內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步
——基于中國省級面板數(shù)據(jù)SUR模型的實證分析

陳　昭　胡曉丹

(廣東外語外貿(mào)大學(xué)　經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院， 廣州　510006)

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內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步
——基于中國省級面板數(shù)據(jù)SUR模型的實證分析

陳昭胡曉丹

(廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院， 廣州510006)

基于修正后的柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的面板模型，利用1995-2013年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過面板單位根、協(xié)整與格蘭杰因果檢驗，運用SUR(似不相關(guān)回歸)方法，實證了內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步之間的長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。結(jié)果表明內(nèi)生創(chuàng)新努力和貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步均有顯著的正向作用，并且高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步主要依靠內(nèi)生創(chuàng)新努力。因此，中國應(yīng)高度重視內(nèi)生創(chuàng)新努力并加大R&D投入，同時積極穩(wěn)妥加快推進“一帶一路”建設(shè)，從而有利于擴大貿(mào)易開放、各國的經(jīng)濟合作和技術(shù)交流并以此促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，達到合作共贏的戰(zhàn)略方針和目標(biāo)。

內(nèi)生創(chuàng)新努力； 貿(mào)易開放； 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 技術(shù)進步； 面板數(shù)據(jù)

一、引　言

技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的首要推動力，隨著科學(xué)技術(shù)的進步，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為一國經(jīng)濟的戰(zhàn)略性先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，在經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)著越來越重要的位置。改革開放以來，中國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展，外資在其中確實發(fā)揮了非常重要的作用。然而，企業(yè)自身的創(chuàng)新努力以及貿(mào)易開放所帶來的促進作用也是不容忽視的，因為單純依靠外商投資的溢出效應(yīng)，缺乏自主創(chuàng)新能力是無法實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展的，企業(yè)必須充分發(fā)揮技術(shù)引進、消化、吸收、再創(chuàng)新聯(lián)動機制的積極作用，由此推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，不斷縮小與溢出國之間的技術(shù)差距，由主要依靠技術(shù)外溢逐步轉(zhuǎn)向主要依靠自主創(chuàng)新來推動經(jīng)濟的長遠發(fā)展。

此外，國際貿(mào)易也是國際技術(shù)溢出的主要渠道之一，由國際貿(mào)易所帶來的技術(shù)擴散可以使各國共享技術(shù)創(chuàng)新的成果。隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，各國的經(jīng)濟通過投資、貿(mào)易等方式緊密地聯(lián)系在一起。為了順應(yīng)時代發(fā)展的潮流和推動各國經(jīng)濟合作互利共贏，中國國家主席習(xí)近平在2013年下半年正式提出“一帶一路”的戰(zhàn)略構(gòu)想，秉承21世紀國際合作發(fā)展的新理念，希望與沿線國家共同打造政治互信、經(jīng)濟融合、文化包容的新型合作機制，而且隨著亞投行的成立，“一帶一路”也得到了越來越多國家的贊同與支持。一國的貿(mào)易開放程度越高，資本和商品的流動就越快，所能接觸到的技術(shù)傳播渠道也越多。貿(mào)易開放不僅能夠通過進口高技術(shù)產(chǎn)品、進行技術(shù)貿(mào)易等推動本國的技術(shù)進步，還能通過由此帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)如競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)等間接帶動本國技術(shù)的發(fā)展，不斷改善本國產(chǎn)品的質(zhì)量和提高生產(chǎn)效率。同時，學(xué)術(shù)界對此也存在質(zhì)疑的聲音，認為技術(shù)創(chuàng)新是一個需要自我積累的過程，過度依賴貿(mào)易開放對技術(shù)進步的作用只能帶來一時的繁榮，甚至還可能會削弱本國的自主創(chuàng)新能力，不利于一國長期的發(fā)展。內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響程度如何，貿(mào)易開放是否有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，這些都仍有待進一步的深入探討。

二、文獻綜述

縱觀相關(guān)文獻，國內(nèi)外關(guān)于技術(shù)溢出的研究相當(dāng)之多，關(guān)于FDI與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間關(guān)系的研究也是當(dāng)今的一個熱點，有一些學(xué)者通過實證研究證明了FDI對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，如Kokko(1994)、Apergis et al.(2008)、鐘鳴長和鄭慕強(2009)等;也有部分學(xué)者持相反觀點，認為FDI對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響并不顯著，如江小涓和馮遠(2000)、Sadik和Bolbol(2001)等。在相關(guān)的研究中，關(guān)于接受國自身的創(chuàng)新努力和整個經(jīng)濟環(huán)境中貿(mào)易開放程度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響等關(guān)注相對較少。然而，隨著內(nèi)生創(chuàng)新能力的作用日益突顯，經(jīng)濟全球化不斷深入，各國之間的經(jīng)濟日益緊密，學(xué)者們也開始將目光轉(zhuǎn)向內(nèi)生創(chuàng)新能力、國際貿(mào)易與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)研究，并取得了一定的成果。

Keller(2002)在已有的生產(chǎn)力與R&D關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，考察了R&D投入、貿(mào)易與技術(shù)傳播和生產(chǎn)率之間的關(guān)系，最后得到對生產(chǎn)率影響更強的是內(nèi)生創(chuàng)新努力而不是依賴外國的技術(shù)溢出。Furman et al. (2002)認為創(chuàng)新來源于國內(nèi)的創(chuàng)新投入以及相關(guān)的支持創(chuàng)新活動的政府政策。Gabsi和Chkir(2012)采用了24個發(fā)展中國家1996-2007年的面板數(shù)據(jù)來分析國內(nèi)和國外的R&D對生產(chǎn)率的影響，根據(jù)實證結(jié)果，國外R&D的作用大于國內(nèi)的，由此可見發(fā)展中國家和發(fā)達國家之間的投資和貿(mào)易有利于技術(shù)的傳播和發(fā)展中國家生產(chǎn)力的發(fā)展。Hofmann(2013:29-168)在其著作中通過實證研究分析了國際貿(mào)易和FDI對技術(shù)進步和經(jīng)濟長期增長的影響，結(jié)果表明貿(mào)易開放導(dǎo)致競爭，給創(chuàng)新和增長帶來消極的影響，不同的投資具有不同的影響。而Navas (2015)構(gòu)建了一個多部門的內(nèi)生增長模型來研究貿(mào)易開放對創(chuàng)新的影響，認為由自給自足轉(zhuǎn)向自由貿(mào)易能夠提高缺乏競爭的部門的創(chuàng)新能力和生產(chǎn)率。

魏守華等(2009)運用1997-2006年長三角的面板數(shù)據(jù)，從產(chǎn)業(yè)維和區(qū)域維分析了內(nèi)生創(chuàng)新努力和本土技術(shù)溢出對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并根據(jù)長三角不同的省市得出了不同的結(jié)論。魏守華等(2010)再次運用1997-2006年的面板數(shù)據(jù)，基于新增長理論的內(nèi)生創(chuàng)新努力，同時驗證了本土技術(shù)溢出和國際技術(shù)溢出對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的作用。李曉鐘和何建瑩(2012)借助C-D函數(shù)，通過實證分析證明了FDI對中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出的正向溢出效應(yīng)以及對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)五大行業(yè)的自主創(chuàng)新能力和新產(chǎn)品研發(fā)具有的不同影響，并為中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效利用外資提出相關(guān)的發(fā)展建議。李燕萍和彭峰(2012)在考慮自主研發(fā)的同時加入國際貿(mào)易因素，得到兩者與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長的關(guān)系，自主研發(fā)才是其生產(chǎn)率增長和技術(shù)進步的主要來源。趙紅巖和田夏(2013)采用1995-2011年長三角的面板數(shù)據(jù)，說明了內(nèi)生創(chuàng)新能力是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)升級的決定性因素，但外資的技術(shù)溢出仍占主導(dǎo)地位。

綜上所述，在現(xiàn)有的文獻中，針對內(nèi)生創(chuàng)新努力和貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步影響程度以及何者為主要影響因素的研究較少，大多數(shù)都集中在探究FDI對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)和自主創(chuàng)新的作用，并且這些研究多數(shù)都是采用區(qū)域或高技術(shù)產(chǎn)業(yè)五大行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對全國省級面板數(shù)據(jù)進行分析的很少。基于此，本文修訂模型，利用中國省級面板數(shù)據(jù)通過各種前沿檢驗技術(shù)，采用似不相關(guān)回歸分析方法，實證內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)分析與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)的選取與描述性統(tǒng)計分析

基于數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文選取了《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》1995-2013年由中國29個省份29組數(shù)據(jù)所組成的面板數(shù)據(jù)來進行實證分析，其中剔除了西藏和新疆，因為西藏和新疆的數(shù)據(jù)缺省過多，且這兩個省份歷年的創(chuàng)新產(chǎn)出和R&D投入均偏低，并不屬于典型省份，對實證研究影響不大。

1. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，主要表現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出上，在此以新產(chǎn)品銷售收入(單位為萬元)表示。創(chuàng)新產(chǎn)出能夠直觀地衡量一國技術(shù)進步和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的程度，而創(chuàng)新產(chǎn)出又可以直接表現(xiàn)為新產(chǎn)品的銷售收入。如圖1所示，1995年到2013年，中國新產(chǎn)品銷售收入持續(xù)增長，尤其在2008年后呈現(xiàn)出高速增長趨勢。也就是說，隨著國家創(chuàng)新能力的提升和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)新產(chǎn)出也不斷提高。

圖11995-2013年中國新產(chǎn)品銷售收入

2. 根據(jù)以Romer(1990)為代表的新增長理論，經(jīng)濟增長主要是由經(jīng)濟體系中的內(nèi)生技術(shù)變化所引起的，這也強調(diào)了內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有極其重要的作用。內(nèi)生創(chuàng)新努力主要包括R&D資本投入和R&D人員投入，可分別以R&D經(jīng)費量(單位為萬元)和R&D活動人員數(shù)(單位為人年)來衡量。改革開放以來，中國更加重視內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進作用，在創(chuàng)新投入方面的力度不斷加大以推動新產(chǎn)品開發(fā)，不僅資金投入量加大，參與創(chuàng)新研發(fā)的人員也越來越多。由圖2可以看出，1995-2013年間，中國的R&D資本投入不斷增加，創(chuàng)新產(chǎn)出也隨之增長，兩者在變動趨勢上高度一致。而圖3體現(xiàn)的是R&D人員投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，R&D人員投入的增加也為技術(shù)進步帶來了積極的作用，創(chuàng)新產(chǎn)出的增長趨勢與R&D人員的投入同樣基本保持一致。

3. 貿(mào)易開放，通常以進出口貿(mào)易總額與其GDP的比值來度量貿(mào)易開放度，并以此研究貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)。國際貿(mào)易能夠促使知識與技術(shù)跨越國界進行傳播，并對他國的技術(shù)和生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。為了具體分析中國貿(mào)易開放與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，可將各省市的貿(mào)易開放程度與創(chuàng)新產(chǎn)出占GDP的比重進行比較?；诟魇∈蠫DP體量不同，以創(chuàng)新產(chǎn)出占GDP的比重更能說明該省市實際的創(chuàng)新能力。由圖4可見，1995-2013年間，中國各省市貿(mào)易開放度均值與創(chuàng)新產(chǎn)出占GDP的比重均值基本呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，貿(mào)易開放程度越高的省市，如北京、廣東、上海等，其創(chuàng)新能力就越強；而貿(mào)易開放程度低的省份如貴州、河南、青海等，其創(chuàng)新產(chǎn)出也較低。由此可見，貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在一定的推動作用。

圖21995-2013年中國R&D資本投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的變動趨勢

圖3　1995-2013年中國R&D人員投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的變動趨勢

圖4　各省市歷年貿(mào)易開放度均值與創(chuàng)新產(chǎn)出占GDP的比重均值

(二)模型構(gòu)建

根據(jù)柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，

Y=AKαLβ

(1)

(1)式中，Y為產(chǎn)出，A，K，L分別為技術(shù)、資本和勞動力要素投入，α、β分別表示資本投入和勞動力投入的產(chǎn)出彈性。

以柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，可將創(chuàng)新產(chǎn)出看作是R&D投入的函數(shù)，主要包括R&D資本投入和R&D人員投入，這兩者反映的是內(nèi)生創(chuàng)新努力程度。此外，在開放的經(jīng)濟條件下，由投資、貿(mào)易等所帶來的技術(shù)溢出也將直接或間接地影響一國的創(chuàng)新產(chǎn)出?；谝陨戏治觯蓸?gòu)建如下計量模型用于分析內(nèi)生創(chuàng)新努力和貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，

Y=A(RD)α(HRD)β

(2)

對(2)式兩邊取對數(shù)，可得，

lnY=αlnRD+βlnHRD+lnA

(3)

由于技術(shù)因素A是由貿(mào)易開放所帶來的技術(shù)溢出的影響，因此對(3)式進行修正可得，

lnY=c+β1lnRD+β2lnHRD+β3lnOPEN+ε

(4)

(4)式中，Y為創(chuàng)新產(chǎn)出，RD為R&D資本投入，HRD為R&D人員投入，OPEN為貿(mào)易開放度，c為常數(shù)項，ε為復(fù)合擾動項。

因此，基于柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過修正后所得到的計量模型能夠很好地反映內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步之間的關(guān)系，可用于分析內(nèi)生創(chuàng)新努力程度和貿(mào)易開放度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響。

四、實證分析

實證中，以新產(chǎn)品銷售收入來表示創(chuàng)新產(chǎn)出，單位為萬元，R&D經(jīng)費量表示R&D資本投入，單位為萬元，R&D活動人員數(shù)表示R&D人員投入，單位為人年。本文還將選用歷年各省份貿(mào)易總額與其GDP的比值來度量各省份的貿(mào)易開放度，此數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》整理計算得到。本文所選用的計量經(jīng)濟學(xué)軟件為Eviews6.0，為了消除異方差，在實證分析中對新產(chǎn)品銷售收入、R&D經(jīng)費量、R&D活動人員數(shù)和貿(mào)易開放度四個變量都取自然對數(shù)，得到新序列l(wèi)nY、lnRD、lnHRD和lnOPEN。

(一)平穩(wěn)性檢驗

在回歸之前需先對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以避免出現(xiàn)偽回歸，本文所采用的檢驗方法包括LLC檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗，均為相同根的檢驗方法，以及IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗，均為不同根的檢驗方法。LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗的原假設(shè)為含有單位根，而Hadri檢驗的原假設(shè)為不含有單位根，各檢驗結(jié)果如表1所示。由表1可見，在1%顯著性水平下，所有的檢驗結(jié)果都表明lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN水平形式下均存在單位根，即非平穩(wěn)，而在一階差分后均不存在單位根，即平穩(wěn)。因此，各變量lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN都是一階單整，可進一步做協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

使用Kao檢驗和Pedroni檢驗進行面板協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。由表2可見，根據(jù)Kao檢驗結(jié)果，可在1%的顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整的零假設(shè)。根據(jù)Pedroni檢驗結(jié)果，除Group rho-Statistic沒有通過顯著性檢驗外，Panel rho-Statistic在10%以及其他統(tǒng)計量在1%的顯著水平都拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，綜合上述檢驗結(jié)果可得變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也即新產(chǎn)品銷售收入和R&D經(jīng)費量、R&D活動人員數(shù)、貿(mào)易開放度之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，可以進行回歸分析。

表1　面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

注:括號內(nèi)為該統(tǒng)計量的伴隨概率；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表2　本文所用變量的面板協(xié)整檢驗

注:除Panel v-Statistic 為右尾檢驗外，其余統(tǒng)計檢驗量均為左尾檢驗；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為進一步研究新產(chǎn)品銷售收入和R&D經(jīng)費量、R&D活動人員數(shù)、貿(mào)易開放度之間的關(guān)系，對lnY和lnRD、lnHRD、lnOPEN分別進行整體的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可見，lnRD、lnHRD、lnOPEN和lnY之間均存在雙邊因果關(guān)系。其中，lnY分別和lnRD、lnHRD存在非常強的相關(guān)性，lnRD和lnHRD在1%的顯著性水平上都是lnY的格蘭杰原因，同時lnY在1%的顯著性水平上也是lnRD和lnHRD的格蘭杰原因。此外，lnY和lnOPEN也存在較強的相關(guān)性，即lnOPEN在1%的顯著性水平上是lnY的格蘭杰原因，而lnY在5%的顯著性水平上也是lnOPEN的格蘭杰原因。這就表明R&D經(jīng)費量、R&D活動人員數(shù)、貿(mào)易開放度和新產(chǎn)品銷售收入之間都互為因果關(guān)系。

表3　面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗(整體)

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(四)回歸結(jié)果分析

根據(jù)回歸方程(4)式，對lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN分別運用面板固定效應(yīng)模型(FE)和隨機效應(yīng)模型(RE)進行回歸，并通過Hausman檢驗來判斷選用哪個模型，同時還進行了似不相關(guān)回歸，各回歸結(jié)果如表4所示。如表4所見，Hausman檢驗的結(jié)果支持固定效應(yīng)模型，而且綜合考慮其他因素如t統(tǒng)計量，R2，F(xiàn)統(tǒng)計量等，固定效應(yīng)模型確實優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。另外，從似不相關(guān)回歸的結(jié)果來看，該回歸的估計結(jié)果與采用固定效應(yīng)模型時的估計結(jié)果類似，這也進一步證明了模型的穩(wěn)健性。因此，本文應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型。

根據(jù)固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，各變量都通過了t檢驗并達到1%的顯著性水平，回歸方程的可決系數(shù)R2=0.908840，調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.905221，兩個系數(shù)都超過了0.90，這說明了模型的擬合效果很好，無論是R&D投入包括資本投入和人員投入，還是貿(mào)易開放度都能夠很好地對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出進行解釋。F統(tǒng)計量為251.1417及其P值為0.000000，說明模型顯著，解釋變量與被解釋變量的線性相關(guān)性顯著。

依據(jù)固定效應(yīng)模型估計結(jié)果寫出具體的回歸方程為：

lnY=3.085437+0.807523lnRD+0.255122lnHRD +0.294687lnOPEN

(5)

根據(jù)回歸方程(5)式，R&D經(jīng)費量、R&D活動人員數(shù)和貿(mào)易開放度均對新產(chǎn)品銷售收入具有顯著的正向作用，R&D經(jīng)費量每增長1%就能引起新產(chǎn)品銷售收入0.807523%的增長，R&D活動人員數(shù)每增長1%就能引起新產(chǎn)品銷售收入0.255122%的增長，貿(mào)易開放度每增加1%就能引起新產(chǎn)品銷售收入0.294687%

表4　回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)為t統(tǒng)計量；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

的增長。由此可見，R&D資本投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻最大，而且其推動作用遠大于R&D人員投入和貿(mào)易開放度。其次是貿(mào)易開放度，R&D人員投入則緊隨其后。

綜上所述，自主R&D投入即內(nèi)生創(chuàng)新努力和貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步均有顯著的積極的促進作用，并且由估計的結(jié)果看，內(nèi)生創(chuàng)新努力是推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步最重要的因素，但貿(mào)易開放對技術(shù)進步的推進作用也較為明顯，不容忽視。

五、結(jié)論與政策建議

實證分析結(jié)果表明內(nèi)生創(chuàng)新努力、貿(mào)易開放與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步之間不僅存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，而且互為格蘭杰因果關(guān)系。R&D投入和貿(mào)易開放度對新產(chǎn)品銷售收入的顯著正向影響也即內(nèi)生創(chuàng)新努力和貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步均表現(xiàn)出顯著的正向效應(yīng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步主要依靠內(nèi)生創(chuàng)新努力，而貿(mào)易開放對其也有較強的促進作用。

根據(jù)上述結(jié)論，中國應(yīng)該更加注重內(nèi)生創(chuàng)新努力對技術(shù)進步的影響，積極加大R&D投入包括資本投入和人員投入，培養(yǎng)相關(guān)的研發(fā)人才，不斷提高自主創(chuàng)新能力，主要依靠自主創(chuàng)新來促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，由此推動經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。同時，大力發(fā)展經(jīng)濟，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，重點發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，并進一步加強體制改革，為行業(yè)的競爭營造公平有效的市場環(huán)境，為企業(yè)提供相應(yīng)的政策支持，鼓勵和幫助企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，不但要積極引進和學(xué)習(xí)國外的先進技術(shù)，而且還要高度重視對技術(shù)的消化、吸收以及再創(chuàng)新，在合作與競爭中努力增強企業(yè)的自主研發(fā)能力，提高自身的創(chuàng)新產(chǎn)出，實現(xiàn)新產(chǎn)品市場化，最終推動中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步。

實踐證明貿(mào)易開放是有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的，因此在“一帶一路”的倡議下，中國應(yīng)堅持對外開放，而且要不斷擴大和深化對外開放，借助中國與相關(guān)國家已有的雙多邊機制和區(qū)域合作平臺，主動與亞歐非及世界各國建立起經(jīng)濟合作伙伴關(guān)系，加強各國的經(jīng)濟合作與技術(shù)交流，共建“一帶一路”，使生產(chǎn)要素如資本、勞動等能夠在各國自由流動，資源實現(xiàn)高效配置，各國市場深度融合，從而達到和平發(fā)展，互利共贏。作為一個發(fā)展中國家，中國還要充分利用外商投資和國際貿(mào)易對技術(shù)進步的正向溢出效應(yīng)，如競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)等，不斷提高中國高技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率和附加值，增強中國產(chǎn)品在國內(nèi)及國際市場的競爭力，從而使其對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步以及長遠發(fā)展做出更大的貢獻。

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[責(zé)任編輯:蕭怡欽]

Endogenous Innovative Effort, Trade Openness and Technic Development of High-tech Industry: An Empirical Analysis of Provincial Panel Data Baed on the SUR Model

CHEN ZhaoHU Xiaodan

(SchoolofEconomics&Trade,GongdongUniversityofForeignStudies,Guangzhou510006,China)

This article builds a panel model for technical development of the high-tech industry based on the modified Cobb-Douglas production function and analyzes the panel data of Chinese provinces from 1995 to 2013 to demonstrate the long-term equilibrium stable relationship of endogenous innovative effort, trade openness and technical development of high-tech industry through the panel unit root test, cointegration test, Granger causality test and SUR (seeming unrelated regression) procedures. The results show that both the endogenous innovative effort and trade openness have significant positive effects on technical progress in the said industry, and its technical change mainly relies on the former. Therefore, China should pay more attention to endogenous innovative effort and increase R&D input, actively push forward the construction of “One Belt One Road” that is benefit for expanding trade openness, economic cooperation and technical exchanges in countries to promote technical change of high-tech industry and to achieve the strategy and goals of win-win cooperation.

endogenous innovative effort; trade openness; high-tech industry; technical change; panel data

2016-02-13

教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“開放經(jīng)濟條件下技術(shù)溢出、自主創(chuàng)新與我國經(jīng)濟增長績效”(11YJA790014)；教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項目“傳遞、吸收與再創(chuàng)新：國際技術(shù)溢出作用我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的演化路徑分析”(14YJC790091)。

陳昭(1972-)，男，黑龍江慶安人，經(jīng)濟學(xué)博士，廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院教授，研究方向為貨幣理論、宏觀經(jīng)濟、動態(tài)非穩(wěn)定面板、計量經(jīng)濟史學(xué)。胡曉丹(1991-)，女，廣東陽江人，廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院在讀碩士生，研究方向為國際貿(mào)易理論與政策、服務(wù)貿(mào)易。

F014.7

A

1672-0962(2016)03-0015-09