自主研發、技術轉移方式與區域創新質量

侯 建，陳 恒

(哈爾濱工程大學經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

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自主研發、技術轉移方式與區域創新質量

侯 建，陳 恒

(哈爾濱工程大學經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

采用 2009—2014年30個省份區域面板數據，使用最新改進的非線性動態面板門檻模型，以區域已有技術水平為門檻變量，實證分析了自主研發、技術轉移與區域創新質量關系中非線性動態作用機理。研究發現：自主研發和技術轉移對區域創新質量均存在顯著的區域已有技術水平雙門檻效應，區域已有技術水平較低時，自主研發和技術轉移推動作用均不明顯或呈現負向影響，而當區域已有技術水平跨越“臨界值”時，自主研發和技術轉移發揮正向作用，其中國內技術購買的技術創新路徑最為有效。

自主研發；技術轉移方式；區域創新質量；動態面板門檻模型

1 引言

創新驅動發展戰略推動和知識經濟的革新帶來了新的發展契機，創新質量問題成為落實創新驅動發展的關鍵一環。Haner[1]首次創造性地引入了創新質量的整合定義，創新質量是創新績效在過程、產出和經濟效益這三個維度的總合，或者說是所有創新總的結果[2]。“創新”+“質量”成為衡量創新能力最重要的方面之一，引起了理論界與政策層面的廣泛探討和關注。同時，按照“自主創新,重點跨越,支撐發展,引領未來”的國家未來科技發展方向，自主研發與技術轉移體系成為這一支撐和引領創新驅動發展的載體。一般而言，區域創新發展除了通過自主研發的技術進步路徑實現外，技術轉移無疑是重要的技術變遷方式[3]。國外技術引進與國內區域間技術購買逐步成為區域優化科技資源配置的有效途徑[4-5]。然而，目前來說，中國自主研發投入強度的相對動力不足，長期位于國際創新鏈低端位置發展，加上資源和環境的壓力加劇，依靠傳統要素比較優勢的技術轉移路徑的不可持續性日益凸顯，技術轉移在催化技術進步的創新驅動體系中依然處于薄弱環節[6]。

多數學者認為，自主研發、技術轉移是區域技術創新的提升主導力量[7]。Schneider[8]研究發現，引進技術對發達國家和發展中國家技術進步均發揮了有利正向影響,國外技術引進溢出效應更強。Braga等[9]分析表明，自主研發和技術引進均積極促進了企業績效的提升。國內學者也支持了這些觀點，總體上自主研發與技術轉移對中國的技術創新都具有正向效應，其影響強度存在差異[3，10-11]。然而，隨著實際情況變化和研究不斷深入，王鵬等[12]、俞立平等[13]探究表明國外技術引進和國內技術購買的推動作用并不明顯。

綜上,大量研究表明自主研發和技術轉移是影響區域創新能力的關鍵因素，且影響效應各不一致。究竟什么樣的技術創新路徑才是最有效的？現行中國自主研發、國外技術引進與國內技術購買如何驅動區域創新質量發展？存在怎樣的復雜影響機理及其區域差異？由于中國經濟基礎、技術發展水平和創新能力積累等區域異質性嚴重，除了單純考慮自主研發與技術轉移對區域創新績效的影響外,還應將區域差異納入框架，考慮其已有技術水平差異造成的復雜的非線性效應，有必要進一步拓展。

2 模型與變量

2.1 模型構建

Hansen[14]首次提出了包含個體固定效應的靜態平衡面板數據門檻回歸模型。針對傳統的靜態面板門檻方法忽視內生變量的處理，不能反映變量滯后影響與動態變化的不足，本文加入滯后變量控制時滯效應和動態因素影響，根據新發展的動態面板估計方法，在Hansen[14]方法估計動態面板門檻值基礎上，進一步采用Arellano等[15]提出的一階差分GMM估計法，探究不同的門檻數值區間估計系數及差異。

基于Griliches-Jaffe知識生產函數[16]，結合文獻研究，區域技術創新也是研發人員、進出口貿易和外商直接投資等因素共同作用的結果。考慮到知識創新上一年度對本年度存在影響，本文利用上述改進的動態面板門檻估計法進行滯后回歸分析，探究具體的門檻機理及區域差異。以單門檻為例，本文拓展的計量模型為：

自主研發動態門檻機理模型：

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1IRDitI(Qit≤γ)+β2IRDitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(1)

技術轉移動態門檻機理模型：

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1FTRitI(Qit≤γ)+β2FTRitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(2)

INQit=α0+α1INQit-1+α2FDIit+α3STHit+α4IETit+β1DTRitI(Qit≤γ)+β2DTRitI(Qit>γ)+μi+νt+εit

(3)

式(1)～(3)中，被解釋變量INQit為第i地區第t年的區域創新質量；INQit-1為加入的被解釋變量滯后一期控制動態影響；核心解釋變量IRDit、FTRit和DTRit分別為自主研發、國外技術引進和國內技術購買；控制變量FDIit、STHit和IETit分別為外商直接投資、研發人員和進出口貿易因素；門檻變量Qit為已有技術水平；r為門檻估計值。

2.2 變量說明

區域創新質量(INQ)：創新“質量”特征體現在數量、績效、特點、對消費者(市場)的價值、創新的程度方面[1]。綜合創新與質量理論[2，17]，技術市場成交額是衡量區域技術創新活動整個生產過程績效和價值的重要指標[18]，加上數據可獲得性和可比性，選取人均技術市場成交額代理表示。

自主研發(IRD)：根據科技經費的用途和來源，以R&D支出與技術改造經費之和表示自主研發。同時，由于技術進步活動同時存在當前和時滯效應影響[12]，本文采用自主研發存量指標度量。

技術轉移(TRA)：由于技術轉移來源包括國外技術引進與國內區域間技術購買[5]，本文分別用國外技術引進(FTR)和國內技術購買(DTR)兩種技術轉移路徑表示，國外技術引進FTR由技術引進經費與消化吸收經費之和計算得到，DTR由購買國內技術經費表示，均由存量指標度量。

已有技術水平(ETC)：專利作為直接衡量區域創新活動績效指標，其擁有的發明專利數則最有效表明了地區的技術條件和能力，本文用上一年企業擁有的發明專利數來表示。

外商直接投資(FDI)外商直接投資通常會對一國或區域技術創新產生外溢效應[19]，由區域實際利用外商直接投資數據表示，仍然采用外商直接投資存量指標估算。

研發人力資源(STH)由區域R&D人員占該區域總從業人員比重計算得到。

進出口貿易強度(IET)利用區域外貿進出口總額占該區域GDP比重估算表示。

本文收集大陸30個省份2009—2014年區域數據(西藏數據缺失較多，未納入研究范圍)，所選取變量數據均來自2010—2015年《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》以及各省份統計年鑒、各省份國民經濟和社會發展統計公報等。同時涉及企業數據統一口徑為規模以上地區工業企業數據；涉及資金數據單位統一為萬元；對IRD、FTR、DTR、ETC和FDI數據均做了對數處理。INQ原始數據各省份技術市場成交額用工業品出廠價格指數進行平減，FDI數據采用固定資產投資價格指數平減，IRD、FTR、DTR數據采用研發價格指數(0.55×消費者價格指數+0.45×固定資產投資價格指數)平減，均以2009年為基期。IRD、FTR、DTR和FDI變量均采用永續盤存法估算其存量。本文對所采用的指標在1分位和99分位進行winsor縮尾處理，表1為各變量具體說明。

表1 各變量含義說明

3 實證分析

3.1 實證結果

首先進行動態門檻效應檢驗。表2中，無論是自主研發門檻效應(模型1)、國外技術引進門檻效應(模型2)，還是國內技術購買門檻效應(模型3)，以區域已有技術水平為門檻變量，單門檻效應在5%的顯著性水平上均顯著，雙門檻效應在5%的顯著水平上均顯著，而三門檻效應在5%水平上均不顯著，故本文選用雙門檻模型進行分析。

其次，估計雙門檻模型的門檻值結果。表3分別顯示了模型1～3中,以各區域已有技術水平為門檻變量條件下的門檻估計值和95%置信區間。模型1中第一個門檻估計值為8.901，第二個門檻估計值為9.558；模型2中第一個門檻估計值為9.558，第二個門檻估計值為8.901；模型3中第一個門檻估計值為9.558，第二個門檻估計值為8.901。

表2 動態門檻自抽樣檢驗

表3 動態門檻估計值

同時，根據似然比統計量構造 “非拒絕域”得到有效漸進置信區間，并通過函數趨勢圖清晰展示出來(見圖1～3)。

模型1中，當以已有技術水平為門檻值時，似然比值接近于零，第一個門檻估計值在[6.528,9.177]區間內，第二個門檻估計值處于[9.550,9.729]區間內，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設接受域內，兩個門檻值等于實際值(η1=η2)。

圖1 自主研發門檻效應(模型1)

模型2中，當以已有技術水平為門檻值時，似然比值接近于零，第一個門檻估計值在[9.550,9.623]區間內，第二個門檻估計值處于[8.871,8.901]區間內，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設接受域內，兩個門檻值等于實際值(η1=η2)。

模型3中，當以已有技術水平為門檻值時，似然比值接近于零，第一個門檻估計值在[9.550,9.817]區間內，第二個門檻估計值處于[8.634,8.901]區間內，似然比值小于5%顯著性水平的臨界值在原假設接受域內，兩個門檻值等于實際值(η1=η2)。

圖2 國外技術引進門檻效應(模型2)

圖3 國內技術購買門檻效應(模型3)

最后，對動態雙門檻模型進行參數估計。本文以區域已有技術水平為門檻分別對自主研發、國外技術引進和國內技術購買對區域創新質量的門檻效應進行影響參數估計，結果見表4。

表4 參數估計結果

注：AR(1)檢驗、AR(2)檢驗、Sargan檢驗均給出了P值報告。

基于實證結果，模型1～3中存在顯著的已有技術水平雙門檻效應，影響程度也存在差異。同時模型1～3中加入的INQit-1滯后變量回歸系數均顯著，Sargan檢驗和AR(1)、AR(2)檢驗均通過，即本文采用工具變量有效，設定的動態面板門檻模型是合理的。

3.2 結果分析

從表4的參數估計結果來看,自主研發、技術轉移對區域創新質量的影響機理中，明顯存在已有技術水平雙門檻效應，自主研發、技術轉移與區域創新質量呈現顯著的非線性關系。當區域已有技術水平在8.901之下時，自主研發推動技術創新作用不明顯；而區域已有技術水平上升到8.901與9.558之間時，自主研發起到了微弱的負向影響；區域已有技術水平跨越9.558時，自主研發負向效應減弱。國外技術引進在區域已有技術水平位于8.901與9.558之間時，起到了顯著的負向影響；在區域已有技術水平超過9.558時，轉變為正向推動效應；國內技術購買在區域已有技術水平超過9.558時，發揮出顯著的正向推動作用。總的來看，由于區域技術進步活動是區域技術與經濟等因素共同作用的結果，區域已有創新能力受到研發資金、科技人員和金融發展水平等因素制約[19]，而自主研發需要大量資金、人力支撐，需要一定的已有技術積累才能充分發揮其正向促進作用；而通過國外技術引進與國內技術購買方式來推動區域創新質量提升，更需要較強的引進技術的消化吸收能力，只有區域在掌握引進技術及其包含的隱性技術的基礎上改進產品和技術，才能提高區域創新質量，這就對區域已有技術條件有一定要求。例如中國東部沿海大部分區域，首先，區域技術創新、技術市場和經濟基礎等較好，與國外技術差距也相對較小，有利于東部區域通過自主研發積累創新，但同時使得國外技術引進對區域創新質量提升的溢出效應相對減少。其次，東部區域的技術創新還未充分達到國外先進水平，通過自身完善的已有技術積累與自主研發能力可以充分吸收國外技術引進和技術改造帶來的先進技術，從而進一步提升東部區域技術創新質量[12]。國內技術購買的技術創新路徑中，只有當區域已有技術能力較強時，國內技術才能形成技術前沿優勢，增強技術的替代性[20]，因此會促進國內技術間流動，提高國內引進技術的溢出空間，在三種技術創新路徑中提升作用最有效。

表5 已有技術水平門檻區域分布

注：限于篇幅，ETC≤8.901區域分布未列入表中。

從表5中可以看出，以已有技術水平(ETC)為門檻變量，根據雙門檻區間將本文研究內的30個省份數據劃分為三個區域，即高技術水平區域、中技術水平區域和低技術水平區域。通過分析不同省份在不同年份的已有技術水平區域分布發現，東部沿海省份廣東、江蘇和浙江在2009—2014年主要處于高技術水平區域，上海、北京、山東后來居上；湖南、安徽中部區域則較多處于中技術水平區域；其余中西部大部分區域則長期處于低技術水平區域。

4 結論與啟示

本文研究發現：①區域已有技術水平較低時，自主研發和技術轉移推動作用均不明顯或呈現負向影響，而當區域已有技術水平跨越“臨界值”時，自主研發和技術轉移發揮正向作用，其中國內技術購買的技術創新路徑最為顯著和有效；②不同省份在選擇技術創新路徑來有效提升區域創新質量方面存在明顯差異，東部區域更多地優化吸收引進國內外先進技術前沿，而中西部多數區域需要更多地加大自主研發投入。

本文研究結果提供了一定的政策啟示：首先，在各區域正確權衡與選擇技術創新路徑方面，應當考慮當針對地區已有技術水平差異，東部及沿海省份廣東、江蘇、浙江、上海、山東以及北京等區域，鼓勵企業和科研單位充分利用其完善的自主研發創新基礎，繼續更多地充分吸收引進國內外先進技術前沿，發揮技術轉移驅動效應；而中西部多數區域受多方面原因的制約，整體技術基礎還不夠完善，需要更多地通過加大自主研發投入，提升自身已有技術條件和知識積累，增強前沿技術的消化吸收和再次創新能力，充分發揮技術轉移的溢出效應，才能實現區域創新質量跨越式可持續發展。其次，現行中國自主研發、國外技術引進與國內技術購買驅動區域創新質量發展存在經濟基礎、技術發展水平和創新能力積累等綜合因素復雜影響，政府以及企業單位應高度重視本區域以及自身的技術創新積累，完善技術創新資金、人力、科研設施等基礎建設，創造良好創新環境，以提高技術創新路徑利用效率。

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(責任編輯 沈蓉)

Independent R&D,Technology Transfer and Regional Innovation Quality

Hou Jian，Chen Heng

(School of Economics and Management,Harbin Engineering University,Harbin 150001,China)

This paper used the regional panel data of China’s 30 provinces in 2009—2014 and the improved nonlinear dynamic panel threshold model to empirically analyze the nonlinear dynamic mechanism of the relationship among independent R&D,technology transfer and regional innovation quality based on the threshold variable of existing technical level.The results show that the independent R&D and technology transfer on regional innovation quality had a significant double threshold effect of regional technical level.When the region had a lower level of technology,independent R&D and technology transfer are not obvious or had a negative effect.And when the regional technological level has been across the“critical value”,the independent R&D and technology transfer played a positive role,and the technology innovation path of domestic technology purchase was the most effective one.Different regions in the choice of effective technological innovation path needed significant differences.

Independent R&D;Technology transfer;Regional innovation quality;Dynamic panel threshold model

國家軟科學基金項目(2013GXS5B190),中央高校基金(HEUCFZ1609)。

2016-03-18

侯建(1990-)，男，河南新鄉人，哈爾濱工程大學經濟管理學院博士研究生；研究方向：技術創新路徑與影響機理。

F204

A