樊 華

（1.南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南京 210016；2.淮海工學(xué)院，江蘇 連云港 222001）

中國省際科技創(chuàng)新效率演化及影響因素實(shí)證研究

樊 華1，2

（1.南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南京 210016；2.淮海工學(xué)院，江蘇 連云港 222001）

以2001—2007年省區(qū)面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用DEA的VRS模型測度科技創(chuàng)新效率，并進(jìn)行其收斂性與影響因素分析。實(shí)證表明：中國科技創(chuàng)新效率具有周期性波動(dòng)演化特點(diǎn)，東部地區(qū)科技創(chuàng)新效率高于中西部地區(qū)，西部地區(qū)科技創(chuàng)新效率提高快，趕上并超過了中部地區(qū)；西部地區(qū)科技創(chuàng)新效率具有絕對(duì)和條件收斂特征；全國和東中部地區(qū)科技創(chuàng)新效率條件收斂顯著，但絕對(duì)收斂特征不明顯；在考察期內(nèi)工業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放度、高等教育發(fā)展水平對(duì)全國科技創(chuàng)新效率具有正影響效應(yīng)，而政府影響力具有負(fù)向作用。

科技創(chuàng)新效率；DEA；收斂性；Tobit模型；面板數(shù)據(jù)

Abstract:Based on the panel data of Chinese provinces during 2000-2007,this study conducts an empirical analysis of the scientific and technology innovation efficiency by using the model of variable.The results show that the scientific and technology innovation efficiency has the characters of periodic undulation evolution,the east is higher than the middle and west,the west enhances quickly,caught up with and has surpassed the middle;the west region has absolute and conditional convergence;the conditional convergence of the whole country and east-middle area is remarkable,but the absolute convergence is not obvious;the industry structure,the openness and the higher education level of development have the positive influence,but the government effect are the negative function.

Key words:science and technology innovation efficiency;data envelopment analysis;convergence;Tobit model;panel data

轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展追求的目標(biāo)。隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展和競爭的日益加劇，區(qū)域創(chuàng)新能力已成為區(qū)域綜合競爭力的重要標(biāo)志和地區(qū)經(jīng)濟(jì)獲取國際競爭優(yōu)勢的決定性的因素［1］。經(jīng)濟(jì)增長理論和實(shí)踐均表明，科技創(chuàng)新是提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和質(zhì)量最為重要的要素。創(chuàng)新能力提升不僅需要增加對(duì)科技創(chuàng)新投入，更要注重科技創(chuàng)新效率，特別是我國各地區(qū)科技創(chuàng)新投入不斷加大的情況下，科技創(chuàng)新效率提升對(duì)區(qū)域科技競爭力具有更加重要的意義。

1 文獻(xiàn)綜述

區(qū)域科技創(chuàng)新是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的重要組成部分，是區(qū)域經(jīng)濟(jì)和科技發(fā)展的重要基礎(chǔ)。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)最早是由Cooke于1992年提出［2］，主要是研究區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)分類、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)結(jié)構(gòu)、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)模式、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)政策、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)評(píng)價(jià)等方面［3］。區(qū)域科技創(chuàng)新效率是區(qū)域科技投入產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化率，其內(nèi)涵是指在一定的科技創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新資源配置條件單位科技創(chuàng)新投入獲得的產(chǎn)出，或者單位科技創(chuàng)新產(chǎn)出消耗的科技創(chuàng)新投入。

區(qū)域科技創(chuàng)新效率正成為眾多學(xué)者關(guān)注的重要課題。研究科技創(chuàng)新效率的主流方法可分為二類：一類是參數(shù)技術(shù)，如隨機(jī)前沿方法，另一類是非參數(shù)技術(shù)，如數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法 （DEA）。Nasierowski和Arcelus（1999、2000、2003）用兩步驟 DEA 方法測度了45個(gè)國家的創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新規(guī)模、資源配置對(duì)生產(chǎn)率的變化有重要影響［4-6］。張宗益等（2006）使用我國31省區(qū)1998-2003年數(shù)據(jù)，運(yùn)用基于對(duì)數(shù)型柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)tistical（SFA），實(shí)證研究了我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率，其研究結(jié)果表明：我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率雖然呈上升趨勢，但效率較低，且東、中、西部之間區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率差距明顯［7］。 白俊紅等（2009）利用 SFA方法對(duì)1998-2006年30個(gè)省區(qū)進(jìn)行了研發(fā)創(chuàng)新的相對(duì)效率與全要素生產(chǎn)率增長情況，結(jié)果是全國整體研發(fā)創(chuàng)新技術(shù)效率較低且各地區(qū)存在差異，東部地區(qū)高于中、西部［8］。 池仁勇等（2004）運(yùn)用 DEA 方法，對(duì)我國30個(gè)省區(qū)的技術(shù)效率進(jìn)行了測定，結(jié)果呈現(xiàn)東高西低的特征［9］。孫凱、李煜華（2007）用 DEA方法對(duì)我國省區(qū)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行了分析與比較，研究結(jié)論是大多數(shù)省份沒有充分利用或低效率利用其創(chuàng)新投入，而且區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率未必與其技術(shù)創(chuàng)新能力以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相一致［10］。

部分學(xué)者針對(duì)我國區(qū)域創(chuàng)新效率進(jìn)行了測量和評(píng)價(jià)［11-13］，也有學(xué)者考慮了區(qū)域發(fā)展的不平衡進(jìn)行區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率差異分析［9，14］。根據(jù)目前所掌握的資料，現(xiàn)有的研究成果頗豐，對(duì)本文研究具有重要的借鑒，但也存在明顯的不足。首先，從時(shí)間維度上，眾多的研究主要是針對(duì)某一年區(qū)域科技創(chuàng)新效率的比較，是一個(gè)靜態(tài)視角考察區(qū)域間相對(duì)效率，缺乏動(dòng)態(tài)演化的思考。其次，研究方法較單一，缺乏對(duì)問題的深入探討，如對(duì)科技效率影響因素的研究。第三，指標(biāo)體系構(gòu)建差異較大，指標(biāo)選擇不一，研究結(jié)論不一致甚至相互矛盾。

本文運(yùn)用DEA的VRS模型測度區(qū)域科技創(chuàng)新效率［15-18］，借鑒經(jīng)濟(jì)增長研究中σ收斂和β收斂研究成果進(jìn)行區(qū)域科技創(chuàng)新效率的收斂性分析，對(duì)我國省際科技創(chuàng)新效率進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，并研究其演化態(tài)勢，揭示影響發(fā)展方向的重要原因；運(yùn)用Tobit模型對(duì)影響區(qū)域科技創(chuàng)新效率的因素進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析，揭示區(qū)域科技創(chuàng)新效率的原因并提出有針對(duì)性的政策建議。

2 指標(biāo)與數(shù)據(jù)

科技創(chuàng)新是一個(gè)多要素投入和多產(chǎn)出的復(fù)雜系統(tǒng)。綜合相關(guān)文獻(xiàn)研究成果［12］［14］［19］，科技投入主要有人力和資金的投入，而科技產(chǎn)出涉及直接和間接產(chǎn)出指標(biāo)。本文遵循指標(biāo)選擇中指標(biāo)的可比性、可得性、科學(xué)性等原則，構(gòu)建科技創(chuàng)新投入產(chǎn)出指標(biāo)體系，考慮DEA評(píng)價(jià)方法主要是考察DMU間的相對(duì)關(guān)系，因此具體指標(biāo)均選取比重值，更有利于指標(biāo)間的對(duì)比與解釋。投入指標(biāo)有：科技活動(dòng)人員占就業(yè)人口的比重 （X1），R＆D人員占科技活動(dòng)人員的比重（X2），科技經(jīng)費(fèi)支出占 GDP 的比重（X3），科技活動(dòng)人員人均科技經(jīng)費(fèi)支出（萬元）（X4），地方財(cái)政科技撥款占地方財(cái)政支出的比重（X5）。產(chǎn)出指標(biāo)有：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模以上企業(yè)產(chǎn)值占二、三產(chǎn)業(yè)的比重（Y1），高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口額占地區(qū)出口的比重（Y2），每萬名科技活動(dòng)人員專利申請授權(quán)量（Y3），每萬名科技活動(dòng)人員發(fā)表國內(nèi)中文期刊科技論文數(shù)（Y4），每萬名科技活動(dòng)人員技術(shù)市場成交合同金額（萬元）（Y5）。

本研究時(shí)間跨度為2000—2007年。數(shù)據(jù)來源于2001-2008年 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中華人民共和國科技部中國科技統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站的相關(guān)數(shù)據(jù)。

3 科技創(chuàng)新效率演化分析

根據(jù)DEA的VRS模型，使用Deap2.1軟件包，運(yùn)用跨期數(shù)據(jù)構(gòu)造生產(chǎn)前沿面得到了我國各省區(qū)和全國的綜合技術(shù)效率（TE）、純技術(shù)效率（PTE）和規(guī)模效率（SE），結(jié)果詳見表 1。

綜合技術(shù)效率是對(duì)決策單元的資源配置能力、資源使用效率等多方面能力的綜合衡量與評(píng)價(jià)。周期性波動(dòng)是綜合技術(shù)效率的顯著特征。我國綜合技術(shù)效率東部地區(qū)最高，西部自2002年超過全國平均水平，且一直高于中部地區(qū)。從變化趨勢上，全國及東中西部綜合技術(shù)效率從2000年開始下降至2002年，而后一直上升，2006年達(dá)到波峰后再次下降，在這一過程中，西部綜合技術(shù)效率的波動(dòng)周期更短些。2000年與2007年相比，綜合技術(shù)效率除東部略有下降外，中西部均有提高，但提高的幅度不大。從綜合技術(shù)效率的絕對(duì)值上，中部在2002年平均僅0.69，與東部0.9相差0.21，差距較大。中部2000年至2004年均低于0.8，其余年份均高于0.8；東部除2003年、2004年二年低于0.9外，其余均高于0.9。進(jìn)入新世紀(jì)以來，中國區(qū)域科技創(chuàng)新效率總體上從絕對(duì)值來說，均有一定的提高，但科技創(chuàng)新的綜合技術(shù)效率提高幅度不大。

表1 中國2000—2007年東中西部效率平均值

純技術(shù)效率用于衡量決策主體以既定投入資源提供相應(yīng)產(chǎn)出的能力，與決策主體的管理水平直接相關(guān)。純技術(shù)效率東部地區(qū)處于下降狀態(tài)，而中西部地區(qū)則在波動(dòng)中略有提升，說明中西部決策主體的管理水平有了提高。西部地區(qū)自2002年超過東部后，雖有波動(dòng)但一直高于東部和全國平均水平，并處于全國最高水平。中部地區(qū)純技術(shù)效率仍然最低，但其決策主體的平均管理水平在提高。純技術(shù)效率的波動(dòng)性要高于綜合技術(shù)效率，從另一側(cè)面要求提高科技創(chuàng)新管理決策的科學(xué)化水平。

規(guī)模效率用于衡量決策主體現(xiàn)有生產(chǎn)規(guī)模結(jié)構(gòu)與最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模結(jié)構(gòu)之間的差距。從全國來看，規(guī)模效率從2000年下降至2002年，而后上升至2006年，后再下降，形成先下降后上升再下降的周期性波動(dòng)。西部地區(qū)自2001年超過中部后，一直高于中部地區(qū)。東部地區(qū)規(guī)模效率值最高，但也呈現(xiàn)出周期性的波動(dòng)，且規(guī)模效率值高于純技術(shù)效率值，反映東部地區(qū)規(guī)模結(jié)構(gòu)較好。中西部地區(qū)的規(guī)模效率波動(dòng)幅度明顯要高于東部，且西部地區(qū)的波動(dòng)周期小于東、中部，除2006和2007年西部地區(qū)外，中、西部地區(qū)規(guī)模效率值均低于純技術(shù)效率值，說明中西地區(qū)科技創(chuàng)新規(guī)模結(jié)構(gòu)間匹配不好，規(guī)模效應(yīng)有待提高。

綜上，我國科技創(chuàng)新效率總體上東部高于中部和西部，西部效率提高很快，不僅趕上中部而且超過了中部，并高于全國平均水平；東部地區(qū)純技術(shù)效率高但處于相對(duì)下降狀態(tài)；東部地區(qū)規(guī)模效率高，中西部地區(qū)低，但東部與中西部純技術(shù)效率與規(guī)模效率關(guān)系不同，東部應(yīng)注重決策主體管理水平的提高，中西部應(yīng)注重于規(guī)模結(jié)構(gòu)的匹配。

中國 2000—2007年東中西部 DEA有效單元數(shù)、規(guī)模效益遞增單元數(shù)、規(guī)模效益遞減單元數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。全國DEA有效單元數(shù)呈現(xiàn)周期性變化，規(guī)模效益遞增單元數(shù)大大高于規(guī)模效益遞減單元數(shù)，因此加大科技創(chuàng)新投入將有更多的科技創(chuàng)新產(chǎn)出。從地區(qū)對(duì)比中，東部EDA有效單元數(shù)明顯高于中西部，西部DEA有效單元數(shù)高于中部地區(qū)，且西部沒有DEA有效單元遞減單元，表明新世紀(jì)以來加大對(duì)西部科技創(chuàng)新的投入決策完全正確。我國現(xiàn)階段總體上仍處于科技創(chuàng)新投入規(guī)模效益遞增階段。

表2 中國2000—2007年東中西部DEA有效單元數(shù)、規(guī)模效益遞增遞減單元數(shù)統(tǒng)計(jì)

4 科技創(chuàng)新效率的收斂性

現(xiàn)借用經(jīng)濟(jì)增長研究中收斂概念對(duì)省區(qū)科技創(chuàng)新效率演化趨勢進(jìn)行分析。

4.1 絕對(duì)收斂分析

圖1顯示了全國及東中西部σ收斂情況。

圖1 DEA-TE變異系數(shù)

在考察的8年中，綜合技術(shù)效率值（TE）的變異系數(shù)出現(xiàn)了周期性的變化。全國的變異系數(shù)2002年為峰值，2006年為谷底，2000-2002變異系數(shù)增大，2002-2006變異系數(shù)保持縮小的趨勢，2006年后又出現(xiàn)擴(kuò)大，說明科技創(chuàng)新效率在全國來說具有顯著的周期性波動(dòng)。但就各地區(qū)而言，東部地區(qū)的變異系數(shù)一直較小，說明東部地區(qū)內(nèi)部的科技創(chuàng)新效率差距較小，但東部地區(qū)變異系數(shù)同樣具有波動(dòng)特征，2000年至2003年變異系數(shù)不斷增大，內(nèi)部差距增大；2003年后變異系數(shù)變小，東部地區(qū)內(nèi)部差距在縮小。中部變異系數(shù)在周期性波動(dòng)中增大，中部各省區(qū)內(nèi)部科技創(chuàng)新效率差距在擴(kuò)大；西部地區(qū)變異系數(shù)周期性波動(dòng)大，從絕對(duì)值變化看有變小的趨勢，西部地區(qū)內(nèi)部各省區(qū)科技創(chuàng)新效率差距具有收斂的趨勢。中部和西部地區(qū)在2004年變異系數(shù)大小出現(xiàn)明顯的錯(cuò)位，2004年前，西部變異系數(shù)大于中部變異系數(shù)，說明西部地區(qū)內(nèi)部科技創(chuàng)新效率差距大于中部；2004年后，西部變異系數(shù)明顯小于中部變異系數(shù)；中部地區(qū)變異系數(shù)波動(dòng)的幅度要小于西部的變異系數(shù)。從全國的變異系數(shù)表現(xiàn)為周期性波動(dòng)，各省區(qū)間沒有顯示出明顯收斂的跡象。

應(yīng)用 Miller和 Upadhyay 使用的方法［20］，利用本文獲得的TE數(shù)據(jù)進(jìn)行橫截面分析。絕對(duì)β收斂由式（1）回歸系數(shù)確定：

其中，lnEt和 lnEt－1為 2000—2001 年和 2006—2007年的平均值，兩個(gè)時(shí)段之間相距6年，故取T=6。估計(jì)結(jié)果如表3。

結(jié)果顯示，全國和西部地區(qū)的β值為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，因此從全國來看各省區(qū)間科技創(chuàng)新效率存在共同收斂的趨勢，且西部地區(qū)同樣表現(xiàn)出明顯的收斂特征，說明從全國整體上講科技創(chuàng)新效率是在趨向于共同水平，說明科技創(chuàng)新的溢出效應(yīng)明顯。東部地區(qū)β值為負(fù)但并不顯著。中部地區(qū)β值為正，但中部省份間科技創(chuàng)新效率的絕對(duì)收斂特征統(tǒng)計(jì)上不顯著。

4.2 條件收斂分析

運(yùn)用本文科技創(chuàng)新效率所得DEA-TE面板數(shù)據(jù)，用回歸等式（2）進(jìn)行條件β收斂分析。

表3 全國和東中西部地區(qū)絕對(duì)β收斂估計(jì)結(jié)果

以2年為一個(gè)時(shí)段將樣本劃分，即取2000—2001、2002—2003、2004—2005、2006—2007 二年的綜合技術(shù)效率均值以消除由于周期性因素的影響。本文同時(shí)給出面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）分析對(duì)我國整體、東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行條件收斂回歸結(jié)果，并進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，以選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果如表4。

除西部地區(qū)以外，Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果都拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型無系統(tǒng)性差別的原假設(shè)，因此，西部地區(qū)可用隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，其它則用固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。表4表明，條件收斂回歸系數(shù)顯著為負(fù)，全國及東、中、西部存在條件β收斂特征。

綜上，全國科技創(chuàng)新效率具有絕對(duì)β收斂和條件β收斂的顯著特征，表明各省區(qū)科技創(chuàng)新效率與初始水平相關(guān)，會(huì)達(dá)到各自穩(wěn)定的創(chuàng)新效率和增長水平，并朝各自的穩(wěn)態(tài)水平趨近，這個(gè)穩(wěn)態(tài)水平依賴于創(chuàng)新主體自身的特征。西部地區(qū)具有絕對(duì)收斂和條件收斂的特征，而東部和中部地區(qū)不具有絕對(duì)收斂特征，但條件β收斂顯著，說明東中部各省區(qū)科技創(chuàng)新效率都在朝各自的穩(wěn)態(tài)水平趨近，這個(gè)穩(wěn)態(tài)水平同樣依賴于各省區(qū)自身的特征。

表4 全國、東部、中部和西部地區(qū)條件β收斂估計(jì)

5 各省區(qū)科技創(chuàng)新效率影響因素分析

5.1 數(shù)據(jù)與模型

本文主要考察以下因素對(duì)科技創(chuàng)新效率及其收斂性的影響：工業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）用各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)份額表示；國有經(jīng)濟(jì)比重（IE）用各地區(qū)國有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值比值表示；對(duì)外開放度（DOO）用各地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP的比重表示；高等教育發(fā)展水平（HED）用各地區(qū)每十萬人口中高等學(xué)校在校生數(shù)表示；政府影響力（GOI）用地區(qū)政府財(cái)政科技撥款占地區(qū)科技經(jīng)費(fèi)支出總額的比例表示。

Tobit分析是因變量受限模型的一種，當(dāng)因變量為切割值（Truncated）或片斷值（Censored）時(shí)采用。由于各地區(qū)的科技創(chuàng)新效率值在0與1之間，數(shù)據(jù)被截?cái)?，需要建立截?cái)嘁蜃兞磕Ｐ停什捎锰幚硐拗狄蜃兞康腡obit模型檢驗(yàn)影響科技創(chuàng)新效率的因素。

模型構(gòu)建如下：

其中TE*it為各省區(qū)不同年份的綜合技術(shù)效率值，研究樣本時(shí)間為2000—2007年。

5.2 結(jié)果分析

基于2000—2007年面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用EViews6.0進(jìn)行計(jì)算的結(jié)果如表5，方程通過了F檢驗(yàn)。由于Tobit模型不能象普通OLS得到直接解釋因變量和自變量之間的影響大小，但估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與偏效應(yīng)是一致的，其統(tǒng)計(jì)顯著性也一致。本文主要研究因素影響方向而不是具體效應(yīng)的大小，對(duì)系數(shù)值的大小不作更多分析。

（1）從全國來看，工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)科技創(chuàng)新效率影響顯著為正，即工業(yè)企業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)份額比重越大，科技創(chuàng)新效率越高。西部地區(qū)同全國一樣，工業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)為正，反映西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)科技創(chuàng)新效率提高的積極影響。東中部地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著，從而不能確定東中部地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)科技創(chuàng)新效率的影響方向，其影響的具體效應(yīng)需進(jìn)一步研究。

表5 各地區(qū)科技創(chuàng)新效率影響因素的Tobit回歸結(jié)果

（2）國有經(jīng)濟(jì)比重對(duì)東、中、西部的影響系數(shù)均為正，其中東中部系數(shù)統(tǒng)計(jì)上顯著，表明經(jīng)過國有企業(yè)的重組改造，東中部國有企業(yè)對(duì)科技創(chuàng)新效率影響能力在增強(qiáng)。全國的國有經(jīng)濟(jì)比重的影響系數(shù)為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上均不顯著。國有經(jīng)濟(jì)比重對(duì)不同省區(qū)科技創(chuàng)新效率的影響有待深入研究。

（3）對(duì)外開放度的系數(shù)均為正，東部地區(qū)統(tǒng)計(jì)顯著。顯然對(duì)外開放程度越高，競爭越激烈，必然要求加大科技投入，提高產(chǎn)出水平，同時(shí)在對(duì)外開放過程中，引起、吸收先進(jìn)技術(shù)，也不同程度地提高了科技創(chuàng)新效率的提升。

（4）全國高等教育發(fā)展水平的影響系數(shù)顯著為正，作為科技創(chuàng)新人力資源投入的基礎(chǔ)，高等教育的發(fā)展直接對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生正向效應(yīng)。雖然東中西部高等教育發(fā)展水平系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著，但均為正值，說明高等教育發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新積極影響。因此，高等教育發(fā)展水平對(duì)科技創(chuàng)新效率具有基礎(chǔ)性影響。

（5）全國政府影響力系數(shù)顯著為負(fù)值，東部和西部的政府影響力系數(shù)也同時(shí)為負(fù)值，僅中部地區(qū)的政府影響力系數(shù)為正值，但東中西部分區(qū)統(tǒng)計(jì)上不顯著。政府影響力系數(shù)的負(fù)值方向，說明政府的科技經(jīng)費(fèi)投入與科技創(chuàng)新效率的反向效應(yīng)。我國正處于市場經(jīng)濟(jì)改革深化的階段，科技創(chuàng)新的主體是企業(yè)，政府不能過多地干擾企業(yè)自主科技創(chuàng)新，政府科技經(jīng)費(fèi)投入在不斷加大力度的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步明確導(dǎo)向效率，真正促進(jìn)科技創(chuàng)新效率的提升。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，各地區(qū)政府財(cái)政科技撥款占地區(qū)科技經(jīng)費(fèi)支出總額比例高的省區(qū)，其科技創(chuàng)新的DEA值較低，說明企業(yè)科技創(chuàng)新投入的市場主體地位沒有確立，政府科技資金的導(dǎo)向作用沒有充分發(fā)揮。

6 結(jié)論和政策建議

科技創(chuàng)新效率問題是科技創(chuàng)新關(guān)注的焦點(diǎn)。本文運(yùn)用DEA的VRA模型對(duì)新世紀(jì)以來中國各省區(qū)科技創(chuàng)新效率演化實(shí)證研究，并就其收斂性和影響因素進(jìn)行了考察。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）各地區(qū)科技創(chuàng)新效率差異顯著且具有周期性波動(dòng)的顯著特征。總體上東部高于中部和西部，西部效率提高很快，不僅趕上中部而且超過了中部，并高于全國平均水平；東部地區(qū)純技術(shù)效率高但處于相對(duì)下降狀態(tài)；東部地區(qū)規(guī)模效率高，中西部地區(qū)低，但東部和中西部地區(qū)的純技術(shù)效率與規(guī)模效率關(guān)系正好相反，因此，東部應(yīng)注重決策主體管理水平提高，中西部應(yīng)注重于規(guī)模結(jié)構(gòu)的匹配?，F(xiàn)階段各地區(qū)均處于科技創(chuàng)新投入規(guī)模效益遞增階段。

（2）中國各省區(qū)科技創(chuàng)新效率演化具有波動(dòng)性的特點(diǎn)?？疾炱趦?nèi)，變異系數(shù)呈現(xiàn)周期性變化，各省區(qū)間沒有顯示出明顯的σ收斂。從全國科技創(chuàng)新效率來看，具有絕對(duì)β收斂和條件β收斂的顯著特征。西部地區(qū)也具有絕對(duì)β收斂和條件β收斂的顯著特征；東部和中部地區(qū)則不具有顯著的絕對(duì)β收斂特征，但條件β收斂顯著。

（3）通過Tobit模型發(fā)現(xiàn)，全國的工業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放度、高等教育發(fā)展水平始終具有正的影響作用；政府影響力具有負(fù)的影響效應(yīng)。就東部而言，國有經(jīng)濟(jì)比重、對(duì)外開放度和高等教育發(fā)展水平有積極的影響作用，工業(yè)結(jié)構(gòu)、政府影響力系數(shù)為負(fù)值；中部除工業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)為負(fù)值外，其余均為正值；西部地區(qū)除政府影響力系數(shù)為負(fù)值外，其余均為正值。各省區(qū)科技創(chuàng)新效率影響因素的差異提供了各地區(qū)科技創(chuàng)新效率收斂性性的原因。

以上基本結(jié)論的政策含義：

（1）鑒于中國現(xiàn)階段各地區(qū)均處于科技創(chuàng)新投入規(guī)模效益遞增階段的事實(shí)，在不斷加大科技創(chuàng)新投入的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)注重科技創(chuàng)新效率的提升，減少波動(dòng)性，注重決策主體管理水平提高及其規(guī)模結(jié)構(gòu)的匹配。

（2）各地區(qū)科技創(chuàng)新效率差異顯著且各省區(qū)科技創(chuàng)新效率存在收斂特征，因此實(shí)施區(qū)域發(fā)展的科技創(chuàng)新戰(zhàn)略，制定科技創(chuàng)新相關(guān)配套政策措施，可加快科技創(chuàng)新溢出，提高科技創(chuàng)新效率，促進(jìn)東中西協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

（3）應(yīng)當(dāng)大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，不斷提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在經(jīng)濟(jì)中的比例，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)；進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開放，加快經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程，加強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力，提升科技創(chuàng)新效率；應(yīng)大力發(fā)展高等教育，培養(yǎng)具有創(chuàng)新能力的人才；注重政府科技經(jīng)費(fèi)投入的導(dǎo)向作用，充分發(fā)展企業(yè)是創(chuàng)新主體的作用，避免政府科技經(jīng)費(fèi)投入的低效率產(chǎn)出結(jié)果；深化國有企業(yè)改革，堅(jiān)持企業(yè)的市場主體與科技創(chuàng)新主體地位，提高科技創(chuàng)新的效率。

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（責(zé)任編輯 張九慶）

Evolution of Regional Science and Technology Innovation Efficiency and its Affecting Factors in Chinese Provinces

Fan Hua
（1.College of Economics and Management,Nanjing University of Aeronautics and Astronautics,Nanjing 210016,China;2.Huaihai Institute of Technology,Lianyungang 222001,China）

F124.3

A

中國博士后科學(xué)基金資助項(xiàng)目（20090451209）和江蘇省博士后科研資助計(jì)劃項(xiàng)目（0901123C）。

2010-03-28

樊華（1962-），男，江蘇張家港人,管理學(xué)博士,南京航空航天大學(xué)管理科學(xué)與工程博士后，淮海工學(xué)院教授；研究方向：教育科技與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，能源經(jīng)濟(jì)與管理，可持續(xù)發(fā)展理論與實(shí)踐。