侯 建，陳 恒

(哈爾濱工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

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自主研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)移方式與區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量

侯 建，陳 恒

(哈爾濱工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

采用 2009—2014年30個(gè)省份區(qū)域面板數(shù)據(jù)，使用最新改進(jìn)的非線性動態(tài)面板門檻模型，以區(qū)域已有技術(shù)水平為門檻變量，實(shí)證分析了自主研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)移與區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量關(guān)系中非線性動態(tài)作用機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移對區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量均存在顯著的區(qū)域已有技術(shù)水平雙門檻效應(yīng)，區(qū)域已有技術(shù)水平較低時(shí)，自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移推動作用均不明顯或呈現(xiàn)負(fù)向影響，而當(dāng)區(qū)域已有技術(shù)水平跨越“臨界值”時(shí)，自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)揮正向作用，其中國內(nèi)技術(shù)購買的技術(shù)創(chuàng)新路徑最為有效。

自主研發(fā)；技術(shù)轉(zhuǎn)移方式；區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量；動態(tài)面板門檻模型

1 引言

創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略推動和知識經(jīng)濟(jì)的革新帶來了新的發(fā)展契機(jī)，創(chuàng)新質(zhì)量問題成為落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的關(guān)鍵一環(huán)。Haner[1]首次創(chuàng)造性地引入了創(chuàng)新質(zhì)量的整合定義，創(chuàng)新質(zhì)量是創(chuàng)新績效在過程、產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)效益這三個(gè)維度的總合，或者說是所有創(chuàng)新總的結(jié)果[2]?！皠?chuàng)新”+“質(zhì)量”成為衡量創(chuàng)新能力最重要的方面之一，引起了理論界與政策層面的廣泛探討和關(guān)注。同時(shí)，按照“自主創(chuàng)新,重點(diǎn)跨越,支撐發(fā)展,引領(lǐng)未來”的國家未來科技發(fā)展方向，自主研發(fā)與技術(shù)轉(zhuǎn)移體系成為這一支撐和引領(lǐng)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的載體。一般而言，區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展除了通過自主研發(fā)的技術(shù)進(jìn)步路徑實(shí)現(xiàn)外，技術(shù)轉(zhuǎn)移無疑是重要的技術(shù)變遷方式[3]。國外技術(shù)引進(jìn)與國內(nèi)區(qū)域間技術(shù)購買逐步成為區(qū)域優(yōu)化科技資源配置的有效途徑[4-5]。然而，目前來說，中國自主研發(fā)投入強(qiáng)度的相對動力不足，長期位于國際創(chuàng)新鏈低端位置發(fā)展，加上資源和環(huán)境的壓力加劇，依靠傳統(tǒng)要素比較優(yōu)勢的技術(shù)轉(zhuǎn)移路徑的不可持續(xù)性日益凸顯，技術(shù)轉(zhuǎn)移在催化技術(shù)進(jìn)步的創(chuàng)新驅(qū)動體系中依然處于薄弱環(huán)節(jié)[6]。

多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，自主研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)移是區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的提升主導(dǎo)力量[7]。Schneider[8]研究發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)技術(shù)對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家技術(shù)進(jìn)步均發(fā)揮了有利正向影響,國外技術(shù)引進(jìn)溢出效應(yīng)更強(qiáng)。Braga等[9]分析表明，自主研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)均積極促進(jìn)了企業(yè)績效的提升。國內(nèi)學(xué)者也支持了這些觀點(diǎn)，總體上自主研發(fā)與技術(shù)轉(zhuǎn)移對中國的技術(shù)創(chuàng)新都具有正向效應(yīng)，其影響強(qiáng)度存在差異[3，10-11]。然而，隨著實(shí)際情況變化和研究不斷深入，王鵬等[12]、俞立平等[13]探究表明國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買的推動作用并不明顯。

綜上,大量研究表明自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移是影響區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素，且影響效應(yīng)各不一致。究竟什么樣的技術(shù)創(chuàng)新路徑才是最有效的？現(xiàn)行中國自主研發(fā)、國外技術(shù)引進(jìn)與國內(nèi)技術(shù)購買如何驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量發(fā)展？存在怎樣的復(fù)雜影響機(jī)理及其區(qū)域差異？由于中國經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、技術(shù)發(fā)展水平和創(chuàng)新能力積累等區(qū)域異質(zhì)性嚴(yán)重，除了單純考慮自主研發(fā)與技術(shù)轉(zhuǎn)移對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響外,還應(yīng)將區(qū)域差異納入框架，考慮其已有技術(shù)水平差異造成的復(fù)雜的非線性效應(yīng)，有必要進(jìn)一步拓展。

2 模型與變量

2.1 模型構(gòu)建

Hansen[14]首次提出了包含個(gè)體固定效應(yīng)的靜態(tài)平衡面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型。針對傳統(tǒng)的靜態(tài)面板門檻方法忽視內(nèi)生變量的處理，不能反映變量滯后影響與動態(tài)變化的不足，本文加入滯后變量控制時(shí)滯效應(yīng)和動態(tài)因素影響，根據(jù)新發(fā)展的動態(tài)面板估計(jì)方法，在Hansen[14]方法估計(jì)動態(tài)面板門檻值基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用Arellano等[15]提出的一階差分GMM估計(jì)法，探究不同的門檻數(shù)值區(qū)間估計(jì)系數(shù)及差異。

基于Griliches-Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)[16]，結(jié)合文獻(xiàn)研究，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新也是研發(fā)人員、進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資等因素共同作用的結(jié)果?？紤]到知識創(chuàng)新上一年度對本年度存在影響，本文利用上述改進(jìn)的動態(tài)面板門檻估計(jì)法進(jìn)行滯后回歸分析，探究具體的門檻機(jī)理及區(qū)域差異。以單門檻為例，本文拓展的計(jì)量模型為：

自主研發(fā)動態(tài)門檻機(jī)理模型：

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1IRDitI(Qit≤γ)+β2IRDitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(1)

技術(shù)轉(zhuǎn)移動態(tài)門檻機(jī)理模型：

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1FTRitI(Qit≤γ)+β2FTRitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(2)

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1DTRitI(Qit≤γ)+β2DTRitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(3)

式(1)～(3)中，被解釋變量INQit為第i地區(qū)第t年的區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量；INQit-1為加入的被解釋變量滯后一期控制動態(tài)影響；核心解釋變量IRDit、FTRit和DTRit分別為自主研發(fā)、國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買；控制變量FDIit、STHit和IETit分別為外商直接投資、研發(fā)人員和進(jìn)出口貿(mào)易因素；門檻變量Qit為已有技術(shù)水平；r為門檻估計(jì)值。

2.2 變量說明

區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量(INQ)：創(chuàng)新“質(zhì)量”特征體現(xiàn)在數(shù)量、績效、特點(diǎn)、對消費(fèi)者(市場)的價(jià)值、創(chuàng)新的程度方面[1]。綜合創(chuàng)新與質(zhì)量理論[2，17]，技術(shù)市場成交額是衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新活動整個(gè)生產(chǎn)過程績效和價(jià)值的重要指標(biāo)[18]，加上數(shù)據(jù)可獲得性和可比性，選取人均技術(shù)市場成交額代理表示。

自主研發(fā)(IRD)：根據(jù)科技經(jīng)費(fèi)的用途和來源，以R&D支出與技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)之和表示自主研發(fā)。同時(shí)，由于技術(shù)進(jìn)步活動同時(shí)存在當(dāng)前和時(shí)滯效應(yīng)影響[12]，本文采用自主研發(fā)存量指標(biāo)度量。

技術(shù)轉(zhuǎn)移(TRA)：由于技術(shù)轉(zhuǎn)移來源包括國外技術(shù)引進(jìn)與國內(nèi)區(qū)域間技術(shù)購買[5]，本文分別用國外技術(shù)引進(jìn)(FTR)和國內(nèi)技術(shù)購買(DTR)兩種技術(shù)轉(zhuǎn)移路徑表示，國外技術(shù)引進(jìn)FTR由技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)與消化吸收經(jīng)費(fèi)之和計(jì)算得到，DTR由購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)表示，均由存量指標(biāo)度量。

已有技術(shù)水平(ETC)：專利作為直接衡量區(qū)域創(chuàng)新活動績效指標(biāo)，其擁有的發(fā)明專利數(shù)則最有效表明了地區(qū)的技術(shù)條件和能力，本文用上一年企業(yè)擁有的發(fā)明專利數(shù)來表示。

外商直接投資(FDI)外商直接投資通常會對一國或區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生外溢效應(yīng)[19]，由區(qū)域?qū)嶋H利用外商直接投資數(shù)據(jù)表示，仍然采用外商直接投資存量指標(biāo)估算。

研發(fā)人力資源(STH)由區(qū)域R&D人員占該區(qū)域總從業(yè)人員比重計(jì)算得到。

進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度(IET)利用區(qū)域外貿(mào)進(jìn)出口總額占該區(qū)域GDP比重估算表示。

本文收集大陸30個(gè)省份2009—2014年區(qū)域數(shù)據(jù)(西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，未納入研究范圍)，所選取變量數(shù)據(jù)均來自2010—2015年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、各省份國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。同時(shí)涉及企業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)一口徑為規(guī)模以上地區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)；涉及資金數(shù)據(jù)單位統(tǒng)一為萬元；對IRD、FTR、DTR、ETC和FDI數(shù)據(jù)均做了對數(shù)處理。INQ原始數(shù)據(jù)各省份技術(shù)市場成交額用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，F(xiàn)DI數(shù)據(jù)采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，IRD、FTR、DTR數(shù)據(jù)采用研發(fā)價(jià)格指數(shù)(0.55×消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)+0.45×固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù))平減，均以2009年為基期。IRD、FTR、DTR和FDI變量均采用永續(xù)盤存法估算其存量。本文對所采用的指標(biāo)在1分位和99分位進(jìn)行winsor縮尾處理，表1為各變量具體說明。

表1 各變量含義說明

3 實(shí)證分析

3.1 實(shí)證結(jié)果

首先進(jìn)行動態(tài)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。表2中，無論是自主研發(fā)門檻效應(yīng)(模型1)、國外技術(shù)引進(jìn)門檻效應(yīng)(模型2)，還是國內(nèi)技術(shù)購買門檻效應(yīng)(模型3)，以區(qū)域已有技術(shù)水平為門檻變量，單門檻效應(yīng)在5%的顯著性水平上均顯著，雙門檻效應(yīng)在5%的顯著水平上均顯著，而三門檻效應(yīng)在5%水平上均不顯著，故本文選用雙門檻模型進(jìn)行分析。

其次，估計(jì)雙門檻模型的門檻值結(jié)果。表3分別顯示了模型1～3中,以各區(qū)域已有技術(shù)水平為門檻變量條件下的門檻估計(jì)值和95%置信區(qū)間。模型1中第一個(gè)門檻估計(jì)值為8.901，第二個(gè)門檻估計(jì)值為9.558；模型2中第一個(gè)門檻估計(jì)值為9.558，第二個(gè)門檻估計(jì)值為8.901；模型3中第一個(gè)門檻估計(jì)值為9.558，第二個(gè)門檻估計(jì)值為8.901。

表2 動態(tài)門檻自抽樣檢驗(yàn)

表3 動態(tài)門檻估計(jì)值

同時(shí)，根據(jù)似然比統(tǒng)計(jì)量構(gòu)造 “非拒絕域”得到有效漸進(jìn)置信區(qū)間，并通過函數(shù)趨勢圖清晰展示出來(見圖1～3)。

模型1中，當(dāng)以已有技術(shù)水平為門檻值時(shí)，似然比值接近于零，第一個(gè)門檻估計(jì)值在[6.528,9.177]區(qū)間內(nèi)，第二個(gè)門檻估計(jì)值處于[9.550,9.729]區(qū)間內(nèi)，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設(shè)接受域內(nèi)，兩個(gè)門檻值等于實(shí)際值(η1=η2)。

圖1 自主研發(fā)門檻效應(yīng)(模型1)

模型2中，當(dāng)以已有技術(shù)水平為門檻值時(shí)，似然比值接近于零，第一個(gè)門檻估計(jì)值在[9.550,9.623]區(qū)間內(nèi)，第二個(gè)門檻估計(jì)值處于[8.871,8.901]區(qū)間內(nèi)，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設(shè)接受域內(nèi)，兩個(gè)門檻值等于實(shí)際值(η1=η2)。

模型3中，當(dāng)以已有技術(shù)水平為門檻值時(shí)，似然比值接近于零，第一個(gè)門檻估計(jì)值在[9.550,9.817]區(qū)間內(nèi)，第二個(gè)門檻估計(jì)值處于[8.634,8.901]區(qū)間內(nèi)，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設(shè)接受域內(nèi)，兩個(gè)門檻值等于實(shí)際值(η1=η2)。

圖2 國外技術(shù)引進(jìn)門檻效應(yīng)(模型2)

圖3 國內(nèi)技術(shù)購買門檻效應(yīng)(模型3)

最后，對動態(tài)雙門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文以區(qū)域已有技術(shù)水平為門檻分別對自主研發(fā)、國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買對區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的門檻效應(yīng)進(jìn)行影響參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表4。

表4 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：AR(1)檢驗(yàn)、AR(2)檢驗(yàn)、Sargan檢驗(yàn)均給出了P值報(bào)告。

基于實(shí)證結(jié)果，模型1～3中存在顯著的已有技術(shù)水平雙門檻效應(yīng)，影響程度也存在差異。同時(shí)模型1～3中加入的INQit-1滯后變量回歸系數(shù)均顯著，Sargan檢驗(yàn)和AR(1)、AR(2)檢驗(yàn)均通過，即本文采用工具變量有效，設(shè)定的動態(tài)面板門檻模型是合理的。

3.2 結(jié)果分析

從表4的參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看,自主研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)移對區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響機(jī)理中，明顯存在已有技術(shù)水平雙門檻效應(yīng)，自主研發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)移與區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量呈現(xiàn)顯著的非線性關(guān)系。當(dāng)區(qū)域已有技術(shù)水平在8.901之下時(shí)，自主研發(fā)推動技術(shù)創(chuàng)新作用不明顯；而區(qū)域已有技術(shù)水平上升到8.901與9.558之間時(shí)，自主研發(fā)起到了微弱的負(fù)向影響；區(qū)域已有技術(shù)水平跨越9.558時(shí)，自主研發(fā)負(fù)向效應(yīng)減弱。國外技術(shù)引進(jìn)在區(qū)域已有技術(shù)水平位于8.901與9.558之間時(shí)，起到了顯著的負(fù)向影響；在區(qū)域已有技術(shù)水平超過9.558時(shí)，轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛲苿有?yīng)；國內(nèi)技術(shù)購買在區(qū)域已有技術(shù)水平超過9.558時(shí)，發(fā)揮出顯著的正向推動作用?？偟膩砜矗捎趨^(qū)域技術(shù)進(jìn)步活動是區(qū)域技術(shù)與經(jīng)濟(jì)等因素共同作用的結(jié)果，區(qū)域已有創(chuàng)新能力受到研發(fā)資金、科技人員和金融發(fā)展水平等因素制約[19]，而自主研發(fā)需要大量資金、人力支撐，需要一定的已有技術(shù)積累才能充分發(fā)揮其正向促進(jìn)作用；而通過國外技術(shù)引進(jìn)與國內(nèi)技術(shù)購買方式來推動區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量提升，更需要較強(qiáng)的引進(jìn)技術(shù)的消化吸收能力，只有區(qū)域在掌握引進(jìn)技術(shù)及其包含的隱性技術(shù)的基礎(chǔ)上改進(jìn)產(chǎn)品和技術(shù)，才能提高區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量，這就對區(qū)域已有技術(shù)條件有一定要求。例如中國東部沿海大部分區(qū)域，首先，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)市場和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等較好，與國外技術(shù)差距也相對較小，有利于東部區(qū)域通過自主研發(fā)積累創(chuàng)新，但同時(shí)使得國外技術(shù)引進(jìn)對區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量提升的溢出效應(yīng)相對減少。其次，東部區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新還未充分達(dá)到國外先進(jìn)水平，通過自身完善的已有技術(shù)積累與自主研發(fā)能力可以充分吸收國外技術(shù)引進(jìn)和技術(shù)改造帶來的先進(jìn)技術(shù)，從而進(jìn)一步提升東部區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量[12]。國內(nèi)技術(shù)購買的技術(shù)創(chuàng)新路徑中，只有當(dāng)區(qū)域已有技術(shù)能力較強(qiáng)時(shí)，國內(nèi)技術(shù)才能形成技術(shù)前沿優(yōu)勢，增強(qiáng)技術(shù)的替代性[20]，因此會促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)間流動，提高國內(nèi)引進(jìn)技術(shù)的溢出空間，在三種技術(shù)創(chuàng)新路徑中提升作用最有效。

表5 已有技術(shù)水平門檻區(qū)域分布

注：限于篇幅，ETC≤8.901區(qū)域分布未列入表中。

從表5中可以看出，以已有技術(shù)水平(ETC)為門檻變量，根據(jù)雙門檻區(qū)間將本文研究內(nèi)的30個(gè)省份數(shù)據(jù)劃分為三個(gè)區(qū)域，即高技術(shù)水平區(qū)域、中技術(shù)水平區(qū)域和低技術(shù)水平區(qū)域。通過分析不同省份在不同年份的已有技術(shù)水平區(qū)域分布發(fā)現(xiàn)，東部沿海省份廣東、江蘇和浙江在2009—2014年主要處于高技術(shù)水平區(qū)域，上海、北京、山東后來居上；湖南、安徽中部區(qū)域則較多處于中技術(shù)水平區(qū)域；其余中西部大部分區(qū)域則長期處于低技術(shù)水平區(qū)域。

4 結(jié)論與啟示

本文研究發(fā)現(xiàn)：①區(qū)域已有技術(shù)水平較低時(shí)，自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移推動作用均不明顯或呈現(xiàn)負(fù)向影響，而當(dāng)區(qū)域已有技術(shù)水平跨越“臨界值”時(shí)，自主研發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)揮正向作用，其中國內(nèi)技術(shù)購買的技術(shù)創(chuàng)新路徑最為顯著和有效；②不同省份在選擇技術(shù)創(chuàng)新路徑來有效提升區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量方面存在明顯差異，東部區(qū)域更多地優(yōu)化吸收引進(jìn)國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)前沿，而中西部多數(shù)區(qū)域需要更多地加大自主研發(fā)投入。

本文研究結(jié)果提供了一定的政策啟示：首先，在各區(qū)域正確權(quán)衡與選擇技術(shù)創(chuàng)新路徑方面，應(yīng)當(dāng)考慮當(dāng)針對地區(qū)已有技術(shù)水平差異，東部及沿海省份廣東、江蘇、浙江、上海、山東以及北京等區(qū)域，鼓勵(lì)企業(yè)和科研單位充分利用其完善的自主研發(fā)創(chuàng)新基礎(chǔ)，繼續(xù)更多地充分吸收引進(jìn)國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)前沿，發(fā)揮技術(shù)轉(zhuǎn)移驅(qū)動效應(yīng)；而中西部多數(shù)區(qū)域受多方面原因的制約，整體技術(shù)基礎(chǔ)還不夠完善，需要更多地通過加大自主研發(fā)投入，提升自身已有技術(shù)條件和知識積累，增強(qiáng)前沿技術(shù)的消化吸收和再次創(chuàng)新能力，充分發(fā)揮技術(shù)轉(zhuǎn)移的溢出效應(yīng)，才能實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量跨越式可持續(xù)發(fā)展。其次，現(xiàn)行中國自主研發(fā)、國外技術(shù)引進(jìn)與國內(nèi)技術(shù)購買驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量發(fā)展存在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、技術(shù)發(fā)展水平和創(chuàng)新能力積累等綜合因素復(fù)雜影響，政府以及企業(yè)單位應(yīng)高度重視本區(qū)域以及自身的技術(shù)創(chuàng)新積累，完善技術(shù)創(chuàng)新資金、人力、科研設(shè)施等基礎(chǔ)建設(shè)，創(chuàng)造良好創(chuàng)新環(huán)境，以提高技術(shù)創(chuàng)新路徑利用效率。

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(責(zé)任編輯 沈蓉)

Independent R&D,Technology Transfer and Regional Innovation Quality

Hou Jian，Chen Heng

(School of Economics and Management,Harbin Engineering University,Harbin 150001,China)

This paper used the regional panel data of China’s 30 provinces in 2009—2014 and the improved nonlinear dynamic panel threshold model to empirically analyze the nonlinear dynamic mechanism of the relationship among independent R&D,technology transfer and regional innovation quality based on the threshold variable of existing technical level.The results show that the independent R&D and technology transfer on regional innovation quality had a significant double threshold effect of regional technical level.When the region had a lower level of technology,independent R&D and technology transfer are not obvious or had a negative effect.And when the regional technological level has been across the“critical value”,the independent R&D and technology transfer played a positive role,and the technology innovation path of domestic technology purchase was the most effective one.Different regions in the choice of effective technological innovation path needed significant differences.

Independent R&D;Technology transfer;Regional innovation quality;Dynamic panel threshold model

國家軟科學(xué)基金項(xiàng)目(2013GXS5B190),中央高校基金(HEUCFZ1609)。

2016-03-18

侯建(1990-)，男，河南新鄉(xiāng)人，哈爾濱工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生；研究方向：技術(shù)創(chuàng)新路徑與影響機(jī)理。

F204

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