技術(shù)差距創(chuàng)新環(huán)境與企業(yè)自主研發(fā)強度

技術(shù)差距、創(chuàng)新環(huán)境與企業(yè)自主研發(fā)強度傅曉霞吳利學(xué)【內(nèi)容提要】本文在內(nèi)生技術(shù)進步增長模型中引入同時包含國外技術(shù)引進和國內(nèi)研發(fā)投入的知識生產(chǎn)函數(shù)，以探討后發(fā)國家企業(yè)自主研發(fā)強度的決定機制，并利用?年省級地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)檢驗國內(nèi)外技術(shù)差距、技術(shù)吸收能力、創(chuàng)新環(huán)境和研發(fā)能力等因素對中國企業(yè)研發(fā)強度決策的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與發(fā)達國家的技術(shù)差距對企業(yè)研發(fā)強度的單獨作用不顯著，主要通過與開放程度、人力資本等因素的共同作用影響企業(yè)研發(fā)決策；近年來技術(shù)引進效率的相對下降不利于總體研發(fā)強度提升卻有利于促進企業(yè)自主研發(fā)：研發(fā)環(huán)境因素中企業(yè)研發(fā)密度對自主研發(fā)強度具有顯著正向作用，但地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模、大企業(yè)比重和政府研發(fā)投入比重卻有一定負面影響?！娟P(guān)鍵詞】自主研發(fā)強度技術(shù)差距創(chuàng)新環(huán)境研發(fā)能力一引言技術(shù)進步是經(jīng)濟發(fā)展的持久源泉，而現(xiàn)代經(jīng)濟中技術(shù)進步主要來源于有目的的研發(fā)d 活動。伴隨著持續(xù)的體制轉(zhuǎn)軌和經(jīng)濟發(fā)展，企業(yè)逐步成為中國科技創(chuàng)新的主體力量，在技術(shù)進步中的作用越來越突出。以企業(yè)研發(fā)為主導(dǎo)的科技創(chuàng)新，既是中國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)健康發(fā)展的核心動力，又是促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和國際競爭力提升的有力措施。因此，企業(yè)研發(fā)，尤其是自主研發(fā)，得到了社會各界的廣泛關(guān)注，其決定機制、影響因素和激勵政策也成為倍受重視的焦點問題。TOC\o"1-5"\h\z從理論角度講， 、和 、和等開創(chuàng)的新增長理論突出強調(diào)了研發(fā)在增長中的重要作用，把創(chuàng)新作為企業(yè)以盈利為目的的內(nèi)生行為，深刻地揭示了企業(yè)研發(fā)的最優(yōu)決策機制。從經(jīng)驗研究來看，由于發(fā)達國家研發(fā)活動以自主創(chuàng)新為主，因而對產(chǎn)權(quán)保護 ，； ，； ， 、市場結(jié)構(gòu)，；等，；等，、稅收政策 和，8等， 以及研發(fā)強度與長期經(jīng)濟增長的關(guān)系 ， 、 ，比較重視。但是，這些理論模型和經(jīng)驗檢驗都以發(fā)達經(jīng)濟為基礎(chǔ)，主要討論世界技術(shù)前沿國家的創(chuàng)新選擇，不能很好地包容后發(fā)國家技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)研發(fā)活動的特殊性。隨后，和 、 、等又在新增長理論基礎(chǔ)上提出了技術(shù)擴散模型，以考察發(fā)達國家和發(fā)展中國家的技術(shù)互動。但是，他們僅僅把后者的技術(shù)進步作為前者技術(shù)擴散的結(jié)果，忽略了后發(fā)國家的知識生產(chǎn)過程。而在現(xiàn)實中，盡管發(fā)展中國家可以利用后發(fā)優(yōu)勢實現(xiàn)較快的技術(shù)進步，但往往需要支付高昂的技術(shù)引進費用，而且還要為技術(shù)改造進行投資，甚至單純技術(shù)模仿的成本也相當(dāng)可觀。例如，等 發(fā)現(xiàn)，模仿研發(fā)的平均成本相當(dāng)于全新研發(fā)的，最少也不會低于.因而，后發(fā)國家的企業(yè)既面臨著模仿程度選擇問題，同時還需要在技術(shù)引進與自主研發(fā)之間進行權(quán)衡，其研發(fā)投入決策更需要從企業(yè)優(yōu)化行為的角度來分析。作為典型的后發(fā)國家，中國企業(yè)研發(fā)的重點領(lǐng)域與其他發(fā)展中國家類似，主要包括了研發(fā)活動對長期增長的影響、對外開放與技術(shù)進步的關(guān)系、產(chǎn)權(quán)保護與自主研發(fā)的關(guān)系等問題。例如，張海洋、吳延兵 等利用工業(yè)數(shù)據(jù)測算了研發(fā)活動對工業(yè)增長的貢獻；朱平芳和李磊、20、0吳6延收兵、20等0分8析收了自主研發(fā)、技術(shù)引進對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響；李小平和朱鐘棣 、謝建國和周露昭 等考察了外貿(mào)、 以及外商 對中國產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)；寇宗來等、20、0易7先收忠等、20、0徐7朝收陽、20等1從0理收論角度探討了專利保護對中國研發(fā)活動的影響；韓玉雄和李懷祖、20、0沈3國收兵、20則0從、經(jīng)收驗角度檢驗了專利保護程度對經(jīng)濟增長和社會福利的影響。但總體來看，以上研究大多采用了與技術(shù)擴散模型相同的假設(shè)，把國外技術(shù)引進簡單等同于技術(shù)模仿甚至是技術(shù)進步，忽視了后發(fā)經(jīng)濟體知識生產(chǎn)過程中的企業(yè)創(chuàng)新決策機制，從而難以明確地刻畫技術(shù)差距和國內(nèi)創(chuàng)新效率等因素對企業(yè)研發(fā)行為的影響。正如林毅夫和張鵬飛(20等0所5指)出，經(jīng)濟學(xué)意義上的創(chuàng)新無非是采用比當(dāng)期效率更高的技術(shù)：處于技術(shù)前沿的發(fā)達國家，創(chuàng)新主要來自最新技術(shù)，只能依靠自主研發(fā)；而對于生產(chǎn)效率與發(fā)達國家存在較大差距的發(fā)展中國家，引進國外成熟技術(shù)是技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑。與此同時，和 等對發(fā)展中國家技術(shù)引進的觀察表明，由于經(jīng)濟環(huán)境和生產(chǎn)模式的差異，絕大部分國外技術(shù)都需要經(jīng)過模仿、改造和再創(chuàng)新等一系列過程才能真正轉(zhuǎn)化為后發(fā)國家企業(yè)的實用技術(shù)?；谝陨蟽煞矫媸聦?，我們認為發(fā)展中國家的企業(yè)研發(fā)行為可以看作是以國內(nèi)和國外技術(shù)、設(shè)備、人員等資源為共同投入的知識生產(chǎn)過程，企業(yè)自主研發(fā)強度的選擇會受到與國外技術(shù)差距、自身研發(fā)能力和國內(nèi)研發(fā)環(huán)境等因素的影響。為更好地理解企業(yè)研發(fā)行為，本文構(gòu)建了同時包含國內(nèi)研發(fā)投入和國外技術(shù)購買的知識生產(chǎn)函數(shù)，利用內(nèi)生技術(shù)進步增長模型探討后發(fā)國家企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的決定機制，特別關(guān)注了自主研發(fā)效率和引進研發(fā)效率對企業(yè)研發(fā)強度和結(jié)構(gòu)的影響。在此基礎(chǔ)上，我們提出了總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度決定的經(jīng)驗分析模型，并采用?年省級經(jīng)濟發(fā)展和大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)檢驗了技術(shù)差距、技術(shù)吸收能力、國內(nèi)創(chuàng)新環(huán)境以及自主研發(fā)效率等因素對中國企業(yè)研發(fā)強度決策的影響。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分在標(biāo)準(zhǔn)的內(nèi)生技術(shù)進步增長模型中引入包含國外技術(shù)購買和國內(nèi)研發(fā)投入的知識生產(chǎn)函數(shù)，從而給出企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的最優(yōu)決定機制，特別考察了引進研發(fā)效率和自主研發(fā)效率的作用；第三部分提出經(jīng)驗分析模型，利用?年省級面板數(shù)據(jù)檢驗技術(shù)差距、技術(shù)吸收與創(chuàng)新環(huán)境、企業(yè)研發(fā)能力等因素對中國地區(qū)企業(yè)總體和自主研發(fā)強度的影響；第四部分總結(jié)全文的主要內(nèi)容、研究發(fā)現(xiàn)及其政策含義，并指出文章的擴展方向。二理論分析一中(基本設(shè)定為了分析方便，本文采用相對簡單的實驗設(shè)備增長模型 和產(chǎn)品種類擴展隱喻 來刻畫技術(shù)的內(nèi)生進步過程，即假定技術(shù)進步表現(xiàn)為中間投入品種類的擴展并以購買實驗設(shè)備等最終產(chǎn)品的投入方式實現(xiàn)ml和， 0我們假定經(jīng)濟中包含多個代表性家庭，他們擁有資本與勞動并決定生產(chǎn)和消費，將總體經(jīng)濟環(huán)境視為給定，在資源、市場和技術(shù)約束條件下追求效用與利潤最大化。不失一般性，以單位最終產(chǎn)品為計價物，并假定中間投入品當(dāng)期完全折舊，因而整個經(jīng)濟的資源約束為：TOC\o"1-5"\h\zc(t)+x。)+z(i)wy(t) (i)其中 表示家庭消費總量； 表示中間投入品總量； 為總研發(fā)投入。代表性家庭具有不變跨期替代彈性消費偏好，其總效用函數(shù)為：u=〕；exp(-pt)皆二j1力 (2)其中 表示人均家庭消費； 表示勞動力數(shù)量，為了簡單我們假定外生決定，p為主觀時間貼現(xiàn)率，e為跨期替代彈性的倒數(shù)。如果利率為t,根據(jù)家庭的效用函數(shù)和資源約束可知其最優(yōu)消費規(guī)則為：c(f)/c(f)=[r(f)-p]/0 (3)生產(chǎn)行為包括最終產(chǎn)品與中間投入品兩個環(huán)節(jié)。假設(shè)中間投入品以組合方式進入最終產(chǎn)品生產(chǎn)過程，最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)如下：TOC\o"1-5"\h\zYa)=L(t)jj*武力/)。兒 (4)其中(表示第種中間投入品數(shù)量，為中間投入品種類，用來代表技術(shù)水平。a￡,為中間投入品的產(chǎn)出彈性并反映其壟斷程度，① 為勞動產(chǎn)出彈性。我們假定，在獲得第種生產(chǎn)藍圖之后，中間投入品生產(chǎn)部門能夠?qū)⒆罱K產(chǎn)品無成本地轉(zhuǎn)化為該種中間投入。類似于通常種類擴張模型如 和 ,r和， ，均衡條件下中間投入品的數(shù)量和利潤分別為：x(v9t)=x=a^L (5)=tt=(1一0)。個￡ (6)由此可知中間投入和最終產(chǎn)出分別為X(￡)=N(t)L和y(z)=NQ)L,即中間投入和總產(chǎn)出都由技術(shù)水平和勞動投入決定，并且中間投入在總產(chǎn)出中的份額為常數(shù)。二表(研發(fā)決策與通常的種類擴張模型以及技術(shù)擴散模型不同的是，本文特別考慮了后發(fā)國家企業(yè)研發(fā)的具體特點，或者說知識生產(chǎn)的現(xiàn)實過程。首先，后發(fā)經(jīng)濟的技術(shù)水平與發(fā)達國家存在較大差距，引進國外成熟技術(shù)是改進生產(chǎn)效率的重要途徑，這意味著開放條件下發(fā)展中國家企業(yè)可以選擇自主研發(fā)、技術(shù)引進或二者相結(jié)合的方式來實現(xiàn)技術(shù)進步。其次，技術(shù)引進與模仿并不等同于技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)還需通過改造、吸收和再創(chuàng)新才能真正實現(xiàn)生產(chǎn)效率的改進，并且無論購買已有技術(shù)專利還是國外技術(shù)設(shè)備，甚至是單純模仿都需要企業(yè)支付可觀的研發(fā)成本。因此，發(fā)展中國家的企業(yè)研發(fā)決策包含兩個方面：一個是總體研發(fā)投入的選擇，這與發(fā)達國家類似，經(jīng)濟主體將根據(jù)居民偏好、市場利率和研發(fā)能力等因素決定消費、投資與研發(fā)的最優(yōu)配置；另一個是自主研發(fā)與技術(shù)引進之間的權(quán)衡，這是后發(fā)經(jīng)濟技術(shù)趕超過程中的重要內(nèi)容，企業(yè)研發(fā)選擇會受到國內(nèi)外技術(shù)相對水平、技術(shù)市場狀況、企業(yè)吸收能力和自主研發(fā)效率等因素的影響。根據(jù)以上分析，本文認為后發(fā)國家的企業(yè)研發(fā)行為可以看作是以國內(nèi)和國外技術(shù)、設(shè)備、人員等資源為共同投入的知識生產(chǎn)過程，企業(yè)需要支付與國外技術(shù)引進以及自主研發(fā)有關(guān)的兩部分研發(fā)成本，其研發(fā)決策與國內(nèi)外兩種投入的成本和利用能力高度相關(guān)。具體地，我們用如下知識生產(chǎn)函數(shù) 來刻畫企業(yè)的創(chuàng)新可能性邊界bN(t)={4刀片從。］丁+(1-y)［勿Zf(。］6 (7)其中 為創(chuàng)新的結(jié)果一一即新的中間投入品生產(chǎn)藍圖，依照產(chǎn)品種類擴張模型的隱喻，它表示技術(shù)進步的幅度。 表示與企業(yè)自主研發(fā)相關(guān)的研發(fā)投入， 表示與國外DF技術(shù)引進相關(guān)的研發(fā)投入，這里的企業(yè)研發(fā)投入是廣義概念，包含購買相關(guān)設(shè)備、現(xiàn)有技術(shù)或?qū)＠⑵刚堁邪l(fā)人員、學(xué)習(xí)和培訓(xùn)等多方面支出。n和n，分別為與這兩種投入相關(guān)的知識生產(chǎn)能力，我們相應(yīng)地稱之為自主研發(fā)效率與引進研發(fā)效率。特別地，本文選擇不變替代彈性 生產(chǎn)函數(shù)來刻畫知識生產(chǎn)過程，是為了充分反映國內(nèi)與國外兩種投入的作用與關(guān)系。一方面，丫￡,和丫分別刻畫了國內(nèi)和國外研發(fā)投入在技術(shù)創(chuàng)新中的重要程度，丫越大反映出國內(nèi)投入部分對企業(yè)研發(fā)的影響越大，否則相反。另一方面，S￡,8)反映了國內(nèi)和國外研發(fā)投入在知識生產(chǎn)過程中的相互關(guān)系：當(dāng)8 時，兩種投入為總互補關(guān)系；8時，兩種投入為總替代關(guān)系；當(dāng)8 時，替代效應(yīng)與互補效應(yīng)正好抵消。在后文的分析中會看到，知識生產(chǎn)函數(shù)的這兩方面技術(shù)特征是影響企業(yè)創(chuàng)新決策的重要因素。為了方便，我們分當(dāng)期決策和跨期決策兩個步驟分析研發(fā)行為。首先，假定其當(dāng)期的總研發(fā)投入給定，企業(yè)如何決定分配國內(nèi)投入和國外投入。顯然，該優(yōu)化問題可以表示為：TOC\o"1-5"\h\zmaxz0,1^(0i Z(f)=Z0a)+Z「(t) ⑻根據(jù)其一階條件可以得到國內(nèi)外研發(fā)的均衡投入分別為：Zg)=Z⑴4狐)z/[y(加尸+(—尸] (9)Zg)二Z(，)(l 少尸/[/(小尸+(17)’(加)1] (10)以上結(jié)果分別給出了國內(nèi)外研發(fā)投入的決定機制。從中可見，給定其他情況，兩種研發(fā)投入的相對份額由其產(chǎn)出彈性和相對效率決定。其次，我們分析企業(yè)如何決定每一期的總研發(fā)投入比重，這涉及到跨期決策。由于每種生產(chǎn)藍圖的發(fā)明者永遠壟斷其收益，單項生產(chǎn)方案發(fā)明的總收益貼現(xiàn)值為：叭￡)= 萬(s)exp[-J：r(Z?)而]ds (11)將公式和 代人知識生產(chǎn)函數(shù)，)可知技術(shù)創(chuàng)新邊界為：2(])=[/(加尸+(1-"(小尸]占Z3 (12)這反映了自主研發(fā)效率和引進研發(fā)效率如何決定企業(yè)知識生產(chǎn)的總體效率，刻畫出存在技術(shù)引進情況下研發(fā)投入與創(chuàng)新結(jié)果之間的“轉(zhuǎn)換關(guān)系”。根據(jù)研發(fā)部門的自由進入條件,研發(fā)投入的凈收益為零即從而均衡時研發(fā)投入必然滿足(74加尸+(1-"(小尸］三)2=0,2注0。公式(7可)知經(jīng)濟中總是存在正的研發(fā)投入，因而由公式(6和)(1得2)到研發(fā)投入的均衡條件為：T=(1-+(1-y)0"]±L (13)三)(研發(fā)強度決定以上分析給出了生產(chǎn)側(cè)的最優(yōu)決策，結(jié)合消費側(cè)的最優(yōu)決策，我們便可以得到整個經(jīng)濟的均衡條件，進而確定均衡狀態(tài)下企業(yè)研發(fā)水平和國內(nèi)外投入的比例。將(13式)代人(3式)，我們得到平衡增長率：②g={(1_。)。嗇卬(加)~+(1-"(正尸尼L-p\/6 (14)根據(jù)平衡增長路徑的性質(zhì)"N二y/y=C7°二g,可以得到均衡條件下研發(fā)投入在總

產(chǎn)出中的比重為z/y=（皿〃）/（）八）根據(jù)公式（10進）一步得到國內(nèi)自主研發(fā)投入的比重為S產(chǎn)z，y=（Z，Z）S。聯(lián)合公式和，可以得到：S=（l-a）a/-a喙（弘）T[y（小尸+（1f（小尸伊 （15）Sl（1-+（1-"（刀尸/小尸尸-a嘎（弘）t火加尸）（加尸+（1-7尸即尸停公式（1和5（）1是6本）文的結(jié)論性方程，分別描述了企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的決定機制。從中可見，二者都是產(chǎn)出生產(chǎn)技術(shù)參數(shù)、效用偏好參數(shù)和知識生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)的復(fù)雜函數(shù)。例如，家庭的主觀貼現(xiàn)率p越高、風(fēng)險規(guī)避傾向0越強，均衡條件下的研發(fā)強度也越低。值得注意的是，以上模型的一個重要特征是存在規(guī)模經(jīng)濟 ，以勞動力數(shù)量度量的企業(yè)規(guī)模越大其研發(fā)強度也越高。不過，這種規(guī)模效應(yīng)是制度創(chuàng)新可能邊界的特殊假定造成的，只要假定單位創(chuàng)新投入的成功率叼是企業(yè)就業(yè)人數(shù)的減函數(shù)，如其中刀為常數(shù)，甲0那么規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)就隨著中的增大而縮小、消失，甚至表現(xiàn)出規(guī)模不經(jīng)濟 ， ； ， 9考慮到生產(chǎn)函數(shù)居民偏好和知識生產(chǎn)的技術(shù)特征等因素相對穩(wěn)定，我們更為關(guān)注國內(nèi)外技術(shù)利用效率對研發(fā)強度的影響。直觀來看，二者對企業(yè)總體研發(fā)強度的作用方向都比較容—>0和史■>（）,易確定。由公式可以得到西” 的『表明在給定其他參數(shù)的情況下，自主研發(fā)效率與引進研發(fā)效率都對企業(yè)研發(fā)強度具有單調(diào)的正向作用。換言之，只要提高企業(yè)研發(fā)能力，就會促使企業(yè)增加總體研發(fā)投入，加快技術(shù)進步速度。不過，進一步推導(dǎo)可知*<0和卷<0,即兩種研發(fā)效率改進對總研發(fā)強度的提升作用都是邊際遞減的，企業(yè)研發(fā)總投入的增長速度會隨著研發(fā)效率的提升而放緩。不過，兩種研發(fā)效率對自主研發(fā)強度的影響都更為復(fù)雜。從引進研發(fā)效率來看，我們有：(17)其作用方豪—"6尸+(—L(17)其作用方x|ar^￡pL~}[ye(7)Dy1+(1-y)'(i7n)""]f-a(1-a)(￡-1)1甄。向由自主研發(fā)投入與引進研發(fā)投入之間的關(guān)系決定：如果￡ ，則一定有如〃；如果￡>1，則不~西『的符號取決于 式中第二行的參數(shù)關(guān)系；￡ 時生產(chǎn)函數(shù)退化為形式，自主研發(fā)投入強度不變。而從自主研發(fā)效率來看，我們有：

a=a含印尸/L”（加）2s-3，（小尸+（1-"（加）'"]R西0+{a（1-a）-a^cpL-1[/（加）,"+（l-y）e（T7D）6-1]7/十（￡-1）（加廣？—尸+（1=）’（小尸加嚴iy（加尸]+（。/即尸這表明，自主研發(fā)能力變化的影響會更為復(fù)雜，除兩種研發(fā)投入之間的替代夫系外，居民偏好、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)能力、知識生產(chǎn)的技術(shù)特征等都可能改變其作用方向，③因而企業(yè)自主研發(fā)強度會受到經(jīng)濟發(fā)展階段等深層次因素、國內(nèi)外技術(shù)差距和創(chuàng)新環(huán)境的共同影響。三經(jīng)驗分析一）（計量模型公式（1和5（）1刻6畫）了企業(yè)研發(fā)強度如何決定，為檢驗兩種研發(fā)效率對總研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的影響提供了理論指導(dǎo)。然而，從生產(chǎn)率分析的角度講，企業(yè)研發(fā)效率的直接測度是比較復(fù)雜的，而自主研發(fā)效率和引進研發(fā)效率的區(qū)分則更為困難。④因此，本文采用類似于神經(jīng)網(wǎng)絡(luò) 的方法間接處理這一問題：我們先根據(jù)相關(guān)理論和已有經(jīng)驗研究，分別假設(shè)國內(nèi)和引進研發(fā)效率（或二者的相對效率）為某些影響變量（類似于神經(jīng)元）的函數(shù)，然后將這兩個函數(shù)代入到公式（15和（）1中6）去，利用觀測數(shù)據(jù)來估計不同因素對企業(yè)研發(fā)決策的影響，從而確定研發(fā)效率的作用機制。當(dāng)然，作為一種間接處理方式，這并不能反映理論分析中所有參數(shù)對企業(yè)研發(fā)決策的影響，但總體而言它通常能夠較好地捕捉創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新能力等關(guān)鍵變量的作用。由于從相對效率角度更便于引入神經(jīng)元函數(shù)，我們定義引進研發(fā)效率與自主研發(fā)效率的比率為相對研發(fā)效率①nn，從而將公式 和 表示為：S=（1-a）aO~x-pO']a^[yB+（1-yY（pe~}尸（加乙）" （19）SD=（1-a）ae'}yB[ye+（1- ②）-pLafV+（1- ]』（加工）r考慮到以上方程仍然比較復(fù)雜，不便于直接進行回歸分析，我們采用對數(shù)線性化方式對其進行一階泰勒近似。具體而言，本文以如下神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型刻畫自主研發(fā)效率與相對研發(fā)效率對總研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的影響：TOC\o"1-5"\h\zS=1/（1+ （21）SD=1/（1+6一印。式3）一切。虱皿）-"） （22）其中和分別表示相應(yīng)的參數(shù)向量，M和為隨機擾動項。鑒于以上模型僅為單層神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)，不妨直接對它們進行邏輯 變換，分別得到總研發(fā)投入和自主研發(fā)的相;z/（y-z）與Zd/u-zq 口… 一對份額 。⑤這一處理的好處是模型中的被解釋變量不再是?1之間的受限變量，而是任意正數(shù)的變量，可以假定它服從通常的（如正態(tài)示隨機分布。對公式（21和示（2進2示行上述變換并對數(shù)線性化可以得到：(23)(24)log(RS)"log(w)+ZJog(小)+從

log(RS0)=AJcg(w)+/hlog(/°)+(23)(24)如果我們能夠進一步確定相對研發(fā)效率和自主研發(fā)效率的影響因素，那么就可以根據(jù)以上方程分析企業(yè)總研發(fā)強度與自主研發(fā)強度的決定機制。首先，對于國內(nèi)外研發(fā)投入的相對利用效率，我們引人技術(shù)差距、開放程度、人力資本和時間趨勢四個影響變量。第一，通常情況下，企業(yè)與國外技術(shù)差距越大，技術(shù)選擇空間越大，國外技術(shù)相對于國內(nèi)技術(shù)的價格就越低，單位國外研發(fā)投入能獲得的技術(shù)改進也相對越多 和， 0第二，國外技術(shù)引進的選擇空間在很大程度上受開放程度的影響。給定技術(shù)差距，開放程度越高的經(jīng)濟選擇外部技術(shù)供給的能力就越大，從而可以降低引進成本或提高引進效率 和pn 和， .第三，人力資本是學(xué)習(xí)先進技術(shù)的關(guān)鍵，人力資本水平越高，掌握和改造國外技術(shù)的能力就越強，從而國外技術(shù)的相對利用效率也就越高和， ； ， 。第四，引入時間趨勢主要是出于兩方面的考慮，一是考察國內(nèi)外研發(fā)效率的相對變化，二是間接地捕捉知識產(chǎn)權(quán)保護的影響。⑥具體而言，我們首先假設(shè)相對研發(fā)效率可以表示為如下對數(shù)線性函數(shù)：log(W)=a、TG+a2OPEN+a^HUM+a4TR (25)其中 表示后發(fā)經(jīng)濟與外部技術(shù)的差距 ， 表示對外開放程度, 表示人力資本水平 ， 為時間趨勢 ，用來反映相對研發(fā)效率隨時間的變化。當(dāng)然，技術(shù)差距對后發(fā)國家是否有利，往往與開放程度和技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力有關(guān)；同時對外開放程度和人力資本水平對相對研發(fā)效率的影響，也往往通過影響技術(shù)引進才發(fā)揮作用 等，；等，，所以我們在經(jīng)驗分析中采用技術(shù)差距與對外開放和人力資本的交叉項來捕捉這種間接作用。此外，考慮到國外技術(shù)的適宜性問題 和， ，我們還引入了技術(shù)差距的平方項，以檢驗技術(shù)差距對研發(fā)投入的非單調(diào)影響。其次，對于國內(nèi)的研發(fā)效率，我們借鑒吳延兵 和傅曉霞等的處理，主要從地區(qū)的產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)、研發(fā)外溢性、研發(fā)資金來源結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟規(guī)模等方面來刻畫，并假設(shè)其決定方程為：log(=bxLM+b2RE+b3Gs+bjab+bQ (26)其中 為大中型工業(yè)企業(yè)占地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，用以反映地區(qū)經(jīng)濟的壟斷競爭狀況； 為地區(qū)工業(yè)中設(shè)有研發(fā)機構(gòu)企業(yè)的比重，用以反映各企業(yè)研發(fā)之間的相互影響；為研發(fā)資金中政府投入的比重，表示資金來源的影響； 為地區(qū)勞動力人數(shù)，表示地區(qū)經(jīng)濟市場規(guī)模對研發(fā)效率和研發(fā)投入的影響；最后為常數(shù)項，是一個與效率單位選擇有0關(guān)的度量參數(shù)。這樣，將公式和代人和4得到本文的經(jīng)驗計量方程：log(RSU)=cJGu+c2OPENit+c3HUMlt+cJRu (才+qLMh+c^RE^+c1Gsit+c3Labit+c0+從”log(RSQ二隊TGU+d2OPENit+d3HUMu+"TR, )+d5LMu+d6REit+d7Gsit+diLabit+d0+4其中和為待估參數(shù)，和分別表示地區(qū)和年份。二人(變量和數(shù)據(jù)在目前可獲得的數(shù)據(jù)中，《中國科技統(tǒng)計年鑒》對大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計較為詳細，不僅可以計算總研發(fā)投入強度，而且能夠測算自主研發(fā)強度。在其各地區(qū)大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)支出統(tǒng)計中，除企業(yè)內(nèi)部支出外，還提供了技術(shù)改造經(jīng)費、技術(shù)引進經(jīng)費、消化吸收經(jīng)費和購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費等其他技術(shù)活動經(jīng)費支出數(shù)據(jù)。因此，考慮到這些其他技術(shù)活動經(jīng)費支出主要用于購買國內(nèi)外技術(shù)沒備，也是大中型工業(yè)企業(yè)重要的研發(fā)支出，我們將它和內(nèi)部支出的總和作為各地區(qū)企業(yè)總研發(fā)投入，并將企業(yè)內(nèi)部支出作為自主研發(fā)投入。總研發(fā)強度和自主研發(fā)強度分別采用這兩個指標(biāo)占大中型工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量。由于技術(shù)差距難以直接度量，本文采用兩種處理方式：一是借鑒 的作法，采用人均差距作為地區(qū)技術(shù)水平與國外技術(shù)水平差距的代理變量，具體指標(biāo)為美國人均與各地區(qū)人均的比值。二是采用各地區(qū)與美國全要素生產(chǎn)率,的差距來衡量技術(shù)差距。的計算公式為 二的八不〃-11）,其中產(chǎn)出以不變價格表示，資本采用固定資本形成數(shù)據(jù)以永續(xù)盤存法計算，勞動為就業(yè)人數(shù)。參照傅曉霞和吳利學(xué)（20的0處6理），要素產(chǎn)出彈性根據(jù)平均回報份額確定，美國的資本產(chǎn)出彈性設(shè)定為0.，3中3國各地區(qū)統(tǒng)一設(shè)定為0.4。8考5慮到全要素生產(chǎn)率是一個無量綱指標(biāo)，我們把最小相對差距標(biāo)準(zhǔn)化為1。我們用外貿(mào)依存度和實際利用外資占 比重作為對外開放的代理指標(biāo)，以二者的標(biāo)準(zhǔn)化后的平均值衡量開放程度的影響。地區(qū)人力資本水平以居民平均受教育程度衡量，指標(biāo)采用6歲及以上人口平均受教育年數(shù)，假定文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專以上教育程度的居民平均教育年數(shù)分別為0、6、9、12和16年。地區(qū)研發(fā)的外溢性采用企業(yè)研發(fā)機構(gòu)密度來捕捉，具體指標(biāo)為大中型工業(yè)企業(yè)中有技術(shù)開發(fā)機構(gòu)的企業(yè)數(shù)占工業(yè)企業(yè)總數(shù)比重。地區(qū)市場結(jié)構(gòu)用市場集中度來衡量，代理變量為大中型工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占該地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比重。研發(fā)資金來源結(jié)構(gòu)采用科技活動經(jīng)費籌集總額中政府資金所占比重來衡量。為了減少變量之間的相關(guān)性，我們借鑒傅曉霞和吳利學(xué) 的處理，采用勞動力總量而不是作為地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的代理指標(biāo)。時間趨勢采用自然年度序列，以初始年份為1。表1 變量的描述性統(tǒng)計指標(biāo)單位平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值總體研發(fā)相對強度%4.902.921.6335.92自主研發(fā)相對強度%1.541.170.4416.57人均CDP差距倍數(shù)36.7521.594.46117.76TFP差距倍數(shù)（以最小為1）2.010.541.003.38對外開放程度%13.8715.170.9867.07人力資本水平年7.761.044.6911.09時間趨勢年度7.003.751.0013.00大中型企業(yè)比重%64.7312.496.3587.58有研發(fā)機構(gòu)企業(yè)比重%28.739.9611.4372.32政府投入份額%6.506.090.6138.11地區(qū)勞動力數(shù)量萬人233415812306465以上國內(nèi)各地區(qū)數(shù)據(jù)全部來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，教育水平的部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)傅曉霞和吳利學(xué)（2的的的6處）理方式推算，其他個別缺失數(shù)據(jù)根據(jù)前后年份的平均值推算。美國 數(shù)據(jù)來自世界銀行，匯率按市場匯率計算。樣本為 ?年個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，共 個觀測。由于數(shù)據(jù)原因未包括海南和西藏，重慶被合并在四川內(nèi)。為避免數(shù)據(jù)量綱的影響，所有解釋變量均進行了標(biāo)準(zhǔn)化i比例指標(biāo)用算術(shù)平均處理，水平指標(biāo)用幾何平均處理。表提供了變量的描述性統(tǒng)計。三）（估計方法與結(jié)果考慮到本文的樣本性質(zhì)，要得到方程（2和7）（28的）有效估計，需要解決三個問題。解釋變量的內(nèi)生性 問題。由于實際中企業(yè)研發(fā)投入強度往往與技術(shù)差距、研發(fā)環(huán)境等因素相互影響，經(jīng)驗方程中的解釋變量可能不是完全外生的。為此，我們采用所有解釋變量的一階滯后作為工具變量，以克服它與隨機擾動的相關(guān)性。⑦二是未觀測效應(yīng)問題。為偵查地區(qū)個體效應(yīng)，我們采用了面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型。考慮到地理、歷史和居民偏好等地區(qū)特征多為固定因素且往往影響研發(fā)投入選擇，我們認為固定效應(yīng)模型應(yīng)當(dāng)是比較合理的選擇。⑧三是擾動項的序列相關(guān) 問題。通常宏觀時間序列數(shù)據(jù)都存在較強的自相關(guān)問題，為此本文假定隨機項服從一階自相關(guān)過程并采用可行廣義最小二乘法進行估計。需要說明的是，為了保留更多的觀測樣本，我們采用了協(xié)方差矩陣變換，而不是直接的廣義差分處理。此外，考慮到各地區(qū)研發(fā)強度的差異較大，我們特別采用了異方差穩(wěn)健的參數(shù)檢驗，以克服統(tǒng)計推斷中的異方差問題。表和表分別報告了以人均差距作為技術(shù)差距度量的總研發(fā)投入強度和自主研發(fā)投入強度決定方程的回歸結(jié)果。其中結(jié)果（1為）普通最小二乘法估計，但內(nèi)生性檢驗表明解釋變量與隨機擾動具有相關(guān)性，估計結(jié)果并不可靠。為此，我們采用全部解釋變量的一階滯后作為工具變量，再次進行了方程估計，得到回歸結(jié)果（2。）識別條件檢驗顯示結(jié)果（2中）回歸殘差與工具變量不具有相關(guān)性，同時參數(shù)檢驗表明工具變量估計結(jié)果與 估計差異顯著，工具變量估計是有效的。在此基礎(chǔ)上，我們進一步考慮了地區(qū)個體效應(yīng)和自相關(guān)問題的影響。未觀測效應(yīng)的檢驗顯示地區(qū)個體效應(yīng)十分顯著，而且固定效應(yīng)模型能夠很好地解決這一問題。為克服隨機擾動的序列相關(guān)，我們利用工具變量的固定效應(yīng)結(jié)果（回歸結(jié)果（3估計了自相關(guān)系數(shù)，然后采用協(xié)方差矩陣變換得到可行的廣義最小二乘估計，即回歸結(jié)果（4，）檢驗結(jié)果顯示該估計較好地消除了自相關(guān)的影響。結(jié)果（5、）（6、）（7分）別引入了技術(shù)差距的平方項以及對外開放程度和人力資本水平與技術(shù)差距的交叉項，其估計過程與結(jié)果?相同，但只報告了最終的結(jié)果。表表2 總研發(fā)強度決定估計結(jié)果——技術(shù)差距以人均GDP差距度量回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)估計方法OLSIVIVFEIVARFEIVARFEIVARFEIVARFE人均GDP差距0.726…0.595-0.053-0.2720.113-2.513*-0.974(4.01)(2.99)(-0.13)(-0.45)(0.07)(-1.88)(-1.10)-0.577人均GDP差距平方(-0.25)人均GDP差距x對外-11.9794開放程度(-1.92)人均GDP差距x人力-2.2129資本水平(-0.79)對外開放程度-0.723…-0.591…-1.515…-1.5223-L584…-3.531…-1.324*(-4.28)(-3.34)(-3.05)(-2.28)(-2.44)(-2.54)(-1.79)人力資本水平1.177…1.283…1.324*3.313…3.03L2.753…4.308…(5.69)(6.00)(1.82)(2.89)(2.77)(2.54)(3.91)時間趨勢-0.005-0.010-0.014-0.056”-0.043-0.084M-0.097…(-0.69)(-1.15)(-0.70)(-2.01)(-1.36)(-2.26)(-2.62)-1.444…-0.596-0.673-0.367-0.4620.0020.175大中型企業(yè)比重(-4.61)(-1.51)(-0.92)(-0.39)(-0.49)(0.00)(0.16)有研發(fā)機構(gòu)0.972…2.178,?*3.610…6.226…6.249…7.058…6.524…企業(yè)比重(2.57)(5.06)(6.81)(7.93)(7.97)(8.30)(7.80)-0.174-0.397-L750…-5.504…-5.068-5.235”*-5.986…政府投入份額(-0.72)(-1.45)(-3.20)(-4.62)(-4.51)(-4.56)(-4.70)-0.038*-0.001-0.553…-0.379-0.419-0.823*-0.362地區(qū)勞動力規(guī)模(-1.71)(-0.06)(-2.74)(-1.02)(-1.17)(-1.93)(-0.84)標(biāo)準(zhǔn)誤0.3230.3360.2900.3620.3560.3840.388調(diào)整R平方0.9900.9890.9920.9870.9880.9860.986DW統(tǒng)計量0.8210.9351.3971.9361.9031.9151.982樣本量364336336336336336336說明：(1)被解釋變量均為總體研發(fā)投入的相對份額對數(shù);(2)0LS、IV、IVFE和IVARFE分別表示普通最小二乘法估計、工具變量最小二乘法估計、工具變量固定效應(yīng)估計和工具變量一階自回歸固定效應(yīng)估計;⑶，“、…分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，括號中為異方差穩(wěn)健的t統(tǒng)計量。下表同。表表4 總研發(fā)強度決定估計結(jié)果一技術(shù)差距以TFP差距度量表表3 自主研發(fā)強度決定估計結(jié)果一技術(shù)差距以人均GDP差距度量回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)估計方法OLSIVIVFEIVARFEIVARFEIVARFEIVARFE人均GDP差距0.770;*0.6580.659,-0.1100.458-0.1151.406,(4.76)(4.04)(1.79)(-0.17)(0.30)-0.805(-0.49)(-0.10)(1.75)人均GDP差距平方人均GDP差距x對外0.014開放程度人均GDP差距x人力(0.00)4.880資本水平(3.04)對外開放程度0.830…1.075-0.608-0.833-0.828-0.839-1.181,(5.48)(6.70)(-1.29)(-0.98)(-1.03)(-0.72)(-1.65)人力資本水平0.998…0.85420.324-1.222,-1.252*-1.222,-2.97L(4.08)(3.40)(0.89)(-1.69)(-1.84)(-1.68)(-4.38)時間趨勢0.054…0.04920.060…0.089,,,0.096***0.089,,,0.164(6.58)(5.48)(4.04)(3.21)(2.69)(2.65)(4.91)大中型企業(yè)比重-0.5890.216-0.2091.6281.4601.6390.539(-1.59)(0.50)(-0.29)(1.25)(1.13)(1.25)(0.50)有研發(fā)機構(gòu)1.595…2.013,M1.216…6.555…6.324**?6.63L6.119…企業(yè)比重(4.31)(5.09)(3.33)(9.08)(8.97)(9.14)(9.64)政府投入份額0.1040.278-0.616-1.938*,?-1.808*,?-1.974,,,-1.829…(0.27)(0.73)(-1.59)(-2.88)(-2.79)(-2.89)(-2.81)地區(qū)勞動力規(guī)模0.038,0.084***-0.452,,-0.8024-0.786*-0.804-0.760,(1.72)(3.68)(-2.33)(-1.71)(-1.73)(-1.60)(-1.89)標(biāo)準(zhǔn)誤0.3120.3200.2210.3450.3350.3480.307調(diào)整R平方0.9950.9950.9970.9940.9940.9940.995DW統(tǒng)計量0.6760.8291.4272.0342.0212.0362.007樣本量364336336336336336336表4和表5分別報告了以全要素生產(chǎn)率差距作為技術(shù)差距度量的總研發(fā)投入強度和自主研發(fā)投入強度決定方程的回歸，各結(jié)果估計方法與表2和表3完全相同。對比兩組結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，盡管部分參數(shù)的顯著性水平發(fā)生了一定變化，但大部分估計系數(shù)比較接近，幾乎沒有符和數(shù)量級變化。這一方面表明以上估計結(jié)果是比較穩(wěn)健的，另一方面也說明對技術(shù)差距的選擇基本符合現(xiàn)實情況。結(jié)合這些估計結(jié)果以及對神經(jīng)元因素的選擇設(shè)定，我們大體上可以判斷出自主研發(fā)效率對企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的影響即公式和中的2和都是正向的，這與前文的理論分析結(jié)果是一致的。而相對研發(fā)效率對總體研發(fā)強度與2自主研發(fā)強度的作用方向則不盡相同，前者 即公式中、后者為負即公式1中的 的可能性較大，意味著國內(nèi)外研發(fā)投入很可能是總替代的即￡i需要說明的1是，由于方程 和 的待估參數(shù)和分別為和與、的乘積，以上推斷是否完全準(zhǔn)確還有待于今后更為深入的經(jīng)驗分析來檢驗，這也是我們重要的努力方向。

回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)估計方法OLSIVIVFEIVARFEIVARFEIVARFEIVARFETFP差距0.301**0.2150.7041.4252.6541.9091.393(2.06)(1.49)(0.83)(1.32)(1.17)(1.62)(1.32)TFP差距平方TFP差距x對外-1.716(-0.72)-1.944開放程度TFP差距x人力?(-0.81)0.142資本水平對外開放程度-0.828…-0.666***-1.549,0-1.496**-1.544--1.796”(0.07)-1.511”(-4.94)(-3.83)(-3.24)(-2.38)(-2.51)(-2.21)(-2.41)人力資本水平0.817”.0.961'"0.9012.288M2.508”1.888,2.280**(4.11)(4.67)(1.21)(2.08)(2.26)(1.71)(2.08)時間趨勢-0.017”-0.019"0.004-0.018-0.019-0.010-0.017(-2.35)(-2.46)(0.18)(-0.61)(-0.64)(-0.33)(-0.60)大中型企業(yè)比重-1.284…-0.409-0.772-0.596-0.734-0.588-0.605(-4.03)(-1.03)(-1.17)(-0.71)(-0.90)(-0.69)(-0.72)有研發(fā)機構(gòu)企業(yè)比重1.202…(3.08)2.388***(5.59)3.549…(7.17)5.7484**(7.99)5.708…(7.82)5.795,**(7.78)5.766(7.96)政府投入份額0.041-0.121-2.038”“-6.385***-6.241-6.790***-6.300(0.16)(-0.38)(-3.52)(-4.79)(-4.76)(-4.77)(-4.73)地區(qū)勞動力規(guī)模-0.0060.027-0.593,,,-0.413-0.387-0.424-0.417(-0.28)(1.19)(-2.76)(-1.10)(-1.05)(-1.13)（續(xù)表4）回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)估計方法OLSIVIVFEIVARFEIVARFEIVARFEIVARFE標(biāo)準(zhǔn)誤0.3300.3440.2890.3590.3560.3650.358調(diào)整R平方0.990.990.990.990.990.990.99DW統(tǒng)計量0.8010.9321.3881.9441.9441.9421.939樣本量364336336336336336336表5自主研發(fā)強度決定估計結(jié)果——技術(shù)差距以TFP差距度=回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)估計方法OLSIVIVFEIVARFEIVARFEIVARFEIVARFETFP差距0.266M0.220,1.087,1.951,4.56201.859,1.688(2.11)(1.75)(1.78)(1.85)(2.30)(1.80)(1.53)TFP差距平方-3.644(-1.57)TFP差距x對外0.478開放程度TFP差距x人力(0.21)1.730資本水平(1.08)對外開放程度0.6850.982…-0.682-0.850-0.958-0.760-0.959(4.21)(5.70)(-1.43)(-1.08)(-1.28)(-0.78)(-1.21)人力資本水平0.607***0.496"-0.508-2.696*,?-2.292,--2.559…-2.576…(2.74)(2.13)(-1.14)(-3.51)(-3.07)(-3.39)(-3.28)時間趨勢0.042…0.0390.070…0.139…0.136,,,0.134040.136(5.79)(4.98)(4.43)(4.91)(4.99)(4.85)(4.78)大中型企業(yè)比重-0.4190.423-0.0601.3581.0731.3331.301(-1.12)(0.97)(-0.09)(1.16)(0.97)(1.14)(1.12)有研發(fā)機構(gòu)企業(yè)比重1.854…2.256***1.363,,,5.899**'5.833,,,5.722**?6.194…(5.06)(5.80)(4.14)(9.74)(9.72)(9.37)(9.66)政府投入份額0.3540.591-0.561-2.585-2.244^-2.367***-2.437(0.89)(1.44)(-1.56)(-3.60)(-3.42)(-3.40)(-3.41)地區(qū)勞動力規(guī)模0.070…0.114M,-0.540…-0.888M-0.836?,-0.878”-0.855**(2.95)(5.02)(-2.71)(-1.97)(-1.98)(-2.03)(-1.97)標(biāo)準(zhǔn)誤0.3200.3300.2250.3270.3130.3220.330調(diào)整R平方0.990.991.000.990.990.990.99DW統(tǒng)計量0.6800.8481.4442.0342.0082.0292.027樣本量364336336336336336336四）主（要發(fā)現(xiàn)根據(jù)以上估計結(jié)果，我們可以進一步從相對研發(fā)效率和自主研發(fā)效率兩個角度確定企業(yè)的研發(fā)強度決策。首先，就影響相對研發(fā)效率的各個因素而言，我們主要得到以下發(fā)現(xiàn)：從技術(shù)差距的單獨作用來看，我們沒有發(fā)現(xiàn)它對研發(fā)強度的顯著影響，即使引入技術(shù)差距的二次項，估計參數(shù)的顯著性也很低，并且總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度均是如此。有趣的是，當(dāng)我們考慮技術(shù)差距與開放程度以及人力資本的交互作用時，對總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的影響表現(xiàn)出巨大的差異：引入技術(shù)差距與開放程度交互作用時，技術(shù)差距及其與開放程度交叉項對總體研發(fā)強度基本呈現(xiàn)負向影響，但對自主研發(fā)強度影響不顯著；引入技術(shù)差距與人力資本交互作用時，技術(shù)差距及其與人力資本交叉項對自主研發(fā)強度基本呈現(xiàn)正向影響，但對總體研發(fā)強度影響不顯著。由此可見，就目前中國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展情況而言，與國外的技術(shù)差距本身并不能直接影響企業(yè)的研發(fā)決策，而對外開放和人力資本等決定技術(shù)吸收和創(chuàng)新能力的因素才使得技術(shù)差距對企業(yè)研發(fā)產(chǎn)生影響。從影響方向來看，技術(shù)差距越大、對外開放程度越高，越不利于總體研發(fā)強度的提高，并且二者共同作用會進一步抑制企業(yè)總體研發(fā)投入；而技術(shù)差距越大，則自主研發(fā)強度越高，并且它與人力資本共同作用將進一步促進企業(yè)自主研發(fā)。從對外開放和人力資本的單獨影響來看，前者總體上不利于企業(yè)研發(fā)強度的提高，特別是對總體研發(fā)強度的抑制作用更為顯著；后者有利于提升總體研發(fā)強度，卻不利于自主研發(fā)比例的提高。這表明，盡管對外開放可能會提高管理水平和促進先進工藝擴散，從而改進國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率水平，但從企業(yè)研發(fā)來看，并不有利于國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。同時，我們發(fā)現(xiàn)時間趨勢系數(shù)在總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度方程中的估計結(jié)果存在十分顯著的差異，前者顯著為負，后者顯著為正。結(jié)合近年來中國的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，我們認為這是企業(yè)研發(fā)相對效率，特別是引進研發(fā)效率降低的結(jié)果。近年來國內(nèi)技術(shù)水平提升較快，利用國外技術(shù)進行研發(fā)的相對優(yōu)勢在弱化，因此基于引進技術(shù)設(shè)備的研發(fā)效率有下降的趨勢。同時，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護的加強，技術(shù)引進成本在不斷上升，而國內(nèi)研發(fā)成果的收益也越來越有保障，企業(yè)自然會減少對國外技術(shù)的投入比例，提高自主研發(fā)的強度。以上結(jié)果，特別是時間趨勢、對外開放與人力資本對總體研發(fā)強度與自主研發(fā)強度影響的差異，主要是由當(dāng)前中國的技術(shù)發(fā)展階段性特征決定的。目前國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新的主流仍然是為了改進國際配套能力，國內(nèi)研發(fā)投入與國外技術(shù)購買以替代關(guān)系為主，這種情況下相對研發(fā)效率變化對兩種研發(fā)強度的作用方向正好相反。比如，在自主研發(fā)效率等其他條件不變的情況下，引進研發(fā)效率的提高既會促使企業(yè)增加研發(fā)投入（收入效應(yīng)），也會誘使企業(yè)以引進研發(fā)投入替代自主研發(fā)投入（替代效應(yīng)）。當(dāng)兩種研發(fā)投入為總替代關(guān)系時，替代效應(yīng)強于收入效應(yīng)，盡管總體研發(fā)強度將上升，但自主研發(fā)強度卻會下降。當(dāng)然，當(dāng)兩種研發(fā)投入為總互補關(guān)系時，收入效應(yīng)總會起到主導(dǎo)作用，任何一種研發(fā)效率降低都不利于國內(nèi)研發(fā)。除此以外，中國以“加工貿(mào)易”為主的開放方式和發(fā)達國家及其跨國公司的技術(shù)壟斷，也是造成以上結(jié)果的重要原因。結(jié)合對發(fā)達國家之間技術(shù)合作的觀察，我們認為只有當(dāng)技術(shù)水平相對接近時對外開放對自主研發(fā)的正向影響才可能充分發(fā)揮出來，中國要想充分利用發(fā)達國家的既有技術(shù)，必須切實提升自主創(chuàng)新能力。如果國內(nèi)研發(fā)能力與發(fā)達國家差距過大，即使在開放條件下也很難掌握世界最為先進的技術(shù)，更不要說在引進的基礎(chǔ)上進行消化吸收和二次創(chuàng)新。而當(dāng)自主研發(fā)能力提高之后，我們才能較好地利用國外先進技術(shù)，并通過模仿和學(xué)習(xí)逐步實現(xiàn)技術(shù)趕超，此時的技術(shù)開放才能更多地分享全球的創(chuàng)新成果。同時，人力資本在國外技術(shù)消化吸收領(lǐng)域作用顯著，而在自主研發(fā)環(huán)節(jié)沒有充分發(fā)揮影響，突出反映出目前中國勞動力市場發(fā)育不健全，尤其是不同體制和所有制結(jié)構(gòu)下的人才誤配問題。因而，加快人事制度和勞動力市場改革，改善內(nèi)資企業(yè)人力資本在自主研發(fā)中的配置效率，是促進企業(yè)提高自主研發(fā)強度和研發(fā)效率的重要途徑。其次，從自主研發(fā)效率的影響因素來看，我們發(fā)現(xiàn)：第一，大型企業(yè)比重對研發(fā)強度影響不顯著，盡管這與我們采用了大中型企業(yè)研發(fā)樣本有關(guān)，但也一定程度上表明市場結(jié)構(gòu)（或者說大型企業(yè)的壟斷性）并不是決定研發(fā)強度的關(guān)鍵因素。第二，具有研發(fā)機構(gòu)企業(yè)的比重與研發(fā)強度顯著正相關(guān)，既說明專門的研發(fā)機構(gòu)是企業(yè)研發(fā)活動的重要形式，也在一定程度上反映出企業(yè)研發(fā)的外溢性，研發(fā)密度越高的地區(qū)，企業(yè)越傾向于研發(fā)投入。第三，政府研發(fā)投入并不會直接提高研發(fā)強度，其投入占比重越高則該地區(qū)研發(fā)強度就越低。最后，我們發(fā)現(xiàn)地區(qū)市場規(guī)模對研發(fā)強度的影響是負向的，而且對自主研發(fā)強度的影響幅度更大、顯著性更高。與前文的理論分析結(jié)果類似，以上經(jīng)驗結(jié)果表明自主研發(fā)效率對總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的作用方向更為可能都是正向的，因而企業(yè)特征和研發(fā)環(huán)境等因素對二者的影響基本是類似的。從具體結(jié)果來看，市場結(jié)構(gòu)并沒有成為決定企業(yè)研發(fā)決策的關(guān)鍵因素，也就是說壟斷性企業(yè)并不一定比競爭性企業(yè)更傾向于技術(shù)創(chuàng)新，表明政府的研發(fā)激勵政策沒有必要傾向于壟斷行業(yè)或大中型企業(yè)。研發(fā)資金來源分布反映了地區(qū)研發(fā)主體的結(jié)構(gòu)，除了政府研發(fā)效率可能偏低的原因之外，這也說明近年來企業(yè)的研發(fā)傾向相對較高，鼓勵企業(yè)在研發(fā)中發(fā)揮更大作用是提升研發(fā)強度的有效途徑。同時，目前中國的研發(fā)活動總體上不具有市場規(guī)模效應(yīng)，反而是經(jīng)濟規(guī)模越大研發(fā)活動的協(xié)調(diào)成本越高。換句話說，創(chuàng)新收益總體上沒有隨著地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模（以勞動力度量）擴展而增大，研發(fā)成果的推廣應(yīng)用還受到限制而不能發(fā)揮更大價值，打破技術(shù)市場壁壘仍是促進企業(yè)研發(fā)的有力措施。四總結(jié)性評述本文嘗試從理論和經(jīng)驗兩個方面分析中國企業(yè)自主研發(fā)強度的決定機制，尤其是技術(shù)差距和創(chuàng)新能力在其中的作用。為此，我們構(gòu)建了同時包含國內(nèi)研發(fā)投入和國外技術(shù)購買的知識生產(chǎn)函數(shù)，利用內(nèi)生技術(shù)進步增長模型探討了后發(fā)國家企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度的決定機制，特別關(guān)注了自主研發(fā)效率和引進研發(fā)效率對研發(fā)強度和結(jié)構(gòu)的影響。我們發(fā)現(xiàn)：國內(nèi)自主研發(fā)能力的提升，在通常情況下既會促進總體研發(fā)投入增長又有利于提高自主研發(fā)比重；國外技術(shù)引進效率提升雖然會提升總體研發(fā)強度，但對自主研發(fā)強度的影響比較復(fù)雜，作用方向取決于國內(nèi)外研發(fā)投入的關(guān)系、生產(chǎn)技術(shù)條件和居民偏好。在理論分析的基礎(chǔ)上，我們根據(jù)企業(yè)研發(fā)效率的影響因素提出了企業(yè)總體研發(fā)強度和自主研發(fā)強度決定的經(jīng)驗分析模型，并采用?年省級地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和研發(fā)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)檢驗了技術(shù)差距和創(chuàng)新環(huán)境等因素對中國企業(yè)研發(fā)決策的影響。本文的經(jīng)驗結(jié)果顯示：1技術(shù)差距主要是通過與技術(shù)吸收能力的共同作用而影響研發(fā)強度，與對外開放的交互作用對總體研發(fā)強度的負向影響比較突出，與人力資本的交互作用對自主研發(fā)強度正向影響更為明顯；2伴）隨著知識產(chǎn)權(quán)保護的增強，引進研發(fā)效率的相對下降對總體研發(fā)強度有負面影響，但會大大促進自主研發(fā)強度的提升；3行）業(yè)市場結(jié)構(gòu)對研發(fā)強度的影響不明顯，但政府研發(fā)投入比重對總體和自主研發(fā)強度的負面影響都比較突出；4）研發(fā)之間的擴散效應(yīng)對提升企業(yè)總體研發(fā)和自主研發(fā)強度的促進作用都非常明顯，但地區(qū)市場規(guī)模的影響并不突出，甚至還可能具有不利影響。基于目前中國的企業(yè)研發(fā)狀況，我們認為本文結(jié)論具有以下幾方面的政策含義：第一，應(yīng)當(dāng)在發(fā)揮技術(shù)后發(fā)優(yōu)勢的同時，充分重視單純依靠技術(shù)引進和模仿的負面作用，進一步加強對企業(yè)自主研發(fā)的鼓勵力度，而且激勵政策無需傾向于壟斷行業(yè)與大中型企業(yè)。第二，僅僅增加政府研發(fā)投入并不能有效促進企業(yè)研發(fā)，加強知識產(chǎn)權(quán)保護和稅收激勵對提升企業(yè)自主研發(fā)強度的積極作用可能更為突出。第三，通過技術(shù)成果交易和推廣等方式提高研發(fā)收益是促進企業(yè)增加研發(fā)投入的有效途徑，因此完善技術(shù)市場及創(chuàng)新孵化機制的意義十分重大。第四，應(yīng)當(dāng)進一步完善人力資本的配置和管理方式，不僅要發(fā)揮它在技術(shù)吸收中的作用，更要使之成為自主創(chuàng)新的核心動力。當(dāng)然，本文還存在諸多可以擴展之處，例如，如何在理論模型中引入技術(shù)差距，直接估計知識生產(chǎn)函數(shù)，以及知識產(chǎn)權(quán)保護代理指標(biāo)的尋找和企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的檢驗等，都是我們今后努力的方向。參考文獻：傅曉霞（201：《1企）業(yè)研發(fā)效率測度與比較——以中國各地區(qū)大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為例》，《管理工程學(xué)報》第4期。傅曉霞、吳利學(xué)（20：0《6全）要素生產(chǎn)率在中國地區(qū)差異中的貢獻分析》，《世界經(jīng)濟》第9期。韓玉雄、李懷祖（200：《3知）識產(chǎn)權(quán)保護對社會福利水平的影響》，《世界經(jīng)濟》第9期。寇宗來、張劍、周敏（20：0《7專）利保護寬度、非侵權(quán)模仿與壟斷競爭》，《世界經(jīng)濟》第1期。李小平、朱鐘棣 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