陳佳紅

對(duì)外開放 技術(shù)創(chuàng)新 專利申請(qǐng)數(shù)

文獻(xiàn)回顧

Grossman通過研究全要素生產(chǎn)率（TFP）與國內(nèi)外研發(fā)（R&D）的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)一國從高水平技術(shù)研發(fā)國進(jìn)口產(chǎn)品會(huì)促進(jìn)本國生產(chǎn)力的提高。張二震（2006）基于信息交流渠道的擴(kuò)展、效率提升、消費(fèi)者反饋三個(gè)方面，論證對(duì)外貿(mào)易能有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。

通常來說，學(xué)術(shù)界認(rèn)為對(duì)外開放在產(chǎn)業(yè)內(nèi)的技術(shù)外溢效應(yīng)是由示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和跨國公司人員培訓(xùn)、人員流動(dòng)等產(chǎn)生作用的，還有研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)性使對(duì)外貿(mào)易對(duì)跨行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。

實(shí)證及結(jié)論

本文以高技術(shù)行業(yè)為例，研究對(duì)外開放條件下技術(shù)創(chuàng)新能力的影響因素，根據(jù)研究需要，建立如下模型：

為全面科學(xué)地反映一個(gè)行業(yè)的綜合技術(shù)創(chuàng)新能力。本文采用的被解釋變量指標(biāo)分別是專利申請(qǐng)數(shù)對(duì)數(shù)（Lnpatent）專利申請(qǐng)數(shù)中的發(fā)明專利對(duì)數(shù)（Lnpatentfor invention）有效發(fā)明專利數(shù)對(duì)數(shù)（Lneffective patent）以及新產(chǎn)品開發(fā)項(xiàng)目數(shù)對(duì)數(shù)（Lrlnewproduct）。

選用進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)（Lntotal）這一項(xiàng)指標(biāo)論證對(duì)外開放對(duì)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的作用機(jī)制。

選用資本投資額的對(duì)數(shù)（LnK）新增固定資產(chǎn)的對(duì)數(shù)（LnNK）R&D人員數(shù)量對(duì)數(shù)（LnR&Dpersons）R&D機(jī)構(gòu)數(shù)量對(duì)數(shù)（LnR&Dorganization）R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)數(shù)（LnR&D）R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)數(shù)（LnR&D）引進(jìn)國外技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)數(shù)（Lninlroduction）作為控制變量。

（2）實(shí)證結(jié)果

本文以四個(gè)被解釋變量，進(jìn)行四組回歸分析，回歸結(jié)果如下：

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)論，我們發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易總額對(duì)專利申請(qǐng)數(shù)、專利申請(qǐng)數(shù)中的發(fā)明專利、有效發(fā)明專利數(shù)影響為正，貿(mào)易總額每上升1%，專利申請(qǐng)數(shù)、專利申請(qǐng)數(shù)中的發(fā)明專利、有效發(fā)明專利數(shù)分別上升18.8%、38.4%和38.0%。貿(mào)易總額對(duì)新產(chǎn)品數(shù)量的影響為負(fù)。貿(mào)易總額每上升1%，新產(chǎn)品數(shù)量下降14.7%。

研究結(jié)論

對(duì)外貿(mào)易對(duì)專利申請(qǐng)數(shù)、專利申請(qǐng)數(shù)中的發(fā)明專利、有效發(fā)明專利數(shù)有促進(jìn)作用。在政策制定方面，我國可通過減稅、加大開放力度等手段增加國與國之間的貿(mào)易總量，促進(jìn)我國自主創(chuàng)新能力的提升，但是對(duì)外貿(mào)易對(duì)新產(chǎn)品數(shù)量產(chǎn)生抑制作用，對(duì)外貿(mào)易的增加會(huì)降低我國新產(chǎn)品的數(shù)量。