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R & D 投入要素产出弹性的变化及分析 口沈鹏远 ( 中国社会科学院研究生院，北京1 0 2 4 8 8 ；中共哈尔滨市委党校，黑龙江哈尔滨1 5 0 0 8 0 ) 摘要 运用中国大中型工业企业的面板数据。在知识生产函数模型中增加企业规模、产权结构、企业绩效交互项，研究 R & D 产出的影响因素。研究发现：( 1 ) 2 0 0 3 - - 2 0 1 1 年与1 9 9 3 2 0 0 2 年相比，R D 的资本产出弹性下降，劳动产出弹性上 升。( 2 ) 随企业规模的增加，企业绩效对R & D 产出的影响为负。( 3 ) 随着企业绩效的增加，国有产权比重对研发产出有正 影响。 关键词】R & D 存量；知识函数；产出弹性 中图分类号】F 0 6 2 4 文献标识码】A 文章编号】1 0 0 3 - 1 1 5 4 ( 加1 41 0 3 - 0 1 1 1 - 0 3 建设创新型国家离不开研发( R & D ) 投入，近几 年有关R & D 投入的实证研究文献大致可分为三类：第 一类分析R & D 产出与生产率的关系，实证结果显示 R & E I 对提高生产率效果显著“。第二类研究R & D 行为 的影响因素，分析企业规模、企业结构和所有制性质对 R & D 产出的影响 3 】。第三类分析R & D 效率，实证结果显 示，非国有经济企业的技术效率高于国有企业舢 。除此 之外，更为具体的研究也从融资环境、税收补贴政策、要 素市场化等方面研究R & D 的生产效率。 本文在前人研究的基础上进行以下工作。第一， 测算2 0 0 3 2 0 1 1 年的R & D 资本存量。第二，模型中的 投入要素除考虑R & D 资本和R & D 人员外，增加企业 规模、产权结构和绩效状况的交互项，以解决当某一 个解释变量对被解释变量的影响受其他因素处于不 同值影响的问题。 一、R & D 资本存量的测算 本文使用永续盘存法对2 0 0 3 2 0 1 1 年R & D 资本 存量进行测算。使用永续盘存法需要解决以下四个 问题：第一，R & D 资本支出增长率g 的确定。本文使用 复合增长率方法计算g ，复合增长率= ( 现有价值基础 价值) 6 ( 1 年数) 一1 。第二，当期R D 资本支出的选 取。本文以2 0 0 3 盔1 z 为基期，从R & D 支出总额中扣除劳 务费，剩下部分作为R & D 资本支出。第三，构造R & D 基金项目】国家9 7 3 4 目( 2 0 1 2 C B 9 5 5 8 0 2 ) 资本支出的价格指数。将R & D 资本支出价格指数设 定为原材料购进价格指数和固定资产投资价格指数 的加权平均值。权重为原材料费、固定资产购建费在 R D 资本支出中所占的份额。第四，确定R & D 资本存 量的折旧率8 。借鉴吴延兵、王玲等的相关研究，设定 6 为1 5 。计算结果显示，以2 0 0 3 年为不变价，3 4 个工 业行业的R & D 资本存量年均增长率显著增加，其中 轻工业、矿产业、交通运输、机械制造业的R & D 资本 存量增长较快，印刷业、纺织业、烟草业、石油和天然 气开采业的R & D 资本存量增长较慢，专用设备制造 业、通信设备计算机及其他电子设备制造业2 0 0 3 生1 z 的R & D 资本存量基数较高，导致R & D 资本存量增长 速度略慢。 选业虽 业压 延 塑班 抖辩 捌制 品造 业业 遗非术非坊仪 纸盘村金织嚣 受真加屠暇c 迁 纸矿工矿装寰 馨耄桑鬻耋量 蚍邋i i l 图1工业行业R & D 资本存量2 0 0 3 - 2 0 1 1 年 均增长率 2 0 1 4 年第3 期_ _ 捆草制品业 辨器骆 纺织业 印劁业和记录蠛舟的 通用设鲁翻造业专用设备截遗业 化掌蹶斟受化学制品 化学纤娃制造业 电气帆砖且嚣材舰瘟业 工艺晶及其他割造业空孽莲输设鲁捌遗监 攥旋开采和洗选业 鼻色金属冶炼厦压莲；石浊加工缘赣厦挂撼： 盘曩制品业禽晶耕遣业像我科品业 青色金置冶璩农副食晶加工霉色盘疆矿采 家具耕遗业 万方数据 二、模型的选择 本文在知识函数Y = A K 乙”e 4 基础上加入交互项， 取对数后得到计量模型： l n Y n = 6 + o d n K “- 够l n L 。I + A ，s n + A 2 0 。+ A ，尸：+ A ，2 5 n D n + A 2 j D 口巴+ A a 只+ u i + u 。+ 占“ l ，表示R & D 产出，K 表示尺& D 资本投入，表示 R & D 劳动投入，A 反映R & D 效率，a 表示R & D 资本投人 产出弹性，口表示R & D 劳动投入产出弹性，X 表示影响 R 肋效率的因素。8 = l n A 表示常数项，S 表示企业规 模、D 表示产权结构、P 表示绩效。i 表示行业，t 表示时 间，F i 是与观察个体有关，不随时间而变化的因素，移。 是不随行业而随时间变化的因素，占。是残差。如果秽与 任意解释变量相关，则用固定效应模型估计。H a u s m a n 检验是验证两种统计量之间是否存在显著差异， H a u s m a n 统计量服从自由度为k 的旷分布。当日大于一 定显著水平的临界值时，可以确认模型中存在固定 效应，否则选用随机效应模型。 三、数据说明 本文使用的数据来源于中国统计年鉴和中 国科技统计年鉴，时间跨度为2 0 0 3 - - 2 0 1 1 年。使用 3 4 个大中型工业企业9 年的行业数据，总观测样本数 为3 0 6 个。中国科技统计年鉴 2 0 0 4 年的统计指标 “分行业大中型工业企业科技活动经费内部支出”中 没有统计原材料费和固定资产购建费，因, 1 t ：1 5 2 0 0 4 生l e R & D 支出取2 0 0 3 年和2 0 0 5 年的平均值。中国科技统 计年鉴2 0 0 8 年之前统计口径为科技活动人员，2 0 0 9 年以后的统计口径为R & D 人员。中国统计年鉴 2 0 0 5 同时统计了2 0 0 4 年的科技活动人员和R & D 人 员，全国科技活动人员1 4 4 9 4 4 1 人，R D 人员6 5 3 9 3 2 人，科技活动人员是R & D 人员的2 2 倍。因此对2 0 0 9 年、2 0 1 0 年、2 0 1 1 年的R D 人员数量乘以2 2 倍大致得 到这三年各行业的科技活动人员。 表1 变量定义 变量符号单位定义 用工业品出厂价格指数对其进行了价格平 新产品销售收入 Y 万元减2 0 0 6 年以后统计指标改为新产品主营 业务收人 使用永续盘存法将R & D 资本支出换算成 R & D 资本存量 K 万元 R & D 资本存量 R & D 人员L人 科技活动人员数 大中型工业企业销售收入大中型工业企业 规模变量 S A L E 亿元数量，用工业品出厂价格指数对销售收入进 行了平减 产权变量0 W N 国有工业企业总产值全部工业企业总产值 绩效指标 P E R 销售利润率 四、结果与讨论 本文建立新产品生产函数模型，分别运用随机 效应模型和固定效应模型进行估计。如果K 、L 、S 、O 、 P 与“ I t ) i ，q 无关，可使用随机效应模型，如果K 、L 、S 、O 、P 与v i ，a R 相关，应该使用固定效应模型，表2 中的( 6 ) H a u s m a n 检验值为1 8 2 4 1 ，支持固定效应模型。 表2 估计结果 123456 I , n k 0 3 0 5 + 03 2 9 + 03 4 l +0 3 2 4 + +0 3 3 6 + + 03 4 3 。 一1 72 81 73 l一1 42 2 1 3 0 6一1 5 8 5 一1 26 3 U0 , t 9 1 04 7 6 0 5 7 3 04 2 6 04 6 0 05 0 1 + 一81 179 379 9815 4 18 0 8 S1 4 8 5 l1 1 3 9 1 0 9 5 0 5 2 830 9 0 一3 6 93 5 62 6 41 32 4 l O0 2 3 20 3 1 70 2 2 6 07 2 7 + + ( 一O 9 5 ) 一13 11 5 724 5 P 1 2 1 5 + 一0 7 8 5 + 1 3 1 2 + + 一3 0 72 1 22 0 2 S o00 0 7 0 5 3 s p一0 0 9 2 ( 一3 9 3 ) 0 p 00 5 4 ( 一2 7 6 ) 蚰I B一2 5 4 9 4 一2 5 7 2 7 一1 9 9 5 5 一2 1 2 6 2 11 7一1 9 0 7 4 + + 一5 4 15 5 82 6 22 8 30 2 12 4 1 7 5 B3 21 2 2 8 5 81 8 2 4 1 H u a a w a n4 2 64 2 6 一0 0 2 2 6000 模型 F EF EF EF E R s q0 8 1 2 80 7 7 4 8 0 7 7 8 70 8 3 6 N3 嘶3 0 63 0 63 0 63 0 63 0 6 注：括号内的数值为t 检验值H u a m a n 检验括号内的数值为显著性概率。、分刺代 表参数估计值在1 、5 、1 0 ( 一) K 和L 的产出弹性变化的分析 在表2 中，( 1 ) 的R D 资本的产出弹性为0 3 0 5 ， R & D 劳动的产出弹性为0 4 9 1 ，与吴延兵 6 1 运用的大 中型工业企业数据的估t - t - 结果0 3 5 1 5 和0 4 5 8 4 ， Z h a n g 等n 1 的0 3 9 4 2 和0 2 9 6 6 相比，R & D 资本弹性下 降，R D 劳动弹性上升。可以从如下两个方面解释q 和B 的变化。 第一，在回归模型l n Y i t - - - - - 书+ o d n K i t 删n L i t + A1 S i t + A 2 0 i t + A 3 P i t + v i + v t + 占i t 中，仅表示资本存量增加百分之 一，R & D 产出增加百分之几。a 下降表明资本存量对 产出的贡献产生下降，可以理解为资本投入的效率 降低了。研究中发现，R & D 经费内部支出中管理费用 占比较高，那么科研经费可能存在浪费和使用效率 低下的问题。但是，同时也应该注意到，d 下降体现了 资本的边际生产力递减的趋势，随着我国在R & D 支 出的增加，当前资本存量已经远远高于1 0 年前，因此 的下降也是必然趋势。B 反映了科技活动人员对 R D 的促进作用稳步上升，研发劳动的边际生产力 还处于增加趋势，研发人员的配置还有继续提高的 _ 目管理现代化 万方数据 空间。 第二，根据新古典生产函数y ；A r r ，求导可得： KO Y La Y 昭- - F 面；2 可瓦 a 是资本回报份额占总产出的比例，口是劳动回报份 额占总产出的比例。仅下降，J B 上升，反映了R & D 领域 科技活动人员的收入在提高，资本的回报在下降，是 国民经济进步的表现。 ( 二) 交互项的解释 由表2 中的( 2 ) 一( 6 ) 分析知识生产函数的影响因 素。表2 中加入企业规模、产权结构和企业绩效的交 互项后R s q 有所提高，说明增加交互项后模型的解 释能力有所增强。 由( 6 ) 的结果表明，企业规模和产权结构的交互 项( s o ) 对R D 产出影响不显著，企业规模和绩效的交 互项( s p ) 对R D 产出在1 0 的水平下显著，交互项系 数为负，为一0 0 9 2 ，意思是当企业规模的扩大到一定 程度时，企业绩效X f f R & D 产出的影响是负的。可以解 释为，绩效好的企业才有能力研发，研发成功会促进 企业绩效增加、企业规模扩大。但是当企业规模扩大 后，绩效好反而抑制研发增长。企业绩效和产权结构 交互项( o p ) 对R & D 产出的影响在1 0 的水平下显著。 交互项系数为正，意思是随着企业绩效的增加，国有 产权的比重提高对研发产出有正的影响。原因在于， 在中国当前的制度安排下，国有企业更易获得国家 的研发项目和资金，拥有更多的高水平的人力资本。 私营企业虽然由于生存和竞争的压力更有研发的动 力，但是困于资金和市场需求，因此研发产出水平不 高。该结论也印证了袁志刚隅1 所指出的，国有企业在 创新上有先天的体制优势，张海洋旧1 的实证结果支持 国有企业比非国有企业具有更高的自主创新效率。 实际上，国有企业和民营企业在研发过程中都起着 重要作用，不是互相替代的关系，应当完善机制，充 分发挥各自的优势。 五、结论与启示 ( 一) 结论 本文运用中国3 4 个大中型工业企业的面板数 据，从实证角度分析了影响R & D 产出的因素。在测算 R & D 资本存量的基础上，使用柯布道格拉斯知识生 产函数模型，以新产品销售收入代表R & D 产出，估计 结果显示：( 1 ) R & D 资本弹性下降，R & D 劳动弹性上 升。一方面反映了中国R & D 的资本投入效率下降，劳 动的投入的效率上升；另一方面R & D 领域科技活动 人员回报上升，资本回报在下降，反映出国民收入分 配格局的变化。( 2 ) 企业规模和绩效的交互项( s p ) 对 R & D 产出在1 0 的水平下显著，交互项系数为负， 为一0 0 9 2 ，即是当企业规模的扩大到一定程度时，企 业绩效对R & D 产出的影响是负的。( 3 ) 企业绩效和产 权结构交互项( o p ) X 寸R & D 产出的影响在1 0 的水平 下显著。交互项系数为正，即随着企业绩效的增加， 国有产权的比重提高对研发产出有正的影响。 ( 二) 启示 本文的研究对我国建设创新型国家具有启示意 义。科技人员对创新的贡献日益重要，表明应该进一 步培养和提高科技工作者的创新能力。企业绩效和 国有产权的交互影响，反映了具有良好企业绩效的 国有企业具有更强的创新能力，国有企业的强大对 技术创新是有利的，应当设计激励机制，鼓励和促进 国有企业技术创新，以更好地承担建设创新型国家 的责任。口 参考文献 1 G r i l i c h e sZ P a t e n t s ：R e c e n tt r e n d sa n dp u z z l e s M N a t i o n a lB u r e a uo fE c o n o m i cR e s e a r c hC a m b r i d g e ， M