高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響因素分析
——基于省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)

金成國(guó)，李達(dá)耀，張 煦

(北部灣大學(xué)，廣西 欽州 535011)

1 引言

一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力是該國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)幽苤弧８呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)作為中國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的重要載體近年來(lái)受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者們的廣泛關(guān)注。正確掌握中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主要影響因素，把握其演變趨勢(shì)，對(duì)推進(jìn)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升和實(shí)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)持續(xù)健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

Ehie等[1]的研究認(rèn)為，企業(yè)自主R&D投入的增加能夠顯著地提升企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效。張國(guó)平和金通[2]的研究表明，企業(yè)的研發(fā)投入與市場(chǎng)績(jī)效之間具有非線性關(guān)系，而穩(wěn)定持續(xù)的研發(fā)投入是企業(yè)高績(jī)效的前提。解學(xué)梅等[3]的研究表明研發(fā)投入的增加能夠有效促進(jìn)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的開展，對(duì)產(chǎn)品創(chuàng)新具有積極的促進(jìn)作用，兩者之間顯著的具有正相關(guān)關(guān)系。尚曉莉[4]以政府、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)企業(yè)三個(gè)層面的視角進(jìn)行研究，指出政府的政策支持、產(chǎn)業(yè)應(yīng)對(duì)貿(mào)易壁壘的預(yù)警機(jī)制構(gòu)建和企業(yè)自身創(chuàng)新能力的提高是中國(guó)進(jìn)一步提升高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的基本動(dòng)能。余泳等[5]的研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入的持續(xù)增加是提升中國(guó)高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要驅(qū)動(dòng)力之一。劉敬富和靳衛(wèi)東[6]的研究表明，自主研發(fā)對(duì)中國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新具有直接促進(jìn)作用，而外源性技術(shù)則需通過(guò)技術(shù)引進(jìn)后的消化吸收或改造后實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。陳昭和林濤[7]的研究認(rèn)為，國(guó)際技術(shù)溢出對(duì)低研發(fā)投入行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有抑制作用，而對(duì)高研發(fā)投入行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。楊袆和楊水利[8]則以技術(shù)演進(jìn)視角分析技術(shù)創(chuàng)新模式的演變影響中國(guó)在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中優(yōu)勢(shì)變化的作用機(jī)理，指出現(xiàn)階段“進(jìn)口引進(jìn)、代替模仿”的創(chuàng)新模式對(duì)中國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，而自主創(chuàng)新模式則呈現(xiàn)出顯著的正向影響。郭秀強(qiáng)和孫延明[9]利用中國(guó)2000～2017年1470家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析表明，研發(fā)投入的增加顯著的促進(jìn)了高技術(shù)企業(yè)的市場(chǎng)績(jī)效。惠樹鵬等[10]基于中國(guó)2009～2016年省域數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，因?yàn)槭艿郊夹g(shù)創(chuàng)新水平、出口強(qiáng)度及政府扶持強(qiáng)度的約束，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)資金投入結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的效率呈現(xiàn)出非線性特征。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)關(guān)于研發(fā)投入與技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行了豐富的研究，但是關(guān)于研發(fā)投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響的具體因素的研究比較少見，進(jìn)一步進(jìn)行量化分析的研究則更為少見?；诖?，本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)新產(chǎn)出與研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)、R&D項(xiàng)目數(shù)、新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出及新產(chǎn)品銷售收入納入同一個(gè)分析框架內(nèi)進(jìn)行量化研究。

2 模型構(gòu)建與分析

2.1 模型構(gòu)建

本文采用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行估計(jì)，利用逐次添加解釋變量的方法進(jìn)行估計(jì)，以確保模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。設(shè)定式(1)為基本模型，考察高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的動(dòng)態(tài)影響。

Yit=β0+β1Yit-1+β2Niit+β3Rdit+β4Neit+β5Psit+φi+μit

(1)

式(1)中，Yit為i地區(qū)在t年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，研究中使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)明專利數(shù)衡量，Yit-1為滯后一期變量，NI為研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)；RD為R&D項(xiàng)目數(shù)；NE為新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出；PS為新產(chǎn)品銷售收入；φi為不不可觀測(cè)且不隨時(shí)間產(chǎn)生變化的個(gè)體效應(yīng)；μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；i為中國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)；t為時(shí)間，單位為年。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，本文根據(jù)前人學(xué)者的相關(guān)研究和數(shù)據(jù)的可得性，選擇2010-2018年《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，具體實(shí)證數(shù)據(jù)經(jīng)作者整理所得。

2.3 模型估計(jì)及分析

估計(jì)結(jié)果通過(guò)AR(3)檢驗(yàn)及Sargan檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證是不是存在殘差序列自相關(guān)以及工具變量是不是存在過(guò)度識(shí)別。從表1中動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM模型估計(jì)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，模型(1)～(4)中Arellano-Bond檢驗(yàn)的P值都顯示為大于0.05說(shuō)明不存在一階、二階和三階殘差項(xiàng)差分的自相關(guān)問(wèn)題。同樣，模型(1)～(4)Sargan檢驗(yàn)的P值也都大于0.05，表明模型估計(jì)的可靠性。

表1 系統(tǒng)GMM模型估計(jì)

觀察全部結(jié)果可以看出，只有各個(gè)變量的系數(shù)值大小有略微變化，正負(fù)性及顯著性并沒(méi)有太大變化。各模型的創(chuàng)新產(chǎn)出一階滯后項(xiàng)在1%顯著水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，并且結(jié)果中的系數(shù)相對(duì)于其它變量的結(jié)果顯示為較大，表明現(xiàn)階段我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力受到前期創(chuàng)新產(chǎn)出能力的影響較大。

觀察其他變量估計(jì)結(jié)果可知，除新產(chǎn)品銷售收入變量的系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)。其余各變量的系數(shù)在模型(1)～(4)中均顯著為正。其中，模型(4)中R&D項(xiàng)目數(shù)的系數(shù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的正向促進(jìn)作用明顯，系數(shù)估計(jì)值的影響作用十分顯著，估計(jì)值為0.3706，可知R&D活動(dòng)作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)重要的創(chuàng)新過(guò)程和標(biāo)志，其R&D項(xiàng)目數(shù)的總量在較大程度上決定了技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)的估計(jì)值為0.1209，新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的估計(jì)值為0.0020。而新產(chǎn)品銷售收入的估計(jì)值為-7.1300，其顯著為負(fù)可能的原因首先是新產(chǎn)品問(wèn)世面臨的市場(chǎng)推廣、批量生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)鏈配套等環(huán)節(jié)的時(shí)滯作用的影響。另一方面可能的原因?yàn)橹袊?guó)目前的產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，特別是關(guān)鍵設(shè)備、核心技術(shù)的創(chuàng)新主要處于以政策扶持為主階段，新產(chǎn)品與市場(chǎng)實(shí)際需求的契合度具仍有進(jìn)一步的完善空間。

3 結(jié)論與政策建議

本文利用中國(guó)2010-2018年的省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，基于系統(tǒng)GMM模型研究了影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的各因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)、R&D項(xiàng)目數(shù)及新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，而新產(chǎn)品銷售收入則對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平具有負(fù)向影響。

基于此，本文有如下政策建議。

(1)加大對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新資金投入，優(yōu)化技術(shù)創(chuàng)新資金投入結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)創(chuàng)新效率，將自主技術(shù)創(chuàng)新與國(guó)內(nèi)外開放合作相結(jié)合，推進(jìn)自主技術(shù)創(chuàng)新的安全可控的同時(shí)，也要重視引進(jìn)和學(xué)習(xí)國(guó)外核心、先進(jìn)技術(shù)，加大引進(jìn)技術(shù)消化學(xué)習(xí)的投入力度。

(2)進(jìn)一步完善外資引進(jìn)政策，調(diào)整產(chǎn)業(yè)中的內(nèi)外資比例結(jié)構(gòu)，在引資過(guò)程中避免產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)鏈低端環(huán)節(jié)集中布局在中國(guó)的現(xiàn)象，加強(qiáng)對(duì)擁有關(guān)鍵設(shè)備、核心技術(shù)的產(chǎn)業(yè)鏈中高端環(huán)節(jié)引資引進(jìn)的激勵(lì)政策。