國際技術貿(mào)易對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響研究

劉震雲(yún)

摘 要：伴隨著經(jīng)濟全球一體化的加深，科技全球化高速推進，國際技術貿(mào)易獲得了持續(xù)性發(fā)展的同時也成為影響企業(yè)技術創(chuàng)新的重要因素。因此，本文利用2009—2017我國省級面板數(shù)據(jù)研究國際技術貿(mào)易對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，并通過采用固定效應模型分別對全樣本和區(qū)域子樣本進行實證分析。結果表明，技術貿(mào)易中技術引進顯著影響我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力，其中，根據(jù)技術引進的合同類別，技術開發(fā)、技術咨詢與技術服務等均對我國企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，但技術轉讓對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響不夠顯著。此外，技術出口對我國企業(yè)技術創(chuàng)新的影響顯著。而國際技術貿(mào)易對我國東、中、西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新技術的影響具有差異性，最后本文根據(jù)計量結果提出相關政策建議。

關鍵詞：技術貿(mào)易;技術創(chuàng)新;固定效應模型

中圖分類號：F752.62;F273.1? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1671-0037（2019）11-1-8

DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2019.11.001

1 引言

國際技術貿(mào)易是國際貿(mào)易的重要組成部分，國際技術貿(mào)易的發(fā)展加速了生產(chǎn)要素的國際間轉移，對我國國民經(jīng)濟的作用不可或缺。國際技術貿(mào)易隨著科學技術和生產(chǎn)力發(fā)展起來，由技術引進和技術出口組成。技術引進有利于提高產(chǎn)業(yè)技術水平，并增強企業(yè)技術創(chuàng)新能力;而技術出口則能夠優(yōu)化出口結構，從而促進我國產(chǎn)業(yè)的升級換代。國際技術貿(mào)易主要內容有：①工業(yè)產(chǎn)權，如商標、專利;②專有技術或技術訣竅;③工程設計，工廠的設備安裝、操作及使用;④與技術轉讓有關的機器、設備和原料的交易等?？偠灾?，國際技術貿(mào)易既包括知識方面的交易，也包括技術轉讓相關的機器等貨物買賣，它促進了全球科學技術的提高，加速了經(jīng)濟和科學現(xiàn)代化的進程。21世紀以來，世界知識經(jīng)濟迅速發(fā)展，國際技術貿(mào)易呈現(xiàn)新趨勢：第一，由于科學進步以及技術信息的傳播加快，國際技術貿(mào)易發(fā)展迅猛，地位不斷提高，規(guī)模不斷擴大，國際技術貿(mào)易額在國際貿(mào)易總額中所占比例也逐年攀升;第二，技術轉讓日益活躍。以知識或信息為形態(tài)的技術轉讓占據(jù)了越來越多的市場，如專利、專有技術、技術訣竅等;第三，國際技術貿(mào)易方式發(fā)生重要改變，早期以許可證貿(mào)易、特許經(jīng)營等為主，如今隨著信息技術的發(fā)展，其貿(mào)易方式呈現(xiàn)多元化趨勢，有了企業(yè)兼并、依托電子商務和第三方技術外包等新型形式;第四，國際技術貿(mào)易格局呈現(xiàn)多元化，但發(fā)展不平衡。發(fā)展中國家愈來愈重視技術創(chuàng)新，而國際技術貿(mào)易對提高發(fā)展中國家的技術創(chuàng)新能力和水平都有重要的作用。

入世以來，我國國際技術貿(mào)易發(fā)展迅速。2005—2017年，我國在技術引進方面的合同金額總體上呈現(xiàn)增長趨勢，合同金額從2005年的1 551.37億元增加至2017年的13 424.22億元，大約增長9倍。在高技術產(chǎn)品進出口貿(mào)易方面，2005年全國出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額分別為2 182.53億美元和1 977.13億美元。到2017年，全國出口貿(mào)易額增長到6 708.15億美元，進口貿(mào)易額增加到5 867.73億美元，貿(mào)易總額出現(xiàn)井噴式增長。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展和信息產(chǎn)業(yè)的升級，未來技術貿(mào)易會在我國國際貿(mào)易中占據(jù)越來越重要的地位。除此之外，我國企業(yè)的技術創(chuàng)新能力同樣呈現(xiàn)出提升態(tài)勢。R&D經(jīng)費內部支出從2005年的2 449.98億元猛增到2017年的17 606.13億元，增幅達到7.2倍，說明企業(yè)研發(fā)投入不斷增多，企業(yè)創(chuàng)新能力不斷得到提升。而從專利授權數(shù)來看，2017年國內專利授權數(shù)達到172.08萬件，相較于2005年的17.16萬件翻了幾番，進一步體現(xiàn)出我國企業(yè)技術創(chuàng)新得到了快速發(fā)展。

綜上，我國技術貿(mào)易與企業(yè)技術創(chuàng)新的共同增長，表明這二者之間可能存在一定的聯(lián)系。技術貿(mào)易是否有利于提高我國企業(yè)的技術創(chuàng)新能力？為了探究這個疑問，本文擬通過我國31個省（區(qū)市）的面板數(shù)據(jù)并利用計量實證的分析方法對其之間的關系進行驗證。基于我國激勵支持企業(yè)自主科技創(chuàng)新的前提下，研究企業(yè)技術創(chuàng)新能力具有一定的意義。

2 文獻綜述

對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，同時也一直扮演著推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要角色，而國際技術貿(mào)易的作用更是不能忽視。改革開放初期，企業(yè)在生產(chǎn)能力中表現(xiàn)出創(chuàng)新能力;到90年代初，我國企業(yè)的創(chuàng)新能力在大體上表現(xiàn)為對引進技術的復制和模仿，技術創(chuàng)新能力有了一定的增強;21世紀以來，隨著信息科技的發(fā)展，我國企業(yè)的技術創(chuàng)新能力快速提升，自主創(chuàng)新及研發(fā)能力增強。

大多數(shù)學者對技術貿(mào)易的研究主要集中于技術貿(mào)易格局的分析和技術貿(mào)易壁壘對出口的影響。劉迪玲以商務部的技術貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，結合海關的高新技術產(chǎn)品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析了新形勢下我國技術貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀、問題及對策[1];封荔同樣研究了我國對外技術貿(mào)易的現(xiàn)狀及問題[2];段德忠利用2001—2015年國家（地區(qū)）間的知識產(chǎn)權貿(mào)易額，構建技術貿(mào)易網(wǎng)絡，探究了“一帶一路”技術貿(mào)易格局及其動態(tài)變化過程[3]。技術貿(mào)易壁壘相關研究中，涂濤濤基于GTAP和China-CGE模型，討論了發(fā)達國家實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品技術貿(mào)易壁壘對我國經(jīng)濟的影響[4];徐惟和卜海結合經(jīng)濟學和數(shù)理模型，對我國醫(yī)藥行業(yè)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，得出技術貿(mào)易壁壘倒逼機制是通過促進企業(yè)技術創(chuàng)新進而改變商品成本和價格來控制國際貿(mào)易的結論[5]。

有關企業(yè)創(chuàng)新影響因素的文獻比較豐富，如程進等人測算技術引進、技術吸收到技術創(chuàng)新的時滯，分析技術引進創(chuàng)新時滯的原因，進而提出政策建議[6];林洲鈺利用企業(yè)所得稅改革這一政策事件，基于企業(yè)的專利數(shù)據(jù)探究了稅收政策是否有效影響企業(yè)技術創(chuàng)新活動的重要問題[7];袁建國等從政治關聯(lián)和技術創(chuàng)新的角度考察我國企業(yè)是否存在政治資源詛咒效應，結果表明企業(yè)政治關聯(lián)阻礙了企業(yè)創(chuàng)新活動，降低了創(chuàng)新效率[8];余明桂等通過實證分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能顯著提高被鼓勵行業(yè)中企業(yè)發(fā)明專利數(shù)量，即產(chǎn)業(yè)政策能夠促進創(chuàng)新[9]。由此可見，現(xiàn)有研究中對于企業(yè)技術創(chuàng)新的視角多為微觀層面。

隨著國際技術貿(mào)易的發(fā)展，也有許多學者把注意力放在國際技術貿(mào)易和企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系上，并展開了越來越多的研究。喬生提出江蘇省企業(yè)在國際技術貿(mào)易限制條件下提升自主創(chuàng)新能力和競爭力的政策建議[10];邢孝兵與王詣杉從我國企業(yè)創(chuàng)新投入不足的現(xiàn)狀出發(fā)，分析對外貿(mào)易對自主創(chuàng)新的影響[11];許培源與張華則基于貝葉斯模型平均（BMA）方法分析福建省技術創(chuàng)新能力的影響因素[12]。在采用實證的方法分析二者關系的有關研究中，曾德智通過時間序列模型，并選取專利授權量作為企業(yè)技術創(chuàng)新能力的度量，分析了技術引進和企業(yè)技術創(chuàng)新能力存在協(xié)整關系[13]，而李潔與石林芬引入TBP（技術國際收支）的收入數(shù)據(jù)，對R&D投入與國際技術貿(mào)易收入之間的關系進行實證分析[14]。陳仲常和馬紅旗構建一個測算技術創(chuàng)新能力和創(chuàng)新潛力的指標評價體系，用熵權法建立綜合指標評價模型，并利用實證分析發(fā)現(xiàn)技術貿(mào)易對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新能力具有結構性特征[15];胡佩通過面板實證研究了高技術產(chǎn)品貿(mào)易、R&D經(jīng)費支出和科研人員投入對我國高技術企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響[16]。

然而，基于面板數(shù)據(jù)，從不同的技術引進方式并增加技術出口貿(mào)易對技術創(chuàng)新的影響角度來分析二者關系的研究相對匱乏。本文力圖采用2009—2017年我國31個?。▍^(qū)市）的面板數(shù)據(jù)，對國際技術貿(mào)易與我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力進行實證研究，并綜合技術引進和技術進出口兩方面內容，提出促進我國開展技術貿(mào)易和提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力的建議。

3 研究設計

3.1 模型構建與數(shù)據(jù)說明

本文的研究目的是分析國際技術貿(mào)易對我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響，選取2009—2017年我國31個省（區(qū)市）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，構建經(jīng)典多元線性回歸模型，分別探討技術引進的4種方式和技術出口對企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響，回歸方程如下：

[Y=β0+βixi+u]? ? ? ? ? ?（1）

其中，Y表示企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，對于該指標的設置，學界主要有兩類不同的方式：一是客觀指標，主要來自統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù);二是主觀指標，主要來自研究本身設計的數(shù)據(jù)搜集方法或是指標構建。本文選擇前者，而不同的學者也有不同的做法。常見的有R&D投入、新產(chǎn)品指標和專利指標等。綜合考慮，本文選取R&D投入來衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力，來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》中的“各地區(qū)研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費內部支出”條目，并取其中“各地區(qū)研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費內部支出”的各省份數(shù)據(jù)。[xi]表示影響我國企業(yè)技術創(chuàng)新的技術貿(mào)易相關指標，主要采用技術引進和技術出口兩類變量。技術引進按合同類別分為技術開發(fā)、技術轉讓、技術咨詢和技術服務，由于技術出口方式數(shù)據(jù)不完善，所以不對技術出口按合同分類做分析和考察，數(shù)據(jù)均來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。技術出口主要以高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易額為體現(xiàn)，探討技術出口和技術創(chuàng)新的關系。本文選取以上變量作為技術貿(mào)易的度量，并在數(shù)據(jù)樣本中采用其交易額作為指標。

由于技術貿(mào)易進出口數(shù)據(jù)從2009年開始才有統(tǒng)計，加上2018年數(shù)據(jù)暫未公布，因此本文選取的時期為2009—2017年。另外，因為技術貿(mào)易進出口額在科技統(tǒng)計年鑒中是以美元為單位的，所以本文依據(jù)中國統(tǒng)計局公布的“人民幣匯率（年平均價）”統(tǒng)一調整為人民幣單位。此外，為了避免異方差帶來的影響，所有技術貿(mào)易和R&D數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)進入模型。主要被解釋變量和解釋變量如下：

綜上所述，本文設定的模型具體形式為：

[lnRDit=β0+β1lnjskfit+β2lnjszrit+β3lnjszxit+β4lnjsfwit+β5lnexpit+ui]? （2）

i代表中國31個省（區(qū)市），t表示2009—2017年的不同時期。各變量含義如表1所示。

3.2 模型檢驗

由于本文數(shù)據(jù)均來自統(tǒng)計年鑒資料，且選取了中國31個?。▍^(qū)市），屬面板數(shù)據(jù)類型，須進一步檢驗模型，主要的步驟是：首先通過單位根檢驗考察數(shù)據(jù)是否具備平穩(wěn)性，在此基礎上對各變量進行協(xié)整檢驗，根據(jù)結果判斷各變量是否存在長期均衡關系。在此過程中分別采用的方法是面板單位根檢驗（LLC和Fisher-ADF）、面板協(xié)整檢驗（kao和Pedroni），使用的計量分析軟件是stata16.0。

3.2.1 平穩(wěn)性檢驗。由于以上數(shù)據(jù)均是面板數(shù)據(jù)，需要檢測其平穩(wěn)性，首先對原序列進行面板單位根檢驗，LLC和Fisher-ADF的原假設為“H0：面板存在單位根”。結果見表2。

在變量的原序列面板單位根檢驗中，LLC檢驗結果表明以上變量強烈拒絕“存在單位根”的原假設，F(xiàn)isher-ADF檢驗結果變量均在1%和5%的水平上拒絕原假設。因此，單位根結果表明上述原序列是平穩(wěn)的。

3.2.2 協(xié)整分析。單位根檢驗結果表明，變量均滿足協(xié)整檢驗的條件，面板協(xié)整檢驗的方法有多種，這里主要應用Kao和Pedroni方法檢驗變量間是否存在長期均衡關系。其中，Pedroni協(xié)整檢驗選擇組內統(tǒng)計量Panel pp-stat和組間統(tǒng)計量Group pp-stat進行統(tǒng)計。協(xié)整檢驗結果見表3。

上述檢驗統(tǒng)計量結果表明均拒絕原假設，認為技術貿(mào)易和技術創(chuàng)新存在協(xié)整關系。在具體的引進方式中，技術開發(fā)、技術轉讓、技術咨詢和技術服務均和R&D經(jīng)費內部支出存在協(xié)整關系。即：2009—2017年，無論是技術引進還是技術出口都與我國企業(yè)技術創(chuàng)新存在長期的均衡關系。

4 實證分析

面板數(shù)據(jù)模型主要分為混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型。為了比較三種模型的適用性，本文展現(xiàn)了這三種模型的回歸結果，如表4所示。本文通過F檢驗發(fā)現(xiàn)固定效應模型優(yōu)于混合效應模型，根據(jù)LM檢驗結果得出隨機效應模型也優(yōu)于OLS回歸。最后，我們用豪斯曼（Hausman）檢驗來判斷應該是固定效應模型還是隨機效應模型，結果顯示為拒絕原假設，表明應選用固定效應模型，這與回歸結果基本一致。

4.1 固定效應模型

根據(jù)前文所述，本文最終采用固定效應模型進行估計，首先分別探討技術引進和技術出口對我國企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，其次將所有變量放進模型中進行分析，回歸結果見表5。

由模型（1）～（5）可知，在技術引進的4種分類中，技術開發(fā)、技術咨詢和技術服務有利于促進我國企業(yè)的技術創(chuàng)新，而技術轉讓則結果不顯著?？傮w上，基于我國引進越來越多的外來先進技術的前提下，我國的技術創(chuàng)新能力逐步增強。技術進口在一定程度上表明我國技術創(chuàng)新主要表現(xiàn)為對引進技術的消化吸收和復制模仿。技術出口同樣有利于企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，主要表現(xiàn)為出口對我國企業(yè)創(chuàng)新能力起到了激勵作用，這與我國的現(xiàn)狀是比較吻合的。這表明，我國需要發(fā)揮國際技術貿(mào)易的作用，重視技術引進和技術出口效應，實現(xiàn)我國技術創(chuàng)新能力不斷提升。

由模型（6）可知，對我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力有明顯拉動作用的是技術開發(fā)和技術服務。技術開發(fā)引進每增加一個百分點，意味著我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力提升23%;而技術服務引進每增加一個百分點，表示我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力提升16.8%;技術咨詢?yōu)?0.4%，說明當前我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力主要是引進國外先進技術，通過“干中學”積極提高自主創(chuàng)新能力。而技術轉讓不顯著的原因可能是，企業(yè)兼并等新興技術貿(mào)易方式的興起使得國際上技術轉讓交易減少，從而對我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升未產(chǎn)生效果。在技術出口方面，回歸結果表明，5%的顯著性水平對我國企業(yè)技術創(chuàng)新具有明顯正效應。

4.2 分區(qū)域回歸結果

眾所周知，我國區(qū)域發(fā)展不平衡，東西部差異較大，存在異質性。如圖1所示，不同省（區(qū)市）的R&D內部支出呈現(xiàn)兩極分化的趨勢：企業(yè)技術創(chuàng)新能力強的省市主要集中在廣東、江蘇、山東、北京、浙江和上海等經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，而如西藏、青海等不發(fā)達地區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新能力十分落后。

因此，本文依據(jù)統(tǒng)計局經(jīng)濟帶劃分標準，將面板數(shù)據(jù)中所選取的我國31個?。▍^(qū)市）分成東部、中部和西部3個區(qū)域進行實證分析，探究技術貿(mào)易對各區(qū)域的企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響。東部地區(qū)子樣本為北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南11個?。ㄊ校?中部地區(qū)子樣本為山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個?。ㄊ校?西部地區(qū)子樣本包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12個?。▍^(qū)市）。模型回歸結果如下：

由表（6）可知，對于東部地區(qū)而言，技術開發(fā)、技術咨詢和技術服務顯著為正，技術轉讓依然不顯著，表明技術引進有利于東部沿海地區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新能力提升，技術出口同樣對東部企業(yè)技術創(chuàng)新無效果，原因是東部地區(qū)為我國經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，其自主研發(fā)能力較強，且擁有政策扶持，加上國內市場需求豐富，抵消了出口對企業(yè)的拉動作用。對于中部地區(qū)而言，技術引進方面，僅有技術咨詢在5%的水平上顯示促進其企業(yè)創(chuàng)新能力，而技術出口在10%的水平上顯著為正。因為中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與東部地區(qū)存在差距，對引進的技術可能消化吸收能力較弱，未能發(fā)揮技術引進對企業(yè)技術創(chuàng)新的促進作用。對于西部地區(qū)而言，其回歸結果和東部地區(qū)類似，可能的解釋是西部地區(qū)原本企業(yè)創(chuàng)新能力落后，發(fā)展空間大，因此技術引進有利地促進了其創(chuàng)新能力的提升。也正是因為企業(yè)創(chuàng)新能力低的基礎，使得技術出口對西部企業(yè)創(chuàng)新能力影響不顯著。

5 結論及政策建議

5.1 結論

隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，企業(yè)技術創(chuàng)新能力越來越成為競爭力的核心因素。從技術貿(mào)易視角出發(fā)，技術引進對我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力具有顯著的正向影響，技術出口同樣發(fā)揮不可或缺的重要作用，說明國際技術貿(mào)易為我國企業(yè)技術創(chuàng)新帶來了發(fā)展機遇。具體而言，根據(jù)技術引進的不同分類，計量實證結果表明：技術開發(fā)、技術咨詢和技術服務對我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力具有推動作用，而技術轉讓則結果不顯著。從區(qū)域異質性的角度分析，我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調，技術貿(mào)易對我國東部地區(qū)促進效果明顯，而中部地區(qū)由于缺乏區(qū)域優(yōu)勢和經(jīng)濟支撐，其技術引進吸收能力較弱，技術出口也未體現(xiàn)作用，西部地區(qū)雖然回歸結果顯著，但可能是因為其原本企業(yè)技術創(chuàng)新基礎薄弱，存在很大的提升空間，因此技術貿(mào)易對其影響顯著。總之，國際技術貿(mào)易是我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力提升的促進因素，且技術引進效應突出。

5.2 政策建議

5.2.1 重視國際技術貿(mào)易，加快自主創(chuàng)新進程。實證結果表明，當前我國企業(yè)技術創(chuàng)新能力主要體現(xiàn)在技術引進后的吸收和消化，處于模仿創(chuàng)新模式，還未達到自主創(chuàng)新和自主研發(fā)水平。積極發(fā)展技術進出口貿(mào)易，重視國際貿(mào)易的技術溢出效應，有利于提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力。在我國未來的國際技術貿(mào)易中，政府和企業(yè)應以技術引進為主并主要引入我國暫時未掌握的技術，吸收的同時加強自主創(chuàng)新意識，積極倡導企業(yè)提升創(chuàng)新能力，開發(fā)具有自主創(chuàng)新技術的新產(chǎn)品，進而提高我國的國際競爭力。

5.2.2 提高政策扶持力度，推動區(qū)域平衡發(fā)展。在我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡的背景下，應該繼續(xù)保持東部地區(qū)的發(fā)展優(yōu)勢，將其作為技術引進的窗口，以點帶面地推動創(chuàng)新技術覆蓋至全國。另外，為推動東、中、西部區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新能力協(xié)調發(fā)展，政府須積極加大政策扶持，增強對中西部地區(qū)的創(chuàng)新投入。創(chuàng)造多元化的融資平臺，為高技術中小企業(yè)拓寬融資渠道，同時大力引進高技術創(chuàng)新人才，并促進技術跨區(qū)域合作，將科研人員的創(chuàng)新知識和技術轉化為生產(chǎn)力，從而推動企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升，也促進區(qū)域平衡發(fā)展。

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