因素影響了我國高技術產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力？這是值得深入探討的課題.

Farrell(1992)最早提出了自主創(chuàng)新能力(independent innovation)一詞，其意指不需要外部的手段而進行的技術創(chuàng)新[1].自主創(chuàng)新能力在經(jīng)濟學中常用來指發(fā)展中國家為了對發(fā)達國家技術趕超而進行的創(chuàng)新，所以研究自主創(chuàng)新的主要是中國等發(fā)展中大國的學者，發(fā)達國家的學者對自主創(chuàng)新的研究相對較少，他們對創(chuàng)新的研究主要集中在對技術創(chuàng)新和創(chuàng)新能力上.張和胡(Zhang，Hu，2012)從創(chuàng)新投入能力、創(chuàng)新產(chǎn)出能力和創(chuàng)新環(huán)境支持三個方面，構建了高新技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力評價指標體系，并對中國31個省的數(shù)據(jù)進行了實證分析[2]；戴和陳(Dai，Chen，2016)運用高技術產(chǎn)業(yè)省級面板數(shù)據(jù)，研究了研發(fā)、國內(nèi)外技術引進對創(chuàng)新能力的影響，結果表明研發(fā)、對外技術引進有助于提高創(chuàng)新能力，而國內(nèi)技術轉移對其影響不顯著，在不同地區(qū)研發(fā)和國內(nèi)外技術引進對創(chuàng)新能力的影響是不同的，技術引進對提高中西部地區(qū)創(chuàng)新能力的影響不顯著[3]；而國內(nèi)學者對于我國高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新、創(chuàng)新能力以及創(chuàng)新績效的研究，最近幾年也日漸深入.鄧路和高連水(2009)通過實證發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資企業(yè)R&D經(jīng)費和人員投入能顯著促進創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，技術引進對自主創(chuàng)新效率存在顯著的正向影響[4].韓晶(2010)利用SFA方法實證分析了中國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，研究結果顯示，中國高技術產(chǎn)業(yè)整體創(chuàng)新效率有改善的趨勢[5].李向東和李南等(2011)利用高技術產(chǎn)業(yè)17個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究了高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率，結果表明，提高研發(fā)創(chuàng)新效率對于提升高技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟績效有促進作用[6].支燕和白雪潔(2012)利用SEM模型對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效提升的路徑選擇進行了評估分析，結果顯示，目前技術外取對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響遠高于自主創(chuàng)新[7].肖仁橋、錢麗和陳忠衛(wèi)(2012)從價值鏈的視角，利用DEA模型實證分析了中國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率及其影響因素，并提出了相關的政策建議[8].趙志耕和楊朝峰(2013)利用隨機前沿知識生產(chǎn)函數(shù)模型研究了R&D經(jīng)費、人員投入、知識存量和技術引進等因素對我國轉型時期高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響[9].劉樹林、姜新蓬和余謙(2015)利用鏈式網(wǎng)絡DEA方法研究了我國高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新三階段的特征[10].張娜、楊秀云和李小光(2015)從內(nèi)部創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)組織、制度環(huán)境和技術溢出效應等四個方面考察影響我國高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的主要因素及其作用機理，并通過構建面板數(shù)據(jù)模型進行了實證分析[11].孫國鋒、張嬋和姚德文(2016)年利用DEA模型和大中型高技術企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對我國高技術企業(yè)創(chuàng)新效率進行了測度與分解，實證研究發(fā)現(xiàn)，大中型國有和內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新效率要明顯低于大中型港澳臺和外資企業(yè)，此外，研發(fā)成果轉化率和規(guī)模效率低是阻礙我國大中型國有和內(nèi)資高技術企業(yè)發(fā)展的重要因素[12].楊浩昌、李廉水和劉軍(2016)實證研究了高技術產(chǎn)業(yè)聚集對技術創(chuàng)新的影響機制，并分區(qū)域進行了比較，研究結果表明，高技術產(chǎn)業(yè)聚集有利于技術創(chuàng)新的提升，并且產(chǎn)業(yè)聚集在東部地區(qū)的作用要明顯大于在中西部地區(qū)的作用[13].

綜上所述，國內(nèi)外文獻的相關研究集中在我國高技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新、創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績效這三個方面，學者們用實證的方法分析了技術創(chuàng)新的效率、創(chuàng)新能力的測度和創(chuàng)新績效以及它們的影響因素，部分學者還分行業(yè)和地區(qū)進行了實證檢驗和比較分析，但是對于我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力影響因素的研究相對較少.宋河發(fā)和穆榮平(2009)認為，自主創(chuàng)新能力是掌握股權和知識產(chǎn)權控制權以及產(chǎn)品收益權的能力[14].本文將以我國高技術產(chǎn)業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)為研究對象，因此選擇高技術產(chǎn)業(yè)中的內(nèi)資企業(yè)最能體現(xiàn)我國創(chuàng)新能力的“自主性”.本文運用2005～2014中國高技術產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過構建面板數(shù)據(jù)模型，從投入、轉化、產(chǎn)出等幾個方面選取指標，對影響我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的主要因素進行分析.

2 研究設計與數(shù)據(jù)說明

2.1 實證模型

運用面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析，其基本形式設定如式(1).

yit=αi+xitβi+μit，

(1)

其中αi表示截距項，xit是1×n維的解釋向量，βi是n×1維的系數(shù)向量，μit為隨機誤差項，i和t分別表示個體和時間.根據(jù)αi和βi的不同，可以將面板數(shù)據(jù)模型分成不同的種類.本文主要運用了固定效應模型和混合回歸模型.

(1)首先對高技術產(chǎn)業(yè)全部行業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響因素進行回歸分析，由于考慮到各行業(yè)之間存在個體差異性，截距項會有所不同，因此將模型設定為個體固定效應模型，模型如式(2).

ln (NPSRit)=αi+β0+β1ln (RDIEit)

+β2ln (RDFEit)+β3ln (TREit)

+β4ln (NIFAit)+β5ln (GMFit)+μit．

(2)

模型(2)中αi表示固定效應截距項，β0是常數(shù)項，β1-β5分別表示相對應變量的彈性系數(shù)，μit是誤差項，i和t分別表示高技術產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)和年度.

(2)為了進一步深入的了解各因素對高技術產(chǎn)業(yè)行業(yè)創(chuàng)新能力影響的差異，對高技術產(chǎn)業(yè)細分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力的影響因素進行回歸分析，由于考慮到各大類行業(yè)中的每個行業(yè)具有一定的相似性，以及各大類行業(yè)中的截面較少，因此采用混合回歸模型，模型設定如式(3)所示.

ln (NPSRit)=ε+ρ0+ρ1ln (RDIEit)

+ρ2ln (RDFEit)+ρ3ln (TREit)

+ρ4ln (NIFAit)+ρ5ln (GMFit)+σit．

(3)

模型(3)中ε表示不變截距項，ρ0是常數(shù)項，ρ1-ρ5分別表示相對應變量的彈性系數(shù)，σit是誤差項，i和t分別表示高技術產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)和年度.

2.2 變量選取

自主創(chuàng)新能力形成的過程，實際就是將各種生產(chǎn)要素融合在一起投入到生產(chǎn)過程中，經(jīng)過轉化實現(xiàn)產(chǎn)出的過程.關于被解釋變量的選取，將從產(chǎn)出環(huán)節(jié)著手.回顧文獻，大部分學者是以專利作為創(chuàng)新能力的被解釋變量，但專利主管機構的偏好會對專利授權的數(shù)量產(chǎn)生影響[4]，而且專利的數(shù)量并不能直接反映創(chuàng)新的產(chǎn)出結果.為了更好地衡量創(chuàng)新能力，尤其是創(chuàng)新的成果轉化能力，我們用新產(chǎn)品銷售收入(NPSR)來衡量自主創(chuàng)新能力[11]，新產(chǎn)品銷售收入高，說明企業(yè)技術創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新與市場創(chuàng)新的能力越高.

解釋變量主要從以下幾個方面進行選取.

(1)在生產(chǎn)的投入過程中，選取R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(RDIE)、R&D人員折合全時當量(RDFE)，以及技術改造經(jīng)費支出(TRE)作為主要的投入解釋變量[15].提高R&D活動的經(jīng)費支出和質量是提高自主創(chuàng)新能力的有效途徑，為了擁有更多的產(chǎn)業(yè)核心技術和自主知識產(chǎn)權.技術改造經(jīng)費支出是指為進行技術改造而支出的費用.信息經(jīng)濟時代的技術進步是很迅速的，用先進的技術和工藝代替落后的技術和工藝，可以為自主創(chuàng)新能力的提升創(chuàng)造良好的條件.

(2)在生產(chǎn)的轉化過程中，選取新增固定資產(chǎn)(NIFA)作為主要的轉化解釋變量.新增固定資產(chǎn)是指本年度的固定資產(chǎn)投資總額，這一指標可以很好地反映本年度內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉化能力的變化.固定資產(chǎn)的投入是技術創(chuàng)新的基礎，持續(xù)和高質量的固定資產(chǎn)投資有助于提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率.

(3)在外部環(huán)境因素方面，選取政府資金(GMF)作為主要的外部環(huán)境因素解釋變量.高技術產(chǎn)業(yè)的R&D活動，以及生產(chǎn)、銷售等環(huán)節(jié)需要大量的資金投入，具有資金投入大，風險高，回報周期長等特點，這是一般的新創(chuàng)企業(yè)難以獨立承擔的.以政府資金來補充企業(yè)的R&D投入，或者以減稅、退稅和補貼的方式對企業(yè)生產(chǎn)、研發(fā)或其它環(huán)節(jié)給予一定的支持，這都可以緩解企業(yè)壓力，提高創(chuàng)新效率，促進高技術企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展.

綜上所述，影響我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的變量主要包括：投入環(huán)節(jié)的R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(RDIE)、R&D人員折合全時當量(RDFE)以及技術改造經(jīng)費(TRE)，轉化環(huán)節(jié)的新增固定資產(chǎn)投資額(NIFA)，以及外部環(huán)境因素：政府資金(GMF).

2.3 數(shù)據(jù)說明

選取2005～2014年中國高技術產(chǎn)業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究.實證研究的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，并根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))分類(2013)》篩選出化學藥品制造等18個三位或四位碼行業(yè)中的大中型內(nèi)資企業(yè)2005年至2014年的數(shù)據(jù).價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其它數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》.由于統(tǒng)計口徑的變化，2005～2007年的高技術產(chǎn)業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)數(shù)據(jù)不能從《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中直接獲取，因此采用以下計算方法：內(nèi)資企業(yè)A=全行業(yè)A-三資企業(yè)A(其中A為相對應的解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù))來獲取2005～2007年的數(shù)據(jù).《高技術產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))分類(2013)》對以前分類的產(chǎn)業(yè)代碼和名稱進行了一定的調(diào)整，2005～2011年“通信系統(tǒng)設備制造”為“通信傳輸設備制造”與“通信交換設備制造”之和.2005～2011年“視聽設備制造”等于“家用視聽設備制造”.2005～2011年“計算機零部件制造”等于“計算機外部設備制造”.2005～2011年“飛機制造”等于“飛機制造及修理”.此外，其中政府資金和新增固定資產(chǎn)的統(tǒng)計口徑為內(nèi)資企業(yè)，所以這兩個變量的大中型內(nèi)資企業(yè)的數(shù)據(jù)使用內(nèi)資企業(yè)的數(shù)據(jù)近似代替.為了減小數(shù)據(jù)的波動性，剔除價格因素的影響，部分指標使用相對應的價格指數(shù)，以2005年為基期進行平減處理.相關變量的統(tǒng)計性描述如下表1所示.

表1 解釋變量的統(tǒng)計性描述

數(shù)據(jù)來源：中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒

3 實證結果及分析

利用Stata軟件來進行參數(shù)估計，首先對我國高技術產(chǎn)業(yè)全部行業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)進行回歸分析，根據(jù)Hausman檢驗結果p值為0.000 6，拒絕原假設，說明模型(2)設定是合適的，參數(shù)估計的結果如下表2所示.

表2 高技術產(chǎn)業(yè)全部行業(yè)內(nèi)資企業(yè)估計結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著.

由表2可知模型(2)的擬合度R2為0.774，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，即回歸方程顯著.實證結果顯示：高技術產(chǎn)業(yè)全部行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(RDIE)、技術改造經(jīng)費支出(TRE)以及政府資金(GMF)參數(shù)的t值均在1%的置信度下拒絕了原假設，參數(shù)非常顯著，新增固定資產(chǎn)(NIFA)參數(shù)t值在5%的置信度下顯著，而R&D人員全時當量參數(shù)不顯著.其中β1為0.571 3，說明R&D經(jīng)費內(nèi)部支出對我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著的正向影響[15]，對于我國高技術產(chǎn)業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)來說，研發(fā)資金投入越多，自主創(chuàng)新能力越強.但是R&D人員全時當量參數(shù)β2遠小于β1，且不顯著，這個結果與部分學者的研究結果相反，其原因可能是我國是一個人口大國，人口素質結構不合理，低技能勞動力的基數(shù)大，但具備高素質人力資本的人才比較少，所以研發(fā)人力投入對高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響比研發(fā)資金投入小很多.此外，技術改造經(jīng)費的彈性系數(shù)β3為0.161 5，對自主創(chuàng)新能力的正向影響十分顯著，這說明技術改造經(jīng)費投入越多，用對舊技術、舊工藝的改造、提升程度越大，自主創(chuàng)新的效率也就越高，所以新產(chǎn)品銷售收入也就越多.新增固定資產(chǎn)的彈性系數(shù)β4為0.093 2，這表明固定資產(chǎn)投資對于產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力有一定正向影響，但不是非常顯著.因為固定資產(chǎn)投資是創(chuàng)新的基礎，所以固定資產(chǎn)投資對于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有正向影響，但是可能由于固定資產(chǎn)重復投資和各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的投資不均衡，投資的邊際效益遞減，所以造成其對自主創(chuàng)新能力的影響不是十分顯著.政府資金對于我國高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力影響很顯著，其彈性系數(shù)β5為0.150 1，這說明對于我國處于初創(chuàng)期和成長期的內(nèi)資高技術企業(yè)而言，政府資金的支持顯得尤為重要，可以減輕企業(yè)的資金壓力，增加企業(yè)自主創(chuàng)新的意愿和提升內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力.

為了考察各個高技術產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響因素，根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))分類(2013)》，將所選高技術產(chǎn)業(yè)的18個行業(yè)分為五大類行業(yè)，分別是：醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通訊設備制造業(yè)、電子計算機及辦公設備制造業(yè)和醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)[16][17]，并利用模型(3)分別對五大行業(yè)進行回歸分析，結果如下表3所示.

表3 高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)細分行業(yè)估計結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著，括號內(nèi)為t值.

表3估計結果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計量非常顯著，說明回歸方程顯著，調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2都在0.89以上，模型設定合理.醫(yī)藥制造業(yè)的R&D經(jīng)費支出和R&D人力投入對我國醫(yī)藥制造業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，其彈性系數(shù)分別為0.736 5和0.669 9.這說明增加研發(fā)經(jīng)費和高素質的研發(fā)型人才的投入對醫(yī)藥制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高至關重要.但是，技術改造經(jīng)費支出、新增固定資產(chǎn)和政府資金對于醫(yī)藥制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力有負向影響，但是不顯著.對于航空航天器制造業(yè)，研發(fā)人員投入的彈性系數(shù)為0.667 9，對我國航空航天器制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力正向影響非常顯著，這說明大量高精尖人才的投入是我國航空航天器制造業(yè)進步的關鍵.此外，增加政府資金對航空航天器制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高也有顯著的正向影響，這可能因為我國航空航天器制造業(yè)企業(yè)基本上都是國有企業(yè)，對政府資金的依賴性比較大.但是，R&D經(jīng)費支出等其他因素對航空航天器制造業(yè)沒有顯著的影響.在電子及通訊設備制造業(yè)和電子計算機及辦公設備制造業(yè)中，R&D研發(fā)經(jīng)費支出對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高影響顯著，其彈性系數(shù)分別為1.100和0.876 8，說明研發(fā)經(jīng)費的增加對其自主創(chuàng)新能力有顯著促進作用.技術改造經(jīng)費對電子及通訊設備制造業(yè)和電子計算機及辦公設備制造業(yè)自主創(chuàng)新能力有較顯著的正向影響.研發(fā)人員投入對電子及通訊設備制造業(yè)和電子計算機及辦公設備制造業(yè)有一定的負向影響，但并不顯著.對醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)來說，研發(fā)經(jīng)費和人員投入對它的自主創(chuàng)新能力的影響很小，這說明R&D經(jīng)費和人力投入不是影響我國醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要因素[18][19]；技術改造經(jīng)費支出和政府資金對其有較顯著的正向影響；新增固定資產(chǎn)對其自主創(chuàng)新能力基本沒有影響.從以上實證結果可以看出，各因素對不同行業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響比較復雜.

4 結 論

自主創(chuàng)新能力的提升是我國高技術產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展和產(chǎn)業(yè)整體競爭力得以增強的關鍵.為體現(xiàn)中國創(chuàng)新能力的“自主性”，以高技術產(chǎn)業(yè)大中型內(nèi)資企業(yè)為研究對象，利用2005～2014年中國高技術產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，從投入、轉化和外部環(huán)境等方面實證檢驗了影響我國高技術產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的主要相關因素.從整個高技術產(chǎn)業(yè)來看，研發(fā)的資本投入和技術改造經(jīng)費支出等投入資金的創(chuàng)新產(chǎn)出效益要明顯高于研發(fā)人力投入，這與以往的一些研究結論有所不同.這可能是因為我國高技術產(chǎn)業(yè)大體上還處于資本驅動階段，高素質創(chuàng)新人才缺乏，導致人力投入對提升創(chuàng)新產(chǎn)出的效果不明顯.固定資產(chǎn)投資的增加對產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力提高有一定積極作用，但影響不是很顯著.政府資金的增加能顯著的促進自主創(chuàng)新能力的提升.從細分行業(yè)來看，各行業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要影響因素不盡相同，研發(fā)經(jīng)費支出和人力投入對我國醫(yī)藥制造業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著的正向影響.對于以國有企業(yè)為主的航空航天器制造業(yè)，研發(fā)人力和政府資金投入是促進其自主創(chuàng)新能力提高的關鍵因素，其他因素對其影響不是太顯著.增加研發(fā)經(jīng)費支出能顯著地促進電子及通訊設備制造業(yè)和電子計算機及辦公設備制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，此外技術改造經(jīng)費支出對其也有一定的正向影響.對于醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)來說，只有技術改造經(jīng)費支出和政府資金投入對其自主創(chuàng)新能力有一定的正向影響，新增固定資產(chǎn)等其它因素對其自主創(chuàng)新能力的影響很小.

為提升我國高技術產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力，首先應該加大高技術內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)資金投入，改善研發(fā)人力投入的結構，增加高素質創(chuàng)新型人才的投入[20].在研發(fā)資金投入方面，應該完善多層次的資本市場，引導社會資本投入高技術產(chǎn)業(yè)，加強監(jiān)管，保證資金的使用效率.人力投入方面，應該做到產(chǎn)學研相結合，多培養(yǎng)專業(yè)型和創(chuàng)新型人才，同時，要設立貢獻與收益對等的激勵制度，最大程度地激發(fā)創(chuàng)新人才的創(chuàng)新意愿.其次應該適當增加技術改造經(jīng)費支出，為自主創(chuàng)新提升創(chuàng)造良好的技術條件.第三，要適當?shù)馗淖兺顿Y的方式和方向，應根據(jù)產(chǎn)出潛力和發(fā)展前景投資，避免重復和盲目投資.第四，應該適當增加對政府資金依賴性較大的高技術行業(yè)的投入力度，同時防止政府投資對民間投資的擠出效應.政府可以通過不同的渠道和方式對高技術產(chǎn)業(yè)進行支持，而不僅僅是簡單的直接補貼或退稅.總之，要通過對投入、產(chǎn)出和外部環(huán)境等各個方面的優(yōu)化來提升我國高技術產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力，增強我國產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，實現(xiàn)我國經(jīng)濟發(fā)展方式從傳統(tǒng)要素驅動到創(chuàng)新驅動的轉變.

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The Influencing Factors of High-tech Industries’ Independent Innovation Ability in China

CAO Hong-jian，LI Kang

(Business School，Hunan Normal University，Changsha，Hunan 410081,China)

This paper analyzed the influences of internal R&D expenditure, full-time equivalent of R&D personnel, government funds, expenditure for technical renovation and newly increased fixed assets on China's independent innovation ability by using 18 high-tech industries' panel data of large and medium-sized domestically funded enterprises. From the perspective of the whole industry, empirical results indicate that internal R&D expenditure, expenditure for technical renovation, government funds have a significant positive effect on the independent innovation ability of China's high-tech industry. Newly increased fixed assets and full-time equivalent of R&D personnel have a certain positive effect, but the effect is not significant. From the industry point of view, these factors have different effects on the independent innovation ability in various industries.

Technical Economics；Influencing factors of independent innovation ability；Empirical analysis；Panel data model

2016-06-28

湖南省社科基金重點項目(14ZDB013)，國家社科基金青年項目(13CJY057)，湖南師范大學教改項目(201501)

曹虹劍(1975—)，湖南桃江人，湖南師范大學商學院副教授，經(jīng)濟學博士E-mail:caohj@hunnu.edu.cn

F276.44;F273.1

A