周榮軍，張兵兵

（1.信陽師范學(xué)院 商學(xué)院，河南 信陽 464000；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210095）

0 引言

全球經(jīng)濟一體化加速了技術(shù)活動的全球化，跨國公司基于市場占有、綢繆競爭等戰(zhàn)略目標逐漸將研發(fā)活動轉(zhuǎn)向海外，極大地促進了技術(shù)資源在全球范圍內(nèi)的轉(zhuǎn)移和擴散。技術(shù)外溢已然成為技術(shù)擴散的重要途徑并受到各國關(guān)注。雖然我國已躍居世界第二大經(jīng)濟體，但是由于創(chuàng)新能力有限，技術(shù)水平不足，亟需通過國際技術(shù)外溢提升本國創(chuàng)新能力，因此，現(xiàn)階段外溢技術(shù)是否提升我國創(chuàng)新水平成為重要研究主題。大量外溢技術(shù)限制因素能夠在較大程度上影響一國或一地區(qū)持續(xù)創(chuàng)新的制度安排，在促進創(chuàng)新能力的提升過程中發(fā)揮巨大作用。發(fā)展中國家改善相關(guān)外溢限制能夠促使發(fā)達國家將更多數(shù)量、更高質(zhì)量的外溢技術(shù)流入發(fā)展中國家，從而提升發(fā)展中國家的技術(shù)水平。本文將在已有的研究基礎(chǔ)上考察外溢技術(shù)對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響以及外溢限制發(fā)揮的作用。

1 計量模型和數(shù)據(jù)來源

1.1 計量模型

本文重點考察外溢技術(shù)對二次創(chuàng)新能力的影響，以及檢驗外溢限制和外溢技術(shù)對二次創(chuàng)新的協(xié)同影響效應(yīng)，因此，本文構(gòu)建計量模型如下：

其中，t代表年份，i表示省市地區(qū)，y指代二次技術(shù)創(chuàng)新，Npat代表技術(shù)溢出，IPRit表明地區(qū)溢出限制水平，Xit代表影響技術(shù)創(chuàng)新的其他控制變量，εit表示隨機誤差項。另外，本文引入Npat與溢出限制水平的交互項以檢驗溢出限制和Npat對二次創(chuàng)新的協(xié)同影響。假如交互項估計系數(shù)為正值，表明溢出限制水平的加強有利于技術(shù)外溢效應(yīng)；否則，溢出限制水平的上升會阻礙技術(shù)外溢效應(yīng)。

1.2 數(shù)據(jù)來源說明

本文選取專利申請量作為創(chuàng)新指標代理變量，因為專利作為創(chuàng)新活動最直接的產(chǎn)出能夠較好的衡量一國（地區(qū)）的創(chuàng)新水平。其相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2002—2016《中國科技統(tǒng)計年鑒》。選取國外專利申請作為技術(shù)溢出的代理變量，因為現(xiàn)階段大量關(guān)于國際技術(shù)溢出的研究主要集中于進口貿(mào)易、FDI，國際專利申請技術(shù)溢出的文章較少，但是隨著各國法律體系的完善，國際專利申請的日益普遍，其對技術(shù)溢出的作用日益重要，因此本文選取專利申請技術(shù)溢出作為技術(shù)外溢的代理變量，該指標的構(gòu)建需要國內(nèi)各省份研發(fā)支出、G-7各國國內(nèi)的專利申請數(shù)、G-7國家研發(fā)支出占GDP的比重、G-7國家流入中國專利申請數(shù)量等數(shù)據(jù)，分別來源于2002—2016年《中國知識產(chǎn)權(quán)年鑒》、世界知識產(chǎn)權(quán)局統(tǒng)計數(shù)據(jù)、世界銀行網(wǎng)站、2002—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》。對于另一核心變量外溢限制本文選取知識產(chǎn)權(quán)保護作為其代理變量，由于技術(shù)轉(zhuǎn)移依賴于外部制度環(huán)境，知識產(chǎn)權(quán)作為制度環(huán)境的重要組成部分，顯著影響技術(shù)外溢，所以本文選取該變量作為外溢限制的代理變量。該指標的構(gòu)建需要人均GDP、成人識字率數(shù)據(jù)、律師數(shù)量、發(fā)明專利等數(shù)據(jù)分別來源于2002—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》、2002—2016年《中國律師年鑒》以及2002—2016年《中國科技統(tǒng)計年鑒》?？刂谱兞拷鹑诎l(fā)展所需金融機構(gòu)貸款余額數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國金融統(tǒng)計年鑒》。構(gòu)建人力資本指標所需小學(xué)居民比例、初中居民比例、高中居民比例、大專及以上居民比例等數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國教育統(tǒng)計年鑒》。構(gòu)建市場化進程指標所需規(guī)模以上國有工業(yè)銷售產(chǎn)值、全部工業(yè)銷售產(chǎn)值等數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。構(gòu)建基礎(chǔ)設(shè)施投資指標所需地區(qū)郵電業(yè)務(wù)總量、地區(qū)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2 變量指標的構(gòu)建

2.1 二次創(chuàng)新指標的構(gòu)建測算

本文選取專利申請量這一指標作為創(chuàng)新的代理變量。專利包括申請授權(quán)與專利申請兩種類型，由于專利授權(quán)具有時間滯后特征且專利能否得到授權(quán)受到政府專利機構(gòu)人為因素影響，所以本文選擇專利申請作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量。

2.2 技術(shù)溢出指標的構(gòu)建測算

考慮到當今世界大量的R&D活動來源于OECD國家，其中以G-7國家為主導(dǎo)，且G-7國家是我國主要的貿(mào)易與投資伙伴國，所以本文將研究對象限定在G-7國家，考察G-7國家在華技術(shù)外溢效應(yīng)。借鑒李平（2015）技術(shù)外溢的計算方法，如下：

其中，VPjt代表t年j國流入中國的專利申請的價值，GDPjt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，Sjt表示t年j國的資本存量。其中VPjt=RDjt/TPAjt*PAjt,PAjt表示t年j國流入中國的專利申請量，RDjt代表t年j國的研發(fā)支出費用，TPAjt表示t年j國專利申請總量，RDjt/TPAjt表示每項專利申請所投入的研發(fā)費用。Sjt的計算采用永續(xù)盤存法，即Sjt=(1-σ)Sjt-1+RDjt,其中各國基年的研發(fā)存量采用Griliches（1980）的計算方法，即Sj2002=RDj2002/(g+σ),其中，g表示2002—2015年G-7各國每年研發(fā)支出的平均增長率，g表示研發(fā)資本的折舊率，其數(shù)值本文采用Coe&Helpman（1995）實證回歸所得并已被學(xué)術(shù)界普遍接受的5%。

考慮到中國各地區(qū)國外專利申請的相關(guān)數(shù)據(jù)尚無法直接獲取，本文采用中國歷年省市專利申請量占全國專利申請量的比重作為權(quán)重（Bit），各省市G-7國家專利申請技術(shù)溢出可以表示為該權(quán)重與歷年專利申請技術(shù)溢出的國外研發(fā)存量的乘積，其計算公式如下：

2.3 溢出限制指標的構(gòu)建測算

本文借鑒韓玉雄與李祖懷（2005）對溢出限制指標的測度方法，構(gòu)造擴展的G-P指數(shù)公式如表1所示，該指標由10個一級指標和其下轄的22個二級指標組成，分別考察一級指標與二級指標的滿足條件并據(jù)此計算一國或地區(qū)綜合得分。例如司法保護水平用一國或地區(qū)律師占總?cè)丝诒戎貋砗饬俊．斣摫戎爻^萬分之五，司法保護分值為1。當該比重不足萬分之五，以該比重除以萬分之五所得數(shù)值作為司法保護計量分值。行政保護及管理水平用立法時間來衡量即實際立法時間（1954）除以100，當所得數(shù)值大于1時，行政保護及管理水平分值為1，否則為其分值為所得數(shù)值。經(jīng)濟發(fā)展水平用人均GDP衡量，當人均GDP超過2000美元時，令經(jīng)濟發(fā)展水平分值為1，否則，其分值設(shè)定為實際人均GDP/2000。社會公眾意識用成人識字率測度。當成人識字率超過95%時，令社會公眾意識分值為1；否則，其分值為實際成人識字率除以95%。國際監(jiān)督制衡用是否為WTO成員國來衡量，當一國或地區(qū)是WTO成員國，國際監(jiān)督制衡分值為1；否則，其分值為0。

表1 溢出限制指標的衡量體系

2.4 控制變量指標的構(gòu)建

由于信息不對稱問題的存在，企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新時經(jīng)常面臨著融資約束。所以本文分別選取金融發(fā)展控制變量；人力資本作為技術(shù)吸收與創(chuàng)新的載體，其對經(jīng)濟發(fā)展的影響重大，因此成為本文控制變量；相對于自由市場經(jīng)濟，集權(quán)經(jīng)濟對創(chuàng)新具有阻礙作用。所以市場化進程成為本文第三個控制變量；基礎(chǔ)設(shè)施投資能夠開辟市場保證原材料及相關(guān)能源供應(yīng)，從而形成大規(guī)模生產(chǎn)，同時大量的市場機會將會引致企業(yè)為獲得高額利潤而進行大量技術(shù)創(chuàng)新，所以基礎(chǔ)設(shè)施投資成為本文第四個控制變量，其計算方法和數(shù)據(jù)來源如表2所示。

表2 控制變量計算方法及數(shù)據(jù)來源

2.5 主要變量的統(tǒng)計性描述分析

表3揭示了相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述分析，根據(jù)表中數(shù)據(jù)本文發(fā)現(xiàn)樣本期間各地區(qū)創(chuàng)新水平存在較大差距，主要表現(xiàn)為不同地區(qū)專利申請受理量不同，樣本期間，專利申請受理量最大值為50.45萬件，最小值僅為124件?？疾旌诵淖兞客庖缦拗浦笜?，本文發(fā)現(xiàn)各地區(qū)的外溢限制水平同樣差異顯著，最大值為4.55，最小值為1.48。在三種技術(shù)溢出中，國外發(fā)明技術(shù)溢出效應(yīng)最強，其指標數(shù)值為0.0327，國外實用新型技術(shù)溢出效應(yīng)居中，其數(shù)值為0.0321，國外外觀設(shè)計技術(shù)溢出最弱，其數(shù)值為0.0311。進一步考察控制變量可知，各地區(qū)人力資本水平、市場化程度水平、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施投資狀況均存在較大差異，區(qū)分度較高。通過多種計量方法以及計量工具，本文試圖深入分析外溢限制、技術(shù)外溢以及二次創(chuàng)新之間的關(guān)系。

表3 相關(guān)變量統(tǒng)計性描述分析

3 檢驗結(jié)果

3.1 技術(shù)溢出對二次創(chuàng)新的影響

下頁表4中第1列回歸結(jié)果表明，從全國層面上看，外溢技術(shù)顯著提升了我國的創(chuàng)新水平。具體表現(xiàn)為外溢技術(shù)每提升1單位，我國創(chuàng)新水平提升48單位，原因主要表現(xiàn)為以下兩點：第一，國外技術(shù)流入通過技術(shù)信息的傳播增加我國知識資本存量，進而促進我國技術(shù)水平提升。第二，通過研究國外溢出技術(shù)中蘊含的技術(shù)信息，我國可以掌握研發(fā)方向從而避免盲目性創(chuàng)新，有效促進二次創(chuàng)新在我國發(fā)生。表4（見下頁）第2至第4列回歸分析進一步驗證了國外三種形式的技術(shù)外溢效應(yīng)，回歸結(jié)果表明相對于其他兩種技術(shù)外溢（實用新型與外觀設(shè)計），發(fā)明技術(shù)溢出對我國創(chuàng)新水平的提升更為顯著。原因在于發(fā)明外溢技術(shù)信息的含量高實用新型和外觀設(shè)計技術(shù)。表4中5至7列揭示了外溢技術(shù)對我國東中西部地區(qū)創(chuàng)新水平影響的實證分析，結(jié)果表明針對不同地區(qū)，技術(shù)外溢效應(yīng)對創(chuàng)新水平的影響存在顯著差異。首先，技術(shù)溢出對東部創(chuàng)新水平具有顯著促進作用，具體表現(xiàn)為技術(shù)溢出每增加1單位，創(chuàng)新水平提高60單位。其次，技術(shù)溢出對中部地區(qū)具有顯著促進作用，但影響力度不如東部，具體表現(xiàn)為，技術(shù)溢出每增加1單位，中部地區(qū)創(chuàng)新水平上升50單位。再次，技術(shù)溢出對西部地區(qū)創(chuàng)新水平的影響顯著但影響程度最小，具體表現(xiàn)為技術(shù)溢出每上升1單位，西部地區(qū)創(chuàng)新水平增加。以上回歸結(jié)果的原因在于：相對于東中部地區(qū)而言，西部地區(qū)人力資本及科研水平力量薄弱，技術(shù)吸收能力較差，對于國外技術(shù)溢出難以理解吸收，從而制約了其創(chuàng)新水平的提升。另一方面，西部地區(qū)勞動密集型產(chǎn)業(yè)居多，產(chǎn)業(yè)部門之間競爭不足。這些因素均阻礙了技術(shù)溢出對西部地區(qū)創(chuàng)新水平的提升作用。

針對其他控制變量，表4中的實證結(jié)果表明現(xiàn)階段我國人力資本水平的提升仍然能夠有效促進技術(shù)創(chuàng)新。同樣，市場化程度對創(chuàng)新的影響系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，有力證明了地區(qū)市場化程度是地區(qū)創(chuàng)新水平提高的關(guān)鍵因素。金融發(fā)展對創(chuàng)新影響的系數(shù)負并且顯著表明金融市場的發(fā)展不利于地區(qū)創(chuàng)新水平的提升，這一結(jié)論與理論預(yù)期違背，但是卻印證了李苗苗的研究即目前我國以銀行為主要融資方式的金融體系在一定程度上阻礙了R&D投資?；A(chǔ)設(shè)施對創(chuàng)新的影響為負或者不顯著表明現(xiàn)階段我國將大量社會資源投入到基礎(chǔ)建設(shè)當中，一定程度上，提高了利率水平減少了企業(yè)的R&D投入，降低了社會的創(chuàng)新水平。

3.2 基于兩階段工具變量法的回歸結(jié)果

一國（地區(qū)）能夠通過技術(shù)溢出影響本國創(chuàng)新，同時，一國（地區(qū)）較高的創(chuàng)新水平能夠吸引數(shù)量更多、質(zhì)量更高的技術(shù)流入，從而提升了技術(shù)溢出效應(yīng)。因此，本文認為核心變量國外技術(shù)溢出與本國創(chuàng)新之間存在著嚴重的內(nèi)生性問題。除此之外，存在著一些不可觀測被遺漏的變量同樣會引起內(nèi)生性問題，所以本文將使用兩階段工具變量法解決這一問題。

本文選取海外市場地理距離作為技術(shù)溢出的工具變量。原因在于以下兩方面：第一，各地區(qū)海外市場地理距離與技術(shù)溢出存在高度相關(guān)性。相對內(nèi)地省份，沿海地區(qū)由于地理上的便利性，能夠獲得更多的海外信息，與海外發(fā)達國家的交流更為充分，從而能夠吸納更多的技術(shù)流入，實現(xiàn)更大規(guī)模的技術(shù)溢出。第二，海外市場距離由各地區(qū)地理位置決定，不受外界因素影響。因而滿足工具變量外生性的條件。本文在計算海外市場地理距離這一指標時參照毛其淋、盛斌（2012），計算公式如下：

其中，C代表沿海省份的集合，Dii表示沿海省份i的內(nèi)部距離，以沿海省份i到海岸線的距離衡量。Dij表示內(nèi)陸省份j到沿海省份i的地理距離，以j省份省會城市到i省份省會城市的地理距離衡量。Djj表示內(nèi)陸省份j的內(nèi)部距離。

表5揭示了基于兩階段工具變量法的回歸結(jié)果，其中第1列考察了技術(shù)外溢對中國創(chuàng)新水平的影響，第2列至第4列分別考察了技術(shù)溢出對中國東部、中部以及西部創(chuàng)新水平的影響，本文發(fā)現(xiàn)技術(shù)溢出能夠顯著促進中國創(chuàng)新水平的提升，但對不同地區(qū)創(chuàng)新水平的影響存在顯著差異，其中技術(shù)溢出效應(yīng)對東部地區(qū)創(chuàng)新能力影響最強，對中部地區(qū)影響強度居中，對西部地區(qū)影響最弱。這一結(jié)論與最小二乘法結(jié)論一致。

表4 技術(shù)溢出對二次創(chuàng)新影響的分析

3.3 溢出限制與技術(shù)溢出的協(xié)同回歸結(jié)果

表6進一步分析了溢出限制與技術(shù)溢出對我國創(chuàng)新水平影響的協(xié)同效應(yīng)。其結(jié)果表明整體上中國溢出限制的加強能夠促進技術(shù)溢出，從而在一定程度上改善了我國的創(chuàng)新環(huán)境。即溢出限制與技術(shù)溢出對我國創(chuàng)新水平的協(xié)同影響為正。但二者對不同地區(qū)創(chuàng)新的影響存在差異，即溢出限制能夠較大程度促進中部地區(qū)技術(shù)溢出，但對于東部以及西部地區(qū)，技術(shù)溢出的創(chuàng)新效應(yīng)較小。其原因在于西部地區(qū)溢出限制水平較低，國外技術(shù)流入該地區(qū)的意愿較低，雖然擁有較低的模仿成本，但是二次創(chuàng)新的產(chǎn)出效應(yīng)較低。中部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護水平適中，流入該地區(qū)的國外技術(shù)在數(shù)量及質(zhì)量上均有所上升，雖然模仿成本也隨之上升，但是仍能有效促進中部地區(qū)進行技術(shù)創(chuàng)新。東部地區(qū)溢出限制最強，流入的國外技術(shù)數(shù)量最多，質(zhì)量最高，但是高昂的模仿成本使東部地區(qū)創(chuàng)新水平的提升受到限制。

表5 基于兩階段工具變量法的回歸結(jié)果

4 總結(jié)

本文運用兩階段工具變量法，以2002—2016年我國30個省份的數(shù)據(jù)為對象，考察了外溢技術(shù)對二次創(chuàng)新的影響以及外溢限制對這種影響的制約。研究結(jié)果表明外溢技術(shù)能夠顯著提高我國創(chuàng)新水平，相對于實用新型以及外觀設(shè)計等外溢技術(shù)形式，國外發(fā)明的外溢技術(shù)對我國創(chuàng)新水平的影響最強。進一步考察不同地區(qū)的外溢技術(shù)效應(yīng)，本文發(fā)現(xiàn)相對于中部和西部地區(qū)，外溢技術(shù)對東部地區(qū)創(chuàng)新水平的提升影響最大。另外，外溢限制的變動能夠顯著影響全國以及不同地區(qū)外溢技術(shù)效應(yīng)，但是在影響程度存在差異，外溢限制對中部地區(qū)的外溢技術(shù)效應(yīng)強于東部地區(qū)和西部地區(qū)。以此為基礎(chǔ)，總體而言，我國應(yīng)加大研發(fā)投入，提高自身技術(shù)吸收能力，加強國外技術(shù)溢出的吸納能力；積極引入技術(shù)溢出效應(yīng)較高的國外發(fā)明技術(shù)，并針對不同地區(qū)特點，制定差異化政策，東部地區(qū)人力資本及技術(shù)吸收能力較強，國外技術(shù)溢出較為明顯，所以東部地區(qū)應(yīng)積極吸引國外技術(shù)流入，而西部地區(qū)，由于人力資本及吸收能力較弱，應(yīng)著重加強自身研發(fā)，提升創(chuàng)新水平；在國際框架體系內(nèi)積極改善我國溢出限制因素，創(chuàng)造良好的外部條件，吸納數(shù)量更多、質(zhì)量更好的溢出技術(shù)，與此同時，制定差異化外溢限制政策。