【摘要】本文以高新技術(shù)企業(yè)為例，選取我國中部六省2001～20013年的歷史數(shù)據(jù)，對R&D投入與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新績效進行相關(guān)性以及回歸分析。結(jié)果表明，R&D人力和資金投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，R&D中人力和資金投入與市場創(chuàng)新績效亦存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)可以通過加大R&D中的人力和資金投入，來實現(xiàn)其在產(chǎn)品和市場兩方面創(chuàng)新績效提升的目的。

【關(guān)鍵詞】創(chuàng)新績效 R&D投入 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)

一、引言

我們正處在經(jīng)濟發(fā)展的新時期，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為知識密集型產(chǎn)業(yè)，擁有大量高水平人才和龐大的資金支持，其創(chuàng)新能力顯得尤為突出，對我國產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新具有代表性。創(chuàng)新績效是對產(chǎn)業(yè)運用投入的人力、物力和財力研發(fā)出新產(chǎn)品、新工藝，從而產(chǎn)生經(jīng)濟效益的能力的考核，是評判經(jīng)濟技術(shù)活動有效性的一個重要手段。其中R&D投入是科學技術(shù)進步的先導要素，又因為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是其本質(zhì)特點，也是其核心競爭能力的表現(xiàn)。因此，本文從R&D投入的角度來研究產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的能力，并以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，基于我國中部六省的面板數(shù)據(jù)，實證評估了R&D投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）R&D投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效

大量的實證分析表明，當R&D作為生產(chǎn)要素投入時，R&D投入的增加會對創(chuàng)新績效起到正向促進作用。Schmookler將專利作為衡量企業(yè)產(chǎn)出的指標，研究企業(yè)的投入對專利產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)兩者存在同步效應。陳麗霖認為，IT行業(yè)的企業(yè)治理與R&D投入有顯著關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)R&D投入對未來一期的企業(yè)績效存在著顯著的正向作用。R&D投入包括人力投入和資金投入，陶冶在研究我國R&D中人員和資本投入與專利產(chǎn)出關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)其對專利產(chǎn)出有正向相關(guān)性，但存在一定滯后效應。朱月仙對我國31省份專利申請數(shù)量和R&D資金投入的研究結(jié)果顯示R&D資金投入與專利申請數(shù)量具有顯著的正向線性相關(guān)關(guān)系。為此，提出如下假設：假設1：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入中人力投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效存在正相關(guān)性；假設2：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入中資金投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效存在正相關(guān)性。

（二）R&D投入與市場創(chuàng)新績效

企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生經(jīng)濟效益，大體分為基礎研究環(huán)節(jié)、技術(shù)開發(fā)環(huán)節(jié)、產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)和市場銷售環(huán)節(jié)。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品、新工藝的市場銷售行為作為創(chuàng)新過程的最終環(huán)節(jié)，將前期對其R&D投入創(chuàng)造出來價值的利益化，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來了績效，為新一輪的創(chuàng)新提供前提條件。陳麗清[5]研究浙江省企業(yè)R&D經(jīng)費投入與新產(chǎn)品銷售收入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示兩者之間存在顯著的正相關(guān)。R&D中高層次人才的引進會給產(chǎn)業(yè)帶來新的活力，激發(fā)人員的創(chuàng)新動力，從而為新產(chǎn)品在市場中取得地位提供了前提條件。還有，研發(fā)經(jīng)費的支出也是促進創(chuàng)新的一個重要方面，為新產(chǎn)品打開市場提供了資金支持。為此，提出以下假設：假設3：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入中人力投入與市場創(chuàng)新績效存在正相關(guān)性；假設4：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入中資金投入與市場創(chuàng)新績效存在正相關(guān)性

三、研究設計

（一）樣本選取

本研究選取2001～2013年中部六省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。樣本研究的指標包括R&D人員全時當量、R&D內(nèi)部經(jīng)費支出、擁有專利數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入等。上述數(shù)據(jù)具體來自于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》，主要運用SPSS20.0對數(shù)據(jù)進行描述性分析、相關(guān)性分析以及回歸分析。

（二）變量選擇及說明

1.被解釋變量。被解釋變量包括產(chǎn)品創(chuàng)新績效和市場創(chuàng)新績效。產(chǎn)品創(chuàng)新績效是指對新技術(shù)的發(fā)明與應用能力，主要體現(xiàn)在發(fā)明專利方面。從創(chuàng)新績效的產(chǎn)出角度來看，用已經(jīng)擁有的發(fā)明專利作為衡量產(chǎn)品創(chuàng)新績效的指標顯然更合理。該指標越大，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新績效越好。市場創(chuàng)新績效的衡量指標主要是新產(chǎn)品銷售收入，該指標越大，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場創(chuàng)新績效越好。

2.解釋變量。解釋變量包括R&D人力投入和R&D資金投入。R&D人力投入考慮到人員流動性，決定用R&D人員折合全時當量作為衡量指標。選取R&D內(nèi)部經(jīng)費支出作為衡量的指標。

3.控制變量?？刂谱兞渴钱a(chǎn)業(yè)規(guī)模，采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值作為衡量的指標，考慮到物價水平的變化，以1978年為基年，對其進行指數(shù)平滑。

四、實證研究

（一）變量描述性統(tǒng)計

本次研究的各個變量描述性統(tǒng)計結(jié)果：R&D人員折合全時當量的標準差為4752.97人，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)人員投入方面差距較大。R&D內(nèi)部經(jīng)費支出在樣本中差距也較大，最小值為220.56萬元，最大值為11963.28萬元，其標準差為22016.17萬元，說明各省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在R&D人力和資金投入方面存在較大差異，需要進一步進行研究。擁有專利數(shù)量的平均值為290.55，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品績效創(chuàng)新效果的總體水平不高，有待提高。在新產(chǎn)品銷售市場上的表現(xiàn)也是出現(xiàn)了較大差異，極差為3227468.22萬元。

（二）變量相關(guān)性檢驗

通過對R&D投入要素的相關(guān)性分析，可以判斷R&D投入要素對創(chuàng)新績效的影響程度。因此，本文對R&D投入要素和創(chuàng)新績效指標進行Pearson系數(shù)相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果可以看出，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D人力投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效在1%水平上顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為0.932，說明R&D人力投入對產(chǎn)品創(chuàng)新績效有很好的解釋作用。R&D資金投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系，并且通過了1%水平的檢驗。在一定程度上驗證了假設1和假設2。同時，R&D人力投入與市場創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)，并且在1%水平上顯著，相關(guān)系數(shù)為0.639，說明兩者正相關(guān)性較強。還可以看出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費支出與新產(chǎn)品銷售收入的相關(guān)系數(shù)為0.539，并且在1%水平上顯著，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D資金投入與市場創(chuàng)新績效具有較強的正相關(guān)性，一定程度驗證了假設3和假設4。

（三）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入與創(chuàng)新績效回歸分析

通過SPSS20.0統(tǒng)計軟件，分別對R&D人力投入與市場創(chuàng)新績效、R&D資金投入與市場創(chuàng)新績效、R&D人力投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效和R&D資金投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效做回歸分析。結(jié)果顯示，在R&D人力投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效回歸模型中，修正后的R2為0.798，說明模型的擬合程度達到79.8%，即R&D人力投入對產(chǎn)品創(chuàng)新績效的解釋度達到79.8%。在控制了產(chǎn)業(yè)規(guī)模的情況下，R&D人力投入的系數(shù)為0.955，并通過了1%水平的檢驗，說明R&D人力投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響效果，即增加R&D人力投入能大幅度提高產(chǎn)品創(chuàng)新績效成果，假設1驗證成立。在R&D資金投入與產(chǎn)品創(chuàng)新績效的回歸模型中，修正后的R2為0.889，t值為21.573，說明R&D資金投入對產(chǎn)品創(chuàng)新績效的解釋度達到88.9%。在控制了產(chǎn)業(yè)規(guī)模的情況下，R&D資金投入的系數(shù)為0.965，并通過了1%水平的檢驗，說明R&D資金投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響效果，同理，增加R&D資金投入能大幅度提高產(chǎn)品創(chuàng)新績效成果，假設2驗證成立。

在市場創(chuàng)新績效的回歸模型中，在控制了產(chǎn)業(yè)規(guī)模的情況下，R&D人力和資金投入的系數(shù)分別為0.708和0.601，并都在1%水平上顯著，說明R&D人力和資金投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響效果，增加R&D人力和資金投入能提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新績效成果，假設3和假設4驗證成立。

五、結(jié)論

在對國內(nèi)外R&D投入與創(chuàng)新績效等有關(guān)理論梳理的基礎上，以中部六省2001～2013年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，就R&D投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響做了實證分析，所有假設均驗證成立。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的R&D投入對其創(chuàng)新績效產(chǎn)生了巨大影響，因此我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)要加強對R&D投入的管控，做到精準投資，最大限度上利用資源。在提高對R&D投入的同時，也需要加強其他方面的管理，比如對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的法律法規(guī)等政策的完善，有一個合理的運營模式，將會更加的促進我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展。

參考文獻

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基金項目：安徽大學區(qū)域經(jīng)濟與城市發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心項目（Y01008406）；科技部國家軟科學項目（2014GXS4D114）。

作者簡介：洪波（1993-），男，安徽滁州人，安徽大學商學院碩士研究生，研究方向為人力資源管理。