劉 程，龍建輝

（1.廣東省社會科學院法學研究所；2.廣東省社會科學院企業(yè)研究所，廣東廣州 510635）

1 研究背景

習近平總書記在黨的十九大報告中提出我國要在2035 年前躋身創(chuàng)新型國家前列的宏偉目標，屆時我國科技水平和經(jīng)濟實力將有大幅度提升。我國的國家創(chuàng)新指數(shù)在2020 年世界排名第14 位（2019 年排名第15 位），是唯一進入前15 位的發(fā)展中國家［1］，雖已進入創(chuàng)新型國家第一集團1），但處于第一集團較后位置，離實現(xiàn)躋身創(chuàng)新型國家前列的目標仍有較大差距。2018 年，中美貿(mào)易摩擦多聚焦于技術和知識產(chǎn)權的關稅保護，在一定程度上削弱了我國出口貿(mào)易的逆向溢出效應，進而對我國區(qū)域創(chuàng)新能力造成一定影響。

在經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下，出口貿(mào)易將承載國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的更多功能。2009 年，我國出口總額躍居世界第一位，占全球出口比重由2005 年的7.3%提高到9.6%［2］；到2020 年，我國出口總額占全球出口比重達14.7%，創(chuàng)歷史新高［3］。從一些貿(mào)易大國的經(jīng)驗來看，當一國貨物出口額在世界出口總額中所占比重達到10%左右，就會出現(xiàn)拐點［4］138。也就是說，我國出口貿(mào)易額的增速拐點已經(jīng)到來，未來若干年的發(fā)展除了必須把經(jīng)濟增長動力更多放在創(chuàng)新驅動和擴大內(nèi)需之外，還應該推動出口貿(mào)易向高質(zhì)量發(fā)展轉型，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，鼓勵高新技術、裝備制造、品牌產(chǎn)品出口。很多文獻已經(jīng)驗證了出口對技術創(chuàng)新的逆向溢出效應，例如Keller［5］、de Loecker［6］等的研究，但深入探討出口驅動科技創(chuàng)新的機制的研究仍很不足。因此，本研究將重點放在出口貿(mào)易對我國區(qū)域科技創(chuàng)新影響上，引入吸收能力（absorptive capacity）、制度環(huán)境等關鍵情境變量并檢驗其調(diào)節(jié)效應。提高吸收能力、改善制度環(huán)境是強化出口引致創(chuàng)新效應的重要舉措，也是激發(fā)我國創(chuàng)新動能的“造血”功能和“活血”功能的重要抓手［7］。因此，面對貿(mào)易規(guī)模極大化背后的貿(mào)易增速持續(xù)下滑以及貿(mào)易競爭力升級滯緩現(xiàn)狀，探尋影響我國貿(mào)易增長的深層機制，要比僅僅關注增長結果本身更具理論價值與現(xiàn)實意義。以期通過對以往研究的深入和拓展，為促進形成并優(yōu)化我國出口生態(tài)圈和創(chuàng)新生態(tài)圈、推進二者協(xié)同發(fā)展提供實證參考。

2 理論與假設

調(diào)節(jié)變量是自變量對因變量影響機制的重要表現(xiàn)形式之一，在不同程度上影響自變量與因變量的關系強度［8］。在已有關于出口貿(mào)易逆向溢出效應研究成果頗豐的前提下，強化情境變量特別是嵌入制度因素的考察，一方面可以拓展新的研究視野，另一方面也可以突出本土研究特色。

2.1 出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響

科技創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的最終源泉。出口貿(mào)易產(chǎn)生的逆向技術溢出是很多國家實現(xiàn)技術趕超的重要途徑，正如有學者研究得出很多國家90%的技術進步源自國外［6］。出口是一種傳導機制，國外的知識、技術和先進管理經(jīng)驗會通過這種機制傳導給出口企業(yè)及其關聯(lián)企業(yè)，進而改善和提高這些企業(yè)的生產(chǎn)率［9］。出口作為傳導機制主要有3 種形式。一是學習機制。企業(yè)通過出口貿(mào)易接觸國際市場，相比國內(nèi)市場，在國際市場可以獲得更多技術、知識和國際化標準的學習機會，本國的全要素生產(chǎn)率（TFP）經(jīng)過學習、消化、吸收等環(huán)節(jié)得以提升。例如，許統(tǒng)生等［10］、陸云航［11］等學者通過研究都得出過類似的結論。二是競爭機制。國際市場對出口企業(yè)而言，意味著市場邊界的拓展，但同時也意味著競爭壓力的加劇，為了在國際市場爭奪客戶、資源和要素，出口企業(yè)將會加大研發(fā)力度、注重技術升級和提高產(chǎn)品標準［12］。三是契約機制。企業(yè)通過契約的形式接受國外訂貨商對出口產(chǎn)品的工藝流程、產(chǎn)品設計、指定標準等要求，也包括全套設備與技術的轉移［13］。為了履行契約并滿足訂貨商的要求，出口企業(yè)會主動加大研發(fā)投入，對生成設備進行技術升級?；诖?，提出以下假設：

假設1：出口貿(mào)易與區(qū)域科技創(chuàng)新正相關。

2.2 吸收能力的調(diào)節(jié)作用

人力資本是將知識、技術和管理經(jīng)驗內(nèi)生化的重要因素，具有兩重性功能特征，既是驅動區(qū)域科技創(chuàng)新的第一核心資源，也是一地區(qū)吸收能力的代理變量。出口企業(yè)出于國外訂貨商要求、提高競爭力等內(nèi)在發(fā)展要求，會雇用知識和技術水平較高的人才，出口貿(mào)易和人力資本之間的交互影響共同推動企業(yè)生產(chǎn)率的提高與改善［14］。也有研究表明，出口企業(yè)的利潤通常比非出口企業(yè)高，出口企業(yè)在技術研發(fā)、人力資本引進和培育等方面會投入更多，這些投入會轉化為出口企業(yè)的創(chuàng)新能力和吸收能力，即出口帶來的逆向溢出效應推動出口企業(yè)的生產(chǎn)率進一步提高［15］。這種出口導向形成的正反饋系統(tǒng)推動出口企業(yè)進行規(guī)?；a(chǎn)，待出口的工業(yè)制成品推動企業(yè)進行技術引進，出口企業(yè)用引進的技術生產(chǎn)更多的產(chǎn)品供出口。這種出口與技術進步的良性循環(huán)是很多國家發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢并實現(xiàn)經(jīng)濟趕超的關鍵所在［11］。雖然出口企業(yè)從出口中獲益、增加研發(fā)開支，這種技術進步可能是為了配合國外訂貨商的契約要求而采取的增強吸收能力的投資，但仍會產(chǎn)生引致性技術升級。因此，提出以下假設：

假設2：吸收能力越強的地區(qū)，出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的逆向溢出效應越顯著。

2.3 制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

區(qū)域科技創(chuàng)新不僅僅可以通過國際貿(mào)易、利用外資得到改善，形成良好的制度生態(tài)也非常重要，如區(qū)域市場化進程、改革速度、體制機制等均會影響科技創(chuàng)新水平［16］。創(chuàng)新環(huán)境在提高區(qū)域科技創(chuàng)新中發(fā)揮重要的作用，通常市場化程度越高的地區(qū)創(chuàng)新能力也就越強。在創(chuàng)新生態(tài)里面，政府和市場應該具有明確的邊界，如何發(fā)揮政府作為“看得見的手”與市場作為“看不見的手”的積極作用，讓兩者在恰當?shù)臅r機“握手”，政府干預時機的選擇，對于企業(yè)原創(chuàng)性科技能力和自主創(chuàng)新能力的培育效果完全不一樣［17］。我國區(qū)域科技創(chuàng)新水平存在顯著差異，不僅是由于各地區(qū)研發(fā)人員和研發(fā)費用的投入存在差異，也在于各地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境存在差異［18］。例如，知識產(chǎn)權、人力資本權益等均需要良好的創(chuàng)新環(huán)境予以保障，更為完善的制度質(zhì)量會對提升出口技術復雜度具有積極促進作用［19］。由于市場化進程、政府與市場關系（以下簡稱“政市關系”）、法律環(huán)境等環(huán)境因素存在區(qū)域差異，基于王小魯?shù)龋?0］216-248編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告》數(shù)據(jù)，進一步檢驗制度環(huán)境因素對區(qū)域科技創(chuàng)新增長的情境效應，并提出以下假設：

假設3：制度環(huán)境越好的地區(qū)，出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的逆向溢出效應越顯著。

3 研究設計

3.1 變量定義與度量

（1）被解釋變量。使用區(qū)域創(chuàng)新能力（RIC）作為被解釋變量的代理變量，因為區(qū)域創(chuàng)新能力是將知識轉化為新產(chǎn)品、新工藝、新服務的能力，主要由知識創(chuàng)造、知識流動、企業(yè)技術創(chuàng)新、技術創(chuàng)新環(huán)境和技術創(chuàng)新的經(jīng)濟效益構成，能夠較為全面地代表區(qū)域科技創(chuàng)新的水平。采用《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告2021》中的區(qū)域創(chuàng)新能力綜合值指數(shù)作為被解釋變量來衡量［21］。與其他代理變量比較，該指數(shù)具有復合性、系統(tǒng)性等特點，包含一級指標、二級指標和三級指標分別為5 個、20 個和138 個。

（2）解釋變量和控制變量。借鑒龍建輝［7,22］的做法，以出口貿(mào)易（EX）和進口貿(mào)易（IM）兩個變量代表全要素生產(chǎn)率及區(qū)域創(chuàng)新能力的影響因素。為了更好地反映區(qū)域利用外資和對外投資的結構化狀況，采用外商直接投資（IF）和對外直接投資（OF）替代原有的外商直接投資（FDI）；同時，研發(fā)支出（RD）采用了地區(qū)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出額衡量，主要包括用于基礎研究、應用研究和試驗發(fā)展的經(jīng)費支出。此外，采用了人力資本作為吸收能力（AC）的代理變量，以王小魯?shù)龋?0］216-248提出的區(qū)域市場化進程指數(shù)作為制度環(huán)境（IE）的代理變量。

各變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

3.2 模型構建與方法

參考伍德里奇［23］的研究方法構建固定效應模型，以增加自由度、拓展更多觀測值和避免遺漏重要解釋變量。模型形式如下：

式（1）（2）中：αi和βi是固定效應模型中的個體固定效應；μ(t-1)代表時間固定效應；ξi(t-1)和φi(t-1)為隨機擾動項。

考慮到自變量的滯后性和內(nèi)生性影響，參考龍建輝等［24］研究，對區(qū)域科技創(chuàng)新變量作滯后1 期處理。為了降低異方差對模型的影響，回歸前對模型進行對數(shù)化處理；同時，選擇人民幣匯率作為出口貿(mào)易的工具變量（IV），以進一步解決模型可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

3.3 樣本與數(shù)據(jù)來源

2012 年年底，黨的十八大明確提出實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，因此，以2013—2020 年我國31 個省級行政區(qū)（未含港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，合計觀測量為217 個。相關數(shù)據(jù)來源于相應年份的《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和各省份歷年統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計和商務部門官方網(wǎng)站，以及王小魯?shù)龋?0］編著的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》。

4 實證結果

4.1 描述性統(tǒng)計

31 個省份的變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。我國區(qū)域科技創(chuàng)新平均水平偏低，而且呈現(xiàn)區(qū)域發(fā)展不平衡特征，從歷史經(jīng)驗來看，這種不均衡主要是由東部地區(qū)省份的區(qū)域科技創(chuàng)新明顯強于中西部地區(qū)和東北地區(qū)省份造成的2）；經(jīng)過數(shù)據(jù)的對數(shù)化處理后，區(qū)域科技創(chuàng)新水平分布均勻并基本呈現(xiàn)正態(tài)分布。其中，出口貿(mào)易和外商直接投資指標水平仍然強于進口貿(mào)易和對外直接投資，這4 個指標的中位數(shù)與均值差距較大，反映出各省份區(qū)域科技創(chuàng)新水平的不均衡還較為明顯，但引進來和走出去總體正趨于均衡發(fā)展；吸收能力和研發(fā)支出這兩個指標的中位數(shù)均低于均值，反映出人力資本和研發(fā)支出區(qū)域不平衡的現(xiàn)狀。

表2 樣本變量的描述性統(tǒng)計結果

4.2 相關性分析

表3 是被解釋變量和解釋變量之間的Pearson 和Spearman 相關系數(shù)。在不考慮環(huán)境因素、其他宏觀因素和時間因素影響的前提下，區(qū)域科技創(chuàng)新與進口貿(mào)易額和出口貿(mào)易額之間均正相關；與外商直接投資負相關，但并不顯著；與對外直接投資顯著負相關；與吸收能力顯著負相關；與研發(fā)支出顯著正相關。檢驗結果和研究的理論預期不完全一致，需考慮其他因素影響并在使用合理的面板數(shù)據(jù)回歸方法的基礎上厘清兩者之間的關系。

表3 樣本變量的相關性分析結果

4.3 回歸分析

（1）出口貿(mào)易逆向溢出效應及其吸收能力的調(diào)節(jié)作用如表4 所示。其中，在如式（1）固定效應模型目標的基礎上，模型1 驗證出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的直接影響；模型2 是為了降低內(nèi)生性的影響，加入工具變量進一步驗證出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的直接影響；模型3 驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應；模型4 是為了降低內(nèi)生性的影響，加入工具變量進一步驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應。從模型1 的結果可以看出，出口貿(mào)易的系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)較高，F(xiàn)值為101.58（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效，出口貿(mào)易的逆向溢出效應再次在區(qū)域科技創(chuàng)新上得到檢驗。模型2 的結果中，出口貿(mào)易的系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)仍然較高，F(xiàn)值為94.46（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。因此，假設1 通過檢驗。模型3 的結果表明吸收能力強化了出口貿(mào)易的逆向溢出效應，換句話說，吸收能力越強的地區(qū)，出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響越顯著；出口貿(mào)易與吸收能力交互項的系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)較高，F(xiàn)值為104.63（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。模型4 結果顯示出口貿(mào)易與吸收能力的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)較高，F(xiàn)值為91.85（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。因此，假設2 通過檢驗。

表4 吸收能力調(diào)節(jié)出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新影響的回歸分析結果

（2）如表5 所示，在如式（2）固定效應模型目標的基礎上，模型5 驗證制度環(huán)境對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應；模型6 是為了降低內(nèi)生性的影響，加入工具變量進一步驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應。從模型5 的回歸結果可以看出，制度環(huán)境強化了出口貿(mào)易的逆向溢出效應，換句話說，制度環(huán)境越好的地區(qū)，出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響越顯著；出口貿(mào)易與制度環(huán)境的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)很高，F(xiàn)值為112.53（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。模型6 結果顯示，出口貿(mào)易與制度環(huán)境的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)仍很高，F(xiàn)值為90.46（P＜0.01），回歸方程表現(xiàn)顯著有效。因此，假設3 通過檢驗。

表5 制度環(huán)境調(diào)節(jié)出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新影響的回歸分析結果

表5（續(xù)）

4.4 穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)陳勁等［16］研究中的做法，采用區(qū)域的國內(nèi)專利（包括發(fā)明、實用新型和外觀設計3 種專利，以下簡稱“PA”）授權量替代被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)對以上研究假設的檢驗結果進行穩(wěn)健性檢驗。結果如表6 所示，其中，在如式（1）固定效應模型標目的基礎上，模型7 驗證出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的直接影響，模型8 是為了降低內(nèi)生性的影響加入工具變量以進一步驗證出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的直接影響；模型9 驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應，模型10是為了降低內(nèi)生性的影響加入工具變量以進一步驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應；在如式（2）固定效應模型標目的基礎上，模型11 驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應，模型12 是為了降低內(nèi)生性的影響加入工具變量以進一步驗證吸收能力對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的調(diào)節(jié)效應。從模型7 的回歸結果可以看出，出口貿(mào)易的系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)更好，F(xiàn)值為385.27（P＜0.01），回歸方程顯著有效。模型8 的結果也進一步驗證了出口貿(mào)易逆向溢出效應的顯著性，出口貿(mào)易的系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)很好，F(xiàn)值為162.38（P＜0.01），回歸方程顯著有效。假設1 再次通過檢驗。從模型9 的回歸結果來看，出口貿(mào)易與吸收能力交互項系數(shù)的顯著性有所下降，但調(diào)整后的判定系數(shù)較高，F(xiàn)值為355.41（P＜0.01），表明回歸方程仍顯著有效。模型10 的回歸結果中出口貿(mào)易與吸收能力的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)較高，F(xiàn)值為149.53（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。假設2 再次通過檢驗。模型11 的回歸結果顯示，制度環(huán)境的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)很高，F(xiàn)值為390.25（P＜0.01），說明回歸方程顯著有效。模型12 的回歸結果顯示出口貿(mào)易與制度環(huán)境的交互項系數(shù)顯著為正，調(diào)整后的判定系數(shù)表現(xiàn)仍很高，F(xiàn)值為144.80（P＜0.01），說明回歸方程是有效的。假設3 再次通過檢驗。

表6 研究假設的穩(wěn)健性檢驗結果

為了驗證回歸結果的穩(wěn)健性，本研究還進行了以下回歸分析：（1）用非平衡長面板數(shù)據(jù)（2006—2020 年）替代樣本數(shù)據(jù)；（2）用政府與市場關系指數(shù)或者法律環(huán)境指數(shù)替代區(qū)域市場化進程指數(shù)以驗證制度環(huán)境對出口貿(mào)易逆向溢出效應的調(diào)節(jié)作用；（3）用研發(fā)支出（RD）替代人力資本以驗證吸收能力對出口貿(mào)易逆向溢出效應的調(diào)節(jié)作用。在各類回歸分析結果中，除個別結果與原來的回歸結果存在差異之外，其他檢驗結果均是穩(wěn)健的。

5 拓展性檢驗

以上分析表明，吸收能力越強、制度環(huán)境越完善的地區(qū)，其出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的逆向溢出效應越顯著。事實上，吸收能力的兩個代理變量均是區(qū)域科技創(chuàng)新的影響因素，因此在對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響上，出口貿(mào)易與吸收能力存在互補作用［7］，而在各區(qū)域制度環(huán)境存在差異的背景下，制度環(huán)境是否強化了這種互補關系還需要進一步檢驗。基于此，構建如下固定效應模型：

基于固定效應模型對出口貿(mào)易與吸收能力互補性的檢驗結果如表7 所示。其中，在如式（3）固定效應模型標目的基礎上，模型13 驗證吸收能力、制度環(huán)境對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的雙重調(diào)節(jié)作用；模型14 是為了降低內(nèi)生性的影響加入工具變量，進一步驗證吸收能力、制度環(huán)境對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的雙重調(diào)節(jié)作用；模型15 驗證吸收能力、制度環(huán)境對出口貿(mào)易和專利授權量之間關系的雙重調(diào)節(jié)作用；模型16 是為了降低內(nèi)生性的影響加入工具變量，進一步驗證吸收能力、制度環(huán)境對出口貿(mào)易和區(qū)域科技創(chuàng)新之間關系的雙重調(diào)節(jié)作用。模型13 的結果顯示，出口貿(mào)易、吸收能力和制度環(huán)境的交互系數(shù)為0.08 顯著為正，Adj_R2=0.89，F(xiàn)值為101.50（P＜0.01），回歸方程顯著有效；模型14 的回歸結果中，出口貿(mào)易、吸收能力和制度環(huán)境的交互項系數(shù)顯著為正，Adj_R2=0.87，F(xiàn)值為81.56（P＜0.01），回歸方程顯著有效。如模型15 和模型16 的回歸結果所示，以專利授權量作為被解釋變量時，出口貿(mào)易、吸收能力和制度環(huán)境的交互項系數(shù)均顯著為正，兩個模型調(diào)整后的判定系數(shù)和F值均表明回歸方程顯著有效，換句話說，對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響，制度環(huán)境強化了出口貿(mào)易與吸收能力互補作用。

表7 吸收能力與制度環(huán)境的雙重作用檢驗結果

6 結論與啟示

6.1 研究結論

（1）出口貿(mào)易在推動科技創(chuàng)新方面具有顯著的逆向溢出效應，即出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新具有一定的促進作用。（2）吸收能力強化了出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響，吸收能力越強的地區(qū)，其出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的逆向溢出效應越顯著。（3）制度環(huán)境強化了出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響，制度環(huán)境越好的地區(qū)，其出口貿(mào)易對區(qū)域科技創(chuàng)新的逆向溢出效應越顯著。

6.2 主要啟示

近些年來，貿(mào)易保護主義抬頭并升級正在威脅著全球經(jīng)濟增長。世界貿(mào)易組織（WTO）的《G20貿(mào)易措施報告》指出，2017 年10 月中旬至2018 年5 月中旬期間，20 國集團中的主要經(jīng)濟體共頒布39項新的貿(mào)易限制措施，同比翻一番［25］。為有效發(fā)揮出口貿(mào)易在我國區(qū)域科技創(chuàng)新增長和經(jīng)濟發(fā)展中的作用，提出如下建議：第一，提升高新技術產(chǎn)品和機電產(chǎn)品出口額在各區(qū)域出口額中的比重，推動外貿(mào)轉型升級［10］。第二，大力培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，鼓勵高新技術產(chǎn)品、高端裝備出口，更好發(fā)揮出口貿(mào)易逆向溢出效應。第三，各地區(qū)應該探索研究構建全面開放新格局的內(nèi)容、路徑和體制機制，在形成陸海內(nèi)外聯(lián)動、東西雙向互濟的開放格局上有所突破，因為實行更加積極主動的開放戰(zhàn)略才能獲得更多推動發(fā)展所必需的資金、技術、資源、市場、人才乃至機遇，才能不斷為經(jīng)濟發(fā)展注入新動力、增添新活力、拓展新空間［4］150。第四，強化人力資本建設。各地區(qū)應該結合各自的優(yōu)勢創(chuàng)造良好的人才環(huán)境，聚天下英才而用之。創(chuàng)新用人制度，如將資本雇傭勞動轉變成為人才雇傭資本的產(chǎn)權制度，讓創(chuàng)新人才獲得企業(yè)剩余索取權，從根本上推動地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展。第五，注重制度生態(tài)建設。有效的創(chuàng)新制度生態(tài)就像叢林一樣，能夠將天賦、想法和資本等創(chuàng)新關鍵要素有機地組合在一起，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和產(chǎn)出［26］。

注釋：

1）《國家創(chuàng)新指數(shù)報告2020》選用了40 個科技創(chuàng)新活動活躍的國家作為研究對象，其中第一集團是國家創(chuàng)新指數(shù)排名前15 位的國家，大部分是歐美發(fā)達經(jīng)濟體，屬于創(chuàng)新型國家；第二集團是國家創(chuàng)新指數(shù)排名第16～30 位的國家，主要是其他發(fā)達國家和少數(shù)新興經(jīng)濟體；而第三集團是國家創(chuàng)新指數(shù)排名第31 位及以后的國家，以發(fā)展中國家居多。

2）根據(jù)《中華人民共和國2021 年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10 個省份；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6 個省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12 個省份；東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江3 個省。