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        國際創(chuàng)新資源流動對區(qū)域創(chuàng)新的影響

        2015-03-15 11:22:42杜德斌
        中國科技論壇 2015年2期
        關(guān)鍵詞:內(nèi)資省域外資

        趙 昱,杜德斌,柏 玲,張 祥,石 奇

        (1. 華東師范大學(xué)科技創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心,上海 200241;2. 桂林理工大學(xué)管理學(xué)院,廣西 桂林 541004;3. 華東師范大學(xué)地理信息科學(xué)教育部重點實驗室,上海 200241)

        隨著科技全球化的發(fā)展,創(chuàng)新資源大規(guī)??鐕鲃?,其對各國創(chuàng)新系統(tǒng)的影響備受關(guān)注[1-4]。全球創(chuàng)新資源流動是在跨國公司研發(fā)全球化推動下,國際技術(shù)轉(zhuǎn)移深化的表現(xiàn)。它不僅是創(chuàng)新成果的流動,而且是創(chuàng)新過程的轉(zhuǎn)移。創(chuàng)新資源國際流動對東道國的影響機制復(fù)雜,受創(chuàng)新資源類型、跨國公司研發(fā)投資動機、創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)移方式和東道國創(chuàng)新系統(tǒng)狀況等多因素影響,在各國的凈效應(yīng)可能差異懸殊。相關(guān)研究以定性分析為主,定量分析較薄弱,少量研究如盛壘[5]從產(chǎn)業(yè)角度發(fā)現(xiàn)了正面影響的證據(jù),而從空間視角展開的實證研究還不多。本文擬應(yīng)用空間計量模型探討在華國際創(chuàng)新資源的空間特征、空間效應(yīng)及對自主創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

        1 研究方法、指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源

        1.1 研究方法

        探索性空間數(shù)據(jù)分析用于描繪和直觀展示空間分布形式,探測空間關(guān)聯(lián)、空間集聚現(xiàn)象,揭示非典型的局部區(qū)位、空間離群點、空間政區(qū)等形態(tài)的空間異質(zhì)現(xiàn)象。空間計量經(jīng)濟學(xué)方法將空間效應(yīng)納入模型,降低了傳統(tǒng)回歸模型的估計偏誤[6-7]。本文采用探索性空間數(shù)據(jù)分析技術(shù)考察國際創(chuàng)新資源的空間分布格局,接著通過空間計量模型估計國際創(chuàng)新資源流動對我國區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

        1.2 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

        創(chuàng)新資源的要素構(gòu)成復(fù)雜,本文目的不是在一個模型中窮盡所有創(chuàng)新資源要素,而是檢驗其中一組公認(rèn)的關(guān)鍵資源要素對自主創(chuàng)新的影響。本文以內(nèi)資大中型工業(yè)企業(yè)專利申請數(shù)為因變量,地區(qū)研發(fā)努力和國際創(chuàng)新資源流動量為自變量,其中研發(fā)努力用內(nèi)資大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入、科技人員數(shù)表示,國際創(chuàng)新資源包括國際創(chuàng)新人才、外國技術(shù)及外資研發(fā)投資三部分。由于目前還沒有創(chuàng)新人才省域分布的公開統(tǒng)計資料,因此以省域外國留學(xué)生數(shù)為代理指標(biāo);外國技術(shù)流動采用省域國際技術(shù)引進額表示;跨國研發(fā)投資采用三資大中型工業(yè)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出額表示。

        除了特殊說明,研究區(qū)域為中國大陸30 個省級行政區(qū)。大中型工業(yè)企業(yè)的專利申請數(shù)、技術(shù)引進額及內(nèi)部研發(fā)支出額、新產(chǎn)品產(chǎn)值、工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自2003—2009 年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2009 年后不再專門提供三資企業(yè)科技活動統(tǒng)計數(shù)據(jù)),價格數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計年鑒》、留學(xué)生數(shù)據(jù)來自《來華留學(xué)生簡明統(tǒng)計》。

        2 實證研究結(jié)果分析

        2.1 全局空間自相關(guān)分析

        國際創(chuàng)新資源的空間自相關(guān)指數(shù)為正值,說明創(chuàng)新資源規(guī)模類似的省區(qū)趨于集聚分布。國外技術(shù)引進和外資研發(fā)投資的空間自相關(guān)強度較大,Moran 指數(shù)分別介于0.10 ~0.61 和0.17 ~0.39 之間,總體通過1%的顯著性檢驗。留學(xué)生和專利申請數(shù)變量的Moran 指數(shù)值和顯著性相對較低,Moran 指數(shù)分別介于0.08 ~0.13 和0.07 ~0.24 之間,大多通過10%的顯著性檢驗。從趨勢上看,國際創(chuàng)新資源的空間自相關(guān)指數(shù)無單調(diào)變化趨勢。

        2.2 局部空間自相關(guān)分析

        通過比較分析創(chuàng)新資源的Moran 散點圖省域分布情況,我們可以發(fā)現(xiàn)以下特點:

        首先,國際創(chuàng)新資源流動的格局與中國經(jīng)濟發(fā)展的格局具有相似性,集中分布在中國的東部沿海省份,主要在長三角、珠三角和環(huán)渤海地區(qū)。西部內(nèi)陸地區(qū)則由于經(jīng)濟發(fā)展水平較低,流入的創(chuàng)新資源相對比較缺乏,形成連片的低值集聚區(qū)(見表1)。

        其次,從發(fā)展趨勢來看,創(chuàng)新資源流動格局既表現(xiàn)出較顯著的空間鎖定特征,局部也呈現(xiàn)新的變化。創(chuàng)新資源的傳統(tǒng)流入地一直是長三角的上海、江蘇和浙江,環(huán)渤海的北京和天津,以及對外開放較早的珠三角地區(qū)還有福建省。然而隨著經(jīng)濟的發(fā)展,開放時間稍晚的山東省創(chuàng)新資源吸收能力也越來越強,地位日益上升,有望成為吸收國際創(chuàng)新資源的新興重要區(qū)域。在高值集聚區(qū)內(nèi)部也存在變化。2003 年廣東省國際技術(shù)引進規(guī)模排全國第五,但到2007 年上升為全國第一,江蘇則從第一名下降到了第四名;類似地,吸收外資研發(fā)投資最多的上海下降到第三,而江蘇則從第三名上升到第一名。

        最后,影響不同的創(chuàng)新資源要素流動的因素不同,具體的省份分布存在差異。浙江和福建集聚的外資專利和外資研發(fā)投資都較豐富,但國際創(chuàng)新人才在兩省的分布都較少。在環(huán)渤海地區(qū),北京的國際創(chuàng)新資源較富集,但國際技術(shù)則主要流向了制造業(yè)基礎(chǔ)較強的天津、山東和遼寧。

        表1 2007 年中國30 個省(市)國際創(chuàng)新資源Moran 散點圖省域分布情況

        2.3 空間誤差與空間滯后模型分析

        創(chuàng)新活動常常具有空間集聚性和依賴性。專利申請數(shù)的Moran 指數(shù)表明省域外資專利申請存在正空間相關(guān),因此我們采用空間滯后和空間誤差模型考察創(chuàng)新資源流動對省域自主創(chuàng)新的影響。在創(chuàng)新的實證研究中,知識生產(chǎn)函數(shù)是主要的分析工具。Anselin[8]、Jaffe[9]、蘇方林[7]等都曾用其進行區(qū)域創(chuàng)新的研究。知識生產(chǎn)函數(shù)為科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式,建立起創(chuàng)新產(chǎn)出、投入及相關(guān)影響因素指標(biāo)之間的關(guān)系,本文使用的模型為:

        其中,i 表示第i 個省區(qū),PATi表示省域內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出,用地區(qū)企業(yè)專利申請數(shù)減外資部分得到(項),RDEi表示內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新資金,等于科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出總額減外資相應(yīng)部分(萬元)RDHi,表示內(nèi)資企業(yè)研發(fā)人員投入,等于科技活動人員數(shù)減外資科技活動人員數(shù)(萬人),F(xiàn)RDi表示外資研發(fā)投資,用外資研發(fā)占省域研發(fā)比重(%)衡量,TIMi表示技術(shù)流動,用省域技術(shù)引進費總額減外資部分(萬元)得到,F(xiàn)TAi表示國際人才流動,用外國留學(xué)生數(shù)(人)表示,COMi為控制變量,反映競爭狀況,用新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重(%)表示。

        為降低數(shù)據(jù)波動影響,所有指標(biāo)取2005—2007 年的均值。研發(fā)投入、技術(shù)引進和工業(yè)產(chǎn)值通過2005 年地區(qū)工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行了價格調(diào)整。

        對6 個自變量進行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),自變量之間存在共線性問題,因此首先通過因子分析找出影響省域自主創(chuàng)新的主要因素并消除共線性[10]。我們通過主成分法提取了兩個影響自主創(chuàng)新產(chǎn)出的主因素(共解釋了原解釋變量方差的78.9 %)。第一因素主要由內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)努力解釋,這種自主研發(fā)和引進技術(shù)密切聯(lián)系。第二因素主要涉及企業(yè)自主創(chuàng)新活動的外部環(huán)境,如外資研發(fā)投資、創(chuàng)新人才流動和地區(qū)競爭狀況。

        在實證分析中,本文以兩個因子變量代替原始解釋變量進行模型估計,簡化為:

        其中,PTA 是地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的專利申請數(shù),C是常數(shù)項,F(xiàn)AC1,F(xiàn)AC2 是提取的因子變量,它們從內(nèi)部研發(fā)努力和外部環(huán)境兩個層面反映了國際創(chuàng)新資源流動對內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新活動的影響。

        經(jīng)典回歸模型的R2=0.68,說明自主研發(fā)努力、國際創(chuàng)新資源與自主創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在顯著相關(guān)關(guān)系,兩個因子變量解釋了因變量變差的68%。兩個因子變量的回歸系數(shù)均為正,且都通過了5 %水平的顯著性檢驗,說明自主研發(fā)努力和國際創(chuàng)新資源對自主創(chuàng)新產(chǎn)出有正向影響。前文的計算表明,創(chuàng)新活動變量存在空間自相關(guān),表現(xiàn)出相似值的空間集聚,因此經(jīng)典線性回歸模型可能存在模型設(shè)定不當(dāng)問題。解決空間相關(guān)問題的方法之一是在估計方程中引入空間權(quán)值矩陣,在原模型的基礎(chǔ)上建立空間相關(guān)模型。

        空間滯后模型R2=0.728,明顯高于普通最小二乘模型和空間誤差模型(見表2)。進一步比較對數(shù)似然函數(shù)值LogL、赤池信息準(zhǔn)則AIC 和施瓦茲準(zhǔn)則SC 值發(fā)現(xiàn),空間滯后模型的LogL 最大(-31.142),AIC 最小,似然比率LR 也通過了5%水平的顯著性檢驗。由于“對數(shù)似然函數(shù)值(LogL)越大,似然率(LR)越小,赤池信息值(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則值(SC)越小,模型擬合效果越好”[6]。因此與普通最小二乘模型 (OLS),空間誤差模型 (SEM)相比,空間滯后模型(SLM)模型有更理想的解釋力度。

        表2 普通最小二乘模型、空間誤差模型和空間滯后模型估計結(jié)果

        空間滯后模型的滯后項系數(shù)ρ =0.208,通過5%的顯著性水平檢驗,說明不同省區(qū)自主創(chuàng)新活動存在空間交互作用,使得省域創(chuàng)新活動的影響不僅取決于當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新產(chǎn)出,還受周邊地區(qū)創(chuàng)新活動的影響。經(jīng)典的OLS 模型忽略空間滯后、空間誤差因素,模型設(shè)定存在偏差。

        在影響我國自主創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個因素中,系數(shù)都是正的,且通過1%水平的顯著性檢驗,說明我國的自主創(chuàng)新努力帶來了創(chuàng)新產(chǎn)出的增長,同時外資研發(fā)、國際人才等創(chuàng)新資源也對創(chuàng)新產(chǎn)出有促進作用。另外FAC1 的系數(shù)大于FAC2 的系數(shù),說明盡管外部資源對我國的創(chuàng)新產(chǎn)出有積極作用,但是內(nèi)資企業(yè)本身的創(chuàng)新努力對創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)仍起主要作用。劉小魯[11]也發(fā)現(xiàn),自主研發(fā)、國外技術(shù)和FDI 對我國創(chuàng)新能力積累有顯著正效應(yīng),而自主研發(fā)影響最大,本文的研究支持了該結(jié)論。外部創(chuàng)新資源系數(shù)較低可能與其在創(chuàng)新投入總量中比例較低有關(guān)。2007 年外資占國有大中型企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出的19%。國際創(chuàng)新資源對內(nèi)資企業(yè)的影響途徑有兩個,首先是內(nèi)資企業(yè)根據(jù)自己的研發(fā)需要,有選擇地引進國外技術(shù)并消化吸收后提升創(chuàng)新產(chǎn)出水平。在本文的模型中,技術(shù)引進主要是促進、而不是替代了內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新投入。第二個路徑是外部創(chuàng)新資源流動通過改變自主創(chuàng)新的環(huán)境造成間接影響,這種影響可能是通過技術(shù)的示范效應(yīng)、人員的流動和競爭效應(yīng)等機制實現(xiàn)的。

        3 結(jié)論與討論

        本文對國際創(chuàng)新資源在我國省域的空間特征及其影響的研究發(fā)現(xiàn):第一,國際創(chuàng)新資源分布具有顯著的空間相關(guān)性,呈集聚分布模式,形成了以東部長三角、珠三角和環(huán)渤海地區(qū)為核心,中西部內(nèi)陸省區(qū)為外圍的核心- 邊沿分布格局。第二,國際創(chuàng)新資源對我國省域自主創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的正向作用,說明隨著我國經(jīng)濟科技實力的提高,對國際創(chuàng)新資源的吸收能力總體上也在提高,其中企業(yè)的自主研發(fā)發(fā)揮著主導(dǎo)作用。第三,空間滯后模型顯著改善了傳統(tǒng)計量模型的估計效果,并且提供了省域創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)的信息??臻g滯后模型的滯后系數(shù)顯著為正,說明我國省域創(chuàng)新活動存在空間溢出現(xiàn)象。

        本研究的啟示有三點,首先,為了廣泛吸收和利用國際創(chuàng)新資源,應(yīng)繼續(xù)完善開放、統(tǒng)一、充分競爭而又規(guī)范的要素大市場,集聚全球創(chuàng)新資源,創(chuàng)造有利的自主創(chuàng)新外部環(huán)境;其次,應(yīng)繼續(xù)完善國家創(chuàng)新系統(tǒng),確立企業(yè)創(chuàng)新主體地位,增加自主創(chuàng)新投入,引導(dǎo)和支持創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚,促進企業(yè)開展原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和消化吸收再創(chuàng)新;最后,注意區(qū)域間創(chuàng)新活動的外部性和空間關(guān)聯(lián)性,優(yōu)化創(chuàng)新資源流動格局,發(fā)揮外資在促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中的積極作用。

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