异质性研发投入对创新绩效的影响——基于政府干预和市场化进程视角

马轶秋

（宁波大学 商学院，浙江 宁波 315211）

一、引言

党的十九大报告提出：新时代背景下创新替代人口红利和高额投资成为经济高质量发展的核心驱动力[1]。为提高我国整体创新水平，政府通过财政补贴和税收优惠等创新政策解决企业在研发领域的市场失灵问题，2020 年我国研发经费投入2.44万亿元，已接近发达国家水平。大量研究显示，研发经费投入规模逐年提高，专利申请量和科研论文发表位居世界前列，但创新的效率并没有相应的提高（白俊红和李婧，2011）[2]。有学者指出我国研发投入结构失衡问题：我国基础研究经费投入比重在10%以下，并未随着研发投入规模增加而提高，而应用研究投入和试验发展投入远高于基础研究经费，不利于创新产出的提高（叶祥松和刘敬，2018）[3]。研究表明在创新发展初期，偏向应用研究投入的结构能够通过借鉴外国先进技术的模仿创新模式提高国家创新水平，随着我国整体创新水平的提高，注重应用研究的研发投入结构并不能继续提高整体的创新效率，基于基础研究领域的自主创新活动显得尤为重要（孙早和许学璐，2017）[4]。由此可见，中国“重应用研究，轻基础研究”的研发投入结构不利于提高我国技术创新水平（温珂和李乐旋，2007）[5]。在新发展格局下，政府干预和市场化进程也在影响着技术创新能力。一方面市场机制通过无形的手完成研发投入资源配置，实现要素的自由流动；另一方面政府借助研发补贴和税收优惠等科技政策也在引导和监管企业研发投入动向。不同类型研发投入与技术创新之间存在怎样的关系，市场和政府在其中又扮演怎样的角色？

本文基于我国2009—2019 年的省级面板数据，检验基础研究、应用研究和试验发展对创新绩效产出的作用差异，进一步分析市场和政府在研发投入和创新绩效之间的作用机制。研究发现基础研究投入和应用研究投入均有效提高了地区的发明专利申请数，其中基础研究投入对创新绩效的促进作用最为显著，进一步市场化进程和政府干预也在基础研究投入和应用研究投入上发挥了对地区创新产出的正向调节作用。因此，要提高我国技术创新水平，不仅要加大基础研究投入和应用研究投入，更要发挥政府干预与市场进程在其中的正向调节作用。

大多数学者研究不同研发投入对创新绩效和经济增长的作用时，强调基础研究的重要地位。Hottenrott 和Czarnitzki（2011）[6]将研发投入分为基础研究和应用研究两个部分，研究发现基础研究对企业创新绩效的促进作用远大于应用研究，孙晓华和王昀（2014）[7]基于生产率角度进行研究，指出基础研究对于提高企业全要素生产率的重要作用。但关于政府与市场对两者的调节作用仍存在争议，张辉等（2016）[8]认为在提高企业技术创新水平上，政府补助可以缓解企业内部融资约束，有效激励企业开展研发活动，即政府在其中占据主导地位。杨筠和宁向东（2018）[9]指出政府过度的干预容易使企业产生创新惰性，政府与企业之间存在严重的信息不对称问题，企业大多通过从事模仿创新活动获取政府补贴，即政府的干预并不能发挥研发投入的积极作用。安同良和千慧雄（2021）[10]认为在企业研发初期，缺少研发资金，政府应该通过创新政策加以引导，随着研发投入水平的提高，政府应减弱对研发投入的干预，充分发挥市场机制的调节作用。郑海元和李兴杰（2018）[11]则认为在市场机制下研发投入才能有效提高企业创新绩效。本文认为区分不同类型的研发投入，不仅可以研究对技术创新的作用差异，更有利于理清政府和市场在其中的调节作用，因此本文可能存在的边际贡献如下：①研究不同类型研发投入对技术创新作用的差异，为调整我国研发投入结构提供依据；②大多数学者研究政府干预或市场化水平一方面的作用，本文综合考虑政府和市场两方面的影响，更全面地研究政府和市场在研发投入结构和技术创新之间的调节作用，为实现有效政府和有为市场的结合提供建议。

二、理论机制与研究假设

（一）研发投入对创新绩效的影响研究

熊彼特（1991）[12]认为作为经济增长的动力，创新是一个通过不断调整生产要素组合提高产出的过程，基于Hansen 和Birkinshaw（2007）[13]的创新价值链理论，按照研发类型将研发投入分为三类：基础研究投入、应用研究投入和试验发展投入。不同类型的研发投入用于不同的创新活动，对于提高国家技术创新水平的机制也不相同。

基础研究是整个研发活动的基石，主要通过形成的科学知识影响创新的深度和广度。研发的周期长，需要持续且稳定的资金来源，因此大多数企业缺乏自主进行基础研究的实力，需要政府政策的支持（张军和许庆瑞，2015）[14]。应用研究是将基础研究阶段的知识转化为现实产品，主要通过对原始技术的模仿和改造完成创新成果的转化，起到连接科学知识和实际创新成果的作用。而试验发展是在基础研究和应用研究的基础上，针对市场需求改进和设计产品，因此资金投入少，风险最小。由此可以看出基础研究是应用研究和试验发展的知识源泉，决定了创新水平的高度。若基础研究阶段投入经费不足，应用研究和试验发展阶段因缺乏科学知识基础而不能顺利开展，不利于国家技术创新水平的提高。学者们由此展开了研究。

强化基础研究是提高国家自主创新能力的重要途径。较早研究基础研究对经济效应的学者Griliches（1986）[15]，将研发投入作为生产函数的投入要素，利用企业层面数据分析研发投入与全要素生产率之间的关系，发现基础研究能够显著提高企业的全要素生产率。学者们进一步开始研究比较不同研发投入创新效应的差异。孙早和许薛璐（2017）[4]将企业创新活动分为“技术引进”和“自主创新”两个方面，发现随着与前沿技术差距的不断缩小，应用研究投入比例过高将会抑制创新产出的增长，而基础研究在提高国家自主创新能力上具有更显著的促进作用。余泳泽等（2017）[16]基于创新价值链视角研究研发投入结构对企业全要素生产率的作用，发现基础研究对生产率的带动效应最大，然而过多的试验发展投入会挤占基础研究投入，不利于企业生产率的提高。

基于以上理论和文献的梳理，不难看出基础研究在提高创新水平的重要地位，如果基础研究活动的经费投入不足，会抑制企业的全要素生产率和创新产出。由此提出以下假设：

假设1：研发投入与创新绩效之间呈正相关关系，其中基础研究投入对创新绩效的促进作用最为显著。

（二）市场进程对研发投入与创新绩效关系的影响

在研发投入初期，市场化水平高的地区，要素市场机制健全，创新资源可以从低效率部门流向高效率部门，有效提高了创新资源的配置效率。其中基础研究活动是知识的来源，体现了企业的自主创新能力，应用研究和试验发展活动大多是对现有技术的改造，体现了企业的模仿创新能力。为了维护自身优势市场地位和提高经济利润，企业倾向于通过基础研究活动向消费者提供新的产品，企业全要素生产率整体提高，进一步加剧企业在研发领域的竞争，倒逼企业加大基础研究力度以提高企业核心竞争力。此外随着市场化水平的提高，地区知识产权保护制度为企业从事自主创新活动提供了保障，有效防止企业在基础研究领域的成果外溢，鼓励企业提高在基础研究领域的经费投入比例，提高企业的核心竞争力（刘思明等，2015）[17]。

基于上述分析，本文提出以下假说：

假说2：市场化水平在研发投入与创新绩效之间具有正向调节作用，其中对基础研究投入的正向调节作用最显著。

（三）政府干预对研发投入与创新绩效关系的影响

面对市场机制不健全的风险，不完善的知识产权保护制度容易形成创新知识的外溢，企业和科研机构研发投入结构失衡，政府可以通过财政补贴、税收优惠等方式鼓励企业等创新主体加大研发投入力度，进而提高地区的创新产出水平。即政府在创新领域的资金支持有利于提高创新资源的配置效率。其中基础研究周期长，投入资金多，创新产出多为论文著作，在转化为企业利润上具有不确定性，因此企业和科研机构不愿冒险主动从事基础性研究，导致市场在配置基础研究资源上存在失灵问题，政府根据国家重点产业发展战略，针对性地为企业基础研究活动提供长期且稳定的资金，鼓励企业加大基础研究力度，进而从根源上提高国家自主创新水平。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设3：政府干预在研发投入与创新绩效之间具有正向调节作用，其中对基础研究投入的正向调节作用最为显著

三、变量说明与模型构建

（一）变量选取

1.被解释变量。创新绩效（lninn）：参考大多数文章，科技创新水平多用专利申请数来衡量，其中相较于外观设计专利，发明专利更能代表核心技术水平，有助于提升国家自主创新能力水平。因此本文采用各省份的发明专利申请数衡量创新绩效水平，并对其进行对数化处理。

2.解释变量。基础研究经费（lnbr）：借鉴张军等（2004）[18]的永续盘存法，计算各省份不同年度的基础研究经费存量（br），同理可计算得到应用研究经费存量（ar）和试验发展经费存量（ed）。公式如下：

其中ba 代表基础研究经费，br 代表基础研究经费存量，g 为不同省份在2009—2019 年基础研究经费的平均增长率，δ 为研发经费折旧率，参考相关文献选定为15%。通过公式（1）计算出各省份在基期2009 年的基础研究经费存量，基于2009 年的基础研究经费存量通过公式2 得到各省份不同年份的基础研究经费存量，并对其进行对数化处理。

3.控制变量。除了研发投入对科技创新有显著影响，还存在其他因素影响创新水平的高低。本文选择的控制变量如下：

人均地区生产总值（lnpgdp）：地区生产总值与总人口数量的比值，借鉴大多数文献的处理方法利用价格消费指数进行平减处理，并对最终数据进行对数化处理。

外贸依存度（lntra）：地方进出口额与生产总值的比值，并对其进行对数化处理。

外商投资额（lnfdi）：参考大多数研究，以2009年为基期利用固定资产投资价格指数，对外商投资额进行平减化处理，并对平减后的外商投资额进行对数化处理。

市场化进程（lnmar）：现有研究多采用樊纲等（2003）[19]的统计指标，市场化指数越高，地区的市场化水平也就越高。本文选用该指标来衡量市场化进程，并进行对数化处理。

政府干预（lngov）:借鉴叶祥松等的统计方法，从资金角度采用政府资金占研发投入经费的比例来衡量政府干预程度。

本文数据主要来源于全国各地区的《统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国分省份市场化指数报告》。由于研发投入经费相关数据在2009 年前后口径不一致，本文选取2009—2019 年的各省份研发投入数据，其中由于数据缺失严重剔除西藏，共涉及中国30 个省。

（二）模型构建

本文在创新价值链视角下，利用省级层面数据实证检验基础研究经费、应用研究经费和试验发展经费对创新产出水平的影响差异，并检验政府干预程度和市场化进程水平在其中的调节作用，模型如下：

上述公式中，inn 代表本文的被解释变量创新产出，br、ar 和ed 代表解释变量基础研究经费投入、应用研究经费和试验发展研究经费（存量），mar 代表各省份的市场化水平，gov 代表分省份的政府干预程度，是本文的调节变量。影响创新产出水平的控制变量control 包括人均地区生产总值、外贸依存度、外商投资额、市场化水平和政府支持力度，i 代表省份，t 代表时间，γ 和μ 分别代表时间固定效应和省份固定效应，ε 代表随机误差项。

四、实证分析

（一）描述性统计

对本文主要变量进行描述性统计发现，创新产出水平和不同类型的研发经费的标准差较大，说明各地区研发投入和创新产出存在较大差异，细化研发投入类型进行研究存在必要性。

表1 描述性统计

（二）基准回归

根据Hausman 检验的结果，本文采用固定效应模型进行回归，回归结果如表2 所示。

如表2 显示，模型1 是研发投入与创新绩效的基本回归方程，基础研究投入和应用经费投入对创新产出的影响显著为正，系数分别为0.334（p＜0.1）、0.275（p＜0.01），进一步比较系数不难发现，基础研究投入对创新产出的促进作用最为显著。此外试验发展经费投入对创新产出的作用并不显著，这与上文假说存在一定的偏差，可能是因为试验发展活动以模仿创新为主，创新产出质量不高，多为外观包装类专利，并不能有效增加发明专利的申请数。在此基础上，本文加入了一系列外贸依存度、政府支持力度等控制变量，模型2 回归结果显示，基础研究项和应用研究投入项系数通过显著性检验，并且通过系数比较（0.421＞0.375），基础研究的技术创新影响作用最大，系数为0.421（p＜0.01），表明其他条件不变时，每增加1 单位基础研究经费，创新产出水平就增加0.421 个单位。由此本文假说1 得到验证。

表2 异质性研发投入与创新绩效的回归结果

模型（3）检验市场化进程对研发投入和创新绩效的调节作用，对数据采取“去中心化”的方法后加入研发投入与市场化指数的交互项，实证结果如表2 的模型（3）所示，基础研究经费与市场化指数的交互项、应用研究经费与市场化指数的交互项均通过了显著性检验，系数分别为0.910（p＜0.05）、0.476（p＜0.05），比较系数可得市场化水平具有正向调节作用，可以显著提高基础研究投入的技术创新作用，而试验发展经费与市场化指数的交互项未通过显著性检验，可能是因为随着市场化水平的提高，知识产权保护制度逐渐完善，基础研究形成的创新产出得到了有效保护，而主要从事试验发展活动的企业，企业创新成果质量低，不利于自主创新能力的提升，这在相关文献中也得到了证实（丁艳，2020）[20]。因此本文假设2 得以验证。

模型（4）检验政府干预对研发投入和技术创新水平之间关系的调节作用，对数据进行了“去中心化”的处理后加入研发投入与政府干预的交互项，结果显示基础研究投入与政府干预的交互项、应用研究经费与政府干预的交互项通过了显著性检验，系数分别为4.267（p＜0.01）、0.571（p＜0.1）。此外试验发展投入与政府干预的交互项系数显著为负，说明政府干预不能为试验发展带来积极作用。可能是因为相较于基础研究和应用研究，试验发展活动多为产品外观和包装上的创新，政府干预无法有效提高试验发展的创新产出质量。因此本文假设3 得以验证。

控制变量方面，基本通过了显著性检验。具体而言，人均地区生产总值的系数显著为正，表明国家经济发展水平对技术创新具有促进作用；市场化水平的指数显著为正，即市场化水平越高，要素流动比较自由，知识产权保护体系越完善，可以促进创新水平的提高，这与相关文献研究结论一致（吴超鹏和唐菂，2016）[21]；进出口额的系数均显著为负值，表明进出口带来的创新绩效，多来源于技术模仿，缺乏自主创新的知识积累，并不能促进我国技术创新绩效的提升。

（三）稳健性分析

为避免模型可能存在的内生性问题，本文选取基础研究开发人员（brs）、应用研究开发人员（ars）和试验发展人员（eds）作为研究投入经费的替代变量，回归结果如表3 所示。结果显示与上文基本一致，模型（2）中基础研究人员项和应用研究人员项通过了显著性检验，系数分别为0.441（p＜0.05）、0.342（p＜0.05），比较系数不难发现基础研究人员的增加对创新产出水平的促进作用最明显，而试验发展人员的创新作用并不显著；在市场化调节作用下，基础研究人员与市场化指数的交互项、应用研究人员与市场化指数的交互项系数显著为正，系数分别为1.065（p＜0.05）、0.467（p＜＜0.1）；在政府干预下，基础研究人员与政府干预的交互项系数、应用研究人员与政府干预的交互项系数显著为正，系数分别2.751（p＜0.05）、0.564（p＜0.1），即政府干预和市场进程在基础研究投入、应用研究投入和创新产出之间具有正向的调节作用，表明本文回归结果具有稳健性。

表3 稳健性检验结果

五、结论与启示

本文基于省级面板数据，将研发投入分为基础研究投入、应用研究投入和试验发展投入三种类型，验证提出的假设。实证检验得出以下结论:（1）在提高地区创新产出水平方面，基础研究投入和应用研究投入都发挥了显著的促进作用，而试验发展投入并未发挥对创新产出的促进作用。（2）本文验证了市场化进程的正向调节作用。市场化水平高的区域，强化了基础研究投入和应用研究投入与地区创新绩效之间的正向关系。（3）本文验证了政府干预的正向调节作用。政府加大对研发的干预，强化了基础研究投入和应用研究投入与地区创新绩效的正向关系。

基于以上实证结果，为提高我国创新水平提出以下建议：

一是利用研发投入从事研发活动时，政府要注意研发投入结构的合理性，加大对基础研究领域和应用研究领域的投入，特别是注重基础研究领域，才能有效提高我国技术创新水平；二是要考虑外部环境对创新绩效的影响，制定市场法律法规完善市场机制，发挥市场化进程在创新活动中的正向作用；三是政府应完善人才引进机制，注重培养基础研究和应用研究领域人员，为创新提供人力资源保障。