高嘉慧，王子龍

（南京航空航天大學經(jīng)濟與管理學院，南京 211106）

技術創(chuàng)新是制造業(yè)企業(yè)發(fā)展的動力源泉，也是決定制造業(yè)企業(yè)生存和發(fā)展的關鍵因素.新形勢下，中國制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展受到了部分發(fā)達國家的阻礙，這主要是因為中國的自主創(chuàng)新能力，尤其是原創(chuàng)能力不足，在某項指標或節(jié)點上的突破難以改變核心技術受制于人的格局，進而導致“卡脖子”問題的接連出現(xiàn).中國國防制造業(yè)企業(yè)具有良好的發(fā)展基礎，擁有充足的創(chuàng)新資源和完善的基礎設備，在工程技術領域處于較為主動的位置.此外，得益于政府的支持，中國國防制造業(yè)企業(yè)在技術創(chuàng)新活動的開展上具有一定的優(yōu)勢.因此，從效率績效視角對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新水平進行評價，并分析政府支持對其創(chuàng)新投入資源的影響，對我國國防制造業(yè)企業(yè)提高創(chuàng)新成效、合理分配社會資本具有一定的借鑒意義.

目前關于國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的研究報道已有很多.張勇等［1］利用傳統(tǒng)DEA模型對西部地區(qū)上市軍工企業(yè)的資源配置效率進行了測度，并對人力、財力、科技、信息資源配置中存在的問題進行了分析.張明親和張雅雅［2］利用構建的DEA-Malmquist指數(shù)模型對十大軍工企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術進步和技術效率進行了測算，并指出管理模式、技術水平等阻礙了中國軍工企業(yè)技術創(chuàng)新效率的提升.段婕等［3］使用超效率DEA模型評價了十大軍工集團上市公司的創(chuàng)新效率，并用Tobit模型分析得出，研發(fā)人員占比對創(chuàng)新效率的促進作用較大，本科以上學歷人員占比和專利獲批數(shù)對創(chuàng)新效率的促進作用較小，研究經(jīng)費占比在短期內(nèi)對創(chuàng)新效率具有反向促進作用.丁瑩瑩等［4］基于創(chuàng)新價值鏈視角，運用兩階段DEA-Malmquist指數(shù)模型和Tobit模型對我國電子信息制造業(yè)的軍民融合技術創(chuàng)新效率進行了測度，并指出我國電子信息制造業(yè)的軍民融合技術創(chuàng)新效率整體呈上升趨勢，區(qū)域的技術創(chuàng)新效率變化是技術進步和技術效率作用的結果，所有制結構、技術市場環(huán)境以及勞動力素質與技術創(chuàng)新效率呈正相關，而政府支持與技術創(chuàng)新效率則呈負相關.方正起等［5］結合網(wǎng)絡EBM模型和Malmquist指數(shù)模型從創(chuàng)新價值鏈視角對我國上市軍工企業(yè)的技術創(chuàng)新效率進行評價，并指出技術研發(fā)與創(chuàng)新成果轉化兩階段的創(chuàng)新活動脫節(jié)，技術研發(fā)沒有以市場需求為導向，存在技術研發(fā)成果質量不高、創(chuàng)新成果轉化效率較低、集約研發(fā)創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量過少等一系列突出問題.Jeong等［6］運用SFA方法測算了韓國軍工企業(yè)民用部分與軍用部分的平均技術創(chuàng)新效率并得出，韓國軍工企業(yè)純民用生產(chǎn)部分的技術創(chuàng)新效率低于軍事生產(chǎn)部分的技術創(chuàng)新效率.張旭等［7］采用SFA方法測算了國防科技工業(yè)上市企業(yè)的技術創(chuàng)新效率，并認為絕大多數(shù)企業(yè)存在非效率情況，產(chǎn)權結構和產(chǎn)品市場競爭是重要影響因素.王萍萍和陳波［8］運用SFA方法測算了軍民融合企業(yè)的技術創(chuàng)新效率，得到的結論與張旭等［7］的結論相似.王柏杰和李愛文［9］結合SFA方法和LSDV方法評價了軍民融合企業(yè)的技術創(chuàng)新效率，并得出企業(yè)技術創(chuàng)新效率與產(chǎn)品民用化程度、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)品差異化、股權變動呈正相關，與股權集中度呈負相關.代應等［10］從利益分配、合作伙伴選擇、交流機制等方面探討了目前國防制造業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新發(fā)展中存在的問題，并指出與發(fā)達國家相比，中國國防制造業(yè)企業(yè)缺乏利益分配和風險承擔的協(xié)調(diào)機制.韓國元等［11］基于累積前景理論的雙邊匹配方法對國防制造業(yè)企業(yè)、民企、中介三者的博弈行為進行了仿真模擬，并指出國防制造業(yè)企業(yè)采用合作策略能提升技術融合與創(chuàng)新，科技中介傾向于效益型策略，民用企業(yè)則更多處于觀望狀態(tài).王欣亮等［12］使用空間動態(tài)面板模型對中國上市國防制造業(yè)企業(yè)的省域整合面板數(shù)據(jù)進行了GMM估計，并指出地理上鄰近交流或技術上強強聯(lián)合可顯著增強創(chuàng)新要素空間配置效應.

綜合來看，目前關于國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的研究存在以下幾方面的局限性：①在研究方法上，多采用隨機前沿分析（Stochastic Frontier Analysis，SFA）方法和數(shù)據(jù)包絡分析（Data Envelopment Analysis，DEA）方法.SFA模型設定的投入產(chǎn)出函數(shù)形式不當會影響效率值的準確性，DEA模型則不能消除隨機誤差的影響.②在影響因素的研究上，多數(shù)研究都集中于分析企業(yè)內(nèi)部因素對企業(yè)技術創(chuàng)新效率的影響，但忽視了環(huán)境因素對各創(chuàng)新投入資源的異質性影響.

三階段DEA模型是在傳統(tǒng)DEA模型和SFA模型［13-15］的基礎上發(fā)展而來的，它既考慮了環(huán)境因素和隨機干擾項的影響，又無須設置函數(shù)形式和權重.社會資本是企業(yè)運行過程中不可忽視的一項資源，對企業(yè)的投資與運作都會產(chǎn)生一定的影響.社會資本配置主要通過政府和市場兩種方式實現(xiàn).政府通過轉移支付手段宏觀調(diào)控社會資本，主要包括財政補貼、稅后返款等形式.市場規(guī)模代表著企業(yè)的市場勢力，規(guī)模大的企業(yè)往往在社會資本配置中占據(jù)更多的優(yōu)勢、擁有更多的市場話語權.鑒于此，本研究采用三階段DEA模型和Tobit模型對我國48家上市國防制造業(yè)企業(yè)2015—2019年的技術創(chuàng)新效率及其影響因素進行了分析，同時從政府和市場兩個角度分析社會資本對創(chuàng)新投入的影響，以期為中國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的研究提供實證參考.

1 研究方法與模型

1.1 三階段DEA模型

數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）是根據(jù)投入、產(chǎn)出兩類指標對決策單元進行相對性評價的效率測度方法［16］.傳統(tǒng)DEA無法避免統(tǒng)計噪聲和隨機干擾項對測算結果的影響，SFA則需要考慮生產(chǎn)函數(shù)關系的合理性，為了解決這兩種方法存在的問題，F(xiàn)ried于2002年提出了將數(shù)據(jù)包絡分析和隨機前沿分析相結合的三階段DEA模型，模型框架圖如圖1所示.

圖1 三階段DEA模型框架圖Fig.1 Frame diagram of the three-stage DEA model

1.1.1 第一階段：數(shù)據(jù)包絡分析

在第一階段數(shù)據(jù)包絡分析中，BCC模型建立在規(guī)模報酬可變的基礎上，將技術創(chuàng)新效率分解為純技術創(chuàng)新效率和規(guī)模效率，三者之間的關系為：技術創(chuàng)新效率=純技術創(chuàng)新效率×規(guī)模效率.

投入導向下的國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的BCC模型表達式如式（1）所示.

式中：θ*t表示第t家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率最優(yōu)值；θt表示第t家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率值；xij表示第i家企業(yè)的第j種投入；xtj表示第t家企業(yè)的第j種投入；yik表示第i家企業(yè)的第k種產(chǎn)出；ytk表示第t家企業(yè)的第k種產(chǎn)出；λi表示第i家企業(yè)的線性組合系數(shù)；m表示投入的種類數(shù)；n表示產(chǎn)出的種類數(shù)；N表示企業(yè)的數(shù)量.采用投入導向下的BCC模型可得出各決策單元的投入松弛變量［17］.

1.1.2 第二階段：隨機前沿分析

為得到優(yōu)化的松弛變量和各決策單元可節(jié)約的投入量，使用SFA模型對第一階段得到的投入松弛變量進行分析，估計得出環(huán)境變量對投入松弛變量的影響，然后將各決策單元投入調(diào)整為處在相同環(huán)境的投入，構建以投入松弛變量為被解釋變量、環(huán)境變量為解釋變量的SFA模型：

式中：sij表示第i家國防制造業(yè)企業(yè)的第j種投入松弛變量；fj()·表示相應的函數(shù)形式；zir表示第i家企業(yè)的第r個環(huán)境變量；βj表示環(huán)境變量系數(shù)；uij表示第i家企業(yè)的第j種投入松弛變量的管理無效率部分；vij表示隨機誤差項；M表示環(huán)境變量的種類數(shù).

通過SFA模型的估計結果，得到調(diào)整后的生產(chǎn)投入：

式中：xij、分別表示調(diào)整前和調(diào)整后的投入量；等式右邊第二項表示將各國防制造業(yè)企業(yè)的外部環(huán)境調(diào)整至同一外部環(huán)境；等式右邊第三項表示排除隨機干擾項對各國防制造業(yè)企業(yè)的影響.

1.1.3 第三階段：調(diào)整后的數(shù)據(jù)包絡分析

將第二階段測算出的投入值再次代入BCC模型中，便可計算出調(diào)整后的國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率，得到排除外界干擾后各決策單元的實際技術創(chuàng)新效率.

1.2 Tobit模型

DEA模型測算出的技術創(chuàng)新效率范圍為（0，1］，屬于截斷式數(shù)據(jù)，不適合采用最小二乘法估計.針對這一問題，美國學者Tobin提出了受限因變量模型（Tobit模型）［18］，表達式如下：

式中：Yi表示受限制的因變量，即第i家國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率；Xi表示影響第i家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的因素；β表示回歸系數(shù)；εi表示隨機誤差項.

2 數(shù)據(jù)來源與變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

選取我國48家上市國防制造業(yè)企業(yè)2015—2019年的相關數(shù)據(jù)為研究樣本，且保證所選取的樣本均滿足模型的評價準則.研究的原始數(shù)據(jù)來源于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)（http：//www.cninfo.com.cn）、東方財富網(wǎng)（https：//www.eastmoney.com）、國家知識產(chǎn)權局官網(wǎng)（https：//www.cnipa.gov.cn）和IncoPat數(shù)據(jù)庫.根據(jù)中國國防制造業(yè)企業(yè)所屬的軍工集團，將選定的48家國防制造業(yè)企業(yè)類型劃分為六大類，分別為核工業(yè)類、航天工業(yè)類、航空工業(yè)類、船舶工業(yè)類、兵器工業(yè)類、電子信息類.其中，核工業(yè)類企業(yè)有1家，航天工業(yè)類企業(yè)有9家，航空工業(yè)類企業(yè)有10家，船舶工業(yè)類企業(yè)有5家，兵器工業(yè)類企業(yè)有10家，電子信息類企業(yè)有13家.

2.2 變量選取

從人力投入、資金投入和技術投入三個方面選取投入變量指標.研發(fā)人員是創(chuàng)新活動中的主體，因此選取R&D人數(shù)作為人力投入變量的指標，R&D經(jīng)費投入作為資金投入變量的指標，由于資金投入兩年后產(chǎn)生的經(jīng)濟效益最大，因此考慮兩年時滯影響［19］.選取無形資產(chǎn)作為技術投入變量的指標，且以當期期初的無形資產(chǎn)作為當期的技術投入.

產(chǎn)出變量指標從知識和經(jīng)濟所得兩方面考慮.專利申請數(shù)是企業(yè)創(chuàng)新過程中具有代表性的知識性產(chǎn)出［20］，新產(chǎn)品收入是企業(yè)創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟型產(chǎn)出［21］，因此選擇專利申請數(shù)和新產(chǎn)品收入作為產(chǎn)出變量的指標.

根據(jù)環(huán)境變量的選擇原則，環(huán)境變量是企業(yè)無法控制或短期內(nèi)無法改變但會對企業(yè)產(chǎn)生重要影響的指標.本研究主要在社會資本視域下考慮環(huán)境變量的選擇問題.政府和市場是社會資本配置的兩種手段.政府主要通過法律法規(guī)、行政制度等直接或間接作用于社會資本配置過程來達到相應目的，包括財政補貼、稅后返款等形式，政府對不同企業(yè)的支持力度具有差異性.市場規(guī)模代表企業(yè)的市場勢力，規(guī)模大的企業(yè)往往具有更多的市場資源和市場話語權，可獲得更高的市場利潤.因此選取政府補助和市場規(guī)模作為環(huán)境變量的指標.

最終，本研究選取的用于測度國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的指標體系如表1所示.

表1 用于測度國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的指標體系Tab.1 Index system for measuring the technological innovation efficiency of defense manufacturing enterprise

3 實證分析

3.1 三階段DEA模型分析結果

3.1.1 第一階段DEA分析結果

運用投入導向下的BCC模型對2015—2019年選定的48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前的技術創(chuàng)新效率、純技術創(chuàng)新效率、規(guī)模效率進行估計，同時對技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量進行統(tǒng)計，結果如表2所示.

表2 調(diào)整前2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)中技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量Tab.2 The number of enterprises with technological innovation efficiency value of 1 among 48 defense manufacturingenterprises from 2015 to 2019 before adjustment

為了更直觀地展示2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率，基于48家國防制造業(yè)企業(yè)2015—2019年這5年的效率平均值，以X軸表示純技術創(chuàng)新效率均值，Y軸表示規(guī)模效率均值，得出2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前的效率均值圖，如圖2所示.圖中的實線和虛線分別表示技術創(chuàng)新效率為0.5和0.8的界限.

圖2 2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前的效率均值Fig.2 Mean efficiencies of 48 defense manufacturing enterprises before adjustment from 2015 to 2019

整體來看，2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率均值為0.514，純技術創(chuàng)新效率均值為0.653，規(guī)模效率均值為0.787，說明我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率具有一定的提升空間.2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)的純技術創(chuàng)新效率均值大多都低于規(guī)模效率均值，說明純技術因素是制約我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率提高的主要因素，我國國防制造業(yè)企業(yè)應注意提高自身的生產(chǎn)能力和技術創(chuàng)新能力.

依據(jù)表3的判斷標準可知：技術創(chuàng)新水平處于一般水平的企業(yè)有28家，這28家企業(yè)多半的純技術創(chuàng)新效率均值過低，其中只有2家企業(yè)的純技術創(chuàng)新效率均值處在生產(chǎn)前沿面上，但這2家企業(yè)的規(guī)模效率均值較低，這2家企業(yè)分別屬于船舶工業(yè)類企業(yè)和兵器工業(yè)類企業(yè)；技術創(chuàng)新水平處于中等水平的企業(yè)有11家，且這11家企業(yè)的規(guī)模效率均值均未達到生產(chǎn)前沿面；技術創(chuàng)新水平處于較高水平的企業(yè)有9家，其中3家處在生產(chǎn)前沿面上，且這3家企業(yè)均為航空工業(yè)類企業(yè).

表3 企業(yè)技術創(chuàng)新水平的判斷標準Tab.3 Judgment standard of enterprise technology innovation level

3.1.2 第二階段SFA分析結果

第二階段SFA分析主要是為了對各項投入進行環(huán)境影響和隨機干擾項的分離.被解釋變量為第一階段得到的三個投入松弛變量，解釋變量為環(huán)境變量，即政府補助和市場規(guī)模，然后依據(jù)式（2）進行SFA回歸分析，結果如表4所示.

表4 第二階段SFA回歸分析結果Tab.4 SFA regression analysis results in the second stage

通過SFA回歸分析結果可以看出，環(huán)境變量對三個投入松弛變量的回歸系數(shù)基本上都通過了顯著性檢驗，說明外部環(huán)境因素對我國國防制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入有一定的影響.其中，人力投入、資金投入和技術投入的γ值分別為0.790、0.729和0.843，估計值較高，說明大部分投入松弛變量的偏差是由管理無效率造成的，隨機干擾因素的影響只占據(jù)小部分.具體分析如下：

1）政府補助.政府補助對資金投入松弛變量、技術投入松弛變量的負向影響分別通過了5%和10%的顯著性檢驗，政府補助對人力投入松弛變量也為負向影響，但未通過顯著性檢驗，這說明政府的扶持有利于企業(yè)合理配置資源、減少研發(fā)過程中資源的浪費，這是由于政府會通過補助引導企業(yè)選擇增長較快的模式.政府補助主要有財政貼息、研究開發(fā)補貼等形式，具有無償性和合理性的特點.以研究開發(fā)補貼為例，政府會根據(jù)企業(yè)的技術創(chuàng)新活動進行相應的資金補助，這些補助會反過來促進企業(yè)創(chuàng)新活動的開展.

2）市場規(guī)模.企業(yè)市場規(guī)模對人力投入松弛變量、資金投入松弛變量和技術投入松弛變量均呈正向影響，且分別通過了10%、10%和5%的顯著性檢驗，這說明隨著市場規(guī)模的擴大，企業(yè)的人力投入、資金投入和技術投入均會有不同程度的浪費，這是因為市場規(guī)模較大的企業(yè)在創(chuàng)新活動過程中對研發(fā)成果和研發(fā)成果數(shù)量的要求均較高，從而會造成人員需求量增加、資本投入提高，進而導致資源的浪費.此外，市場規(guī)模較大的企業(yè)的組織結構復雜，管理幅度較大，協(xié)調(diào)各方的利益較為困難，控制難度也會提高，這會使得企業(yè)難以用最快的速度調(diào)整自身的研發(fā)戰(zhàn)略來適應復雜多變的環(huán)境.

3.1.3 第三階段DEA分析結果

將第二階段得到的調(diào)整后的投入值再次代入BCC模型中便可得到2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的效率均值，如圖3所示，同時可得出排除外界干擾后各類型企業(yè)中技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量，如表5所示.

表5 調(diào)整后2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)中技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量Tab.5 The number of enterprises with technological innovation efficiency value of 1 among 48 defense manufacturingenterprises from 2015 to 2019 after adjustment

對比表5與表2可知，將所有企業(yè)置于同一環(huán)境中后，除了船舶工業(yè)類企業(yè)外，其余五大類企業(yè)中包含的技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量大多都出現(xiàn)了一定程度的減少.2017—2019年船舶工業(yè)類企業(yè)中包含的技術創(chuàng)新效率值為1的企業(yè)數(shù)量較調(diào)整前有所增加，說明船舶工業(yè)類企業(yè)實際的技術創(chuàng)新能力和技術創(chuàng)新效率被低估.

剔除外部環(huán)境因素和隨機干擾后的技術創(chuàng)新效率更能準確體現(xiàn)出企業(yè)的真實創(chuàng)新能力.由圖3可知，經(jīng)調(diào)整后，2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值由0.514下降至0.416，純技術創(chuàng)新效率均值由0.653提高至0.946，規(guī)模效率均值由0.787下降至0.445.依據(jù)表3的判斷標準可知：技術創(chuàng)新水平處于一般水平的企業(yè)有30家，與第一階段不同的是，這些企業(yè)的純技術創(chuàng)新效率均值均較高，但規(guī)模效率均值都極低，說明這些企業(yè)需通過發(fā)展規(guī)模經(jīng)濟來提高自身的技術創(chuàng)新水平；技術創(chuàng)新水平處于中等水平的企業(yè)有10家，且未有企業(yè)在規(guī)模效率均值上達到生產(chǎn)前沿面；技術創(chuàng)新水平處于較高水平的企業(yè)有8家，且它們的純技術效率均值均較高，其中有4家企業(yè)處在生產(chǎn)前沿面上，這4家企業(yè)分別屬于航空工業(yè)類企業(yè)、兵器工業(yè)類企業(yè)和電子信息類企業(yè).

圖3 2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的效率均值Fig.3 Mean efficiencies of 48 defense manufacturing enterprises after adjustment from 2015 to 2019

以第一階段效率均值為橫坐標，第三階段效率均值為縱坐標，作國防制造業(yè)企業(yè)第一、三階段的效率均值對比圖，即2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前后的效率均值對比圖，如圖4所示.圖4中，斜線的左上區(qū)域代表效率值提升，右下區(qū)域代表效率值降低.

圖4 2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前后的效率均值Fig.4 Mean efficiencies of 48 defense manufacturing enterprises before and after adjustment from 2015 to 2019

由圖4可以看出，2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的技術創(chuàng)新效率均值和規(guī)模效率均值較調(diào)整前均有一定程度的降低，而調(diào)整后的純技術創(chuàng)新效率均值較調(diào)整前有較大的提升，甚至超過了規(guī)模效率均值.在第一階段的分析中，技術水平和管理水平是制約我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率提高的因素，剔除外部環(huán)境因素和隨機干擾后，市場規(guī)模是制約我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率提高的主要因素.因受到環(huán)境因素和隨機干擾的影響，我國國防制造業(yè)企業(yè)市場規(guī)模的優(yōu)化配置效果較差，這與我國市場化程度不高有一定的關系.從純技術創(chuàng)新效率均值來看，我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術水平和創(chuàng)新能力也受到外部環(huán)境因素和隨機干擾的影響，我國國防制造業(yè)企業(yè)應該考慮調(diào)整技術創(chuàng)新環(huán)境，以便企業(yè)能更好地利用自身的生產(chǎn)能力和技術水平來提高技術創(chuàng)新成效.總的來說，外部環(huán)境因素在較大程度上制約了中國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新水平的提高，雖然政府的引導會起到一定的促進作用，但如果國防制造業(yè)企業(yè)自身的資源配置結構不合理，規(guī)模效率的提高只著眼于市場規(guī)模的盲目擴大，就會造成規(guī)模經(jīng)濟過度依賴外部環(huán)境，這與第二階段的研究結論相同.

3.2 時序變化分析結果

為了更好地分析2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)效率的動態(tài)變化情況，分別對2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的純技術創(chuàng)新效率均值、規(guī)模效率均值、技術創(chuàng)新效率均值的變化趨勢進行分析，如圖5～7所示.

圖5 2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的純技術創(chuàng)新效率均值Fig.5 Mean pure technological innovation efficiencies of 48 defense manufacturing enterprises after adjustment from 2015 to 2019

由圖5和圖6可知，在研究期內(nèi)48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的純技術創(chuàng)新效率均值均處于較高水平，變化幅度相對較小，各類型企業(yè)之間的純技術創(chuàng)新效率均值相差不是很大，這說明我國國防制造業(yè)企業(yè)自身的技術創(chuàng)新能力是足夠的.在研究期內(nèi)各類型企業(yè)調(diào)整后的規(guī)模效率均值的變動幅度也較小，可能是由于研究時間跨度較小，各類型企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模幾乎沒有太大變動，但不同類型企業(yè)間調(diào)整后的規(guī)模效率均值差別較大，說明不同類型企業(yè)形成規(guī)模效益的程度不同.雖然船舶工業(yè)類企業(yè)和航空工業(yè)類企業(yè)的規(guī)模效率均值在研究期內(nèi)一直處于較高水平，但仍小于0.7，這說明我國國防制造業(yè)企業(yè)要想提高自身技術創(chuàng)新效率，需從優(yōu)化生產(chǎn)規(guī)模入手，加強對資源配置結構的優(yōu)化.

由圖7可知，將所有企業(yè)置于同一環(huán)境中后，研究期內(nèi)，航空工業(yè)類企業(yè)和船舶工業(yè)類企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值始終高于48家企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值，航天工業(yè)類企業(yè)、兵器工業(yè)類企業(yè)和核工業(yè)類企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值始終低于48家企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值，電子信息類企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值從2016年開始一直低于48家企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值.分析原因可能是：①核工業(yè)類企業(yè)和航天工業(yè)類企業(yè)的相關技術處在科技前沿位置，技術研發(fā)的難度相對較高；②航空工業(yè)類企業(yè)和船舶工業(yè)類企業(yè)屬于交通運輸行業(yè)，而中國擁有較好的交通運輸行業(yè)基礎，且近年來此類行業(yè)的不斷優(yōu)化使其創(chuàng)新水平不斷提高，此外，船舶工業(yè)行業(yè)已經(jīng)形成了以幾家集團為核心的結構較為集中的產(chǎn)業(yè)鏈，無論在研發(fā)上還是在市場上都有絕對的優(yōu)勢；③電子信息類企業(yè)涉及國家信息安全范疇，國家也越來越重視電子信息類企業(yè)的發(fā)展，但是中國電子信息行業(yè)的基礎整體上較國外還是相對較弱，且電子信息行業(yè)的競爭也越來越激烈，企業(yè)為提高自身的核心競爭力會出現(xiàn)投入多而產(chǎn)出成果較少的情況；④兵器工業(yè)類企業(yè)多為交運設備行業(yè)，主要從事一些零部件的生產(chǎn)與加工，中國汽車零部件的研發(fā)水平與國外相比還有較大差距，大部分的核心技術還掌握在德國、日本等國家手中，這就導致了兵器工業(yè)類企業(yè)的技術創(chuàng)新水平較低.值得注意的是，將48家國防制造業(yè)企業(yè)置于同一外部環(huán)境時，船舶工業(yè)類企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均值明顯有所提升，這說明船舶工業(yè)類企業(yè)的外部環(huán)境條件還有很大的改善空間.

圖7 2015—2019年48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整后的技術創(chuàng)新效率均值Fig.7 Mean technological innovation efficiencies of 48 defense manufacturing enterprises after adjustment from 2015 to 2019

3.3 Tobit模型分析結果

采用Tobit模型進一步分析了不同因素對48家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的影響.被解釋變量為剔除外部環(huán)境因素和隨機干擾后的技術創(chuàng)新效率，解釋變量為影響因素.影響因素主要從以下五個方面考慮：一是創(chuàng)新重視度（F）；二是速動比率（R）；三是人員素質（Q）；四是股權集中度（M）；五是總資產(chǎn)周轉率（T）.創(chuàng)新重視度（F）選取研發(fā)經(jīng)費占比為變量指標，一個企業(yè)研發(fā)經(jīng)費占比越高，說明其對研發(fā)活動的關注度越高，越有利于研發(fā)活動的開展；速動比率（R）是衡量企業(yè)流動資產(chǎn)中可以立即變現(xiàn)用于償還流動負債的比例，它的高低能直接反映企業(yè)短期償債能力的強弱，通常情況下速動比率較高的企業(yè)擁有更高的信譽度，在融資和申請補助方面更具有優(yōu)勢，因此更容易獲得用于開展創(chuàng)新活動的資金支持；人員素質（Q）用本科及以上學歷的員工占比表示，本科及以上學歷的員工占比越高，代表企業(yè)的知識水平越高，越有利于勞動效率的提高和知識成果的轉化；股權集中度（M）用前十大股東持股比例表示，股權集中度會影響企業(yè)決策的民主性和決策效率，股權集中度高可能會導致大股東在創(chuàng)新過程中為了規(guī)避風險作出“獨裁”性決策，從而會不利于企業(yè)創(chuàng)新活動的開展；總資產(chǎn)周轉率（T）體現(xiàn)了企業(yè)的資金回流效率，可反映企業(yè)的營運能力，總資產(chǎn)周轉率越高代表該企業(yè)的資金周轉越快，而資金周轉較快的企業(yè)往往可以為企業(yè)創(chuàng)新活動提供一定的資金基礎.為消除異方差性，解釋變量采取對數(shù)形式，構建的Tobit模型如式（5）所示：

式中：Eij表示第i家企業(yè)第j年的技術創(chuàng)新效率；Fij表示第i家企業(yè)第j年的創(chuàng)新重視度；Rij表示第i家企業(yè)第j年的速動比率；Qij表示第i家企業(yè)第j年的人員素質；Mij表示第i家企業(yè)第j年的股權集中度；Tij表示第i家企業(yè)第j年的總資產(chǎn)周轉率；β0、β1、β2、β3、β4和β5表示回歸系數(shù)；εij表示隨機誤差項.

通過構建的Tobit模型對影響48家國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的因素進行回歸分析，結果如表6所示.

由表6可知，各因素的回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗，表明各因素對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率均產(chǎn)生了顯著影響.創(chuàng)新重視度的回歸系數(shù)為-0.181，說明創(chuàng)新重視度對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率呈負向影響，分析原因可能是：一方面，創(chuàng)新活動需要協(xié)調(diào)各方面資源才能使產(chǎn)出達到最優(yōu)，僅提高研發(fā)費用而沒有相應的設備和技術水平匹配會造成研發(fā)經(jīng)費的浪費；另一方面，創(chuàng)新活動并非流水線生產(chǎn)，研發(fā)經(jīng)費的投入需要根據(jù)國防制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)水平合理配置.速動比率的回歸系數(shù)為-0.408，說明速動比率對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率呈負向影響，這是由于速動比率較高的企業(yè)擁有的貨幣性資產(chǎn)過多，企業(yè)對資金的運用效率不高，出現(xiàn)了資金閑置的現(xiàn)象.速動比率較高的企業(yè)應考慮合理配置資源，將閑置資金合理投入到創(chuàng)新活動中.人員素質的回歸系數(shù)為0.516，說明人員素質對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率呈正向影響，這是因為員工素質反映了企業(yè)的知識水平，高素質員工的集聚會產(chǎn)生協(xié)同效應，將知識轉化為生產(chǎn)力，提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，進而提高企業(yè)的技術創(chuàng)新效率.股權集中度的回歸系數(shù)為0.349，說明股權集中度對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率呈正向影響，這是由于股權的集中有利于提高企業(yè)的決策效率和決策質量，從而可降低研發(fā)活動的風險，多方考慮后創(chuàng)新活動的效率更高.總資產(chǎn)周轉率的回歸系數(shù)為0.219，說明總資產(chǎn)周轉率對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率呈正向影響，分析原因可能是：一方面，資金回轉速度快的企業(yè)可以為企業(yè)創(chuàng)新活動提供及時的資金支持；另一方面，總資產(chǎn)周轉率反映了企業(yè)的營運能力，營運能力強的企業(yè)更容易將創(chuàng)新成果投入市場，創(chuàng)造更高的收益.

表6 Tobit回歸分析結果Tab.6 Tobit regression analysis results

4 結論與建議

4.1 結論

通過三階段DEA模型從社會資本配置的視角對2015—2019年我國48家國防制造業(yè)企業(yè)調(diào)整前后的技術創(chuàng)新效率進行測度，并采用Tobit模型分析了不同因素對我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率的影響，得到的結論如下：

1）中國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率具有很大的進步空間，創(chuàng)新資源配置結構不合理是制約其提高的主要因素.國防制造業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新活動中存在著資源冗余或資源浪費的問題，并表現(xiàn)出明顯的行業(yè)異質性.剔除外部環(huán)境因素和隨機干擾前，純技術創(chuàng)新效率是制約我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率提高的主要因素.將各類企業(yè)置于同一外部環(huán)境后，市場規(guī)模是制約我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率提高的主要因素，說明我國國防制造業(yè)企業(yè)規(guī)模效益的形成過度依賴外部環(huán)境.

2）創(chuàng)新投入的冗余大多是由管理無效率造成的，與隨機干擾因素無太大關系.社會資本視域下，政府補助對資金投入松弛變量、技術投入松弛變量呈負向影響，市場規(guī)模對人力投入松弛變量、資金投入松弛變量和技術投入松弛變量呈正向影響.政府的扶持會引導國防制造業(yè)企業(yè)選擇增長較快的模式，有利于企業(yè)合理配置資源、減少創(chuàng)新投入的冗余.市場規(guī)模較大的國防制造業(yè)企業(yè)控制難度高，對研發(fā)成果及研發(fā)成果數(shù)量的要求均較高，會造成人員需求量增加、資本投入提高，進而導致資源的浪費.

3）創(chuàng)新重視度、速動比率、人員素質、股權集中度和總資產(chǎn)周轉率均會對我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響.沒有人員、設備和技術水平的匹配，企業(yè)僅重視研發(fā)費用的提高會導致資源的浪費.速動比率高的企業(yè)存在資金運用效率低的問題，導致企業(yè)技術創(chuàng)新效率低.高素質員工的集聚會產(chǎn)生協(xié)同效應，提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力.股權較為集中的企業(yè)的決策效率和決策質量較高，創(chuàng)新活動的風險較低，更容易提高創(chuàng)新資源的配置效率.總資產(chǎn)周轉率較高的企業(yè)的資金回轉速度快、營運能力強，可為創(chuàng)新活動的開展提供及時的資金支持，也更容易將創(chuàng)新成果投入市場.因此，通過加強創(chuàng)新過程中各項成本的控制、加快資金的流轉速度，能夠實現(xiàn)資金的有效利用，從而有助于提高我國國防制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率.

4.2 建議

針對以上研究結論，提出以下建議：

1）提升自身技術創(chuàng)新能力，促進規(guī)模經(jīng)濟發(fā)展.我國國防制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率資源配置結構不合理主要是由規(guī)模效率不高造成的，因此我國國防制造業(yè)企業(yè)應注意提高自身生產(chǎn)能力和管理水平，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟的優(yōu)勢，促進生產(chǎn)規(guī)模最優(yōu)化.目前，我國國防制造業(yè)企業(yè)的規(guī)模效率過度依賴外部環(huán)境，因此建議其制定出有針對性的戰(zhàn)略規(guī)劃，不能盲目改變市場規(guī)模，需將關注點轉向自身要素投入水平的提升上，使人力投入、資金投入和技術投入保持在同一水平線上，避免某一項指標出現(xiàn)冗余的情況，以促進規(guī)模經(jīng)濟的形成.

2）合理分配社會資本，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置結構.從政府角度考慮社會資本的配置，政府扶持有利于引導我國國防制造業(yè)企業(yè)合理配置資源、減少資源的浪費.因此，政府應積極制定優(yōu)惠政策，充分激發(fā)我國國防制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活力，通過補償制度、采購制度等使創(chuàng)新資金合理流向企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新領域.從市場角度考慮社會資本的配置，市場規(guī)模的擴大會造成一定程度的資金冗余，市場規(guī)模較大的國防制造業(yè)企業(yè)可能在資源上占據(jù)一定的優(yōu)勢，但局限于現(xiàn)有的社會發(fā)展水平，很難得到質的提升.因此，我國國防制造業(yè)企業(yè)應合理擴大自身的市場規(guī)模，不宜出現(xiàn)過多的資金閑置情況，使企業(yè)的速動比率處在一個合理的范圍內(nèi)，進而提高企業(yè)的資金運轉能力和成本控制能力.

3）優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，實行分類引導.我國各類型的國防制造業(yè)企業(yè)表現(xiàn)出明顯的異質性，因此，針對不同類型的企業(yè)，應制定不同的改善措施.船舶工業(yè)類企業(yè)在剔除外部環(huán)境因素和隨機干擾后，其技術創(chuàng)新效率水平有了明顯的提升，這說明外部環(huán)境因素對船舶工業(yè)類企業(yè)的影響較大，因此船舶工業(yè)類企業(yè)應通過改善自身的外部環(huán)境條件來提升其技術創(chuàng)新效率水平，政府也應該多給予其引導與幫助.兵器工業(yè)類企業(yè)的技術創(chuàng)新效率水平一直處于平均水平以下，故該類企業(yè)應通過加強自身的核心能力建設來提升其技術創(chuàng)新效率水平.