○楊玲
1、上海大學經濟學院 上海 200444
2、上海大學中國服務貿易研究中心 上海 200444
生產性服務進口貿易有技術溢出效應,對于上海科技企業純技術效率的提升有正向促進作用。如何將這種正向促進作用發揮得更好?如何能夠通過結構優化實現上海科技企業持續繁榮,即自主創新能力的增強?這種創新能力的提升是否可以進一步傳導到企業的技術進步?如果我們仔細研究三者的傳導機制,是否可以找到一條通過優化生產性服務貿易進口結構來提升自主創新能力,以至實現上海科技企業技術進步的有效路徑?本著這樣的疑問,本文急需做進一步的實證研究。
從發達國家的成功經驗我們不難看出,進口技術溢出效應是一國或地區技術進步的重要源泉。為加深對上海生產性服務貿易進口結構優化水平的認識,這里我們引入香港、新加坡等國際大都市作比較,來突出上海進口貿易結構優化程度。從2000—2009年間上海、香港、新加坡生產性服務貿易進口復雜度優化指數的變化趨勢來看,新加坡結構優勢最明顯。與之相比,香港情形略差,而上海與新加坡、香港仍有較大差距。雖然2002年、2003年、2005年、2008年和2009年上海也出現了生產性服務貿易進口復雜度指數快速優化特征,但總體看上海生產性服務進口貿易因基礎差,底子薄,與新加坡、香港仍有較大差距,分別是同期香港平均優化水平的51.84%和新加坡平均優化程度的 26.32%(楊玲,2013)。
依據進口結構優化的基礎,是否可以從深層次上促進本土自主創新能力的提升,是否有助于上海實現“創新驅動,轉型發展”的“十二五”目標?本著這樣的疑問,我們欲采用計量方法做實證研究來論證這一方略的可行性和有效性。考慮到部分數據的不可得性,這里僅以上海年度數據為統計標準,而無法細化到各區縣層面。由此,我們整理好現有數據,采用時間序列來研究上海生產性服務進口貿易結構優化對本土科技企業自主創新能力的提升效用。
為避免實證分析中因為異方差等問題而引起得回歸結果失真,本文采用工具變量加權最小二乘法做回歸分析,其中引入一個工具變量(airt)。本文對變量進行單位根檢驗后發現生產性服務進口結構與專利及所有權變量一階平衡。考慮到生產性服務業本身具有“三低一高”的特征,即資源消耗少、環境污染少和污染排放少以及附加值高等優勢,通常表現出生產性服務貿易進口結構越優化的國家或地區,其環境空氣質量優良的天數就越多;與此同時,為避免虛擬變量與被解釋變量(自主研發)的相關性,這里以上海每年度環境空氣質量優良天數作為虛擬變量進行加權最小二乘回歸分析。從上海統計年鑒中我們僅能查找到2000—2011年間的變量數據,其他年份數據采用五年移動平均方法進行補充,結果發現上海生產性服務貿易進口結構優化指數每增加1%,地區自主研發水平就增加32.536%,表現出倍增的促進作用。這一結果與OECD國家通過進口貿易實現國內技術水平提高(Jakob,2006;Keller,2000),以及美國技術進步率中50%來自別國技術擴散(Eaton、Kortum,1996)的現實效用是一致的。也就是說,在發達國家適用的進口結構優化促進本國技術進步的成功經驗也適用于上海發展地區經濟,促進科技企業創新實力的提升。而且從TSLS回歸結果來看,這種提升有明顯的倍增效應。因此,上海在加快本土科技企業自主研發,進行原創性發明的同時,也要加快進口步伐,通過不斷優化進口結構來達到上海研發水平的上升,實現科技興市,更加順利實現產業轉型升級的發展目標。因此,這是一條有助于上海科技企業技術進步的有效路徑,我們要堅定地走下去。
為進一步論證以上結論,本文繼續深入研究,采用脈沖響應圖分析,得到了與以上分析類似的結果。上海生產性服務進口結構優化的信息對自主創新水平的上升有較強的正向脈沖效應。也就是說,受到先進生產性服務進口的溢出效用,上海科技企業的技術創新能力有正向提升。從信息時期來看,從第1期開始就保持一個快速上升態勢,雖然在第3期后至第6期期間有小幅下降,但之后一直到第10期時增長勢頭都很強勁。這一結論與前面的TSLS的回歸結果類似,通過進口生產性服務業,并優化其進口結構,是提升上海自主創新能力的有效路徑。究竟這種提升效應是否可以進一步影響上海科技企業技術水平的上升?這一效應是否存在?從生產性服務貿易進口結構優化到自主創新能力的提升乃至科技企業技術水平的上升,是否具有傳導機制?本著這樣的疑問,我們將繼續進行深層次探究。
作為開放度很高的沿海城市,上海借助我國對外開放窗口的地緣優勢提升了地區的研發水平。這里考慮到數據的不可得性,我們仍采用時間序列方法研究生產性服務貿易進口結構優化對科技企業技術進步的影響關系。同時,為考慮自主創新能力的中間傳導效應,我們將其作為一個關鍵變量來分析其作用機制。考慮分析變量間的相關影響和傳導關系,我們欲采用VAR模型做實證研究。結果發現從目前的情形看,上海生產性服務貿易進口結構優化的程度對科技企業技術進步率增長還主要表現為第1、2期的負效應,雖然自第2期后有所提升至第3期的小幅正向變動,但之后馬上下降至負向影響,后期保持微幅振蕩。而自主研發對上海技術進步率提升的影響表現為第1至2期的正向效應,雖然有第2期至3期的下降幅度,但第3至第4期又表現出相對較大幅度的上升,說明從長期來看,上海自主研發有助于技術進步率增長。因此,總體而言,上海生產性服務進口結構優化對自主研發的正向效應已經顯現,但要進一步傳導到科技企業技術進步率提升還有待時日。目前引進的先進生產性服務業與上海本土技術需求間的不對接與不匹配是加快上海企業技術進步的瓶頸之一。與之相比,自主研發還應該是上海科技企業實現技術進步的重要途徑,但介于上海自主研發數量和質量等水平有限,這一效應還有待進一步研究。
利用方差分解可研究每個變量的更新對VAR系統變量的影響度,是一種相對效果的描述。某個內生變量為進一步分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度,我們采用方差分解的方法做進一步的細化研究。通過方差分解,我們發現上海科技企業技術進步增長率是一個內生變量,從第1期至第10期,來自自身的波動占100%至65.87%;生產性服務進口結構優化的貢獻度由第1期的0%增加至第10期的13.89%;相比較而言,自主研發的貢獻度由0%增加至20.22%,其貢獻度增速更快。總體看目前上海要實現科技企業技術進步面臨的挑戰還很多。自主研發是一條重要途徑,但因為研發水平的限制,尚不能發揮較大幅度的提升效用。雖然目前進口的生產性服務已經顯現出技術溢出效應,但真正傳導到上海技術進步率的部分還非常有限,甚至部分還表現出對技術進步的負向影響。這一結果與以上協整方程和脈沖響應中的結論是一致的。生產性服務貿易進口結構優化指數是一個外生變量,從第1期至第10期來自自身的波動從58.38%下降至47.52%,來自技術進步增長率和自主創新的波動就達到41.68%~52.47%,其中技術進步增長率對生產性服務貿易進口結構優化的反向貢獻較大,第1期時就保持41.61%,第10期達到46.92%,說明上海本土技術水平上升,對先進生產性服務的消化、吸收能力上升會增加技術溢出的正向效應,有利于上海科技整體水平的提升。專利及所有權是一個外生變量,說明上海自主研發還沒有完全實現自給,從第1期始至第10期其波動中來自自身之外的新息從30.94%達到46.45%,說明自主研發來自自身的貢獻不升反降。長此以往,非常不利于上海整體研發水平的上升。如果我們結合以上的研究結論來看,上海自主創新資金越來越多投入技術引進、購買國外技術上來,而投入到自身原創性發明的部分越來越少。這是一個危險信號,如果今后我們將更多重點放在引進技術上來,光靠購買國外技術,我們仍然不可能實現技術水平的快速上升。因為最先進的技術不可能通過購買得到。這樣的模式若長期發展下去,上海與國際大都市間的科技差距不但不會縮小,反而會不斷擴大。雖然我們通過暫時的購買緩解了短期技術不足的缺陷,但我們在不斷引進先進生產性服務業的過程中,實際上也耗費了大量人力、物力、財力以及寶貴的時間與機遇,反而會因為長期引進,對國外技術的依賴度上升,之后在自主研發過程中受到越來越多外國技術的擠壓、約束,甚至“捆綁”,之后不得不以巨額專利使用費作為成本來購買海外技術。而本土的技術水平始終停留在低端,甚至出現與國際先進生產性服務的對接能力越來越差,進而影響到下一步的技術研發。與人均GDP長期維持在3000至5000美元的發展階段,很難實現進一步增長的“中等收入陷阱”國家相比,2012年上海人均生產總值已經達到13715美元(以當年美元對人民幣匯率6.2換算),似乎已經跨過這一特殊階段。在一定程度上來看,這也是上海經濟實現成功轉型的階段性表現之一。但要繼續做好中國改革開放排頭兵,上海需要在創新上下大力氣。否則沒有大的技術進步就很難維持經濟的可持續發展。這是關系地區經濟發展的大事,我們一定要從練好內功做起。而目前引進的國際先進生產性服務對上海科技企業技術進步的負向影響也正是本土科技水平相對較低,與國際較難實現對接的典型表現。我們必須從自主研發抓起。在此基礎上再借助國際先進生產性服務的引進來加快本土技術進步,上海要構建創新型城市就有了基礎和根基。否則短期內大量的技術引進不能解決根本性問題,上海很難實現大的技術突破。而這對于建設中的國際化大都市又顯得尤其重要。
因此,上海要在優化進口生產性服務業上下功夫,但這一“引進”機制要更好地發揮作用,還需要加強自主創新能力,強化本土技術水平,否則對海外技術的過度依賴只會使我們漸入“貧困化增長”的怪圈。
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