技術引進對技術創新影響的地區差異性研究

危 麗，劉麗華,馬紅旗

（重慶大學 貿易與行政學院，重慶 400044）

技術引進對技術創新影響的地區差異性研究

危 麗，劉麗華,馬紅旗

（重慶大學 貿易與行政學院，重慶 400044）

文章運用熵權法的原理，擬建了技術創新綜合評價指標體系，根據1998～2007年我國高技術產業的省際面板數據模型，對技術引進與技術創新影響的地區差異進行了實證檢驗，并進一步研究了影響該差異的門檻效應，研究表明，我國高技術產業的技術引進對技術創新影響存在較大的地區差異：東部地區跨越了門檻值因此表現為正向的促進關系，中、西部地區未跨越則表現為負向的溢出效應。

技術引進；熵權法；技術創新；門檻效應

0 引言

技術創新主要通過兩種途徑來實現：自主創新和技術引進。作為一個發展中國家，單純地依靠自身的力量來進行自主創新，需要耗費大量的成本也面臨著自身稟賦的制約（李杏M.W.Luke Chan，2009）。所以，技術引進作為技術創新的核心手段，在我國得到了大量的采用，尤其是高技術產業。我國高技術產業技術引進經費支出從1998年的19.1605億元增加到2007年的130.8970億元，年均增長64.8%,技術引進成為我國高技術產業技術創新的重要形式，那么，技術引進對促進我國高技術產業的技術創新產生了怎樣的效果？是否存在地區差異？高技術產業技術引進與其技術創新之間存在著怎樣的關系？各地區對外來技術的消化吸收是否存在“門檻效應”？這些問題的研究，對正確指導我國的高技術產業技術引進有著重要的理論和現實意義。

1 技術創新綜合評價模型

1.1 技術創新指標體系建立

為了更加全面的衡量我國高技術產業的技術創新，本研究從物質資本、人力資本和技術轉化效率三個方面進行指標選取。各指標分類及計算方法詳見表1。

1.2 利用熵權法計算技術創新綜合評價值

1.2.1 熵值的計算

在進行熵值計算的時候，由于各個數據的單位不統一，因此沒法直接進行比較分析，需要對各個數據進行標準化處理，即所謂的無量綱化，如上式中的eij就是經過無量綱化之后的值。通常情況下，對于數據的標準化處理有以下三種情況：

?當rij是適度指標時，假設〔a，b〕為最優適度區間，則有

表1 技術創新指標體系

表2 技術創新綜合指標值

表3 模型（1）、（2）、（3）、（4）回歸結果

其中，rmax、rmin分別為同一評價指標下不同對象中最優者或最差者

由于本文選取的指標皆為正向型的指標，所以在進行數據處理時皆采用?這種形式。

1.2.2 熵權的計算

根據熵值計算出的熵權為

fi為第i個指標的權重（熵權），權重越大，在決策中所起的作用也就越大，反之，權重越小，在決策中起的作用也就越小。

1.2.3 綜合指標的計算：

由于我國高技術產業從20世紀90年代以來才得到較快的發展，因此研究該區間數據具有實際意義，根據數據的可得性，本文選取1998～2007年我國25個省、市及自治區高技術產業的樣本數據測算了其技術創新能力綜合評價值（如表2所示），該綜合評價值比較客觀的反映了技術創新的能力，可以作為衡量我國高技術產業技術創新能力的指標值引入下文所建立的計量模型。

2 技術引進對技術創新影響的地區差異性實證檢驗

2.1 模型建立

被解釋變量IV表示技術創新；解釋變量有：TE、SC、PR、分別表示技術引進、規模因素、企業利潤率；D1、D2為虛擬變量，考察技術創新溢出效應的東、中、西部地區差異。若D1、D2在統計意義上顯著，則說明我國高技術產業的技術引進對其創新的影響存在東、中、西部地區的結構性差異，為了進一步檢驗這種差異性，特建立東、中、西三地區的技術創新溢出效應模型：

（根據模型（1）各變量前加符號 E、M、W 分別表示東、中、西部地區）

2.2 指標選取與數據來源

技術創新利用第二部分測算的技術創新綜合指標值來衡量，技術引進為歷年技術引進經費支出額與總銷售收入之比，規模因素利用企業平均固定原值表示。

所有數據均來自 《中國高技術產業統計年鑒》2004卷、2008卷；由于我國高技術產業從20世紀90年代以來才得到較快的發展，因此研究該區間的數據具有實際意義，本文根據數據的可獲得性，所選數據樣本區間為1998～2007年，截面為25個省、市及自治區，其中東部地區10個，中部地區8個，西部地區7個。為了消除通貨膨脹的影響，以1998年為基期的CPI指數對平均固定資產原值進行了平減。

表4 門檻效應模型回歸結果

表5 門檻值檢驗表

2.3 回歸結果分析

表3為模型回歸結果，分析如下：

從表3模型（1）回歸結果中可以看出，模型擬合度較高且各控制變量符號與理論相符，技術引進對高新技術產業的技術創新溢出效應在全國范圍內呈負向關系，說明技術引進在總體上對我國高技術產業的技術創新起抑制作用，但用來標識東、中、西部地區結構性差異的D1、D2虛擬變量皆在統計意義上顯著，說明我國高技術產業的技術引進對其創新的影響存在東、中、西部地區的結構性差異，需要對模型（2）、（3）、（4）分別進行回歸，結果如表 3 所示。

從模型（2）、（3）、（4）中可以看出， ETE（東部地區技術引進）回歸系數為3.308740＞0且t值顯著，說明技術引進對東部地區高技術產業的技術創新影響為正向促進作用，而MTE（中部地區技術引進）和WTE（西部地區技術引進）回歸系數分別為-0.728637＜0 和-6.099729＜0，說明技術引進對中、西部地區高技術產業的技術創新影響為抑制作用，且西部地區的負效應要大于中部地區，由此得出技術引進對我國的技術創新溢出效應存在結構性差異：技術引進每增加1個百分點則東部地區技術創新提升3.31個百分點，而西部地區技術創新則降低6個百分點，中部地區較西部地區降低幅度要小，為0.72個百分點。

3 門檻效應實證檢驗

3.1 模型建立

對技術溢出“門檻效應”的檢驗主要有兩種：一是利用非連續回歸模型來尋找估計系數的關鍵拐點的方法測算經濟發展水平的門檻（Quandt，1958）,二是引入影響消化吸收能力的因素與技術引進的交叉項來測算各因素的門檻值（Borenztein 等，1998；薄文廣，2007；劉厚俊、劉正良，2006；黃凌云等，2007）。 本文的實證檢驗選取第二種測算方法。結合我國高技術產業發展特征和技術引進的現狀，一項新技術的引入是否存在技術創新溢出效應的關鍵因素還取決于該主體的研發強度、企業規模、人力資本等一系列因素，模型建立如下所示：

其中，X表示（1）研發強度：一個地區的研發強度高低可以決定其對外來技術的消化吸收強度，可以利用地區科研經費籌集額與總銷售收入表示；（2）企業規模：一般經驗是，規模大的企業以雄厚的資金為支撐且具有開拓市場的強烈需求，傾向于技術引進與開發，而規模相對較小的企業則對外來技術的消化吸收能力不足，本文利用總銷售收入/企業個數、固定資產/企業個數、從業人數/企業個數這三個指標來衡量企業規模；（3）人力資本：利用科技人員/從業人數與科學家和工程師/科技人員數這兩個指標來衡量。科技人員數或科學家和工程師的比率越大的地區對外來技術的消化吸收能力越強，以人力資本來考察“門檻效應”的文獻比較多，如 Borenztein 等(1998)；薄文廣(2007)；劉厚俊、劉正良（2006）；黃凌云等（2007）。

當β2＞0時，因素x與技術引進TE的技術創新溢出效應呈正相關關系，且當x＞-β1/β2時，技術引進可引發正向的創新溢出效應；

當β2＜0時，因素x與技術引進TE的技術創新溢出效應呈負相關關系，且當x＜-β1/β2時，技術引進可引發負向的創新溢出效應。

故得知，-β1/β2便是測算各因素的門檻值。

3.2 回歸結果分析

表4為門檻效應模型回歸結果，分析如下：

從表4估計結果看出，當影響消化吸收能力的因素用R＆D/銷售收入和科技人員/從業人數來衡量時，交叉項的系數β2＜0，說明研發強度和人力資本對技術引進TE的技術創新溢出效應起抑制作用，與理論經驗不符，故R＆D/銷售收入和科技人員/從業人數不適合作為檢驗技術引進對我國高技術產業技術溢出的門檻效應；代表企業規模的三個指標用來反應“門檻效應”的模型中，只有總銷售收入/企業個數來衡量時的交叉項系數（β2）顯著且為正值，說明因素企業規模與技術引進TE的技術創新溢出效應呈正相關關系，與理論相符。利用科學家和工程師/科技人員數來衡量人力資本的模型交叉項回歸系數（β2）顯著為正，能夠體現人力資本與技術引進TE的技術創新溢出效應的正向關系，可以作為檢驗“門檻效應”的指標。

當以企業平均銷售收入作為影響技術引進溢出效應時，測算出該門檻值-β1/β2=0.837006，即只有當地區的單位企業的總銷售收入大于0.837006億元時，才能促進技術引進的技術創新溢出效應。

表5為我國25個省、市及自治區的實際值與門檻值之比，若該值≥1說明越過了該門檻值，若該值≤1說明還未越過。通過平均值可以看出，東部地區除了河北和浙江外均越過了該門檻值，中、西部地區只有黑龍江、四川及陜西三個省份越過了該門檻值，進一步驗證了第三部分證實的技術溢出效應的東、中、西地區結構性差異。

當以科學家和工程師/科技人員數作為影響技術引進溢出效應時，則人力資本門檻值為-β1/β2=0.406333，發現我國目前所有省、市及自治區皆越過了指標值，說明該門檻檢驗值不能詮釋我國高技術產業技術引進的技術溢出效應的東、中、西差異。

4 結論及政策建議

4.1 結論

(1)我國高技術產業的技術引進對技術創新影響存在較大的地區差異，技術引進對東部地區技術創新帶來了較高的正向溢出效應，而對中、西部地區卻帶來了負向的溢出效應。

(2)R＆D/銷售收入和科技人員/從業人數不適合作為檢驗技術引進對我國高技術產業的技術創新溢出門檻效應；企業平均銷售收入和科學家及工程師比例能夠較好的作為檢驗技術引進對我國高技術產業技術創新溢出效應門檻值的指標，且用企業平均銷售收入作為“門檻”更能詮釋技術引進對技術創新影響的地區差異。

4.2 政策建議

(1)由于引進一項新技術，對于消化吸收能力不同的地區來說，溢出效應存在較大的差異，因此為了更好的促進技術創新，必須不斷提升自身的技術水平，加快發展的步伐，不斷提高對于國外先進技術的消化吸收能力。針對上述的實證結果，我國中、西部地區的消化吸收較弱，因此政府應加大對于中、西部的高技術產業的扶持力度。

(2)鼓勵高新技術研究開發和成果轉化。應當立法對研究開發和為成果轉化做出重要貢獻的企業和人員給予獎勵；鼓勵科技人員在完成本職工作的前提下，可以兼職從事研究開發和成果轉化活動。

外商直接投資作為技術溢出的一種主要方式，為了更好的促進技術的進步，應加大外商直接投資，充分利用外資，來加大產品的科技含量，通過加速對引進技術的消化吸收能力，逐步提升企業的技術水平，創造更大的效益，為國家做出更大的貢獻。

(4)通過研究發現，控制變量如利潤率、平均固定資產投資對于高技術產業的技術創新能力都是顯著的正向關系，因此，必須大力發展教育事業，提高我國人口的素質，增加科研經費，從而不斷積累知識存量，提高產品的技術含量，創造更大的效益，為將來更好的進行技術創新提供一個前提準備，也為消化吸收國外先進技術提供一個平臺。

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[7]仲偉俊，梅姝娥.企業技術創新管理理論與方法[M].北京：科學出版社，2009.

（責任編輯/亦 民）

F222

A

1002－6487（2010）17－0094-04

危 麗（1962-），女，副教授，研究方向：國際貿易，產業經濟學與區域經濟。

劉麗華（1985-），女，碩士研究生，研究方向：國際貿易。

馬紅旗（1984-），男，碩士研究生，研究方向：國際貿易。