黃 蘋(píng)

(廣東金融學(xué)院，廣州 510521)

行業(yè)間R&D溢出影響因素門(mén)檻閥值的實(shí)證檢驗(yàn)

黃 蘋(píng)

(廣東金融學(xué)院，廣州 510521)

文章根據(jù)R&D溢出效應(yīng)受吸收能力影響的假設(shè)，建立了R&D溢出影響因素門(mén)檻檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停袆e于現(xiàn)有研究中測(cè)度國(guó)際R&D資本選取相對(duì)數(shù)據(jù)的不足，使用各國(guó)行業(yè)層面R&D資本的絕對(duì)數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)面板準(zhǔn)確測(cè)度R&D溢出影響因素的門(mén)檻閥值。

國(guó)際行業(yè)間;國(guó)內(nèi)行業(yè)間;R&D溢出;影響因素;門(mén)檻檢驗(yàn)

R&D溢出的重要性獲得廣泛認(rèn)可，許多學(xué)者就R&D溢出的影響因素進(jìn)行了研究。Borenztein.et.al（1998）[1]發(fā)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)R&D溢出效應(yīng)的前提是各影響因素必須跨越“臨界值”。綜合已有文獻(xiàn)，本文分析R&D溢出的影響因素，并基于動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型，測(cè)度R&D溢出各影響因素的門(mén)檻值，以期在以下兩個(gè)方面進(jìn)行拓展：（1）采用動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，比較國(guó)際和國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出影響因素門(mén)檻值，為行業(yè)選擇適宜的技術(shù)提供定量依據(jù)。（2）有別于現(xiàn)有研究中測(cè)度國(guó)際R&D資本選取相對(duì)數(shù)據(jù)的不足，我們使用各國(guó)行業(yè)層面R&D資本的絕對(duì)數(shù)據(jù)，準(zhǔn)確估算了國(guó)際行業(yè)間R&D溢出變量及影響因素門(mén)檻閥值。

1 R&D溢出影響因素

目前，有關(guān)R&D溢出影響因素的研究主要基于經(jīng)驗(yàn)分析，選取不同指標(biāo)，使用交互項(xiàng)、多元回歸或分組回歸等方式進(jìn)行測(cè)算[2]。歸納國(guó)內(nèi)外經(jīng)典文獻(xiàn)，結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況以及數(shù)據(jù)可獲得性，選取以下變量測(cè)度R&D溢出的影響因素。

（1）開(kāi)放度。鑒于本文關(guān)注的是國(guó)際貿(mào)易渠道的R&D溢出，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，采用行業(yè)的出口交貨值占行業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)度量。

（2）人力資本。現(xiàn)有文獻(xiàn)中常用的人力資本度量方法有：政府教育支出的比重、受教育年限法、不同級(jí)別在校生比重或?qū)I(yè)技術(shù)人員占職工的比重等方法?；谛袠I(yè)數(shù)據(jù)中沒(méi)能提供職工的教育背景，論文采用行業(yè)科技活動(dòng)人員占行業(yè)年末平均就業(yè)人數(shù)的比率測(cè)度。

（3）R&D投入。論文使用行業(yè)研發(fā)投入占行業(yè)總產(chǎn)值的比率測(cè)度。

（4）制度因素。本文采用行業(yè)中非國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占行業(yè)總產(chǎn)值的比重度量制度因素。

（5）創(chuàng)新能力。本文采用行業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)來(lái)度量行業(yè)創(chuàng)新能力。

（6）增長(zhǎng)特征。本文使用行業(yè)全要素生產(chǎn)率作為衡量指標(biāo)。

2 R&D溢出影響因素門(mén)檻檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

以C-D函數(shù)為分析起點(diǎn)，即：

對(duì)式（1）取對(duì)數(shù)，得到：

Y是行業(yè)增加值，K是行業(yè)固定資產(chǎn)存量，L是行業(yè)勞動(dòng)力；A是行業(yè)全要素生產(chǎn)率，一行業(yè)的全要素生產(chǎn)率不僅受行業(yè)的R&D投入影響還受到了其他行業(yè)的R&D溢出（Spilloverit），包括本國(guó)行業(yè)間R&D溢出（Sinterit）和國(guó)際行業(yè)間R&D溢出（Sginterit）。

將全要素生產(chǎn)率A拓展：

為測(cè)定各要素對(duì)R&D溢出效應(yīng)的影響，本文使用各要素與R&D溢出變量的交互項(xiàng)進(jìn)行測(cè)度，如系數(shù)為正，說(shuō)明各影響要素促進(jìn)了R&D溢出的吸收，反之，意味著影響要素阻礙了R&D溢出的吸收。已有文獻(xiàn)表明當(dāng)期全要素生產(chǎn)率受前期全要素生產(chǎn)率的影響，在式（3）基礎(chǔ)上加入生產(chǎn)率的滯后一期，建立計(jì)量模型：

為克服模型中加入被解釋變量的滯后期而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，對(duì)式（4）兩邊取一階差分，得到：

X代表R&D溢出的各影響要素，即開(kāi)放度（O）、制度因素（M）、R&D強(qiáng)度（RD）、行業(yè)增長(zhǎng)（Z）、人力資本（H）和研發(fā)水平（P）。為對(duì)各影響要素進(jìn)行門(mén)檻檢驗(yàn)。

基于式（5），建立門(mén)檻效應(yīng)的計(jì)量模型：

φ為門(mén)檻變量，本文指行業(yè)開(kāi)放度、行業(yè)增長(zhǎng)率、行業(yè)R&D強(qiáng)度、行業(yè)人力資本、行業(yè)市場(chǎng)化程度和行業(yè)創(chuàng)新能力，η為各門(mén)檻變量的門(mén)檻值，當(dāng)φ＞η時(shí)，φ=1，否則φ=0

3 行業(yè)間R&D溢出變量測(cè)度及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文根據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》分類標(biāo)準(zhǔn)，將不同兩位碼的行業(yè)定義為行業(yè)間。本文采用中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)（三位碼）1995～2007年面板數(shù)據(jù)為樣本，共有15個(gè)行業(yè)，13年共計(jì)195個(gè)觀測(cè)值，各測(cè)度變量使用的數(shù)據(jù)均來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《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》。行業(yè)間R&D資本溢出測(cè)算公式：

Interit是行業(yè)i獲取的其他行業(yè)的R&D資本，RDjt是與行業(yè)i不同二位碼行業(yè)的R&D資本。

國(guó)際行業(yè)間R&D資本測(cè)算公式：

GInterlit表示t時(shí)l國(guó)行業(yè)i獲取的國(guó)際行業(yè)間的R&D資本，F(xiàn)RDljt與l國(guó)的貿(mào)易伙伴國(guó)行業(yè)i不同二位碼行業(yè)t時(shí)的R&D資本；milj是l國(guó)行業(yè)i從貿(mào)易伙伴國(guó) j不同行業(yè)t時(shí)進(jìn)口商品的數(shù)量；Mlit是l國(guó)i行業(yè)t時(shí)從貿(mào)易伙伴國(guó)不同行業(yè)進(jìn)口的總量。

式（7）和（8）中的ωij意味著一行業(yè)從其他行業(yè)獲取的有效R&D溢出，其測(cè)度直接決定了行業(yè)間R&D溢出資本的度量。但因知識(shí)本身的復(fù)雜性，行業(yè)間R&D資本至今還沒(méi)有一個(gè)普遍認(rèn)同的測(cè)算方法。本文使用Wolff&Nadiri(1993)等采用的計(jì)算公式，即：

式中的IOij是j行業(yè)生產(chǎn)中所直接消耗的i行業(yè)的產(chǎn)品，Inputj是j行業(yè)的總投入。

本文首先根據(jù)1997、2002年和2007年中國(guó)投入產(chǎn)出表計(jì)算出15個(gè)高技術(shù)行業(yè)1995～2007年的溢出權(quán)重值ωij，之后測(cè)算出本國(guó)行業(yè)間R&D資本和國(guó)際行業(yè)間R&D資本。鑒于美、英、日等OECD國(guó)家為我國(guó)的主要進(jìn)口國(guó)，同時(shí)也是世界R&D投資最豐富的國(guó)家，論文選取OECD的12個(gè)國(guó)家，即美、英、日、德、意、法、加拿大、西班牙、澳大利亞、丹麥、瑞典和芬蘭為國(guó)際樣本，值得一提的是：我們使用的是樣本國(guó)行業(yè)層面的R&D數(shù)據(jù)，而非已有研究中使用的是樣本國(guó)國(guó)家層面的R&D數(shù)據(jù)或R&D比率數(shù)據(jù)，結(jié)論可能更客觀反映國(guó)際行業(yè)間R&D資本的溢出彈性，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于SourceOECD.org。15個(gè)高技術(shù)行業(yè)與各國(guó)的進(jìn)口數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)的COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)，鑒于聯(lián)合國(guó)國(guó)際貿(mào)易行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（SITC.III）、我國(guó)工業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)和OECD國(guó)家工業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)不一致，我們參照已有研究的分類方法[3]，將三類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了重新整理和歸納，原始數(shù)據(jù)均以2000年不變價(jià)美元表示，通過(guò)各年度人民幣對(duì)美元的外匯價(jià)進(jìn)行換算后，我們使用各國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)消除通貨膨脹（2000年為基期）。

4 門(mén)檻檢驗(yàn)實(shí)證分析

根據(jù)Quandt R.E(1958)[4]提出的門(mén)檻方法，首先計(jì)算出各行業(yè)1995～2007年各變量值，并將其按大小進(jìn)行排序，然后依照變量值排序，逐一假定為門(mén)檻值進(jìn)行回歸，φ為影響R&D溢出因素的門(mén)檻虛擬變量，如變量值大于門(mén)檻，φ=1，反之，為零；最后比較含有φ變量的回歸系數(shù)的T值，最大的T值對(duì)應(yīng)的變量值即為臨界值。

本文以開(kāi)放度、R&D強(qiáng)度、市場(chǎng)化程度、增長(zhǎng)率、創(chuàng)新能力和人力資本依次作為門(mén)檻投入量在一個(gè)門(mén)檻的設(shè)定下進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表1表2。表1顯示，國(guó)際行業(yè)間R&D溢出影響要素中行業(yè)開(kāi)放度、行業(yè)R&D強(qiáng)度、行業(yè)市場(chǎng)化程度、行業(yè)年增長(zhǎng)率和行業(yè)創(chuàng)新能力存在門(mén)檻值，門(mén)檻臨界值分別為0.31、0.024、0.70、0.05、244.69。表2顯示，國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出影響要素中行業(yè)R&D強(qiáng)度、行業(yè)市場(chǎng)化程度和行業(yè)年增長(zhǎng)率存在門(mén)檻值，門(mén)檻值分別為0.015、0.50和0；無(wú)論是國(guó)際行業(yè)間還是本國(guó)行業(yè)間R&D溢出模型中人力資本變量不存在門(mén)檻值，這可能與論文選取的度量指標(biāo)有關(guān)。

表1 國(guó)際行業(yè)間R&D溢出各影響因素門(mén)檻值

表2 國(guó)內(nèi)行業(yè)間純知識(shí)溢出各影響因素門(mén)檻值

從表1、表2中可以看出，影響國(guó)際行業(yè)間R&D溢出的各要素中，行業(yè)R&D強(qiáng)度、行業(yè)市場(chǎng)化程度和行業(yè)年增長(zhǎng)率的門(mén)檻值均高于有效吸收國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出的門(mén)檻值，即吸收國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家R&D溢出比吸收國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出需要更高的R&D投入強(qiáng)度、更高的市場(chǎng)化程度和更高的行業(yè)年增長(zhǎng)率。

根據(jù)各變量的門(mén)檻值，將高于門(mén)檻值和低于門(mén)檻值的樣本分組，再次考察高于門(mén)檻值和低于門(mén)檻值樣本對(duì)因變量的影響。國(guó)際和本國(guó)行業(yè)間R&D溢出影響因素門(mén)檻檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)表3和表4。表3顯示，行業(yè)開(kāi)放度小于門(mén)檻值時(shí)，國(guó)際行業(yè)間R&D溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，意味著行業(yè)開(kāi)放度低于門(mén)檻值時(shí)，如果利用國(guó)際行業(yè)間的技術(shù)，可能會(huì)導(dǎo)致適得其反的效果；行業(yè)的R&D強(qiáng)度跨越門(mén)檻值時(shí)，國(guó)際行業(yè)間R&D每增加1%，行業(yè)全要素生產(chǎn)率上升1.96%；市場(chǎng)化程度跨越門(mén)檻值的行業(yè)，獲取國(guó)際行業(yè)間R&D溢出系數(shù)為0.93，且顯著，原因可能是市場(chǎng)化程度較高的行業(yè)，產(chǎn)權(quán)界定清晰，制定了較有效的監(jiān)督與激勵(lì)機(jī)制，更利于模仿、吸收國(guó)際行業(yè)間的新技術(shù)；行業(yè)的年增長(zhǎng)率對(duì)國(guó)際行業(yè)間R&D溢出的影響存在門(mén)檻效應(yīng)，越過(guò)年增長(zhǎng)率門(mén)檻值的行業(yè)，國(guó)際行業(yè)間R&D溢出對(duì)生產(chǎn)率的影響顯著正相關(guān)，行業(yè)的增長(zhǎng)是獲取技術(shù)溢出的有利條件[15]；當(dāng)行業(yè)的創(chuàng)新能力越過(guò)臨界值時(shí)，國(guó)際行業(yè)間R&D溢出顯著促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高，意味著當(dāng)行業(yè)創(chuàng)新能力跨越一定門(mén)檻后，才能有效吸收發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

表3 國(guó)際行業(yè)間R&D溢出各影響因素門(mén)檻回歸結(jié)果

表4 國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出各影響因素門(mén)檻回歸結(jié)果

從表4中我們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)本行業(yè)R&D強(qiáng)度跨越門(mén)檻值后，國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出通過(guò)示范等效應(yīng)顯著促進(jìn)了本行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高；當(dāng)本行業(yè)市場(chǎng)化程度超過(guò)臨界值時(shí)，行業(yè)間R&D溢出增加1%，本行業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.99%，年增長(zhǎng)率跨越門(mén)檻值的行業(yè)，獲取的行業(yè)間R&D溢出促進(jìn)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的增加。

國(guó)際行業(yè)間和國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出各自影響要素的門(mén)檻值具有一定的差距，這為行業(yè)選擇適宜的技術(shù)提供了依據(jù)。根據(jù)表1和表2，我們發(fā)現(xiàn)2007年我國(guó)15個(gè)高技術(shù)行業(yè)中，通信設(shè)備制造、電子器件制造、家用視聽(tīng)設(shè)備制造、電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造、醫(yī)療設(shè)備及器械制造五行業(yè)已跨越了各影響要素的門(mén)檻值，具備了有效吸收國(guó)際行業(yè)間R&D溢出的條件。

5 小結(jié)

本文采用1995～2007年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，使用動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻檢驗(yàn)，測(cè)度了R&D溢出影響因素的門(mén)檻閥值。國(guó)際行業(yè)間R&D溢出影響要素中，行業(yè)開(kāi)放度、行業(yè)R&D強(qiáng)度、行業(yè)市場(chǎng)化程度、行業(yè)年增長(zhǎng)率、行業(yè)創(chuàng)新能力存在門(mén)檻效應(yīng)，其臨界值分別為0.31、0.024、0.70、0.05、244.69。國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出影響要素中R&D強(qiáng)度、行業(yè)市場(chǎng)化程度、行業(yè)年增長(zhǎng)率存在門(mén)檻值，門(mén)檻值分別0.015、0.50和0；本國(guó)和國(guó)際行業(yè)間R&D溢出影響因素的門(mén)檻值具有一定差距，影響國(guó)際行業(yè)間R&D溢出的各要素門(mén)檻值均高于有效吸收國(guó)內(nèi)行業(yè)間R&D溢出的門(mén)檻值。

對(duì)于已跨越國(guó)際行業(yè)間R&D溢出影響要素門(mén)檻值的行業(yè)，可加大與發(fā)達(dá)國(guó)家貿(mào)易，增加中間投入品的購(gòu)買(mǎi)，并積極與發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行R&D合作與交流。對(duì)于那些沒(méi)有跨越國(guó)際行業(yè)間R&D溢出門(mén)檻值的行業(yè)，已跨越國(guó)內(nèi)R&D溢出影響要素臨界值的行業(yè)，一方面可暫時(shí)減少與發(fā)達(dá)國(guó)家中間投入品的貿(mào)易，增加與本國(guó)先進(jìn)行業(yè)中間投入品的貿(mào)易與技術(shù)交流，充分吸收國(guó)內(nèi)行業(yè)的R&D溢出；另一方面，應(yīng)積極提升吸收能力，為吸收國(guó)外R&D溢出奠定基礎(chǔ)。

[1]E.Borenztein,De Gregorio J,Lee,J.W.How does Foreign Investment AffectEconomic Growth[J].JournalofInternationalEconomics,1998,(45).

[2]張宇.蔣殿春.FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與門(mén)檻效應(yīng)—基于DEA與中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2007,(5).

[3]李小平,朱鐘棣.國(guó)際貿(mào)易、R&D溢出和生產(chǎn)增長(zhǎng)率[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006,(2).

[4]Quandt R E.The Estimation of a Linear Rearession System Obeying.Two Separate Regimes[J].Journal of the American Statistical Associa?tion,1958,(53).

F224.9

A

1002-6487（2012）24-0136-04

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71102002)

黃 蘋(píng)（1976-），女，湖南永州人，博士，教授，研究方向：R&D溢出與技術(shù)創(chuàng)新。

（責(zé)任編輯/浩 天）