二、计量模型
（一）测度指标
1.绩效指标选取
技术创新是实施产业技术政策的动力所在，而专利是技术创新活动中重要的创新成果指标。由此，我们选取专利数作为产业技术政策的绩效指标。当然，用专利数来测度产业技术政策的绩效是有其缺陷的，因为许多成果既没有申请过专利，也没有用官方统计界定的科技资源生产，而且任何特定年份的专利总量并不能说明其产业技术政策实施的所有经济价值。但是，本文将不考虑其局限性。虽然说专利指标不是最理想的绩效指标，但它毕竟是技术创新较为直接的衡量尺度，可以用于分析技术变革的速度和方向。在这里，我们将考虑用每万人专利授权数来衡量浙江省产业技术政策的实施绩效。
2.政策指标量化
（1）“政府科技活动经费拨款占GDP的比重”
该解释指标是一个表示政府对技术创新活动进行支持的重要指标。随着改革开放的逐渐深入，我国政府的角色在不断发生变化。虽然我国改革的目的是建立一个社会主义市场经济体系，但政府的作用一直受到强调。一方面，由于知识的公共性和技术的外部性，单纯依靠市场竞争机制是不能完全实现科技资源的优化配置的，况且市场力量还不成熟，需要通过制定科技规划、计划、确定发展战略来引导企业的行为；另一方面，我国企业的创新能力特别是主导研发方面的力量还不够强，很难调动和配置企业之外的研究资源和要素。因此，政府的直接支持是有必要的。
（2）“企业科技活动经费支出占全社会科技活动经费支出的比重”和“企业科技活动经费支出占其总产值的比重”
企业对创新的投入是在给定的环境条件下最重要的创新决定因素。政府对企业的扶持往往不是通过直接经费拨款的形式，即使有也很少，更多的则是提供补助金、减免税收、低息融资等优惠政策措施，给予企业政策性的引导来提高其研发积极性、鼓励其技术创新。这两个指标正表示了企业受到政府鼓励或自身科研意识的加强在科技活动方面的投入及强度情况。一般而言，投入强度的计算公式较多的是用R&；D投入除以产品销售收入，鉴于数据可得性，我们对此指标进行延伸，用科技经费支出除以总产值的指标来表示企业的投入强度。
（3）“高校和科研院所科技经费中从产业部门获得的比重”
该指标是反映产学研合作的主要指标。从创新系统的角度看，决定创新体系改革效率的重要因素是区域内企业能否与周边大学和研究机构形成一个不断学习的网络。企业的技术创新能力是内生的，需要通过有组织地学习和产品开发的横向科研实践才能够获得。以企业为技术需求方与以高校、科研院所作为技术供给方之间的双方或多方的合作，不仅发挥了各自的优势，实现资源共享和优势互补，而且缩短了创新周期，降低了创新风险，提高了技术创新水平。
（4）“外商直接投资占GDP的比重”
浙江省很多高技术产业产出和出口是由三资企业或通过OEM来完成的，但外商直接投资是否是创新的重要推动因素，研究的结论并不明确。Li等人研究发现，市场取向的FDI要比出口导向的FDI产生更多的溢出。Zhou等人则认为，FDI的溢出效应在产业层面并不相同。“如果在一个区域内吸引了更多且历史长的FDI，同地区企业的生产率会更高，如果在一个产业内，相应的FDI越多，历史越长，则产业内国内企业的生产率会下降。”从当前阶段看，FDI在中国绝大多数地区的存在并不重视通过研究开发来进行技术创新，而主要是应用母公司的创新成果。
（5）“教育经费占GDP的比重”
教育是一个地区创新的基础设施。教育水平高，人才的数量就越多，就会加快知识在本地区的转移，有利于新思想的产生。教育经费对技术创新最为直接的推动作用表现在基础设施的完善上，这为科技活动提供了一个良好的创新环境。另外，优秀人才的培养也为技术创新提供了强大的资源后盾。
（二）模型设定
基于以上讨论，浙江省产业技术政策的绩效评估函数可以用下式表示：
N＝f（SG，CS，CP，UC，FG，EG，Φ）（1）式中：N——每万人专利授权数（项／万人）；
SG——政府科技活动经费拨款占GDP的比重；
CS——企业科技活动经费支出占全社会科技活动经费支出的比重；
CP——企业科技活动经费支出占其总产值的比重；
UC——高校和科研院所科技经费中从产业部门获得的比重；
FG——外商直接投资占GDP的比重；
EG——教育经费占GDP的比重。
（7）这些指标之间可能存在一定的相关性，但都从不同角度反映了产业技术政策实施的不同层面。也正由于产业技术政策的实施绩效需要从多个方面进行反映，上述评估指标中各个指标的量纲不同，无法进行交叉运算和综合比较，因此需要一个合理的综合评价指标来进行评价和排序，这就需要指标的横向可比性。
（三）数据收集与处理
本文采用时间序列数据对浙江省产业技术政策的绩效评估进行研究，时间跨度为12年。从这两年年鉴的情况看，到1994年后我省的指标体系才趋于完善，数据收集的系统性也有所提高。由于浙江省在科技投入（主要是研发投入）方面的数据比较缺乏，本文采用科技活动经费来表示各个主体的科技投入这一指标；另外企业数据当中只有大中型工业企业数据较为完整，因此我们把企业的研究对象集中在大中型工业企业。这样，企业自身科技投入和产值的数据均来自《浙江统计年鉴》里的大中型工业企业中的科技活动经费支出和总产值；高校和科研院所的科技投入来自统计年鉴中高等学校和政府部门所属研发机构的科技活动经费支出；政府的科技投入则来自大中型工业企业、高等院校和研发机构的科技活动政府拨款。因此，本文以《浙江统计年鉴2006》提供的统计数据为样本数据最终来源，以SPSS（Statistical Package for the Social Science，社会学统计软件包）为计量工具来研究浙江省产业技术政策的绩效问题。
三、实证检验
（一）回归分析
追寻原始数据可知2001年记录是正确的，并非在数据记录、录入时产生错误所致，又考虑到该条记录与数据库中其他记录并不是明显不同的，所以不宜武断地将2001年记录删除。这里考虑进行稳健回归如加权最小二乘法（WLS），将残差作为加权变量进行加权最小二乘法回归分析，它可以根据提供的权重变量的大小为不同的数据赋予不同的权重，从而有效地平衡了不同变异数据的影响。
（二）偏差分析
1.即这些评估指标所反映的产业技术政策行为产生了积极绩效。
政府对科技活动的资助支持向来是我国政府调节和帮助产业创新的重要手段，而政府资助的项目也有助于技术的创新和专利的形成；企业相对重要性的提高有助于该地区的专利发明增加，当企业对科技活动的相对投入越多时，其对技术创新和专利产生的贡献也越大；教育经费的增加对以专利为代表的技术创新也表现出积极的作用，故加强对教育的投入一直是提高创新能力的重要因素。
2.引进外资未必对提高浙江省的技术创新能力产生积极效果。
这与我们之前所预期的完全相反，外商直接投资的进入并未通过技术示范、溢出、转移、学习等途径给浙江省以专利为表现的技术创新带来积极的贡献，反而起到了负面作用。究其原因，外商直接投资的引入主要是机器设备等硬件设施的引入，母国对关键技术、核心技术都是有所保留的，从而无形技术如Know‐how的技术引进程度不高，技术扩散也极为薄弱，所以就没有产生我们所期待的“技术溢出效应”所应带来的效益，甚至对引进技术的依赖还抑制了浙江省自有技术的发展，从而抑制了自主创新能力的提高。
3.大中型工业企业的科技活动投入强度和产学研合作对专利的贡献并不显着。
一般而言，企业加大对科技活动的投入强度会带来技术的进一步创新，创新效率也会得到不断提高；高校和研究机构作为技术供给方，集聚了大量的科技人才、信息、科研设备，是科研成果与创新的重要源头，而企业作为技术需求方，可以利用高校、科研机构的研发资源为我所用，通过在科技合作中学习和消化吸收来提升企业自身的技术水平和自主创新能力。然而两个解释指标统计不显着的结果出乎我们的意料。一方面，由于收集的数据记录较为有限，未能全面、准确和显着地反映出投入强度指标和产学研指标的效果；另一方面，由于企业的投入不够、强度不高，产学研合作的程度较低，尚需要企业重视自主创新，大大提高科技投入强度，加强与高校、科研机构的横向合作，才能反映出他们对推动技术创新的真正贡献。
（三）协整分析
在用传统回归方法进行估计与检验时，其前提条件是所探索的时间序列变量数据必须是稳定的，否则会出现伪回归现象，而对非平稳序列则要进行协整分析。一直以来，政府和企业都是全社会科技投入的两大主体，政府只有弄清自身的科技投入政策对企业科技投入的影响，才能在科技投入上作出正确的决策，从而让产业技术政策真正落到实处，发挥其有效性。因此，对政府的科技投入与企业科技投入是排挤还是互补关系进行考察就显得极具现实意义。一般认为，政府的科技投入对企业科技投入主要存在三方面效应：杠杆效应、挤出效应和外溢效应。为了揭示二者间的关系，这里我们主要分析浙江省1994－2006年度政府科技活动经费拨款（设为GOV）和企业科技活动经费支出（设为COM）这两个序列间的协整关系。为了减少原始数据中可能存在的异方差，我们对两组数据经过对数处理，得到如下定义的两个时间序列表达式：
lnGOV＝ln（GOV）
lnCOM＝ln（COM）
1.单位根检验
在进行协整检验前，首先要对lnGOV、lnCOM序列分别进行单位根检验。检验单位根时依次检验是否为I（0），再检验是否为I（1），通常采用的方法是利用ADF检验方法。
2.协整检验
时序的协整揭示了两个变量间一种长期稳定的动态均衡关系。这里我们运用Engle－Granger两步法进行协整检验，首先做加入截距项的静态回归，结果如下：
lnCOM＝1.359（1.443）＋0.780lnGOV（10.694）
R2＝0.912R2
adj＝0.904F＝114.360DW＝1.453
从静态回归可以看出回归方程的显着性、相关系数及回归系数的显着性情况都较优，但是存在一定的序列相关，也就存在伪回归嫌疑。代入lnCOM和lnGOV的实际值求出残差序列Resid。
3.误差修正
用et表示上述协整分析中的残差序列Resid，并作为非均衡误差建立误差修正模型。通过逐步增加解释变量、被解释变量和残差序列的滞后期数，逐步剔除不显着的变量。误差修正模型显示出政府科技活动经费拨款序列和企业科技活动经费、支出之间存在密切的关系。平均说来，滞后1期的政府科技投入增长量以0.267的比率影响当年度的政府科技投入序列增长量的变化，但这相对比较不明显；滞后2期的企业科技投入增长量以0.228的比率影响政府科技投入增长量；滞后2期的非均衡误差以0.370的比率影响本年度政府科技投入增长量，为反向修正机制。
4.Granger因果检验
通过协整检验表明政府科技活动经费拨款与企业科技活动经费支出存在协整关系，即存在长期的均衡关系。那么是否可以说政府科技投入是引起企业科技投入增长的一个原因呢？为了解决这个问题，我们借助Granger因果关系检验。
当滞后期为3期时，两者不存在因果关系，而当滞后期在1期和2期时，检验的结果是相同的，即在第一个原假设下，统计量对应的P值都小于0.05，拒绝“政府科技投入变化不是引起企业科技投入变化的原因”的原假设；在第二个原假设下，统计量对应的P值都大于0.05，不能拒绝“企业科技投入变化不是引起政府科技投入变化的原因”的原假设。从Granger因果关系检验可以得出：政府科技投入与企业科技投入之间存在明显的单向因果关系。
不管是考虑政府科技投入与企业科技投入之间的短期滞后关系，还是考虑它们之间的长期均衡关系，我们都可以发现政府科技投入对企业科技投入存在着或大或小的溢出作用，况且从Granger因果检验中，我们进一步证实了政府科技投入对企业科技投入的溢出作用在滞后1期或2期时十分明显，即政府科技投入的增加或减少必然会引起企业科技投入的增加或减少，这又为浙江省在产业技术方面作出正确决策提供一定的参考。
四、结论
从以上分析可知，目前浙江省产业技术政策的绩效大部分来自于政府的资助支持，仍处于以政府对科技活动的直接资助为主导的技术创新阶段，企业尚缺乏自主创新的动力，而且外资对提高技术创新能力产生的负面作用更是抑制了自有技术的发展。根据产业技术政策绩效的评估结果，我们相应提出以下一些政策建议。
