王 鵬，張可盈

（暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，廣東廣州 510632）

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。過去我國主要依靠人口紅利和高物質(zhì)要素投入的粗放型方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長，隨著人口紅利消退、物質(zhì)資本報酬遞減等問題的出現(xiàn)，我國經(jīng)濟發(fā)展進入深度調(diào)整時期，加之新冠肺炎疫情大暴發(fā)、中美貿(mào)易摩擦等國際形勢新變化，科技創(chuàng)新成為推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在動力，經(jīng)濟發(fā)展動能也從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，如何有效推動科技創(chuàng)新成為我國必須面對的重要課題。作為國際技術(shù)外溢的重要渠道之一，貿(mào)易開放帶來的技術(shù)外溢、人才流入，能夠促使一國學(xué)習(xí)、吸收先進技術(shù)，提升自主創(chuàng)新能力。考慮到貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新帶來的積極影響，各國、各地區(qū)紛紛加大貿(mào)易開放力度，優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，以促進科技創(chuàng)新，實現(xiàn)經(jīng)濟增長。自改革開放四十多年來，我國的對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，貿(mào)易開放已經(jīng)成為我國獲取先進技術(shù)，發(fā)揮自身比較優(yōu)勢，建設(shè)創(chuàng)新型國家的強大推力。2021 年11 月，商務(wù)部印發(fā)的《“十四五”對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》明確指出，新時期要以推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展為主題，推動高水平對外開放。截至2021 年12 月，我國的外貿(mào)總額達到309.1 萬億人民幣，進口、出口貿(mào)易額增速均超過20%，位居世界前列。研發(fā)投入作為提升科技創(chuàng)新能力的直接動力，也成為實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重要舉措之一，我國“十四五”規(guī)劃提出了全社會研發(fā)投入經(jīng)費年均增長7%以上的目標(biāo)。賴永劍［1］指出，貿(mào)易開放的創(chuàng)新效應(yīng)會受到研發(fā)投入的影響。那么，研發(fā)投入如何影響貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的作用？在研發(fā)投入水平不同的地區(qū)，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新的作用方向與影響強度是否存在差異？基于以上背景，本文先就貿(mào)易開放、研發(fā)投入對區(qū)域科技創(chuàng)新的作用機制進行探討。其次，選取研發(fā)投入作為門檻變量，實證分析貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響，并對我國的研發(fā)投入進行時空異質(zhì)性分析。最后，基于新冠肺炎疫情等新型國際形勢，提出相關(guān)政策建議，以期為我國對外貿(mào)易政策和科技創(chuàng)新發(fā)展提供理論依據(jù)。

1 文獻綜述與傳導(dǎo)機制

1.1 文獻綜述

1.1.1 貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的作用方向仍存在爭議，大多數(shù)文獻認為貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新具有促進作用。Grossman 等［2］利用實證分析驗證了東道國可以通過國際貿(mào)易的技術(shù)外溢，學(xué)習(xí)先進國家的技術(shù)知識，以促進自身的科技創(chuàng)新和經(jīng)濟增長。Coe 等［3］基于經(jīng)濟增長理論，使用經(jīng)濟與合作發(fā)展組織（OECD）成員國1971—1990 年的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)一國的貿(mào)易開放水平越高，越有利于技術(shù)外溢和全要素生產(chǎn)率的提升，進而促進區(qū)域科技創(chuàng)新。Madsen［4］使用OECD 中16 個國家1870—2004 年的面板數(shù)據(jù)，驗證了通過國際貿(mào)易渠道發(fā)生的技術(shù)外溢是過去135 年OECD 國家全要素生產(chǎn)率提升的重要因素。張寬等［5］使用中國274個城市的面板數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放能夠通過促進人力資本積累進而提升自主科技創(chuàng)新能力。劉釩等［6］以中國高新區(qū)為研究對象，研究表明貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新效率的影響存在地區(qū)差異，貿(mào)易開放程度較高的中國東部地區(qū)高新區(qū)創(chuàng)新效率較高，其余地區(qū)的科技創(chuàng)新效率差異明顯。王雄元等［7］以“一帶一路”為研究背景，利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放促進了科技創(chuàng)新能力。何歡浪等［8］從中間品進口角度出發(fā)，實證結(jié)果顯示貿(mào)易自由化能夠促使企業(yè)進口更多高技術(shù)含量的產(chǎn)品，通過模仿、學(xué)習(xí)等方式吸收國外先進技術(shù)，提升企業(yè)創(chuàng)新的質(zhì)量與數(shù)量。

此外，也有部分學(xué)者認為貿(mào)易開放會抑制區(qū)域科技創(chuàng)新。Humphrey 等［9］認為，在國際貿(mào)易中，發(fā)達國家對發(fā)展中國家的科技創(chuàng)新會產(chǎn)生阻礙作用，發(fā)達國家通過虹吸效應(yīng)吸取發(fā)展中國家的優(yōu)質(zhì)資源，并將發(fā)展中國家 鎖定在生產(chǎn)組裝低附加值產(chǎn)品的全球價值鏈底端，從而抑制其創(chuàng)新發(fā)展。Thoenig 等［10］提出了防御性技術(shù)創(chuàng)新的理論模型，認為貿(mào)易開放會加劇國際競爭，導(dǎo)致國內(nèi)企業(yè)加強資本投入和技術(shù)研發(fā)，進行防御性技術(shù)創(chuàng)新，對創(chuàng)新能力存在抑制作用。謝建國［11］使用中國1994—2003 年省際面板數(shù)據(jù)，實證研究表明貿(mào)易開放對中國的科技創(chuàng)新效率沒有顯著的技術(shù)外溢，且對西部地區(qū)的科技創(chuàng)新效率有抑制作用。張杰等［12］從貿(mào)易方式的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)如果中國本土企業(yè)以一般貿(mào)易的方式參與國際貿(mào)易，進口高技術(shù)含量的中間產(chǎn)品有利于提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，但以加工貿(mào)易方式參與國際貿(mào)易的企業(yè)會遭受全球價值鏈的“俘獲效應(yīng)”，抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動。邢孝兵等［13］利用48 個國家2004—2014 年的面板數(shù)據(jù)，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)進口高技術(shù)含量產(chǎn)品會通過競爭效應(yīng)降低國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新投入，對創(chuàng)新活動產(chǎn)生負向影響。

1.1.2 研發(fā)投入對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響

關(guān)于研發(fā)投入對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響，學(xué)者們的意見較為一致，即研發(fā)投入能夠顯著促進科技創(chuàng)新，不同學(xué)者從不同理論視角進行研究。在20 世紀(jì)90 年代，以Romer［14］為代表的經(jīng)濟學(xué)家就將研發(fā)投入納入內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，認為研發(fā)投入是決定一個區(qū)域科技創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素。Czarnitzki 等［15］以德國企業(yè)為研究對象，研究表明政府研發(fā)資助能夠促進企業(yè)研發(fā)投入，對創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向激勵作用。吳延兵［16］通過構(gòu)建知識生產(chǎn)函數(shù)，證實了研發(fā)人員和研發(fā)資本對科技創(chuàng)新有正向影響，且研發(fā)人員投入的促進作用大于研發(fā)資本投入，企業(yè)在提升自身創(chuàng)新能力同時也促進了社會技術(shù)進步。李平等［17］通過2003—2012 年中國省際面板數(shù)據(jù)測算科技創(chuàng)新效率，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入可以有效提高我國區(qū)域創(chuàng)新效率。呂新軍等［18］從創(chuàng)新主體角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)投入有利于提高創(chuàng)新產(chǎn)出，企業(yè)研發(fā)投入對區(qū)域科技創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)顯著為正，外資研發(fā)投入會促進本地創(chuàng)新產(chǎn)出。孫早等［19］從研發(fā)投入經(jīng)費結(jié)構(gòu)視角，實證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)持續(xù)增加基礎(chǔ)研究投入有利于提高本土企業(yè)的創(chuàng)新能力，應(yīng)用研究投入對創(chuàng)新績效的作用呈倒“U”型變化。Plank 等［20］基于資源基礎(chǔ)觀，以德國1 448 家可再生能源企業(yè)為研究對象，研究表明研發(fā)投入能夠顯著促進企業(yè)專利數(shù)量的提升。楊武等［21］以中國專利密集型產(chǎn)業(yè)中的10 個產(chǎn)業(yè)為研究對象，實證分析發(fā)現(xiàn)R&D 資本投入和R&D 人員投入均能促進技術(shù)創(chuàng)新績效的提升，且R&D 資本投入的促進作用更顯著。張春紅［22］通過構(gòu)建含有49 個指標(biāo)的區(qū)域創(chuàng)新能力評價體系，實證分析發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與區(qū)域創(chuàng)新之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。張永安等［23］使用我國2009—2017 省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果顯示政府研發(fā)資助和企業(yè)研發(fā)投入均對創(chuàng)新績效有正向影響，且創(chuàng)新績效對政府研發(fā)資助的響應(yīng)程度更大，對企業(yè)研發(fā)投入的響應(yīng)更迅速。王曉紅等［24］指出，企業(yè)研發(fā)投入力度越大，其吸收新知識的能力就越強，越有利于提高區(qū)域創(chuàng)新能力。

總體來看，學(xué)者對貿(mào)易開放、研發(fā)投入和區(qū)域科技創(chuàng)新之間的關(guān)系進行了深入的研究，對后續(xù)研究具有指導(dǎo)意義，但仍存在幾方面的不足：一是研究貿(mào)易開放和區(qū)域科技創(chuàng)新的大部分文獻采用線性模型進行分析，但我國不同地區(qū)存在經(jīng)濟發(fā)展水平、資源要素、社會文化等各方面的差異，貿(mào)易開放與我國科技創(chuàng)新發(fā)展之間的關(guān)系往往是非線性的。二是較少文獻將貿(mào)易開放、研發(fā)投入和區(qū)域科技創(chuàng)新納入統(tǒng)一框架進行研究。針對以上問題，本文利用我國2005—2019 年的省級面板數(shù)據(jù)，對貿(mào)易開放、研發(fā)投入和區(qū)域科技創(chuàng)新三者之間的關(guān)系進行研究。將研發(fā)投入納入貿(mào)易開放影響區(qū)域科技創(chuàng)新的分析框架，以研發(fā)投入作為門檻變量，探究貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的作用機制。同時，考慮到我國不同地區(qū)存在差異，對研發(fā)資金投入和研發(fā)人力投入進行時空異質(zhì)性分析。

1.2 傳導(dǎo)機制

通過梳理相關(guān)文獻，本文歸納出企業(yè)通過貿(mào)易開放影響研發(fā)投入進而影響科技創(chuàng)新能力的作用機制。貿(mào)易開放主要從進口、出口兩個方面，通過成本效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、競爭效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)對研發(fā)活動的投入產(chǎn)生影響，從而作用于科技創(chuàng)新產(chǎn)出。

1.2.1 成本效應(yīng)

一方面，參與國際貿(mào)易的企業(yè)需要在其他國家開拓市場，與國內(nèi)本土企業(yè)相比會面臨更大的固定成本［25］，導(dǎo)致企業(yè)的利潤空間縮小，從而擠占對研發(fā)活動的資金投入，抑制企業(yè)進行自主創(chuàng)新。另一方面，國際市場上的企業(yè)面臨國內(nèi)市場和國外市場兩方面的需求，持續(xù)擴大企業(yè)規(guī)模進行生產(chǎn)將帶來規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，能夠降低其生產(chǎn)成本和經(jīng)營風(fēng)險，擴大利潤空間，促使企業(yè)有更多資金和人力資源投入到自主研發(fā)活動，提高科技創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，企業(yè)可以通過進口成本更低的產(chǎn)品來降低經(jīng)營成本，合理分配企業(yè)資源，將更多的核心人員與資金投入到技術(shù)研發(fā)活動中，促進科技創(chuàng)新水平的提升［26］。

1.2.2 學(xué)習(xí)效應(yīng)

一方面，出口企業(yè)可以接觸到國際市場，了解國際市場的產(chǎn)品需求和行業(yè)內(nèi)的先進技術(shù)，掌握產(chǎn)品和技術(shù)迭代升級的相關(guān)信息，通過學(xué)習(xí)和模仿世界前沿技術(shù)來提升管理水平和創(chuàng)新績效［27］，即“出口中學(xué)”。還可以與國外優(yōu)秀企業(yè)及科研機構(gòu)進行研發(fā)合作，增強自身創(chuàng)新能力［28］，而在學(xué)習(xí)、合作的過程中必然會加大研發(fā)投入力度。另一方面，進口企業(yè)通過進口高技術(shù)含量的產(chǎn)品，集中研發(fā)人員和資金去模仿、學(xué)習(xí)先進產(chǎn)品的技術(shù)，獲得科技創(chuàng)新效率的提升。但企業(yè)能否將新的技術(shù)知識成功轉(zhuǎn)化為內(nèi)部知識，受到企業(yè)自身學(xué)習(xí)和吸收能力的影響。如果企業(yè)對先進技術(shù)的學(xué)習(xí)、吸收能力較差，會導(dǎo)致企業(yè)過度依賴國外先進技術(shù)［29］，從而擠占自身的研發(fā)投入，陷入低質(zhì)量模仿陷阱，不利于企業(yè)的自主創(chuàng)新。

1.2.3 競爭效應(yīng)

一方面，出口企業(yè)不僅面臨著國內(nèi)市場的競爭壓力，還面臨著國際市場更加殘酷的競爭，為了適應(yīng)國際市場的需求和在國際上獲得競爭優(yōu)勢，出口企業(yè)需要不斷加大對研發(fā)部門的資源投入，提高自身技術(shù)創(chuàng)新能力，從而提升產(chǎn)品質(zhì)量和生產(chǎn)效率，增強國際競爭力［30］。另一方面，當(dāng)進口產(chǎn)品在國內(nèi)市場大幅增加時，會加劇國內(nèi)市場的競爭，本土非出口企業(yè)為了在國內(nèi)站穩(wěn)腳跟，將加大對內(nèi)部研發(fā)活動的投入，激勵企業(yè)提升技術(shù)水平［31］，從而提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，保持競爭優(yōu)勢。然而，當(dāng)進口產(chǎn)品數(shù)量增加時，本土企業(yè)的市場份額減少，同時進口產(chǎn)品增多會使國內(nèi)市場上產(chǎn)品價格下降，導(dǎo)致本土企業(yè)的利潤空間縮小，擠占其研發(fā)投入，從而抑制國內(nèi)企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新。

1.2.4 產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)

在同一個經(jīng)濟體系中，相關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)和部門之間的生產(chǎn)經(jīng)營活動是相互聯(lián)系的，一個企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動會對其余關(guān)聯(lián)企業(yè)產(chǎn)生影響。一方面，出口企業(yè)面臨競爭更加激烈的國際市場，因而會提高創(chuàng)新效率，提升產(chǎn)品質(zhì)量和生產(chǎn)效率，其產(chǎn)品也將在國內(nèi)市場更具競爭力，從而對相關(guān)聯(lián)的本土非出口企業(yè)產(chǎn)生威脅，迫使關(guān)聯(lián)企業(yè)通過學(xué)習(xí)和模仿出口企業(yè)的先進技術(shù)來提高創(chuàng)新水平，提升產(chǎn)品質(zhì)量，以在國內(nèi)市場獲得競爭優(yōu)勢，因此會更加注重企業(yè)內(nèi)部的研發(fā)投入。另一方面，企業(yè)進口高質(zhì)量產(chǎn)品到國內(nèi)，需要上、下游關(guān)聯(lián)企業(yè)配備高質(zhì)量的相關(guān)產(chǎn)品，從而提高國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)品的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)［32］。為了與進口產(chǎn)品質(zhì)量相匹配，關(guān)聯(lián)企業(yè)會加大研發(fā)投入力度，進行科技創(chuàng)新，生產(chǎn)出高質(zhì)量產(chǎn)品，見圖1。

圖1 研發(fā)投入在貿(mào)易開放影響科技創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)機制

2 模型設(shè)定與變量選取

2.1 模型設(shè)定

在科技創(chuàng)新的投入產(chǎn)出分析中，本文基于Griliches［33］提出的知識生產(chǎn)函數(shù)理論，借鑒Jaffe［34］的做法，將改進后的Cobb-Douglas 函數(shù)作為區(qū)域科技創(chuàng)新能力函數(shù)模型。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

釋變量。

2.2.2 核心解釋變量與門限變量

2.2.3 控制變量

本文選取的數(shù)據(jù)是2005—2019 年我國30 個省份（未含西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，變量數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算得出。

模擬真實物理通道的通信過程,使得各個通道數(shù)據(jù)進入接收端時刻不同,驗證通道同步功能,仿真結(jié)果如圖8(c)所示。將十六進制00-07的循環(huán)數(shù)據(jù)輸入發(fā)送端IP核,可以看出,當(dāng)數(shù)據(jù)到達接收端各通道時間不同時,數(shù)據(jù)被正確恢復(fù)的同時還達到了通道間的對齊。

3 實證結(jié)果分析

3.1 門檻個數(shù)檢驗

在對門檻模型進行估計之前，首先需要對門檻個數(shù)進行檢驗。為確定貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新是否存在門檻效應(yīng)，采用自抽樣法（Bootstrap）抽樣400 次分別對單一門檻、雙重門檻和三重門檻模型進行檢驗，通過觀察不同顯著性水平下的P值來判斷是否存在門檻效應(yīng)。先看當(dāng)以研發(fā)資金投入門檻變量時，從表1 可知，單一門檻效應(yīng)的P值在1%顯著性水平顯著，但雙重門檻效應(yīng)和三重門檻效應(yīng)的P值沒有通過顯著性檢驗。因此，在考察貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的研發(fā)資金投入門檻效應(yīng)時，應(yīng)選擇單一門檻模型。隨后對單一門檻模型進行重新估計，從表2 可知，研發(fā)資金投入對數(shù)的單一門檻值為2.65，對應(yīng)的研發(fā)投入資金為14.185。其次看當(dāng)以研發(fā)人力投入門檻變量時，單一門檻效應(yīng)的P值在1%顯著性水平上顯著，雙重門檻效應(yīng)的P值在5%顯著性水平上顯著，但三重門檻效應(yīng)的P值沒有通過顯著性檢驗。因此，在考察貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的研發(fā)人力投入門檻效應(yīng)時，應(yīng)選擇雙重門檻模型。再重新對雙重門檻模型進行估計，從表2 可知，研發(fā)人力投入對數(shù)的第一個門檻值為1.787，對應(yīng)的研發(fā)人力投入為5.970，研發(fā)人力投入對數(shù)的第二個門檻值為3.173，對應(yīng)的研發(fā)人力投入為23.870。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 門檻個數(shù)檢驗結(jié)果

表3 門檻估計值及其置信區(qū)間

為檢驗門檻值是否為真實值，分別構(gòu)造研發(fā)資金投入和研發(fā)人力投入門檻值的置信區(qū)間及似然比函數(shù)圖。當(dāng)門檻值位于相應(yīng)置信區(qū)間的LR 值范圍內(nèi)，則說明門檻值為真實值。由圖1 可知，研發(fā)資金投入門檻效應(yīng)的單一門檻估計值為2.652，落在處 于95%置信區(qū)間的LR 值范圍內(nèi)（虛線以下部分）。由圖2 可知，研發(fā)人力投入門檻效應(yīng)的雙重門檻估計值1.787 和3.173，均落在處于95%置信區(qū)間的LR 值范圍內(nèi)。因此，模型通過門檻值為真實值的檢驗，見圖3。

圖2 門檻變量為研發(fā)資金投入的門檻值估計及似然比函數(shù)圖

圖3 門檻變量為研發(fā)人力投入的門檻值估計及似然比函數(shù)圖

3.2 門檻模型回歸結(jié)果及分析

從表4 可知，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新能力的影響存在研發(fā)資金投入的單一門檻效應(yīng)，門檻值2.652 將我國各省份的貿(mào)易開放水平劃分為兩個層次。當(dāng)研發(fā)資金投入水平低于門檻值2.652 時，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性為-0.165，說明貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新能力存在顯著的抑制作用，貿(mào)易開放水平每提高1%，科技創(chuàng)新產(chǎn)出將減少0.165%。當(dāng)研發(fā)資金投入水平高于2.652 時，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性為-0.075，貿(mào)易開放水平每提高1%，科技創(chuàng)新產(chǎn)出將減少0.075%，表明隨著研發(fā)資金投入的增加，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新能力依然有抑制作用，但相比研發(fā)資金投入未跨越門檻值時，貿(mào)易開放的抑制作用減弱。本文認為主要原因在于：在研發(fā)資金投入處于低水平的省份，企業(yè)對自身研發(fā)投入較少，加上城市化水平低、金融發(fā)展不夠完善、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后等原因，自主創(chuàng)新能力偏低，對貿(mào)易開放帶來的先進技術(shù)知識難以有效吸收。隨著貿(mào)易開放水平進一步擴大，企業(yè)會對貿(mào)易開放帶來的先進技術(shù)產(chǎn)生過度依賴，依靠引進高技術(shù)含量產(chǎn)品來提升產(chǎn)品質(zhì)量，而不是選擇自主研發(fā)來進行科技創(chuàng)新，最終導(dǎo)致貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。當(dāng)研發(fā)資金投入力度加大，跨越門檻值后，企業(yè)擁有更多資金用于研發(fā)投入，自主研發(fā)活動增多，對外來技術(shù)的依賴性降低，因此貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新能力的抑制作用減弱。

表4 研發(fā)投入對貿(mào)易開放的門檻回歸模型估計結(jié)果

貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新能力的影響存在研發(fā)人力投入的雙重門檻效應(yīng)，研發(fā)人力投入門檻將我國各省份的貿(mào)易開放水平劃分為3 個層次，在不同的研發(fā)人力投入水平，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新能力的影響存在明顯差異。當(dāng)研發(fā)人力投入小于最低門檻值1.787 時，彈性系數(shù)為-0.113，表明貿(mào)易開放水平每提高1%，科技創(chuàng)新產(chǎn)出將減少0.113%，貿(mào)易開放會抑制科技創(chuàng)新能力的提升。當(dāng)研發(fā)人力投入位于1.787 到3.173 之間時，彈性系數(shù)為0.002，表明貿(mào)易開放水平每提高1%，科技創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.002%，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新能力的作用為正，但沒有通過顯著性檢驗。當(dāng)研發(fā)人力投入跨越第二個門檻值3.173 后，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新具有顯著的促進作用，彈性系數(shù)為0.082，貿(mào)易開放水平每提高1%，我國科技創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.082%。由此可得，隨著研發(fā)人力投入的增加，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)出“顯著抑制—不顯著促進—顯著促進”的演變過程。本文認為主要原因在于：貿(mào)易開放伴隨著外商直接投資的涌入，帶來的國外先進生產(chǎn)技術(shù)加劇了本土市場的競爭，在研發(fā)人力投入水平較低的省份，企業(yè)對先進技術(shù)的吸收能力較差，生產(chǎn)的產(chǎn)品無法與進口產(chǎn)品競爭，導(dǎo)致創(chuàng)新意愿降低，最終表現(xiàn)為區(qū)域創(chuàng)新能力下降。當(dāng)研發(fā)人力投入跨過第一個門檻值后，隨著研發(fā)環(huán)境的改善，企業(yè)通過成本效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、競爭效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)學(xué)習(xí)貿(mào)易開放帶來的技術(shù)外溢，吸收后轉(zhuǎn)化為自主研發(fā)能力的提升。當(dāng)研發(fā)人力投入跨越第二個門檻后，企業(yè)能夠集中更多研發(fā)人員進行研發(fā)活動，對國外先進的技術(shù)知識吸收能力增強，促進科技創(chuàng)新產(chǎn)出。由此也可看出，與研發(fā)資金投入相比，研發(fā)人力投入對貿(mào)易開放的創(chuàng)新效應(yīng)影響更有效。

從其他控制變量的回歸結(jié)果來看，各變量的系數(shù)及符號基本符合預(yù)期，均通過顯著性檢驗。其中，研發(fā)資金投入和研發(fā)人力投入的系數(shù)均顯著為正，表面兩者對區(qū)域科技創(chuàng)新能力有促進作用；外商直接投資在不同研發(fā)投入門檻下的作用系數(shù)分別為0.494 和0.096，表明外商直接投資會給本土企業(yè)帶來先進的技術(shù)知識，提升科技創(chuàng)新能力；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在不同研發(fā)投入門檻下的作用系數(shù)分別為0.546 和0.656，說明經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，擁有更完備的創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施，越有利于增強創(chuàng)新能力；金融發(fā)展程度的作用系數(shù)分別為0.494 和0.540，說明金融市場發(fā)展越完善，越有利于科技創(chuàng)新；城市化、知識產(chǎn)權(quán)保護和政府科技資助的作用系數(shù)均顯著為正，表明這些因素能夠促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

3.3 時空異質(zhì)性分析

表5 顯示了不同年份在研發(fā)資金投入門檻和研發(fā)人力投入門檻區(qū)間的地區(qū)數(shù)量。首先從時間維度進行分析：從研發(fā)資金投入水平來看，處于區(qū)間（第一區(qū)間）和區(qū)間（第二區(qū)間）的地區(qū)數(shù)量分別占總體樣本的48%和52%，且處于第一區(qū)間的地區(qū)數(shù)量在急劇下降，處于第二區(qū)間的地區(qū)數(shù)量呈現(xiàn)急劇上升趨勢，從2010年開始位于第二區(qū)間的省份數(shù)量超過位于第一區(qū)間的省份數(shù)量，表明我國各地區(qū)越來越注重科技創(chuàng)新，逐年加大對研發(fā)活動的資金投入；從研發(fā)人力投入水平來看，我國對各地區(qū)的研發(fā)資金投入主要處于（第一區(qū)間）和（第二區(qū)間）兩個區(qū)間內(nèi)，共占總體樣本的90%，處于區(qū)間（第三區(qū)間）的地區(qū)數(shù)量僅占總樣本的10%。其中，研發(fā)人力投入水平在第一區(qū)間的地區(qū)數(shù)量逐年減少，在第二區(qū)間的地區(qū)數(shù)量呈現(xiàn)出先增后減的變化趨勢，在第三區(qū)間的地區(qū)數(shù)量逐年上升，但大部分地區(qū)未突破研發(fā)人力投入第二門檻。從2013 年開始，三個區(qū)間的地區(qū)數(shù)量比例保持在13 ∶12 ∶5，說明隨著中央政府創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施，各地區(qū)為響應(yīng)號召紛紛加大對研發(fā)活動的人力投入。

表5 不同門檻區(qū)間地區(qū)數(shù)量分布情況 單位：個

表6 和表7 分別顯示了2005、2012、2019 年3個時間節(jié)點在不同研發(fā)資金投入門檻、研發(fā)人力投入門檻區(qū)間的省份分布情況。在空間維度方面，為了直觀地看出30 個省份在不同年份所處的研發(fā)投入?yún)^(qū)間分布變化，本文選取2005 年和2019 年兩個時間節(jié)點進行比較。首先從研發(fā)資金投入水平來看，在2005 年我國所有中西部地區(qū)、部分東部地區(qū)均位于研發(fā)資金投入第一區(qū)間，只有上海、江蘇、浙江、山東、廣東5 個東部沿海地區(qū)位于第二區(qū)間。而在2019 年所有中部地區(qū)以及除海南外的東部地區(qū)，研發(fā)資金投入水平已達到第二區(qū)間，只有甘肅、青海、寧夏、新疆四個西部省份和海南依然處于第一區(qū)間，說明東中部省份更注重研發(fā)活動的經(jīng)費投入，目前大部分省份已經(jīng)跨越研發(fā)資金投入的單一門檻值，但西部某些地區(qū)對研發(fā)資金的投入力度還不夠大，至今仍未超過門檻值。其次從研發(fā)人力投入來看，在2005 年大部分省份位于研發(fā)人力投入第一區(qū)間，只有北京、上海等東部沿海地區(qū)以及四川、湖北9個省份位于第二區(qū)間，沒有省份跨越研發(fā)人力投入的第二門檻值。在2019 年位于第一區(qū)間的省份主要是部分中西部地區(qū)、少數(shù)東部地區(qū)，位于第二區(qū)間的省份主要是東部、中部地區(qū)，僅有北京、江蘇、浙江、山東、廣東5 個東部沿海省份位于第三區(qū)間。說明我國東部地區(qū)的人力資本投入水平較高，某些中部地區(qū)、大部分西部地區(qū)對自主創(chuàng)新的研發(fā)人力投入仍處于較低水平。主要原因在于東部沿海地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢明顯，經(jīng)濟基礎(chǔ)雄厚，擁有良好人才發(fā)展環(huán)境，吸引了很多高技術(shù)人才，因而人力資本水平較高。而西部地區(qū)由于自然環(huán)境惡劣、資源稀缺、經(jīng)濟發(fā)展水平較低等因素，難以吸引人才，造成研發(fā)人力投入不足。

表6 不同研發(fā)資金投入門檻下的省份分布情況

表7 不同研發(fā)人力投入門檻下的省份分布情況

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保上述實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文采用替換門檻依賴變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒仲偉周等［38］的方法，原本選取貿(mào)易依存度作為衡量貿(mào)易開放度的指標(biāo)，現(xiàn)使用出口貿(mào)易額占GDP 的比重作為門檻依賴變量對上述結(jié)果進行檢驗。結(jié)果如表4所示，由表可知，檢驗結(jié)果與進出口貿(mào)易額占GDP的比重作為門檻依賴變量的結(jié)果基本一致，大多數(shù)解釋變量的符號與顯著性沒有發(fā)生改變。從研發(fā)資金投入門檻來看，出口依存度在以單一門檻劃分的兩個區(qū)間均表現(xiàn)出對科技創(chuàng)新具有抑制作用，與貿(mào)易依存度作為門檻依賴變量的結(jié)果相似。值得注意的是，在跨越單一門檻值后出口依存度的系數(shù)變?yōu)椴伙@著，本文認為可能的原因在于企業(yè)進口高技術(shù)含量的產(chǎn)品，容易對國外先進技術(shù)產(chǎn)生過度依賴，不利于自身的研發(fā)創(chuàng)新，在剔除進口貿(mào)易對創(chuàng)新產(chǎn)出的負向影響后，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新的抑制作用由顯著抑制變?yōu)椴伙@著抑制。從研發(fā)人力投入門檻來看，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新依然存在顯著的雙門檻效應(yīng)，在不同的研發(fā)人力投入?yún)^(qū)間，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新的作用方向、顯著性與上述結(jié)果基本保持一致。但與貿(mào)易依存度作為門檻依賴變量相比，出口依存度的彈性系數(shù)較大，進一步說明在除去進口貿(mào)易給創(chuàng)新績效的不利影響后，貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新的促進作用增強。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表8（續(xù)）

4 結(jié)論與啟示

本文運用2005—2019 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，分別以研發(fā)資金投入和研發(fā)人力投入為門檻變量，深入探究貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響以及我國研發(fā)投入的時空異質(zhì)性，得出以下基本結(jié)論：（1）貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響存在研發(fā)資金投入的單一門檻效應(yīng)，當(dāng)研發(fā)資金投入水平低于門檻時，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新有抑制作用；當(dāng)研發(fā)資金投入水平跨越門檻后，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的抑制作用減弱。（2）貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響存在研發(fā)人力投入的雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)研發(fā)人力投入水平低于最低門檻時，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新具有顯著負向影響；當(dāng)研發(fā)人力水平投入跨越最低門檻、未達到第二門檻時，貿(mào)易開放能夠促進區(qū)域科技創(chuàng)新，但促進作用不顯著；當(dāng)研發(fā)人力投入水平跨越最高門檻后，貿(mào)易開放對區(qū)域科技創(chuàng)新具有顯著促進作用。（3）我國研發(fā)投入在貿(mào)易開放影響區(qū)域科技創(chuàng)新上存在時空差異性，主要表現(xiàn)為各地區(qū)的研發(fā)投入力度逐年增加，部分西部地區(qū)研發(fā)資金投入水平較低，絕大多數(shù)省份的研發(fā)人力投入未跨越第二門檻。

基于以上分析，本文為我國對外貿(mào)易政策和區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展提出以下啟示和建議：

（1）進一步深化改革開放，提高各地區(qū)的貿(mào)易開放水平。應(yīng)推動相關(guān)地區(qū)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，充分利用貿(mào)易開放帶來的技術(shù)、知識擴散，將其轉(zhuǎn)化為我國科技創(chuàng)新能力提升的推動力。同時，擴大貿(mào)易開放水平時應(yīng)充分考慮到研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入的門檻效應(yīng)，由于不同地區(qū)的研發(fā)投入水平處于不同階段，應(yīng)根據(jù)各省份實際的研發(fā)投入情況，合理促進貿(mào)易開放程度，增強企業(yè)對先進技術(shù)知識的學(xué)習(xí)、吸收能力，使得貿(mào)易開放對各地區(qū)的技術(shù)外溢效應(yīng)達到最大化，提升我國區(qū)域科技創(chuàng)新能力和科技創(chuàng)新效率。

（2）注重各地區(qū)高技術(shù)人才培養(yǎng)，加大研發(fā)人力投入力度。貿(mào)易開放在研發(fā)人力投入跨越第二門檻后表現(xiàn)出對科技創(chuàng)新具有顯著促進作用，說明研發(fā)人力投入是貿(mào)易開放促進科技創(chuàng)新的重要動力。各省份應(yīng)加強對高等教育的支持力度，加強對從業(yè)人員的技能培訓(xùn)，注重國內(nèi)高技術(shù)人才培養(yǎng)，激發(fā)科研人員的主動性和創(chuàng)造性，為研發(fā)人力投入提供充足的人力資源儲備。此外，可以制定相關(guān)福利政策，吸引海外不同領(lǐng)域的高技能人才，從國內(nèi)、國外兩方面著手培育、引進人才，完善人才培養(yǎng)體系，促使各地區(qū)盡快跨越研發(fā)人力投入第二門檻，充分發(fā)揮貿(mào)易開放對科技創(chuàng)新的正向促進作用，提升我國科技創(chuàng)新產(chǎn)出。

（3）縮小各地區(qū)研發(fā)投入的差距，促進區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。由于各地區(qū)的研發(fā)投入存在較大差異，與東部地區(qū)相比，中西部某些地區(qū)的研發(fā)資金與研發(fā)人員投入仍處于低水平，應(yīng)加大對中西部落后地區(qū)的研發(fā)資金和研發(fā)人員投入力度，在政策制定等方面予以一定程度傾斜，加快建設(shè)相應(yīng)的創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施，為科技創(chuàng)新提供良好的研發(fā)環(huán)境。在研發(fā)資金投入方面，應(yīng)促使海南和西部部分地區(qū)盡快跨越門檻值，追趕上東中部地區(qū)研發(fā)經(jīng)費的投入水平；在研發(fā)人員投入方面，大部分省份仍未跨越第二門檻，應(yīng)引進更多研發(fā)人才到落后的中西部地區(qū)，使這些省份的研發(fā)人力資本盡早超越第一門檻，盡快邁入第二門檻，對位于中等研發(fā)人力投入水平的東中部地區(qū)，應(yīng)促使其盡快跨越第二門檻，縮小地區(qū)間的研發(fā)投入水平差距，使得各地區(qū)的科技創(chuàng)新能力協(xié)調(diào)發(fā)展。

（4）促進區(qū)域間貿(mào)易，充分發(fā)揮區(qū)域間技術(shù)外溢效應(yīng)。在當(dāng)前新冠肺炎疫情大暴發(fā)、國際貿(mào)易保護主義抬頭的國際環(huán)境對我國的對外貿(mào)易造成嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。我國應(yīng)充分發(fā)揮國內(nèi)超大規(guī)模市場需求的優(yōu)勢，加強區(qū)域間的貿(mào)易往來，促進國內(nèi)要素資源充分流動，形成貿(mào)易中心區(qū)域帶動貿(mào)易低水平區(qū)域發(fā)展，東部高科技創(chuàng)新水平地區(qū)的技術(shù)知識向中西部低科技創(chuàng)新水平地區(qū)滲透，從而提高落后地區(qū)的科技創(chuàng)新能力，實現(xiàn)各區(qū)域經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展。