劉文隆， 苗金芳

(青海民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 西寧 810000)

創(chuàng)新是以現(xiàn)有的思維模式為基礎(chǔ)，基于前人理論和目前成果而提出的新的思路和方向的一種創(chuàng)造性活動(dòng)。創(chuàng)新是加強(qiáng)國(guó)家創(chuàng)新體系建設(shè)的根本方法，創(chuàng)新是加快建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的必由之路。而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的主力，在創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著重要的作用。尤其進(jìn)入21世紀(jì)科技迅速發(fā)展，傳統(tǒng)的生產(chǎn)模式不能滿足當(dāng)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，科技在生產(chǎn)中成為主要力量，以科技創(chuàng)新為導(dǎo)向的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了巨大的推動(dòng)作用。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注，研究發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原動(dòng)力，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿υ谝欢ǔ潭壬峡梢杂闷鋭?chuàng)新能力來表示。創(chuàng)新能力越強(qiáng)則高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越高，在市場(chǎng)上也更具有競(jìng)爭(zhēng)力。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新受到很多因素的影響，對(duì)于創(chuàng)新影響因素，中外學(xué)者目前主要從金融市場(chǎng)、政府財(cái)政扶持、R&D經(jīng)費(fèi)以及人力資本投入幾個(gè)角度來進(jìn)行研究。宋智文和凌江懷[1]根據(jù)中國(guó)各省市2005—2011年7年中金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)，資本市場(chǎng)發(fā)展對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的正向影響并不顯著。賀青[2]從政府扶持對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響來進(jìn)行研究，研究表明，政府扶持和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在明顯的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，政府科技投入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的正向影響。但是也有學(xué)者持有不同的觀點(diǎn)，Hong等[3]對(duì)2001—2011年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示政府撥款會(huì)抑制高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，而R&D資金的投入提高了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。古利平等[4]采用1985—2003年科技數(shù)據(jù)進(jìn)行了投入產(chǎn)出分析，運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，以專利數(shù)為因變量，科研資金和從事科研的人員為自變量，研究表明科研資金和科研人員對(duì)專利產(chǎn)出具有顯著影響。苗金芳等[5]基于新知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)擴(kuò)展模型，運(yùn)用嶺回歸對(duì)青海省高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力進(jìn)行研究，結(jié)果顯示，知識(shí)溢出水平對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻(xiàn)度較大。

綜上所述，中外學(xué)者在金融市場(chǎng)、政府財(cái)政支持、知識(shí)溢出水平、R&D經(jīng)費(fèi)以及人力資本投入等方面都有一定程度的研究，但是大多數(shù)學(xué)者只是選取某一個(gè)方面進(jìn)行研究，沒有進(jìn)行多個(gè)方面綜合性的研究?；谇叭搜芯砍晒?，本文從政府財(cái)政扶持力度、企業(yè)自身R&D經(jīng)費(fèi)以及人力資本投入3個(gè)方面選取指標(biāo)綜合研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響因素。

1 中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是一個(gè)以高科技為導(dǎo)向的產(chǎn)業(yè)，對(duì)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的概念目前世界各國(guó)并沒有準(zhǔn)確的定義。根據(jù)中外文獻(xiàn)梳理，筆者認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是指運(yùn)用當(dāng)代尖端技術(shù)生產(chǎn)產(chǎn)品或者提供服務(wù)的企業(yè)所形成的產(chǎn)業(yè)集群，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是高技術(shù)企業(yè)的集合。中國(guó)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)起步于建國(guó)時(shí)期，當(dāng)時(shí)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要是由政府財(cái)政扶持，主要為國(guó)防科技領(lǐng)域服務(wù)。隨著時(shí)代的進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，高科技產(chǎn)品和服務(wù)開始廣泛地被人們所接受，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在民用領(lǐng)域也迅速發(fā)展起來，在提高人民生活質(zhì)量的同時(shí)也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。截至2018年，中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)達(dá)到33 573個(gè)，從業(yè)人員高達(dá)1 300余萬(wàn)人，實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)10 293億元，R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量852 467人年，R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出35 591 155萬(wàn)元，新產(chǎn)品銷售收入568 914 517萬(wàn)元，有效發(fā)明專利數(shù)425 137件，涉及5類行業(yè)，行業(yè)R&D活動(dòng)及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況如表1所示。

表1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D活動(dòng)及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況

2 模型構(gòu)建及指標(biāo)選取

2.1 生產(chǎn)函數(shù)模型

如上所述，對(duì)于投入產(chǎn)出關(guān)系的研究，中外學(xué)者通常運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和新知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)來構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證分析，本文并沒有考慮知識(shí)溢出水平對(duì)創(chuàng)新的影響，所以采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來研究投入因素對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

Y=AtLαKβμ

(1)

式中:Y為工業(yè)總產(chǎn)值；At為t時(shí)期的綜合技術(shù)水平；L為投入的勞動(dòng)力數(shù)；K為資本投入量；α為勞動(dòng)力產(chǎn)出的彈性系數(shù)；β為資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)；μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)區(qū)別于一般生產(chǎn)函數(shù)的地方在于其將技術(shù)進(jìn)步這一要素表現(xiàn)在模型之中，在研究投入產(chǎn)出關(guān)系時(shí)，一般使用改進(jìn)的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。Griliches[6]在其研究中基于生產(chǎn)函數(shù)模型，假設(shè)專利申請(qǐng)數(shù)和創(chuàng)新產(chǎn)出是R&D投入的函數(shù)，把企業(yè)R&D投入作為一個(gè)生產(chǎn)要素，研究創(chuàng)新投入是如何影響生產(chǎn)率的。根據(jù)這種方法，基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的擴(kuò)展和應(yīng)用，把R&D經(jīng)費(fèi)投入、政府財(cái)政科技撥款、人力資本投入作為影響因素，主要研究在企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)中，以上3個(gè)因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響和貢獻(xiàn)。其中At代表t時(shí)期綜合技術(shù)水平，其水平主要由受到各種因素的影響，如政府的支持力度、企業(yè)R&D投入、人力資本投入等因素，在一定程度上可以將At看作各個(gè)影響因素的函數(shù)。

At=f(R&D,Researcher,θ)

(2)

式中，θ表示其他影響因素。

2.2 模型建立

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)經(jīng)常作為模型基礎(chǔ)被用來研究投入對(duì)于產(chǎn)出的影響，根據(jù)Jaffe[7]的研究方法，使用修正后的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，將R&D內(nèi)部支出、政府財(cái)政科技撥款、人力資本投入作為解釋變量得到函數(shù)模型。

lnY=α1lnK+α2lnL+α3lnG+μ

(3)

式中:K為R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出;L為R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量;G為政府財(cái)政科技撥款;Y為創(chuàng)新產(chǎn)出變量;μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

創(chuàng)新產(chǎn)出變量由兩個(gè)指標(biāo)來衡量，一個(gè)指標(biāo)是企業(yè)在日常生產(chǎn)活動(dòng)中有效發(fā)明專利的數(shù)量，這是企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的直接結(jié)果；另一個(gè)指標(biāo)是企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入，這是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中反映業(yè)務(wù)能力的最終表現(xiàn)形式，在一定程度上也代表了企業(yè)創(chuàng)新能力的高低。

2.3 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

基于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》選取了關(guān)于中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新各種要素投入和產(chǎn)出，從2008—2017年連續(xù)10年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)科技投入與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的影響關(guān)系進(jìn)行研究。

2.3.1 創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)的選取

創(chuàng)新產(chǎn)出一定程度上反映出企業(yè)創(chuàng)新能力的高低，從兩個(gè)方面來分析企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，以有效發(fā)明專利數(shù)為代表的中間創(chuàng)新產(chǎn)出和以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為代表的最終創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新產(chǎn)出能夠間接反映出企業(yè)的創(chuàng)新能力，通過對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)出的研究得出要素投入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生怎樣的影響。

1)有效發(fā)明專利數(shù)。OECD認(rèn)為有效發(fā)明專利能夠用來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。有效發(fā)明專利數(shù)是企業(yè)物質(zhì)資本投入和人力資本投入的直接成果，這些成果在一定程度上代表了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

2)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。主營(yíng)業(yè)務(wù)收入是指企業(yè)從事本行業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)所取得的營(yíng)業(yè)收入。從整個(gè)創(chuàng)新過程來看，企業(yè)科技創(chuàng)新的最終目的是為企業(yè)創(chuàng)造效益，因此從主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的角度能夠更全面的研究企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力。

2.3.2 創(chuàng)新投入指標(biāo)的選取

在企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)中，創(chuàng)新投入是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)。創(chuàng)新投入主要分為物質(zhì)資本投入和人力資本投入，在本文中選取企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、政府財(cái)政科技撥款兩個(gè)指標(biāo)來代表物質(zhì)資本投入，選取R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量來代表人力資本投入。

1)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出。R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出是企業(yè)研究和發(fā)明新技術(shù)或新產(chǎn)品自身投入的資金，是企業(yè)用于內(nèi)部開展R&D活動(dòng)的實(shí)際支出，R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的多少代表了企業(yè)自身資金投入的力度，所以選取這一指標(biāo)作為影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的因素之一。

2)政府財(cái)政科技撥款。政府財(cái)政科技撥款是國(guó)家對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)支持的直接途徑，國(guó)家發(fā)布相關(guān)減稅政策和進(jìn)行資金支持可以增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)金流，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)可以將這一部分資金投入到研發(fā)部門，在一定程度上會(huì)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

3)R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量。R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量是將R&D人員數(shù)量和工作時(shí)間相結(jié)合所形成的一個(gè)統(tǒng)計(jì)名詞。它將 R&D人員按工作時(shí)間劃分為全時(shí)人員和非全時(shí)人員，通過全時(shí)人員的數(shù)量和工作時(shí)間以及非全時(shí)人員的數(shù)量和工作時(shí)間計(jì)算得出企業(yè)研發(fā)人力資本投入對(duì)于企業(yè)科技創(chuàng)新的影響。這個(gè)指標(biāo)能夠反映出一個(gè)企業(yè)R&D人員的具體工作情況，代表了企業(yè)高水平人力資本投入的情況。

3 描述性統(tǒng)計(jì)和回歸分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)上述對(duì)創(chuàng)新投入指標(biāo)和創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)的分析，首先對(duì)使用指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。

3.1.1 投入變量統(tǒng)計(jì)性描述

從投入方面來看，國(guó)家財(cái)政科技撥款、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部指出、R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量3個(gè)指標(biāo)10年來基本處于增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，只有R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量在2016年比前一年有所減少。國(guó)家財(cái)政科技撥款從2008—2017年一直保持每年增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，在2012—2015年處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，增長(zhǎng)幅度較小。R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部指出從2008—2016年保持較穩(wěn)定的增長(zhǎng)速度，2016—2017年R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部指出大幅度上漲達(dá)到3 559.10億元人民幣，相對(duì)于2008年增長(zhǎng)了443.2%。R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量在2008—2012年增長(zhǎng)速度較快，從2012—2016年增長(zhǎng)速度突然減緩，處于一個(gè)平穩(wěn)的狀態(tài)，在2016年R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量比前年有所減少，但是在2017年大幅度上漲達(dá)到747 000人年。

3.1.2 產(chǎn)出變量統(tǒng)計(jì)性描述

從產(chǎn)出方面來看，主營(yíng)業(yè)務(wù)收入和有效發(fā)明專利數(shù)每年都有一定幅度的增長(zhǎng)，一定程度上證明了創(chuàng)新力度的提升，說明中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有較好的發(fā)展勢(shì)頭。主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)速度比較緩慢，從2008年的55 729億與人民幣增長(zhǎng)到2017年的159 376億元人民幣，增長(zhǎng)了185.95%。有效發(fā)明專利數(shù)從2008—2017年呈現(xiàn)出比較快的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，從2008年的23 915件到2017年的306 461件，增長(zhǎng)了12.88倍。

3.2 回歸分析及結(jié)果

首先運(yùn)用spss軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，得出結(jié)果如表2所示。主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為被解釋變量模型R平方為0.986，擬合優(yōu)度較好。但是R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量這一自變量的系數(shù)為-0.276，對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入產(chǎn)生抑制作用，和預(yù)期結(jié)果不相符。除了國(guó)家財(cái)政科技撥款外，其余兩個(gè)變量在t檢驗(yàn)中P值都大于0.05，說明參數(shù)不顯著。有效發(fā)明專利數(shù)為被解釋變量R平方為0.994，擬合優(yōu)度較好。但是R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量這一自變量的系數(shù)為-1.155，對(duì)有效發(fā)明專利數(shù)具有抑制作用，這與實(shí)踐中經(jīng)濟(jì)意義相背離。除了R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部指出外，其余兩個(gè)變量在t檢驗(yàn)中P值都大于0.05，說明參數(shù)不顯著。經(jīng)過對(duì)自變量的多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)3個(gè)自變量的VIF值均大于10，說明自變量之間存在多重共線性，為了解決解釋變量之間的多重共線性問題，運(yùn)用spss軟件對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行嶺回歸分析。

表2 線性回歸結(jié)果

嶺回歸思想是在自變量標(biāo)準(zhǔn)化矩陣主對(duì)角線元素上人為增加一組常數(shù)(即嶺參數(shù)K)。運(yùn)用spss軟件，當(dāng)K≥0.11后，以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為被解釋變量的嶺跡曲線(圖1)趨于穩(wěn)定，因此取K=0.11時(shí)的嶺回歸估計(jì)結(jié)果來建立以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為被解釋變量的嶺回歸方程；而當(dāng)K≥0.21后，以有效發(fā)明專利數(shù)為被解釋變量的嶺跡曲線(圖2)趨于穩(wěn)定，因此取K=0.21時(shí)的嶺回歸估計(jì)結(jié)果來建立以有效發(fā)明專利數(shù)為被解釋變量的嶺回歸方程，結(jié)果如表3所示。

圖1 主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為被解釋變量的嶺跡曲線

圖2 有效發(fā)明專利數(shù)為被解釋變量的嶺跡曲線

表3 嶺回歸結(jié)果

1)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為被解釋變量的回歸分析。從表3可知，將lnK、lnL，lnG作為自變量，而將lnY作為因變量進(jìn)行Ridge回歸(嶺回歸)分析，K值取為0.110，從表3可以看出，模型R方值為0.983，意味著lnK、lnL、lnG可以解釋lnY的98.28%變化原因。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(yàn)(f=114.162，P=0.000<0.05)，也即說明lnK，lnL，lnG中至少一項(xiàng)會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為

lnY=-2.526+0.618lnK+0.640lnL+0.816lnG

lnK的回歸系數(shù)值為0.618(t=7.420，P=0.000<0.01)，意味著lnK會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向作用。lnL的回歸系數(shù)值為0.640(t=4.619，P=0.004<0.01)，意味著lnL會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向作用。lnG的回歸系數(shù)值為0.816(t=7.249，P=0.000<0.01)，意味著lnG會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向作用?？偨Y(jié)分析可知，lnK、lnL、lnG全部均會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的積極作用。

2)有效發(fā)明專利數(shù)為被解釋變量的回歸分析。從表3可知，將lnK、lnL、lnG作為自變量，而將lnY作為因變量進(jìn)行Ridge回歸(嶺回歸)分析，K值取為0.210，從表3可以看出，模型R方值為0.975，意味著lnK、lnL、lnG可以解釋lnY的97.46%變化原因。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過檢驗(yàn)(f=76.827,P=0.000<0.05)，也即說明lnK、lnL、lnG中至少一項(xiàng)會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生影響關(guān)系，以及模型公式為

lnY=5.611+0.229lnK+0.342lnL+

0.340lnG

(5)

lnK的回歸系數(shù)值為0.229(t=8.215，P=0.000<0.01)，意味著lnK會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。lnL的回歸系數(shù)值為0.342(t=7.360，P=0.000<0.01)，意味著lnL會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向作用。lnG的回歸系數(shù)值為0.340(t=9.024，P=0.000<0.01)，意味著lnG會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的正向作用?？偨Y(jié)分析可知：lnK、lnL、lnG全部均會(huì)對(duì)lnY產(chǎn)生顯著的積極作用。

4 結(jié)論與對(duì)策建議

基于2008—2017年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投入產(chǎn)出相關(guān)數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立函數(shù)模型，通過嶺回歸分析法對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新因素進(jìn)行了實(shí)證分析，得出如下結(jié)論并且提出相關(guān)建議。

4.1 創(chuàng)新影響因素分析結(jié)論

1)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的產(chǎn)出彈性為0.322且在1%的水平下顯著，對(duì)有效發(fā)明專利數(shù)的產(chǎn)出彈性為0.618且在1%的水平下顯著，說明R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)有效發(fā)明專利和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入均具有正向的促進(jìn)作用，對(duì)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)來說增加R&D經(jīng)費(fèi)支出可以提高產(chǎn)業(yè)的科技創(chuàng)新水平。

2)R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的產(chǎn)出彈性為0.270且在1%的水平下顯著，對(duì)有效發(fā)明專利數(shù)的產(chǎn)出彈性為0.640且在5%的水平下顯著，說明R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量對(duì)有效發(fā)明專利和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入均具有正向的促進(jìn)作用，也就是說高素質(zhì)人力資本的投入越高，越有利于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

3)國(guó)家財(cái)政科技撥款對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的產(chǎn)出彈性為0.338且在1%的水平下顯著，對(duì)有效發(fā)明專利數(shù)的產(chǎn)出彈性為0.816且在1%的水平下顯著，說明國(guó)家財(cái)政科技撥款對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向的促進(jìn)作用，國(guó)家增加政府對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的撥款相當(dāng)于增加了產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)，對(duì)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新具有重要的意義。

4.2 對(duì)策建議

1)R&D經(jīng)費(fèi)作為企業(yè)可以自主投入的生產(chǎn)因素對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出具有較明顯的影響作用，這表明R&D經(jīng)費(fèi)支出可以提高企業(yè)的收益水平，也會(huì)增強(qiáng)企業(yè)的研發(fā)能力，因此R&D經(jīng)費(fèi)支出作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響因素對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新具有明顯的促進(jìn)作用。因此，鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)加大研發(fā)投入，提升科技創(chuàng)新能力，進(jìn)一步提高創(chuàng)新產(chǎn)出收益和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力具有重要的意義。

2)人才是創(chuàng)新的第一資源，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新主要依賴于人資資本投入的力度。R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量作為人力資本投入的主要測(cè)量指標(biāo)，對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出也具有比較明顯的影響作用，R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量是指R&D全時(shí)人員(全年從事R&D活動(dòng)累積工作時(shí)間占全部工作時(shí)間的90%及以上人員)工作量與非全時(shí)人員按實(shí)際工作時(shí)間折算的工作量之和。這說明人力資本的投入對(duì)于企業(yè)的發(fā)展具有很大的影響，人力資本投入量越大，越有利于技術(shù)的更新?lián)Q代，越有利于企業(yè)收入水平的提高。因此，不斷改善人才發(fā)展環(huán)境，激發(fā)人力資本活力，培養(yǎng)科技人才和高水平科研創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的關(guān)鍵。

3)近些年國(guó)家不斷支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而國(guó)家財(cái)政科技撥款就是國(guó)家支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)途徑之一，其對(duì)于企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出的影響在3個(gè)因素中是最大的。這表明國(guó)家財(cái)政科技撥款的支持推動(dòng)了企業(yè)科技創(chuàng)新的發(fā)展，也說明了國(guó)家通過科技撥款來支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的方法是行之有效的。因此，繼續(xù)增加對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的財(cái)政資金扶持，一方面提高了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，另一方面高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。