摘要：自主創(chuàng)新能力是一個國家的核心競爭力，也是一個國家興旺發(fā)達的不竭動力。通過對相關文獻的整理分析，認為影響我國自主創(chuàng)新的因素包括潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力。在此基礎上通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗，建立結構向量自回歸（ＳＶＡＲ）模型，利用脈沖響應和方差分解技術分析各個因素對自主創(chuàng)新的影響，最后為決策部門提供可供參考且具有建設性的政策建議。

關鍵詞：自主創(chuàng)新；影響因素；ＳＶＡＲ模型；方差分解

中圖分類號：Ｆ２７３．１文獻標識碼：Ａ文章編號：0439－８114（２０12）18－4152-06

Ａｎａｌｙｓｉｓ on Ｆａｃｔｏｒｓ Ａｆｆｅｃｔｉｎｇ Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ Ｂａｓｅd ｏｎ ＳＶＡＲ Ｍｏｄｅｌ

ＺＨＡＯ Ｙａｎ－ｗｅｉ

（Ｄｅｐａｒｔｍｅｎｔ ｏｆ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ ａｎｄ Ａｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，Ｈｅｎａｎ Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ ｏｆ Ｅｎｇｉｎｅｅｒｉｎｇ，Ｚｈｅｎｇｚｈｏｕ ４５１１９１，Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ｔｈｅ ｃａｐａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｉｓ ｎｏｔ ｏｎｌｙ ｔｈｅ ｃｏｒｅ ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ａ ｃｏｕｎｔｒｙ， ｂｕｔ ａｌｓｏ ａｎ ｉｎｅｘｈａｕｓｔｉｂｌｅ ｍｏｔｉｖｅ ｆｏｒｃｅ ｏｆ ｐｒｏｓｐｅｒｉｔｙ． Ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｈｅ ｃｏｍｐｉｌａｔｉｏｎ ｏｆ ｒｅｌｅｖａｎｔ ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ， it was ｐｒｏｐｏｓｅd ｔｈａｔ ｔｈｅ ｆａｃｔｏｒｓ ａｆｆｅｃｔｉｎｇ Ｃｈｉｎｅｓｅ ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｉｎｃｌｕｄｅ ｔｈｅ ｐｏｔｅｎｔｉａｌ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ， ｔｈｅ ｉｎｐｕｔ ｃａｐａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ， ｔｈｅ ｃａｐａｃｉｔｙ－ｂｕｉｌｄｉｎｇ ｏｆ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｖｅｃｔｏｒ ａｎｄ ｔｈｅ ｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎ ｃａｐａｃｉｔｙ ｏｆ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ． Accordingly， ｔｈｅ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｖｅｃｔｏｒ ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｖｅ （ＳＶＡＲ） ｍｏｄｅｌ was established ｂｙ ｓｔａｔｉｏｎａｒｙ ｔｅｓｔ， ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｔｅｓｔ， Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔ. Furthermore， ｉｍｐｕｌｓｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ａｎｄ ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ was applied ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｖａｒｉｏｕｓ ｆａｃｔｏｒｓ ｏｎ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ． Finally，some ｕｓｅｆｕｌ ａｎｄ ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｖｅ ｐｏｌｉｃｙ ｒｅｃｏｍｍｅｎｄａｔｉｏｎｓ ｆｏｒ ｔｈｅ ｄｅｃｉｓｉｏｎ－ｍａｋｉｎｇ ｄｅｐａｒｔｍｅｎｔｓ ａｒｅ ｐｒｏｖｉｄｅｄ．

Ｋｅｙ wｏｒｄｓ： ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ； ｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇ ｆａｃｔｏｒｓ； ＳＶＡＲ ｍｏｄｅｌ； ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ

２１世紀是以知識和信息的生產(chǎn)、傳播和應用為基礎的知識經(jīng)濟占主導地位的時代，人類的未來及國家的繁榮比以往任何時候都更加依賴于知識的應用和科技的進步。而我國作為發(fā)展中國家，要在新一輪世界經(jīng)濟競爭中搶占先機，就必須不斷提高自主創(chuàng)新能力，提升比較優(yōu)勢，完善自主創(chuàng)新體系。而提高自主創(chuàng)新能力就必須了解自主創(chuàng)新的特征和影響自主創(chuàng)新的關鍵因素，以及各個影響因素對自主創(chuàng)新的影響程度。只有了解并把握其特征和影響因素才能更好地理解其內(nèi)在關系，才能采取有針對性的措施，并有效地解決自主創(chuàng)新建設中存在的問題。鑒于此，本研究運用１９９０～２００９年我國的相關數(shù)據(jù)對影響自主創(chuàng)新的因素進行了探討。

１文獻綜述

近年來，隨著我國建設創(chuàng)新型國家構想的提出和各項創(chuàng)新政策的出臺，自主創(chuàng)新的影響因素也成為一個熱門話題。對于自主創(chuàng)新的影響因素的研究，學者王一鳴等［１］認為影響自主創(chuàng)新能力的外部因素包括國家創(chuàng)新體系、知識產(chǎn)權保護、產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段、市場環(huán)境、技術鏈和創(chuàng)新鏈等，內(nèi)部因素包括盈利水平和投入能力、創(chuàng)新收益、創(chuàng)新人才、企業(yè)家精神等；徐大可等［２］以實證的方法論證了知識積累、技術學習、研究與開發(fā)（Ｒ＆Ｄ）活動對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響；陳昌柏等［３］從信息利用能力、創(chuàng)新資源的投入與產(chǎn)出能力、創(chuàng)新管理能力、創(chuàng)新成果的市場價值等４個指標出發(fā)對自主創(chuàng)新能力進行了綜合和全面的評價；劉和東等［４］認為我國大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入強度與自主創(chuàng)新能力之間存在著較強的相關關系，盡管它們各自的增長是不穩(wěn)定的，但就長期而言，它們之間卻構成了長期穩(wěn)定的均衡關系；吳延兵［５］運用中國大中型工業(yè)企業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，在測算Ｒ＆Ｄ資本存量的基礎上構建了知識生產(chǎn)函數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)在知識生產(chǎn)中，Ｒ＆Ｄ人員比資本做出的貢獻更大，并且在知識生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出規(guī)模報酬不變或遞減的特征。此外，孫冰等［６］基于多元對應分析對自主創(chuàng)新的影響因素進行了實證研究。王文飛等［７］利用灰色關聯(lián)分析法分析論證了自主創(chuàng)新的投入、自主創(chuàng)新的產(chǎn)出對自主創(chuàng)新的影響。

從已有的研究文獻可以看出，人們對自主創(chuàng)新影響因素的研究大多是理論分析，而進行實證研究的相對較少，即使是實證分析的研究也僅僅是利用簡單的統(tǒng)計分析，是從靜態(tài)的角度出發(fā)進行的研究。鑒于此，本研究以１９９０～２００９年我國的相關數(shù)據(jù)為基礎，借助結構向量自回歸（ＳＶＡＲ）模型 ，從動態(tài)的角度探討影響我國自主創(chuàng)新的因素，以期更深入地分析自主創(chuàng)新和各影響因素內(nèi)外部之間的相互關系。

２模型的確定和變量、數(shù)據(jù)的選取

２．１模型的確定

Ｓｉｍｓ［８］提出了一種用非結構性方法來建立各個變量之間關系的模型，即向量自回歸（ＶＡＲ）模型，該模型能夠從數(shù)據(jù)生成過程的角度對系統(tǒng)內(nèi)生變量進行解釋，充分模擬系統(tǒng)的動態(tài)特征。但是，這種模型不能反映出變量之間當期相關關系的確切形式。Cooley［９］、Ｂｌａｎｃｈａｒｄ等［１０］分別對ＶＡＲ模型進行了修正，提出了結構向量自回歸（ＳＶＡＲ）模型，該模型不僅具有ＶＡＲ模型的所有優(yōu)點，而且最重要的是它在一般ＶＡＲ模型基礎上加入內(nèi)生變量之間的當期關系，把隱藏在誤差項中的變量間的當期相關關系提取出來，使模型的經(jīng)濟意義更加準確，并且克服了ＶＡＲ模型中參數(shù)過多的問題。鑒于此，考慮到自主創(chuàng)新影響因素的特點，同時為了動態(tài)分析各個影響因素與自主創(chuàng)新能力之間的反饋關系，本研究采用了結構向量自回歸（ＳＶＡＲ）模型。

２．２自主創(chuàng)新的影響因素

影響一國自主創(chuàng)新的因素很多，由于對自主創(chuàng)新的理解不同，學者們對影響我國自主創(chuàng)新因素的確認也存在著不同。本研究通過對相關文獻的收集整理，從實踐和理論上考慮，認為影響我國自主創(chuàng)新的主要因素有：潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力。其中，潛在自主創(chuàng)新資源包括人力資本存量［11］和經(jīng)濟資源存量；創(chuàng)新資源的投入能力包括Ｒ＆Ｄ經(jīng)費投入、Ｒ＆Ｄ人員投入；創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力包括科研機構、高校、企業(yè)的自主創(chuàng)新建設能力；創(chuàng)新環(huán)境的保障能力由宏觀經(jīng)濟發(fā)展的大環(huán)境、人文環(huán)境、市場化程度、對外開放程度、知識及技術的流動能力以及政策、管理等軟環(huán)境建設共同組成，而宏觀經(jīng)濟發(fā)展的大環(huán)境主要用人均ＧＤＰ和第三產(chǎn)業(yè)增加值占ＧＤＰ的比重兩個指標來描述。

２．３變量的選取及數(shù)據(jù)的處理

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及變量間的相關性，在此選取我國１９９０～２００９年的人力資本存量、Ｒ＆Ｄ經(jīng)費投入、創(chuàng)新載體擁有的科技和研發(fā)機構數(shù)量、第三產(chǎn)業(yè)增加值占ＧＤＰ的比重這４個變量分別代表潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力。由于創(chuàng)新成果的產(chǎn)出能力主要包括新產(chǎn)品的銷售收入、新產(chǎn)品的產(chǎn)值率、專利申請量、發(fā)明專利量及其占專利申請量的比重、國外檢索工具收錄的科技論文情況及技術市場成交合同數(shù)。

經(jīng)過綜合考慮，本研究選取國內(nèi)專利申請受理數(shù)來說明自主創(chuàng)新的水平，并在此基礎上建立５個變量的ＳＶＡＲ模型。文中數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。同時為了消除變量的異方差，將指數(shù)趨勢轉(zhuǎn)換為線性趨勢，以便于彈性分析，對各變量取對數(shù)，記ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ、ＬＮＲＤ、ＬＮＪＧ、ＬＮＧＤＰ分別表示處理后的國內(nèi)專利申請受理數(shù)、人力資本存量、Ｒ＆Ｄ經(jīng)費投入、創(chuàng)新載體擁有的科技和研發(fā)機構數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占ＧＤＰ的比重，它們分別反映自主創(chuàng)新的水平、潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力。輸出結果全部由軟件Ｅｖｉｅｗｓ ６．０實現(xiàn)。

３實證分析

３．１平穩(wěn)性檢驗

由于選取的５個變量都是時間變量，為了進一步提高評價的客觀性，需要對各變量進行單位根檢驗，以判斷各變量是否具有平穩(wěn)性特征。具體的檢驗結果如表１所示。

從變量的ＡＤＦ單位根檢驗結果可以看出，變量ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ、ＬＮＲＤ、ＬＮＪＧ、ＬＮＧＤＰ的自然對數(shù)都是不平穩(wěn)的，但變量ＬＮＲＤ和ＬＮＧＤＰ的一階差分在１％、５％、１０％的顯著水平下都是平穩(wěn)的，變量ＬＮＲＬ、 ＬＮＺＬ、ＬＮＪＧ的一階差分在１０％的顯著水平下也都是平穩(wěn)的，因此它們都是一階單整的Ｉ（１）序列。

３．２最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

在對ＳＶＡＲ模型進行估計之前，首先要確定模型中內(nèi)生變量的滯后期。在此，利用ＡＩＣ和ＳＣ準則進行判斷，并考慮模型的擬合優(yōu)度情況，最后選擇的滯后階數(shù)為２，即可以建立ＳＶＡＲ（２）模型。在數(shù)據(jù)不存在協(xié)整關系的時候其一般矩陣形式可以表示如下：

Ｂ０Ｙｔ＝Γ１ｙｔ－１＋Γ１ｙｔ－２＋μｔ（ｔ＝１，２，…，Ｔ）

其中，ｙ＝（ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ、ＬＮＲＤ、ＬＮＪＧ、ＬＮＧＤＰ），μｔ是白噪聲序列，且同期擾動項之間互不相關。

３．３協(xié)整關系檢驗（Ｊｏｈａｎｓｅｎ檢驗）

雖然時間序列ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ、ＬＮＲＤ、ＬＮＪＧ、ＬＮＧＤＰ都是一階單整序列，但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這種線性組合反映變量之間長期穩(wěn)定的比例關系（即協(xié)整關系）。本研究中使用Ｊｏｈａｎｓｅｎ檢驗對多變量時間序列進行協(xié)整檢驗，以判斷這些序列之間是否存在協(xié)整關系。檢驗結果見表２。

由以上的跡統(tǒng)計量（P值）檢驗結果可知，在５％的顯著水平下系統(tǒng)至少存在４個協(xié)整關系，由此可以判斷在研究的數(shù)據(jù)期間ＬＮＧＤＰ、ＬＮＪＧ、ＬＮＲＤ、ＬＮＲＬ和ＬＮＺＬ５個變量存在著長期均衡的關系。

３．４格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果檢驗

從上面的協(xié)整檢驗結果可以知道５個變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還需進一步的驗證。本研究通過Ｇｒａｎｇｅｒ因果關系檢驗來進一步驗證變量之間因果關系。對各變量進行Ｇｒａｎｇｅｒ因果關系檢驗是為了確定它們之間的相互影響關系，從而為接下來的脈沖響應函數(shù)作理論上的鋪墊。Ｇｒａｎｇｅｒ因果關系檢驗結果如表３所示。

為了和前面的最優(yōu)滯后階數(shù)保持一致，這里所進行的格蘭杰因果檢驗是以滯后期等于２為基礎的。Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗結果表明，在１％的顯著水平下，ＬＮＲＤ是ＬＮＲＬ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，即創(chuàng)新資源投入能力的提升有利于潛在的自主創(chuàng)新資源的積累。在５％的顯著水平下，ＬＮＧＤＰ是ＬＮＪＧ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，ＬＮＲＬ是ＬＮＧＤＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，說明宏觀經(jīng)濟大環(huán)境的改善對自主創(chuàng)新有一定的促進作用，人力資本存量的多少也影響著創(chuàng)新環(huán)境的保障能力。ＬＮＺＬ在１０％的顯著水平下是ＬＮＲＤ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，說明自主創(chuàng)新的發(fā)展在一定程度上會導致Ｒ＆Ｄ投入的增加。但ＬＮＲＤ對ＬＮＺＬ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因不顯著，這也許和我國創(chuàng)新資源的投入不盡合理有一定的關系。在１０％的顯著水平下，ＬＮＺＬ是ＬＮＪＧ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，也就是說，自主創(chuàng)新對創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力有著正向的積極作用。

３．５脈沖分析

脈沖響應函數(shù)是用于衡量來自隨機干擾項的一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量當前和未來值的影響，從而揭示模型中各內(nèi)生變量間相互作用的動態(tài)過程。它能夠比較客觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應。為了進一步探明自主創(chuàng)新、潛在技術創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力５個變量之間的動態(tài)關系，本研究采用喬利斯基（Ｃｈｏｌｅｓｋｙ）分解方法得到脈沖響應，通過在隨機誤差項上加一個標準差大小的沖擊來分析對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。圖１～圖５給出了ＬＮＺＬ對各個變量沖擊的響應。

從圖１～圖５可以看出：①當本期給ＬＮＺＬ自身一個單位Ｃｈｏｌｅｓｋｙ標準差大小的正向沖擊時，從第一期開始對自身就有一個正向的影響，第三期達到最大值，隨后對自身的影響趨于穩(wěn)定。這表明自主創(chuàng)新自身在受到外來沖擊時，其變動在短期內(nèi)反應顯著，而長期的反應不明顯。②ＬＮＧＤＰ的變動對ＬＮＺＬ的影響在前兩期表現(xiàn)并不是很顯著，中期（３－８年）會有顯著的影響，這說明創(chuàng)新環(huán)境保障能力的提高會加強自主創(chuàng)新的發(fā)展，但這種影響存在一定的滯后性，且長期有趨向于零的趨勢，ＬＮＧＤＰ對ＬＮＺＬ的沖擊作用是中期的。③創(chuàng)新資源的投入對自主創(chuàng)新具有長期的正向作用，說明自主創(chuàng)新離不開創(chuàng)新資源的投入。④ＬＮＲＬ的變動長期內(nèi)對ＬＮＺＬ有促進作用，而且這種促進作用從長期看是非常明顯的。⑤ＬＮＪＧ對ＬＮＺＬ的沖擊是很不穩(wěn)定的，長期內(nèi)對自主創(chuàng)新的促進作用比較顯著。說明創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力的提高能夠長期影響自主創(chuàng)新。

３．６方差分解

方差分解是通過分析每一結構沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。為進一步分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻程度，可以借助方差分解對自主創(chuàng)新、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力、潛在自主創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力進行考察。結果見表４。

表４中，第一列為預測時期，第二列是變量自主創(chuàng)新能力的各期預測標準誤差，這些誤差是由修正值的現(xiàn)在值和將來值變化引起的；后５列均是百分數(shù)，分別表示以ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ、ＬＮＲＤ、ＬＮＪＧ和ＬＮＧＤＰ為因變量的方程信息對各期預測誤差的貢獻度，每行結果相加都是１００%。由表４可知，ＬＮＺＬ、ＬＮＲＬ對ＬＮＺＬ均有較大的影響，其中，ＬＮＺＬ對自身的沖擊是遞減的，而潛在自主創(chuàng)新資源以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力的沖擊是遞增的，且潛在自主創(chuàng)新資源的沖擊在第１０期達到最大，為２８．２９％。創(chuàng)新資源投入和創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力的變動對自主創(chuàng)新的沖擊則不是很穩(wěn)定，且作用也不是十分顯著。

４結論與建議

本研究在平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗的基礎上建立了結構向量自回歸（ＳＶＡＲ）模型，利用脈沖效應函數(shù)和方差分解研究了潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力以及創(chuàng)新環(huán)境的保障能力對自主創(chuàng)新的動態(tài)影響，得出如下的結論和建議：

１）自主創(chuàng)新、潛在自主創(chuàng)新資源、創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力之間具有協(xié)整關系，表明長期而言創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力、潛在自主創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力的提高，可以促進自主創(chuàng)新能力的提升。因此，促進我國的自主創(chuàng)新能力建設，就必須注重對創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力、潛在自主創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力的建設。

２）在創(chuàng)新資源的投入能力、創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新建設能力、潛在自主創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境的保障能力４個影響自主創(chuàng)新能力的因素中，潛在自主創(chuàng)新資源的影響力最大，達到２８．２９％，其次是創(chuàng)新資源的投入能力。因此，在自主創(chuàng)新過程中，在不斷地對潛在的自主創(chuàng)新資源的開發(fā)力度強化的同時，還要加大對自主創(chuàng)新資源的投入力度。

３）創(chuàng)新載體的自主創(chuàng)新能力對我國的自主創(chuàng)新具有一定的促進作用?？蒲袡C構、高等院校、企業(yè)作為自主創(chuàng)新的重要載體，它們自身的創(chuàng)新建設能力在很大程度上影響著自主創(chuàng)新建設。我國要建立健全以企業(yè)為主體、產(chǎn)學研相結合的自主創(chuàng)新體系和以科研機構、高等院校為主體的知識創(chuàng)新體系，發(fā)揮創(chuàng)新載體對自主創(chuàng)新建設的促進作用。

４）創(chuàng)新環(huán)境的保障能力對自主創(chuàng)新的影響力最小，還不到４％，說明我國的自主創(chuàng)新環(huán)境保障能力的發(fā)展還很不夠，不足以影響到國家的自主創(chuàng)新建設。因此，要加強我國的自主創(chuàng)新能力，就要不斷地優(yōu)化自主創(chuàng)新環(huán)境，不僅要重視自主創(chuàng)新的宏觀經(jīng)濟發(fā)展的大環(huán)境，還應該注意人文環(huán)境、對外開放程度、知識及技術的流動能力等軟環(huán)境建設，特別應建立健全知識產(chǎn)權保護體系，加大保護知識產(chǎn)權的執(zhí)法力度，營造尊重和保護知識產(chǎn)權的法制環(huán)境。

參考文獻：

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收稿日期：２０１１－１１－２３

作者簡介：趙嚴偉（１９７４－），男，河南西平人，講師，碩士，主要從事計量經(jīng)濟、人力資源管理方面的教學與研究，（電話）１３６６３８１５５６６（電子信箱）

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