張春雨，洪功翔

（安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山243002）

一、研究背景

一直以來，我國國有企業(yè)都把科技創(chuàng)新作為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的強大動力，高度重視科技研發(fā)與科技隊伍建設(shè)，全面加大了科技投入，強化研發(fā)攻關(guān)，自主創(chuàng)新能力得到了不斷增強，在行業(yè)關(guān)鍵技術(shù)和重大項目研發(fā)方面取得了不小的突破，已經(jīng)成為我國企業(yè)科技創(chuàng)新的“排頭兵”。截至2011年底，全國國有企業(yè)擁有自主知識產(chǎn)權(quán)專利21.4萬項，其中中央企業(yè)13.7萬項，高達64%。2005年至2011年，全國國有企業(yè)共獲國家科技獎勵467項，占總獎項的24.6%，其中國家科技進步獎特等獎全部由中央企業(yè)獲得，一等獎?wù)?7.9%；國家技術(shù)發(fā)明一等獎?wù)?7.5%。在《國家中長期科技發(fā)展規(guī)劃》確定的16個國家重大科技專項中，中央企業(yè)參與了15個，“863計劃”的參與率達到29.5%，科技支撐計劃參與率達到23.3%，即使在基礎(chǔ)研究領(lǐng)域的“973計劃”中，參與率也達到13.5%。從這些數(shù)據(jù)可以看出，我國國有企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的投入取得了優(yōu)異的成果，國有企業(yè)是我國企業(yè)創(chuàng)新的重要力量，成為我國科技創(chuàng)新的典范。

那么，國有企業(yè)通過大力發(fā)展科學技術(shù)水平得到的這些成果僅僅只促進其自身的發(fā)展嗎？它對我國國民經(jīng)濟的發(fā)展存不存在技術(shù)的溢出效應(yīng)呢？洪功翔利用中國2000～2008年29個地區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)，實證分析證明了國有企業(yè)對經(jīng)濟增長具有顯著的正向效應(yīng)，而不是增長拖累。[1]宗寒指出，我國國有企業(yè)擁有先進的技術(shù)和嚴格科學的管理，是國民經(jīng)濟的主導和支柱，是我國先進生產(chǎn)力的代表和領(lǐng)軍者。[2]劉元春從宏觀角度，利用宏觀效率指標對我國國有企業(yè)效率狀況進行了理論分析，分析指出，國有企業(yè)在宏觀角度上看，是有效率的，國有企業(yè)是技術(shù)模仿和技術(shù)擴散的中心。[3]

技術(shù)溢出效應(yīng)，首先要確定對技術(shù)溢出效應(yīng)的衡量，在這方面熊義杰認為，索洛余值法或全要素生產(chǎn)率方法具有更多的合理性成分。[4]很多學者研究不同產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)，如潘文卿等將投入產(chǎn)出技術(shù)與經(jīng)濟計量分析方法相結(jié)合，利用我國1997、2002、2007年投入產(chǎn)出表，構(gòu)造出衡量產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出的變量，并將其納入到產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中，對我國工業(yè)行業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)進行經(jīng)驗研究。[5]柳劍平等利用了不同行業(yè)數(shù)據(jù)對我國科技投入對我國生產(chǎn)率增長的技術(shù)溢出效應(yīng)進行了實證分析，并得出我國科技投入對我國生產(chǎn)率增長存在著一定的技術(shù)溢出效應(yīng)，且在不同行業(yè)、不同產(chǎn)權(quán)、不同時期下影響程度有所區(qū)別的結(jié)論。[6]

本文利用我國國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資、專業(yè)技術(shù)人員、科技經(jīng)費內(nèi)部支出和我國國有企業(yè)購買國內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費支出的面板數(shù)據(jù)來表示我國國有企業(yè)的投入指標，以工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率來表示國民經(jīng)濟的增長，是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)則以國有企業(yè)科技投入對我國工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率有無促進作用來表示。由于在2008年以后國家在《中國科技統(tǒng)計年鑒》上就沒有再詳細記錄我國國有企業(yè)在各地區(qū)的科技投入的相關(guān)數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文利用2004～2008年除西藏、海南以外的29個省、區(qū)、直轄市145個面板數(shù)據(jù)對我國國有企業(yè)是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)進行實證分析。

二、技術(shù)溢出傳導機制

本文主要研究的是國有企業(yè)對我國生產(chǎn)率增長的技術(shù)溢出效應(yīng)。而為什么會存在這種技術(shù)溢出效應(yīng)、技術(shù)溢出的途徑即它的傳導機制是什么？通過對以往學者的研究成果進行總結(jié)補充，歸納出以下方式：

一是專利技術(shù)的轉(zhuǎn)讓。國有企業(yè)通過將已有的技術(shù)轉(zhuǎn)讓給其他企業(yè)，可以促進新技術(shù)的發(fā)展，帶動我國其他企業(yè)的技術(shù)進步，全面推動我國科技水平的提高與發(fā)展，最終會促進我國整體經(jīng)濟的增長。

二是專利技術(shù)的公開。國有企業(yè)將自己專利技術(shù)公開是技術(shù)溢出效應(yīng)主要的傳播渠道之一。這可以有效提高相似產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，提升其他產(chǎn)業(yè)的科技實力，進而加快我國整體經(jīng)濟發(fā)展。

三是專業(yè)技術(shù)人才的流動。人才的流動也是技術(shù)溢出的主要途徑之一。國有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人才的流動帶動了新技術(shù)、新思想的傳播，而在相似產(chǎn)業(yè)間進行的人才流動最能有效的對技術(shù)進行傳播和利用。由于具有相似的環(huán)境、相似的背景，這些流動的人員能夠快速的將自己掌握的新技術(shù)、新思想、新方法在新的環(huán)境下進行利用，從而促進流入企業(yè)的技術(shù)進步。

四是學習模仿。所謂的學習模仿，即指我國國有企業(yè)將新技術(shù)融入產(chǎn)品之中，通過將具有新科技的產(chǎn)品推向市場，可以讓其他企業(yè)進行模仿和學習，最后掌握這種新技術(shù)。通過這種途徑，技術(shù)可以向其他產(chǎn)業(yè)進行傳播，還可以向距離較遠、技術(shù)相對落后的地區(qū)進行傳播，這種途徑可以帶動落后地區(qū)的技術(shù)發(fā)展，最終全面促進我國經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。這種通過市場交易實現(xiàn)的技術(shù)溢出也是技術(shù)溢出的重要途徑之一。

五是促進配套產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新。國有企業(yè)通過對自己產(chǎn)品進行創(chuàng)新可以有效促進相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的技術(shù)提升，加快其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，這種方式也是技術(shù)溢出效應(yīng)的主要的傳導機制之一。

另外，還有通過新思想的傳播，國有企業(yè)對我國其他企業(yè)科學技術(shù)進行購買等也可以對科學技術(shù)進行有效的傳播、刺激其他企業(yè)加大科技創(chuàng)新。

三、模型構(gòu)建

利用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基本形式，對之進行變形與補充得出本文主要的計量模型，具體變形過程如下：

柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y表示工業(yè)總產(chǎn)值；A（t）表示綜合技術(shù)水平；L表示勞動力的投入；K表示資本投入，一般用固定資產(chǎn)投入存量來衡量，本文采用永續(xù)盤存法計算得來；α表示勞動力的產(chǎn)出彈性；β表示資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)；μ表示隨機干擾項。

假設(shè)在柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（1）中加入R＆D投入后的生產(chǎn)函數(shù)形式為：

在式（2）中，RD表示企業(yè)的科技投入，γ表示科技投入的產(chǎn)出彈性，其他指標與式（1）中的相同。而在RD指標的選取上，將企業(yè)R＆D的投入分為國有企業(yè)的R＆D內(nèi)部支出和我國國有企業(yè)購買國內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費支出。根據(jù)這個觀點，可以得出：

其中RD1表示我國國有企業(yè)R＆D的內(nèi)部支出，RD2表示我國國有企業(yè)為提升R＆D水平對我國其他企業(yè)的支出，γ1、γ2分別表示 RD1、RD2的產(chǎn)出彈性系數(shù)。將式（3）帶入式（2），再取對數(shù)，得到式（4－1）：

為了便于比較，剔除時間趨勢，避免偽回歸問題，在式（4－1）中加入時間趨勢T的模型：

如果利用式（4－1）和式（4－2）來測算我國R＆D投入對生產(chǎn)率的影響，得出的α、γ1、γ2、λ的值不能夠直接反應(yīng)我國R＆D投入對生產(chǎn)率的影響程度，因為式（4－1）、式（4－2）的因變量選取的是工業(yè)總產(chǎn)值，所以這種方法得出的只是間接影響。而想要更直接地衡量出我國R＆D投入對生產(chǎn)率的影響，就要將式（2）做一定的變型，將全要素生產(chǎn)率的一般公式TFP＝Y(jié)/LαKβ代入式（2），得到了全要素生產(chǎn)率的一種變形后的表達式：

再將式（3）代入式（5），并取對數(shù)，可得如下計量模型：

同樣，為了便于比較，剔除時間趨勢，避免偽回歸問題，在式（6－1）中加入時間趨勢T的模型：

在本文中，選取的主要計量模型就是上述的式（4）和式（6），其中，TFP表示全要素生產(chǎn)率，i表示省份（i＝1，2，…，29），t表示年份（t＝2004，2005，…，2008），T表示隨時間變化的時間要素。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

工業(yè)總產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、全行業(yè)固定資產(chǎn)投資來自2004～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》，其中第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員2006年部分省份數(shù)據(jù)缺失，采用均值填充的方法進行補充處理。指標K采用永續(xù)盤存法計算得來。其余指標數(shù)據(jù)均來自2004～2008年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（二）模型結(jié)果分析

首先從全國總體上描述我國國有企業(yè)R＆D投入對我國生產(chǎn)效率的關(guān)系，如圖1：

圖1 各指標2004～2008年的變化情況

由圖1可知看出，全國工業(yè)總產(chǎn)值、全行業(yè)生產(chǎn)率、國有企業(yè)科技經(jīng)費內(nèi)部支出、購買其他企業(yè)科技投入支出、固定資產(chǎn)投資，在2004～2008年之中，大體上都呈現(xiàn)了增長趨勢。同時，在對各指標進行描述性統(tǒng)計得出，第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值由2004年82 206.19億元增長到2008年166 330.4億元，平均增長率為19.3%，我國全要素生產(chǎn)率由2004年的1.272增長到2008年的1.471，平均增長率為3.7%，我國國有企業(yè)固定資產(chǎn)存量由2004年98 428 287萬元增長到2008年191 017 398萬元，平均增長率為18%，國有企業(yè)科技經(jīng)費內(nèi)部支出2004～2008年的平均增長率為21.3%，購買其他企業(yè)科技投入支出2004～2008年平均增長率為24.2%，專業(yè)技術(shù)人員2004～2008年的平均增長率為6.3%。

為了更精確地分析我國生產(chǎn)效率增長與我國國有企業(yè)科技投入之間的關(guān)系，我們對各指標進行進一步的實證分析。

1.平穩(wěn)性檢驗

在對模型進行分析前，對各個指標做了平穩(wěn)性檢驗，使用Eviews6.0軟件計算，各序列原序列均非平穩(wěn)，而它們一階差分后均為平穩(wěn)序列，結(jié)果如表1所示：

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由上表1可知，各面板數(shù)據(jù)序列的一階差分序列已沒有單位根，為平穩(wěn)序列。得知各變量是平穩(wěn)性的面板數(shù)據(jù)序列后，對lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2進行協(xié)整檢驗，在對各面板序列回歸模型的殘差進行單位根檢驗后，發(fā)現(xiàn)這些殘差序列是平穩(wěn)的，則表明序列l(wèi)nY與lnK、lnL、lnRD1、lnRD2序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.回歸分析

運用lnY、lnK、lnL、lnRD1、lnRD2的樣本數(shù)據(jù)對模型（4－1）和模型（4－2）進行估計。通過 Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，隨機效應(yīng)模型通不過Hausman檢驗，所以采用固定效應(yīng)模型對模型（4－1）、模型（4－2）和模型（6－1）、模型（6－2）進行回歸分析。為了可以綜合比較國有企業(yè)R＆D投入對我國生產(chǎn)率增長的影響，我們還加入了混合OLS模型與面板校正標準誤差PCSE模型對式（4－1）、式（4－2）和式（6－1）、（6－2）進行回歸，綜合比較了采用這三種模型得出的結(jié)果。另外，考慮到隨時間變化的要素對回歸結(jié)果的影響，我們還列出在模型中加上時間趨勢后的結(jié)果。如表2：

表2 各變量對工業(yè)總產(chǎn)值影響的回歸分析結(jié)果

表2為利用混合效應(yīng)模型、面板校正標準誤差模型和固定效應(yīng)模型對式（4－1）和（4－2）進行回歸得出的結(jié)果。由表2可知：

（1）國有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員的多少對我國生產(chǎn)率的影響并不明顯，無論是控制住時間變量還是不控制時間變量，除包含時間趨勢T下的混合OLS模型得出的結(jié)果顯示我國國有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員對我國生產(chǎn)率有一定的正向影響外，其他情況下均未通過檢驗。

（2）國有企業(yè)對固定資產(chǎn)的投資對我國生產(chǎn)率的影響非常顯著，均通過了顯著性檢驗。由表2可知，在控制了時間變量與不控制時間變量得出的結(jié)果差距非常大，在沒有考慮時間趨勢項時，固定資產(chǎn)投資對我國生產(chǎn)率的影響很大且為正向，而考慮到隨時間變化的要素對回歸結(jié)果的影響時，國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資對我國生產(chǎn)率的影響為負向，數(shù)值在－4.44～－3.50之間。

（3）國有企業(yè)科技經(jīng)費內(nèi)部支出對我國生產(chǎn)率的影響也非常顯著，在各種情況下均通過了顯著性檢驗。說明我國國有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對我國生產(chǎn)率的影響為正向，在沒有考慮隨時間變化的要素對回歸結(jié)果的影響時，參數(shù)值在0.611～0.77之間，而在控制住時間變量是，數(shù)值有所減小，在0.067～0.52之間。

（4）國有企業(yè)購買國內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費支出對我國生產(chǎn)率的影響在沒控制住時間變量時不顯著，對我國的生產(chǎn)效率影響不確定。但是，在控制住時間變量后，中國國有企業(yè)為提升R＆D水平對我國其他企業(yè)的支出對我國生產(chǎn)率的影響顯著，且為正向影響，數(shù)值在0.013～0.081之間。

由于利用工業(yè)總產(chǎn)值作為因變量并不是直接衡量對我國國有企業(yè)對我國生產(chǎn)效率增長的直接影響。[7]所以我們又將全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量并利用同樣方法進行回歸，即是對模型（6－1）和模型（6－2）進行 回歸?；貧w結(jié)果如表3：

表3 各變量對我國全要素生產(chǎn)率影響的回歸分析結(jié)果

由表3可以看出：

（1）在對式（6－1）和式（6－2）進行回歸時，加入時間變量后得出的結(jié)果與沒有加入時間趨勢變量得出的結(jié)果有所不同，在時間變量本身卻沒有通過顯著性檢驗，這說明隨時間變化的要素對回歸結(jié)果的影響不大。

（2）國有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對我國的生產(chǎn)率的影響非常顯著。雖然在加入時間變量后在PCSE模型與固定效應(yīng)模型下沒有通過假設(shè)性檢驗，但是作為時間變量的T本身就沒有通過假設(shè)性檢驗，因此我們不能考慮在加入時間變量后得出的結(jié)果。所以只考慮沒有加入時間趨勢項得出的結(jié)果，國有企業(yè)科技投入內(nèi)部支出對我國生產(chǎn)效率的影響程度在0.075～0.112之間。

（3）國有企業(yè)購買國內(nèi)其他企業(yè)技術(shù)經(jīng)費支出對我國生產(chǎn)效率的影響除了混合OLS模型下沒有通過假設(shè)性檢驗，但是，混合效應(yīng)模型的結(jié)果的調(diào)整后的值僅僅有0.167，即說明利用這種模型得出的結(jié)果的說服力很低，對國有企業(yè)對我國生產(chǎn)效率的影響的擬合效果不好。所以我們不考慮這種模型得出的結(jié)果。而在其他兩種方法下得出的結(jié)果顯著性都很高，且整個模型的擬合優(yōu)度都很高，而且為正向影響，數(shù)值在0.029左右。

五、結(jié)論與建議

通過上述結(jié)果可以知道，國有企業(yè)對我國經(jīng)濟發(fā)展具有重要的作用，為我國生產(chǎn)率增長做出了不小的貢獻。由2004～2008年我國國有企業(yè)科技投入數(shù)據(jù)可以看出，國有企業(yè)對科技創(chuàng)新的投入不斷增長，體現(xiàn)了我國國有企業(yè)對科學技術(shù)的重視。國有企業(yè)著重發(fā)展自身的科學技術(shù)水平，起到了技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)的示范效應(yīng)，為我國其他技術(shù)落后企業(yè)指引了發(fā)展方向，而由于技術(shù)的特殊性質(zhì)，技術(shù)具有“技術(shù)溢出效應(yīng)”，也就是技術(shù)擴散，因此，國有企業(yè)對自身科技投入的重視，促進了我國整體經(jīng)濟的迅速發(fā)展。

另外，由以上實證分析也能夠看出一些問題。雖然整體上看，我國國有企業(yè)科技投入對我國的生產(chǎn)效率的增長具有顯著的促進作用，但是著眼其中具體指標，國有企業(yè)對專業(yè)技術(shù)人員的投資對我國的工業(yè)總產(chǎn)值、全要素生產(chǎn)率的作用卻不明顯。得到這種結(jié)果的原因是多方面的：一方面，可能因為創(chuàng)新本身在短期內(nèi)很難得到收益，它需要較長一段時間才能體現(xiàn)對企業(yè)的價值；另一方面，也說明了我國國有企業(yè)在招聘專業(yè)技術(shù)人員時存在了一定的問題。因此，我國國有企業(yè)應(yīng)該重視對專業(yè)技術(shù)人員的挑選與培養(yǎng)，努力將企業(yè)的技術(shù)人員隊伍培養(yǎng)成具有專業(yè)技術(shù)能力，高水平創(chuàng)新能力的隊伍。與此同時，國有企業(yè)應(yīng)該通過加強合同管理和完善晉升機制的方法為企業(yè)留住人才，避免人才的過分流動而造成的人才流失，使得國有企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員對企業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展能夠起到實際作用，有利促進我國科技水平的發(fā)展，最終推動我國生產(chǎn)率的穩(wěn)健增長。

因此，我國國有企業(yè)應(yīng)該繼續(xù)深化改革，國有企業(yè)可以通過對自身的調(diào)整，來迎接市場上激烈的競爭，并在競爭中穩(wěn)步發(fā)展。促進國家經(jīng)濟健康快速發(fā)展是我們共同的目的，而國有企業(yè)作為中國一種特殊的企業(yè)，它承擔著一些社會責任和特殊任務(wù)，是國家進行宏觀調(diào)控的有力工具。而且通過實證檢驗得知，國有企業(yè)對我國的科技發(fā)展和國民經(jīng)濟的增長起著促進作用。政府應(yīng)該鼓勵國有企業(yè)進行科技創(chuàng)新。

[1]洪功翔.國有企業(yè)存在雙重效率損失嗎？——與劉瑞明、石磊教授商榷[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2010（11）：24－32.

[2]宗寒.正確認識國有企業(yè)的作用和效——與劉瑞明、石磊先生商榷[J].當代經(jīng)濟研究，2011（12）：39－45.

[3]劉元春.國有企業(yè)宏觀效率論[J].中國社會科學，2001（5）：69－81.

[4]熊義杰.論技術(shù)溢出效應(yīng)的計量與分離[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012（2）：19－23.

[5]潘文卿，李子奈，劉強.中國產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究，2011（7）：18－29.

[6]柳劍平，程時雄.中國R＆D投入對生產(chǎn)率增長的技術(shù)溢出效應(yīng)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011（11）：34－50.

[7]王玲，Szirmai.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)投入和生產(chǎn)率增長之間關(guān)系的研究[J].經(jīng)濟學（季刊），2008（4）：913－932.