國際創新資源流動對區域創新的影響

趙 昱，杜德斌，柏 玲，張 祥，石 奇

(1. 華東師范大學科技創新與發展戰略研究中心，上海 200241;2. 桂林理工大學管理學院，廣西 桂林 541004;3. 華東師范大學地理信息科學教育部重點實驗室，上海 200241)

隨著科技全球化的發展，創新資源大規模跨國流動，其對各國創新系統的影響備受關注［1-4］。全球創新資源流動是在跨國公司研發全球化推動下，國際技術轉移深化的表現。它不僅是創新成果的流動，而且是創新過程的轉移。創新資源國際流動對東道國的影響機制復雜，受創新資源類型、跨國公司研發投資動機、創新資源轉移方式和東道國創新系統狀況等多因素影響，在各國的凈效應可能差異懸殊。相關研究以定性分析為主，定量分析較薄弱，少量研究如盛壘［5］從產業角度發現了正面影響的證據，而從空間視角展開的實證研究還不多。本文擬應用空間計量模型探討在華國際創新資源的空間特征、空間效應及對自主創新產出的影響。

1 研究方法、指標及數據來源

1.1 研究方法

探索性空間數據分析用于描繪和直觀展示空間分布形式，探測空間關聯、空間集聚現象，揭示非典型的局部區位、空間離群點、空間政區等形態的空間異質現象。空間計量經濟學方法將空間效應納入模型，降低了傳統回歸模型的估計偏誤［6-7］。本文采用探索性空間數據分析技術考察國際創新資源的空間分布格局，接著通過空間計量模型估計國際創新資源流動對我國區域創新產出的影響。

1.2 指標選取和數據來源

創新資源的要素構成復雜，本文目的不是在一個模型中窮盡所有創新資源要素，而是檢驗其中一組公認的關鍵資源要素對自主創新的影響。本文以內資大中型工業企業專利申請數為因變量，地區研發努力和國際創新資源流動量為自變量，其中研發努力用內資大中型工業企業的研發投入、科技人員數表示，國際創新資源包括國際創新人才、外國技術及外資研發投資三部分。由于目前還沒有創新人才省域分布的公開統計資料，因此以省域外國留學生數為代理指標;外國技術流動采用省域國際技術引進額表示;跨國研發投資采用三資大中型工業企業內部研發支出額表示。

除了特殊說明，研究區域為中國大陸30 個省級行政區。大中型工業企業的專利申請數、技術引進額及內部研發支出額、新產品產值、工業總產值數據來自2003—2009 年的《中國科技統計年鑒》(2009 年后不再專門提供三資企業科技活動統計數據)，價格數據來自相應年份《中國統計年鑒》、留學生數據來自《來華留學生簡明統計》。

2 實證研究結果分析

2.1 全局空間自相關分析

國際創新資源的空間自相關指數為正值，說明創新資源規模類似的省區趨于集聚分布。國外技術引進和外資研發投資的空間自相關強度較大，Moran 指數分別介于0.10 ～0.61 和0.17 ～0.39 之間，總體通過1%的顯著性檢驗。留學生和專利申請數變量的Moran 指數值和顯著性相對較低，Moran 指數分別介于0.08 ～0.13 和0.07 ～0.24 之間，大多通過10%的顯著性檢驗。從趨勢上看，國際創新資源的空間自相關指數無單調變化趨勢。

2.2 局部空間自相關分析

通過比較分析創新資源的Moran 散點圖省域分布情況，我們可以發現以下特點:

首先，國際創新資源流動的格局與中國經濟發展的格局具有相似性，集中分布在中國的東部沿海省份，主要在長三角、珠三角和環渤海地區。西部內陸地區則由于經濟發展水平較低，流入的創新資源相對比較缺乏，形成連片的低值集聚區(見表1)。

其次，從發展趨勢來看，創新資源流動格局既表現出較顯著的空間鎖定特征，局部也呈現新的變化。創新資源的傳統流入地一直是長三角的上海、江蘇和浙江，環渤海的北京和天津，以及對外開放較早的珠三角地區還有福建省。然而隨著經濟的發展，開放時間稍晚的山東省創新資源吸收能力也越來越強，地位日益上升，有望成為吸收國際創新資源的新興重要區域。在高值集聚區內部也存在變化。2003 年廣東省國際技術引進規模排全國第五，但到2007 年上升為全國第一，江蘇則從第一名下降到了第四名;類似地，吸收外資研發投資最多的上海下降到第三，而江蘇則從第三名上升到第一名。

最后，影響不同的創新資源要素流動的因素不同，具體的省份分布存在差異。浙江和福建集聚的外資專利和外資研發投資都較豐富，但國際創新人才在兩省的分布都較少。在環渤海地區，北京的國際創新資源較富集，但國際技術則主要流向了制造業基礎較強的天津、山東和遼寧。

表1 2007 年中國30 個省(市)國際創新資源Moran 散點圖省域分布情況

2.3 空間誤差與空間滯后模型分析

創新活動常常具有空間集聚性和依賴性。專利申請數的Moran 指數表明省域外資專利申請存在正空間相關，因此我們采用空間滯后和空間誤差模型考察創新資源流動對省域自主創新的影響。在創新的實證研究中，知識生產函數是主要的分析工具。Anselin［8］、Jaffe［9］、蘇方林［7］等都曾用其進行區域創新的研究。知識生產函數為科布道格拉斯生產函數形式，建立起創新產出、投入及相關影響因素指標之間的關系，本文使用的模型為:

其中，i 表示第i 個省區，PATi表示省域內資企業的創新產出，用地區企業專利申請數減外資部分得到(項)，RDEi表示內資企業創新資金，等于科技活動經費內部支出總額減外資相應部分(萬元)RDHi，表示內資企業研發人員投入，等于科技活動人員數減外資科技活動人員數(萬人)，FRDi表示外資研發投資，用外資研發占省域研發比重(%)衡量，TIMi表示技術流動，用省域技術引進費總額減外資部分(萬元)得到，FTAi表示國際人才流動，用外國留學生數(人)表示，COMi為控制變量，反映競爭狀況，用新產品產值占工業總產值比重(%)表示。

為降低數據波動影響，所有指標取2005—2007 年的均值。研發投入、技術引進和工業產值通過2005 年地區工業品出廠價格指數進行了價格調整。

對6 個自變量進行相關分析發現，自變量之間存在共線性問題，因此首先通過因子分析找出影響省域自主創新的主要因素并消除共線性［10］。我們通過主成分法提取了兩個影響自主創新產出的主因素(共解釋了原解釋變量方差的78.9 %)。第一因素主要由內資企業的自主研發努力解釋，這種自主研發和引進技術密切聯系。第二因素主要涉及企業自主創新活動的外部環境，如外資研發投資、創新人才流動和地區競爭狀況。

在實證分析中，本文以兩個因子變量代替原始解釋變量進行模型估計，簡化為:

其中，PTA 是地區內資企業的專利申請數，C是常數項，FAC1，FAC2 是提取的因子變量，它們從內部研發努力和外部環境兩個層面反映了國際創新資源流動對內資企業創新活動的影響。

經典回歸模型的R2=0.68，說明自主研發努力、國際創新資源與自主創新產出之間存在顯著相關關系，兩個因子變量解釋了因變量變差的68%。兩個因子變量的回歸系數均為正，且都通過了5 %水平的顯著性檢驗，說明自主研發努力和國際創新資源對自主創新產出有正向影響。前文的計算表明，創新活動變量存在空間自相關，表現出相似值的空間集聚，因此經典線性回歸模型可能存在模型設定不當問題。解決空間相關問題的方法之一是在估計方程中引入空間權值矩陣，在原模型的基礎上建立空間相關模型。

空間滯后模型R2=0.728，明顯高于普通最小二乘模型和空間誤差模型(見表2)。進一步比較對數似然函數值LogL、赤池信息準則AIC 和施瓦茲準則SC 值發現，空間滯后模型的LogL 最大(-31.142)，AIC 最小，似然比率LR 也通過了5%水平的顯著性檢驗。由于“對數似然函數值(LogL)越大，似然率(LR)越小，赤池信息值(AIC)和施瓦茨準則值(SC)越小，模型擬合效果越好”［6］。因此與普通最小二乘模型 (OLS)，空間誤差模型 (SEM)相比，空間滯后模型(SLM)模型有更理想的解釋力度。

表2 普通最小二乘模型、空間誤差模型和空間滯后模型估計結果

空間滯后模型的滯后項系數ρ =0.208，通過5%的顯著性水平檢驗，說明不同省區自主創新活動存在空間交互作用，使得省域創新活動的影響不僅取決于當地的創新產出，還受周邊地區創新活動的影響。經典的OLS 模型忽略空間滯后、空間誤差因素，模型設定存在偏差。

在影響我國自主創新產出的兩個因素中，系數都是正的，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明我國的自主創新努力帶來了創新產出的增長，同時外資研發、國際人才等創新資源也對創新產出有促進作用。另外FAC1 的系數大于FAC2 的系數，說明盡管外部資源對我國的創新產出有積極作用，但是內資企業本身的創新努力對創新產出的貢獻仍起主要作用。劉小魯［11］也發現，自主研發、國外技術和FDI 對我國創新能力積累有顯著正效應，而自主研發影響最大，本文的研究支持了該結論。外部創新資源系數較低可能與其在創新投入總量中比例較低有關。2007 年外資占國有大中型企業內部研發支出的19%。國際創新資源對內資企業的影響途徑有兩個，首先是內資企業根據自己的研發需要，有選擇地引進國外技術并消化吸收后提升創新產出水平。在本文的模型中，技術引進主要是促進、而不是替代了內資企業的創新投入。第二個路徑是外部創新資源流動通過改變自主創新的環境造成間接影響，這種影響可能是通過技術的示范效應、人員的流動和競爭效應等機制實現的。

3 結論與討論

本文對國際創新資源在我國省域的空間特征及其影響的研究發現:第一，國際創新資源分布具有顯著的空間相關性，呈集聚分布模式，形成了以東部長三角、珠三角和環渤海地區為核心，中西部內陸省區為外圍的核心- 邊沿分布格局。第二，國際創新資源對我國省域自主創新產出有顯著的正向作用，說明隨著我國經濟科技實力的提高，對國際創新資源的吸收能力總體上也在提高，其中企業的自主研發發揮著主導作用。第三，空間滯后模型顯著改善了傳統計量模型的估計效果，并且提供了省域創新空間關聯的信息。空間滯后模型的滯后系數顯著為正，說明我國省域創新活動存在空間溢出現象。

本研究的啟示有三點，首先，為了廣泛吸收和利用國際創新資源，應繼續完善開放、統一、充分競爭而又規范的要素大市場，集聚全球創新資源，創造有利的自主創新外部環境;其次，應繼續完善國家創新系統，確立企業創新主體地位，增加自主創新投入，引導和支持創新要素向企業集聚，促進企業開展原始創新、集成創新和消化吸收再創新;最后，注意區域間創新活動的外部性和空間關聯性，優化創新資源流動格局，發揮外資在促進區域協調發展中的積極作用。

［1］薛瀾，沈群紅. 科技全球化及其對中國科技發展的政策涵義［J］.世界經濟，2001，(10).

［2］OECD. The Internationalisation of Business R＆D:Evidence，Impacts and Implications［R］.Paris:OECD，2008.

［3］王春法. 科技全球化與中國科技發展的戰略選擇［M］.北京:中國社會科學出版社，2008.

［4］杜德斌. 跨國公司在華研發:發展，影響及對策研究［M］.北京:科學出版社，2009.

［5］盛壘. 外資研發是否促進了我國自主創新?——一個基于中國行業面板數據的研究［J］. 科學學研究，2010，28(10):1571 -1581.

［6］吳玉鳴. 大學，企業研發與區域創新的空間統計與計量分析［J］.數理統計與管理，2008，26(2):318 -324.

［7］蘇方林. 中國省域R＆D 溢出的空間模式研究［J］.科學學研究，2006，24(5):696 -701.

［8］Anselin L，Varga A，Acs Z. Local Geographic Spillovers between University Research and High Technology Innovations［J］.Journal of Urban Economics，1997，42(3):422 -448.

［9］Jaffe A B. Real Effects of Academic Research［J］.The American Economic Review，1989:957 -970.

［10］張戰仁，杜德斌. 在華跨國公司研發投資集聚的空間溢出效應及區位決定因素［J］.地理科學，2010，30(1):387 -396.

［11］劉小魯. 我國創新能力積累的主要途徑:R＆D，技術引進，還是FDI?［J］.經濟評論，2011，(3):88 -96.