楊 菲，鐘書華

(華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074)

0 引言

科技自立自強的關(guān)鍵在于不斷創(chuàng)新，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究是科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)。根據(jù)UNESCO、OECD、美國國家科學(xué)基金會等組織的定義，基礎(chǔ)研究是探索現(xiàn)象與可觀測事實基本原理的理論性研究，沒有任何具體的應(yīng)用性目標(biāo)或用途[1-2]；應(yīng)用研究是一項具有明確實用性目標(biāo)的創(chuàng)新性活動，旨在獲取新知識并應(yīng)用于實踐[3]。湯淺光朝指出，在一定時期內(nèi)，當(dāng)一個國家的科學(xué)成果數(shù)超過世界總數(shù)的25%時，這個國家就成為世界科學(xué)中心[4]。從16世紀(jì)開始，世界科學(xué)中心依次為意大利、英國、法國、德國、美國?；厮輾v史，五次科學(xué)中心的轉(zhuǎn)移都與各國科技創(chuàng)新的相對實力密切相關(guān)。因此，世界科學(xué)中心轉(zhuǎn)移的本質(zhì)是各國基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究相對實力變化的結(jié)果。顯然，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的發(fā)展離不開國家對人力、經(jīng)費的投入?；A(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入構(gòu)成比例是否存在適度區(qū)間？二者的構(gòu)成比例是否影響國家科技創(chuàng)新？厘清這些問題對國家科技自立自強具有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究主要討論了基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的關(guān)系，以及基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的作用。基礎(chǔ)研究擴展知識庫，應(yīng)用研究將其商業(yè)化，二者相互作用[5]。同時，基礎(chǔ)研究為應(yīng)用研究提供解決問題的知識與方法，應(yīng)用研究的創(chuàng)新進(jìn)步來自基礎(chǔ)研究的知識基礎(chǔ)，并幫助基礎(chǔ)研究識別尚未解決的問題[6]。因此，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究具有雙向溢出效應(yīng)。基于知識創(chuàng)造理論，Henard等[7]認(rèn)為，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究都是知識生產(chǎn)活動，基礎(chǔ)研究投入影響知識存量的深度和廣度，對應(yīng)用研究吸收和利用新知識至關(guān)重要。當(dāng)前沿差距小于最優(yōu)技術(shù)差距時，應(yīng)用研究投入水平過高將阻礙創(chuàng)新增長，而增加基礎(chǔ)研究投入將增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力，扭轉(zhuǎn)應(yīng)用研究對創(chuàng)新增長的負(fù)面效應(yīng)[8]。上述研究表明基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究相互影響、相互作用，但較少利用宏觀層面的數(shù)據(jù)剖析二者的投入構(gòu)成關(guān)系。

已有研究也分析了基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入對經(jīng)濟增長、創(chuàng)新的作用。在經(jīng)濟增長效應(yīng)方面，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的積累有利于促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，實現(xiàn)經(jīng)濟增長[9]?；A(chǔ)研究與應(yīng)用研究顯著提高經(jīng)濟效率，前者對經(jīng)濟動能轉(zhuǎn)換具有正向影響[10]。盡管如此，二者對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響還是存在地區(qū)異質(zhì)性，基礎(chǔ)研究對東部地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用更顯著。在國有經(jīng)濟比重較高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長；反之，應(yīng)用研究的作用更顯著[11]。也有部分研究認(rèn)為，盡管基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對經(jīng)濟增長都具有促進(jìn)作用，但前者的正向效應(yīng)更顯著。相比于應(yīng)用研究，基礎(chǔ)研究對經(jīng)濟增長的影響更具持續(xù)性[12]。類似地，政府投資基礎(chǔ)研究更有利于經(jīng)濟持續(xù)增長[13]。與應(yīng)用研究相比，基礎(chǔ)研究顯著促進(jìn)了高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)力[14]。在創(chuàng)新效應(yīng)方面，已有較多證據(jù)表明基礎(chǔ)研究顯著促進(jìn)創(chuàng)新[15-16]，但應(yīng)用研究的作用具有不確定性。李政等[17]發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)研究投入通過自主創(chuàng)新激勵效應(yīng)、技術(shù)吸收效應(yīng)持續(xù)提升產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效，而應(yīng)用研究投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的作用呈倒U形特征。生延超等[18]也指出，企業(yè)創(chuàng)新方式與基礎(chǔ)研究領(lǐng)域的創(chuàng)新成本系數(shù)有關(guān)，國家應(yīng)根據(jù)這個系數(shù)引導(dǎo)企業(yè)在基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究領(lǐng)域的投資?；A(chǔ)研究增加企業(yè)的知識存量與流量，提高企業(yè)識別、吸收和利用外部知識的能力，促進(jìn)產(chǎn)品創(chuàng)新績效[19]。曾德明等[20]卻提出，基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究合作廣度都能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效，應(yīng)用研究合作廣度的作用更顯著。Fan等[21]也在研究中發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對大學(xué)創(chuàng)新能力的提升具有互補或替代效應(yīng)。

上述研究較少分析基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的投入構(gòu)成比例，也尚未深入探討基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入構(gòu)成比例對國家科技創(chuàng)新的影響?；诖?，本文以36個OECD國家為研究樣本，嘗試概括基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入構(gòu)成比例的規(guī)律性特征，揭示二者構(gòu)成比例對科技創(chuàng)新的影響?？赡艿倪呺H貢獻(xiàn)包括：①在理論層面，基于36個OECD國家的數(shù)據(jù)，分析基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究的投入比例，概括OECD國家研究人員投入構(gòu)成比例、研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例的一般規(guī)律；②在實踐層面，從投入-產(chǎn)出視角，討論基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究投入構(gòu)成比例對OECD國家科技創(chuàng)新能力的影響及異質(zhì)性特征，并提出有益的政策建議。

1 研究設(shè)計

1.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2011—2020年OECD國家的數(shù)據(jù)為研究對象，需要說明的是，加拿大將研究人員分為自然科學(xué)與工程和社會科學(xué)、人文與藝術(shù)，未統(tǒng)計基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員，也未統(tǒng)計基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費。哥倫比亞尚未統(tǒng)計基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費，僅在個別年份統(tǒng)計了基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員，因此，刪除加拿大和哥倫比亞后，研究樣本包含36個OECD國家。同時，限于數(shù)據(jù)的可得性與完整性，樣本時間為2011—2020年。與中國不同的是，OECD國家未將研發(fā)人員分為基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗發(fā)展人員。因此，無法按照中國的統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)收集OECD國家基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究人員數(shù)據(jù)。UNESCO在1974年提出，基礎(chǔ)科學(xué)包括數(shù)學(xué)、邏輯學(xué)、天文學(xué)和天體物理學(xué)、地理科學(xué)和空間科學(xué)、物理學(xué)、化學(xué)、生命科學(xué)七大學(xué)科。OECD在2007年對科學(xué)和技術(shù)進(jìn)行了系統(tǒng)分類，自然科學(xué)與UNESCO的基礎(chǔ)科學(xué)多有重合，而技術(shù)類別中的工程和技術(shù)則主要涉及應(yīng)用科學(xué)[22]。

綜合UNESCO和OECD的劃分標(biāo)準(zhǔn)，基礎(chǔ)研究具有較強的學(xué)術(shù)性，而應(yīng)用研究具有較強的技術(shù)性?；谘芯繑?shù)據(jù)的可獲取性，本文將基礎(chǔ)研究人員定義為企業(yè)、政府、高校、非營利機構(gòu)中從事數(shù)學(xué)、計算機和信息科學(xué)、物理科學(xué)、化學(xué)科學(xué)、地球和相關(guān)環(huán)境科學(xué)、生物科學(xué)等自然科學(xué)領(lǐng)域的研究人員；應(yīng)用研究人員定義為企業(yè)、政府、高校、非營利機構(gòu)中從事土木工程、電氣工程、機械工程、化學(xué)工程、材料工程、醫(yī)學(xué)工程、環(huán)境工程、環(huán)境生物技術(shù)、工業(yè)生物技術(shù)、納米技術(shù)等工程和技術(shù)領(lǐng)域的研究人員。研究數(shù)據(jù)主要來自O(shè)ECD、UIS、EUROSTAT、RICYT等統(tǒng)計網(wǎng)站，同時，各國政府統(tǒng)計網(wǎng)站也是數(shù)據(jù)收集的重要渠道，如美國國家科學(xué)與工程中心、日本文部科學(xué)省和德國教育與研究部。除此之外，還從KNOEMA等專業(yè)數(shù)據(jù)平臺獲取了部分?jǐn)?shù)據(jù)。

1.2 模型設(shè)定

在本文中，基礎(chǔ)研究投入比例=基礎(chǔ)研究投入/ (基礎(chǔ)研究投入+應(yīng)用研究投入)，應(yīng)用研究投入比例=應(yīng)用研究投入/ (基礎(chǔ)研究投入+應(yīng)用研究投入)。這兩種類型的投入比例之和為1，回歸系數(shù)互為相反數(shù)。因此，本文僅分析OECD國家基礎(chǔ)研究人員投入比例、基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對科技創(chuàng)新能力的影響。在豪斯曼檢驗的基礎(chǔ)上，選擇雙向固定效應(yīng)模型：

ioit=α0+α1rbrpit+α2rbreit+α3Cit+λi+σt+εit

(1)

其中，i為國家、t為年份，ioit表示國家i在第t年的科技創(chuàng)新能力；rbrpit表示國家i在第t年的基礎(chǔ)研究人員投入比例，rbreit表示國家i在第t年的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例；Cit表示一組影響國家科技創(chuàng)新能力的控制變量；λi、σt分別代表地區(qū)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

1.3 變量選擇

(1)解釋變量?；A(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入比例之和為1，本文參考Berbegal-Mirabent等[23]的做法，選擇基礎(chǔ)研究人員投入比例、基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例作為解釋變量。其中，國家i在第t年的基礎(chǔ)研究人員投入比例=國家i在第t年的基礎(chǔ)研究人員投入/ (國家i在第t年的基礎(chǔ)研究人員投入+國家i在第t年的應(yīng)用研究人員投入)。同理，國家i在第t年的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例=國家i在第t年的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入/ (國家i在第t年的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入+國家i在第t年的應(yīng)用研究經(jīng)費投入)。

(2)被解釋變量。根據(jù)艾永芳等[24]以及李濤等[25]的研究，可從創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新潛力、創(chuàng)新產(chǎn)出等方面衡量國家科技創(chuàng)新能力。由世界知識產(chǎn)權(quán)組織牽頭發(fā)布的全球創(chuàng)新指數(shù)客觀反映了各國的科技創(chuàng)新能力，全球創(chuàng)新指數(shù)體系分為創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新產(chǎn)出包括知識與技術(shù)產(chǎn)出、創(chuàng)意產(chǎn)出兩類指標(biāo)。因此，用創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù) (io)衡量國家科技創(chuàng)新能力。

(3)控制變量。參考周俊亭等[26]、杜英等[27]的做法，本文選擇的控制變量包括GDP、人均GDP、教育水平、開放程度、城市發(fā)展水平、引進(jìn)外資水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。這些控制變量分別表示為國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù) (lngdp)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù) (lnpc)、具有大學(xué)本科學(xué)歷人口比率的對數(shù) (lnel)、高技術(shù)產(chǎn)品出口額的對數(shù) (lnhtpe)、城市化率的對數(shù) (lnur)、外商直接投資凈流入的對數(shù) (lnfdi)、互聯(lián)網(wǎng)接入率的對數(shù) (lnia)。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

2 OECD國家基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究投入構(gòu)成比例

2.1 基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入構(gòu)成比例

如圖1所示，2011—2020年，OECD國家的基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入比例均值具有較大差異，超過一半國家的基礎(chǔ)研究人員投入比例均值大于應(yīng)用研究人員投入比例均值。除了美國、韓國、土耳其，其他OECD國家的基礎(chǔ)研究人員投入比例均值都不小于0.263，應(yīng)用研究人員投入比例均值都不大于0.737。除了愛沙尼亞、冰島，其他OECD國家的基礎(chǔ)研究人員投入比例均值都不大于0.674，應(yīng)用研究人員比例均值都不小于0.326。這些數(shù)據(jù)表明，盡管OECD國家的基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入比例具有差異，但都在特定區(qū)間內(nèi)波動。

圖1 2011—2020年OECD國家基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入比例均值

美國、英國、日本、德國、法國都是科技創(chuàng)新實力排名靠前的國家。2011—2020年，美國的基礎(chǔ)研究人員、應(yīng)用研究人員投入比例均值相差較大，但其基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員基數(shù)較大，基礎(chǔ)研究人員比例較小并不代表美國的基礎(chǔ)研究人員投入少于其他國家。與美國類似，日法兩國的應(yīng)用研究人員投入比例大于0.6，基礎(chǔ)研究人員投入比例小于0.4。在基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入構(gòu)成比例上，兩國都接近3:7。日本的 “科技立國戰(zhàn)略”與 “諾貝爾獎計劃”顯著促進(jìn)了基礎(chǔ)研究發(fā)展，培育了大量基礎(chǔ)研究人員。法國的 “科學(xué)強國戰(zhàn)略”與 “國家科技創(chuàng)新體系”推動了基礎(chǔ)研究人員成長。

英國、德國的基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員投入比例均值較為一致，在二者的構(gòu)成比例上，兩國都接近6:4。英國作為科技創(chuàng)新強國，具有深厚的基礎(chǔ)研究根基，基礎(chǔ)研究人員獲得了大量的政策支持。英國政府在其《研究與開發(fā)路線圖》中特別指出，將推出研發(fā)人員戰(zhàn)略，使英國成為全球科學(xué)家生活、工作和創(chuàng)新的絕佳地點[28]。德國一貫重視培育應(yīng)用研究人員，在《聯(lián)邦政府人工智能戰(zhàn)略》中，德國特別強調(diào)，要為應(yīng)用型青年研究者提供具有吸引力的科研環(huán)境，并增加相關(guān)資助[29]。

2.2 基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例

如圖2所示，OECD國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值也存在一些差異，但二者的構(gòu)成比例在特定區(qū)間內(nèi)波動，只有愛沙尼亞、以色列、墨西哥、波蘭、斯洛伐克、瑞士等國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例大于應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例。除了澳大利亞、芬蘭外，其他OECD國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例均值都不小于0.237，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值都不小于0.763。除了波蘭、斯洛伐克外，其他OECD國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例均值都不大于0.535，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值都不小于0.465。

圖2 2011—2020年OECD國家基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值

美國、英國、日本、德國、法國的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例與頂層設(shè)計有關(guān)。美國向來重視基礎(chǔ)研究，其基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例顯著大于其他四國，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例接近5:5。在 《確保美國科學(xué)技術(shù)全球領(lǐng)先法案》中，美國明確表示，聯(lián)邦基礎(chǔ)研究資助機構(gòu)的經(jīng)費在10年內(nèi)將翻一番[30]。英國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值相差較大，構(gòu)成關(guān)系約為3:7。

日本、法國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費、應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值較為相似，構(gòu)成比例都接近4:6。在 《未來投資計劃》中，法國將高等教育和培訓(xùn)、應(yīng)用型基礎(chǔ)研究及其經(jīng)濟價值、工業(yè)、可持續(xù)發(fā)展、數(shù)字經(jīng)濟、健康和生物技術(shù)列為重點戰(zhàn)略領(lǐng)域，并將近半經(jīng)費用于推動高等教育與應(yīng)用型基礎(chǔ)研究領(lǐng)域[31]。德國的基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例約為2:8，應(yīng)用研究經(jīng)費比例明顯大于其他四國。在 《高技術(shù)戰(zhàn)略2020》中德國特別指出，將推動應(yīng)用研究的發(fā)展，促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)化，成為全球創(chuàng)新的領(lǐng)跑者[32]。

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(1)研究人員投入構(gòu)成比例與科技創(chuàng)新。根據(jù)基準(zhǔn)回歸結(jié)果，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加對OECD國家科技創(chuàng)新能力的影響不顯著，應(yīng)用研究人員投入比例增加的影響也不顯著。如表2所示，模型 (1) (2)的數(shù)據(jù)表明，無論是否加入控制變量，OECD國家研究人員投入構(gòu)成比例對科技創(chuàng)新的影響都不顯著。

表2 基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果

由于研究人員投入構(gòu)成比例對OECD國家科技創(chuàng)新的促進(jìn)作用不顯著，因此，無法從投入-產(chǎn)出視角分析基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究人員投入構(gòu)成比例。為了揭示OECD國家的研究人員投入構(gòu)成比例特征，引入兩類研究人員的投入比例均值。其中，基礎(chǔ)研究人員投入比例均值為0.469，應(yīng)用研究人員投入比例均值為0.531。以這兩個均值為基準(zhǔn)，可將OECD國家分為兩種類型：低基礎(chǔ)研究人員投入比例與高應(yīng)用研究人員投入比例 (低-高)、高基礎(chǔ)研究人員投入比例與低應(yīng)用研究人員投入比例 (高-低)。

OECD國家的研究人員投入構(gòu)成比例分別屬于不同類型，如表3所示。美國、日本、法國等15個國家是典型的 “低-高”類型；英國、德國等20個國家屬于 “高-低”類型。在不同的關(guān)系類型中，研究人員投入構(gòu)成比例均值存在差異。 “低-高”類型的研究人員投入構(gòu)成比例均值接近3:7， “高-低”類型的研究人員投入構(gòu)成比例均值約為6:4。因此，2011—2020年，OECD國家的基礎(chǔ)研究人員投入比例均值在0.3～0.6之間，而應(yīng)用研究人員投入比例均值在0.4～0.7之間。

表3 基礎(chǔ)研究人員與應(yīng)用研究人員構(gòu)成關(guān)系綜合情況

(2)研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例與科技創(chuàng)新。在表2中，變量rbre的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平顯著為負(fù)，表明基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低OECD

國家的科技創(chuàng)新能力，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例增加則顯著提升OECD國家的科技創(chuàng)新能力。這個結(jié)果與已有研究結(jié)論不一致，主要原因是本研究關(guān)注的是兩類經(jīng)費的相對投入比例，而已有研究關(guān)注的是絕對投入數(shù)量。OECD國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例明顯高于一般國家，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對科技創(chuàng)新的擠出效應(yīng)開始出現(xiàn)；相應(yīng)地，這些國家的應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例還處于擠入效應(yīng)階段。顯然，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例并非越高越好，過高的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例可能擠占應(yīng)用研究經(jīng)費及其他研究經(jīng)費，對國家科技創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)。2011—2020年，韓國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例從0.53增加至0.60，創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)卻從47.93減少至47.40；法國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例從0.40減少至0.35，創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)卻從49.25增加至53.66。

研究結(jié)果表明，OECD國家的研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例對科技創(chuàng)新具有顯著影響。因此，本文從投入-產(chǎn)出視角考察基礎(chǔ)研究經(jīng)費與應(yīng)用研究經(jīng)費投入構(gòu)成關(guān)系。由于兩類經(jīng)費的投入比例之和為1，本文進(jìn)一步探討OECD國家基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例與科技創(chuàng)新能力的關(guān)系。在圖3中，虛線分別代表OECD國家基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例均值 (0.391)、創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)均值 (43.460)?？梢钥闯?，這兩條虛線將OECD國家基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例與創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)的關(guān)系大致分為四種類型：低基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例與低創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù) (低-低)、低基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例與高創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù) (低-高)、高基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例與低創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù) (高-低)、高基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例與高創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù) (高-高)。

圖3 OECD國家基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例與創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)

在基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例與創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)的構(gòu)成關(guān)系上，日本、澳大利亞、意大利等12個國家屬于 “低-低”類型；英國、德國、法國等9個國家屬于 “低-高”類型；波蘭、希臘、墨西哥等8個國家屬于 “高-低”類型；美國、瑞士、以色列等7個國家屬于 “高-高”類型。在不同的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例與創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)構(gòu)成關(guān)系中，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費比例區(qū)間不同，研究經(jīng)費比例均值構(gòu)成也不同。如表4所示，在 “低-高”類型中，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費構(gòu)成比例均值接近3:7。在 “高-高”類型中，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費構(gòu)成比例均值接近5:5。由此可見，OECD國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例均值在0.3～0.5之間，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值在0.5～0.7之間。

表4 不同類型的研究經(jīng)費比例區(qū)間與均值構(gòu)成

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，主要使用三種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：①改變時間序列，將樣本開始時間滯后1年，如表5中的模型 (1)所示，這個結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有一致性，表明改變時間序列并不會影響基準(zhǔn)回歸結(jié)論；②替換被解釋變量，參考王鑫靜等[33]的做法，用全球創(chuàng)新指數(shù)衡量國家科技創(chuàng)新能力，如模型 (2)所示，檢驗結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致；③消除極端值的影響，對樣本進(jìn)行1%縮尾處理，在模型 (3)中，檢驗結(jié)果仍與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。因此，三種檢驗方式的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3 異質(zhì)性分析

(1)制度環(huán)境。基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加未顯著提升OECD國家的科技創(chuàng)新能力，而基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低OECD國家的科技創(chuàng)新能力。在此基礎(chǔ)上，繼續(xù)討論基礎(chǔ)研究人員投入比例、基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對科技創(chuàng)新的影響是否存在異質(zhì)性。Russell等[34]指出，制度環(huán)境影響基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對科技創(chuàng)新的作用。因此，引入制度環(huán)境水平這一調(diào)節(jié)變量，設(shè)定回歸模型如下：

ioit=α0+α1rbrpit×icit+α2rbreit×icit+α3Cit+λi+σt+εit

(2)

其中，icit表示國家的制度環(huán)境水平。全球創(chuàng)新指數(shù)中包含各國的制度環(huán)境得分，2011—2020年，36個OECD國家制度環(huán)境水平的均值分別為81.3、77.9、80.6、80.3、80.7、80.1、79.6、80.3、81.0、80.3?；诖?，將OECD國家的制度環(huán)境水平分為高、低兩類。

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對制度環(huán)境水平較高的國家科技創(chuàng)新能力影響時，令high=1、low=0，回歸結(jié)果如表6中的模型 (1)所示。當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對制度環(huán)境水平較低國家的科技創(chuàng)新能力影響時，令high=0、low=1，回歸結(jié)果如表6中的模型 (2)所示。整體看來，當(dāng)國家制度環(huán)境水平較高時，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加對科技創(chuàng)新的正向影響不顯著；但當(dāng)國家制度環(huán)境水平較低時，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加顯著提升科技創(chuàng)新能力。因此，OECD國家的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究人員投入比例對不同制度環(huán)境水平的國家科技創(chuàng)新能力具有異質(zhì)性影響。

表6 制度環(huán)境異質(zhì)性檢驗結(jié)果

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對制度環(huán)境水平較高國家的科技創(chuàng)新能力影響時，令high=1、low=0，回歸結(jié)果如表6中的模型 (1)所示。當(dāng)討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對制度環(huán)境水平較低國家的科技創(chuàng)新能力影響時，令high=0、low=1，回歸結(jié)果如表6中的模型 (2)所示。整體上，當(dāng)國家制度環(huán)境水平較高時，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加對科技創(chuàng)新能力的負(fù)向影響不顯著；當(dāng)國家制度環(huán)境水平較低時，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低科技創(chuàng)新能力。由于制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，盡管部分國家的基礎(chǔ)研究經(jīng)費比例較高，如哥斯達(dá)黎加、墨西哥、波蘭、智利，但科技創(chuàng)新能力卻較弱。因此，OECD國家的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對不同制度環(huán)境水平的國家科技創(chuàng)新能力具有異質(zhì)性影響。

(2)經(jīng)濟發(fā)展階段。根據(jù)人均GNI，世界銀行將各國分為高收入國家、中等偏上收入國家、中等偏下收入國家、低收入國家。因此，引入經(jīng)濟發(fā)展階段這一調(diào)節(jié)變量，設(shè)定回歸模型如下：

ioit=α0+α1rbrpit×edsit+α2rbreit×edsit+α3Cit+λi+σt+εit

(3)

其中，edsit表示國家的經(jīng)濟發(fā)展階段?；谑澜玢y行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，可將36個OECD國家分為高收入國家和中等偏上收入國家。

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對高收入國家科技創(chuàng)新能力的影響時，令highincome=1、uppermiddle=0，回歸結(jié)果如表7中的模型 (1)所示。當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對中等偏上收入國家科技創(chuàng)新能力的影響時，令highincome=0、uppermiddle=1，回歸結(jié)果如表7中的模型 (2)所示。整體看來，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加顯著提升高收入國家的科技創(chuàng)新能力，但未顯著提升中等偏上收入國家的科技創(chuàng)新能力。因此，OECD國家的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究人員投入比例對不同經(jīng)濟發(fā)展階段的國家科技創(chuàng)新能力具有異質(zhì)性影響。

表7 經(jīng)濟發(fā)展階段異質(zhì)性檢驗結(jié)果

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對高收入國家科技創(chuàng)新能力的影響時，令highincome=1、uppermiddle=0，回歸結(jié)果如表7中的模型 (1)所示。當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對中等偏上收入國家科技創(chuàng)新能力的影響時，令highincome=0、uppermiddle=1，回歸結(jié)果如表7中的模型 (2)所示。整體看來，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加未顯著降低高收入國家及中等偏上收入國家的科技創(chuàng)新能力。

(3)經(jīng)濟規(guī)模。除了經(jīng)濟發(fā)展階段不同外，OECD國家的經(jīng)濟規(guī)模也具有差異。因此，考慮經(jīng)濟規(guī)模這一調(diào)節(jié)變量，設(shè)定回歸模型為：

ioit=α0+α1rbrpit×esit+α2rbreit×esit+α3Cit+λi+σt+εit

(4)

其中，esit表示國家的經(jīng)濟規(guī)模。根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將36個OECD國家分為世界前十大經(jīng)濟體與非世界前十大經(jīng)濟體。

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對前十大經(jīng)濟體科技創(chuàng)新能力的影響時，令topten=1、nontopten=0，回歸結(jié)果如表8中的模型 (1)所示。當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究人員投入比例對非前十大經(jīng)濟體科技創(chuàng)新能力的影響時，令topten=0、nontopten=1，回歸結(jié)果如表8中的模型 (2)所示。顯然，無論經(jīng)濟規(guī)模是否為世界前十大經(jīng)濟體，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加都未顯著提升OECD國家的科技創(chuàng)新能力。

表8 經(jīng)濟規(guī)模異質(zhì)性檢驗結(jié)果

當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對前十大經(jīng)濟體科技創(chuàng)新能力的影響時，令topten=1、nontopten=0，回歸結(jié)果如表8中的模型 (1)所示。當(dāng)本文討論基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對非前十大經(jīng)濟體國家科技創(chuàng)新能力的影響時，令topten=0、nontopten=1，回歸結(jié)果如表8中的模型 (2)所示。當(dāng)國家的經(jīng)濟規(guī)模為世界前十大經(jīng)濟體時，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加對國家科技創(chuàng)新能力的負(fù)向影響不顯著；當(dāng)國家的經(jīng)濟規(guī)模為非世界前十大經(jīng)濟體時，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低國家科技創(chuàng)新能力。因此，OECD國家的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對不同經(jīng)濟規(guī)模的國家科技創(chuàng)新能力具有異質(zhì)性影響。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

(1)OECD國家的數(shù)據(jù)表明，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加未顯著提升科技創(chuàng)新能力；但異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加顯著提升制度環(huán)境水平較低與高收入國家的科技創(chuàng)新能力。制度環(huán)境水平較低的國家加大基礎(chǔ)研究人員投入比例，能在一定程度上彌補體制機制問題，增加基礎(chǔ)研究成果產(chǎn)出，促進(jìn)國家科技創(chuàng)新能力。高收入國家為基礎(chǔ)研究人員提供了更完備的科研環(huán)境，基礎(chǔ)研究人員能全身心投入科研工作，更易實現(xiàn)重大成果突破，提升國家科技創(chuàng)新能力。同時，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低OECD國家的科技創(chuàng)新能力，并對制度環(huán)境水平較低與非世界前十大經(jīng)濟體國家科技創(chuàng)新能力的負(fù)向影響更顯著。對于制度環(huán)境水平較低與經(jīng)濟規(guī)模較小的國家而言，過多的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入將擠壓應(yīng)用研究和實驗發(fā)展經(jīng)費支出。通常，從基礎(chǔ)研究到產(chǎn)業(yè)化全鏈條較長，既對經(jīng)費要求高，又耗時數(shù)年或數(shù)十年。制度環(huán)境水平較低的國家缺少體制機制保障，經(jīng)濟規(guī)模較小的國家沒有充足的資金支撐基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究到產(chǎn)業(yè)化全過程，最終導(dǎo)致基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低國家科技創(chuàng)新能力。

(2)在基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究人員投入構(gòu)成關(guān)系中， “低-高”類型的研究人員投入構(gòu)成比例均值接近3:7， “高-低”類型的研究人員投入構(gòu)成比例均值約為6:4。在基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例與創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)構(gòu)成關(guān)系中， “低-高”類型的研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例均值約為3:7， “高-高”類型的研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例均值約為5:5。因此，OECD國家基礎(chǔ)研究人員投入比例均值在0.3～0.6之間，應(yīng)用研究人員投入比例均值在0.4～0.7之間；基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例均值在0.3～0.5之間，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例均值在0.5～0.7之間。

4.2 政策啟示

(1)調(diào)整研究人員投入構(gòu)成比例，推動二者的比例關(guān)系逐漸趨近4:6。對科學(xué)工作進(jìn)行規(guī)劃時，應(yīng)重視不同類型研究之間的平衡[35]。在OECD國家中，英國、法國、德國、美國都曾是或仍是世界科學(xué)中心，綜合國力排名明顯靠前。除了美國，其他四國的研究人員投入構(gòu)成比例都接近4:6。以這些國家為基準(zhǔn)，應(yīng)將基礎(chǔ)研究人員投入比例提升至0.4，并注意平衡兩類研究人員的數(shù)量。2011—2020年，中國的制度環(huán)境水平從51.7上升為64.6，但一直小于OECD國家的均值，屬于制度環(huán)境水平較低國家。OECD國家的經(jīng)驗表明，基礎(chǔ)研究人員投入比例增加顯著提升制度環(huán)境水平較低國家的科技創(chuàng)新能力。因此，應(yīng)重點培育數(shù)學(xué)、計算機和信息科學(xué)、物理科學(xué)、化學(xué)科學(xué)、地球和相關(guān)環(huán)境科學(xué)、生物科學(xué)等自然科學(xué)領(lǐng)域的研究人員。同時，根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計，2011—2020年，中國一直屬于中等偏上收入國家，并且是世界前十大經(jīng)濟體之一。研究顯示，應(yīng)用研究人員投入比例增加顯著提升中等偏上收入國家、世界前十大經(jīng)濟體國家的科技創(chuàng)新能力?；诖?，也應(yīng)重視培育土木工程、電氣工程、環(huán)境生物技術(shù)、工業(yè)生物技術(shù)等工程和技術(shù)領(lǐng)域的研究人員，使兩類研究人員投入構(gòu)成比例逐漸趨近4:6。

(2)推動研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例趨向均衡，并提升制度環(huán)境水平。中國是中等偏上收入國家和世界前十大經(jīng)濟體之一，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例對科技創(chuàng)新能力的擠出效應(yīng)不顯著。2011—2020年，中國基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例從0.286上升為0.347，兩類研究經(jīng)費投入比例約為3:7。美國作為現(xiàn)今的世界科學(xué)中心，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例相對均衡，在構(gòu)成關(guān)系上接近5:5?；诖耍矐?yīng)持續(xù)調(diào)整兩類研究經(jīng)費的構(gòu)成比例，至少確保研究經(jīng)費投入構(gòu)成比例趨向4:6，并逐漸發(fā)展成相對均衡的狀態(tài)。參考OECD國家的數(shù)據(jù)，應(yīng)用研究經(jīng)費投入比例增加顯著提升國家科技創(chuàng)新水平。因此，對基礎(chǔ)研究經(jīng)費的投入比例不應(yīng)超過0.6，否則將阻礙應(yīng)用研究的發(fā)展，降低兩類研究之間的雙向溢出效應(yīng)。但也應(yīng)當(dāng)注意，2011—2020年，中國的制度環(huán)境水平一直低于OECD國家均值，在分類上屬于制度環(huán)境水平較低國家。研究結(jié)果顯示，基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例增加顯著降低制度環(huán)境水平較低國家的科技創(chuàng)新能力。因此，在增加中國的基礎(chǔ)研究經(jīng)費投入比例時，也應(yīng)完善體制機制，為科研人員松綁，激發(fā)其創(chuàng)新活力。