對外貿易的區域創新促進作用研究

李鑫巖 余金艷 陳權亮 張家超 白雪

摘 要：創新是社會發展的第一動力，在不同經濟發展水平下創新路徑理應有所不同。在“拿來主義”難以為繼、“原始創新”相對薄弱的現實情況下，分析對外貿易如何有效提高區域創新能力顯得尤為重要。為此，本文基于雙重固定面板回歸模型，并運用門檻回歸的分析方法，從地市級層面分析驗證了在不同經濟發展水平下對外貿易對區域創新的差異化促進作用，同時，本文還從政府支出增加和企業利潤增長的視角進一步驗證了其作用機制。

關鍵詞：對外貿易；城市創新；門檻效應；區域創新；創新政策

本文索引：李鑫巖，余金艷，陳權亮，等.<變量 2>[J].中國商論，2024（09）：-022.

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）05（a）--05

1 引言

創新是經濟增長的源泉，更是引領社會發展與時代進步的第一動力（孫志超等，2023）。在過去的幾十年中，我國通過國際科技援助、合作和技術轉讓等“拿來主義”措施不斷獲取新技術和新方法來提高創新能力，進而推動經濟繁榮。但隨著我國經濟實力的發展，外部國家對我國影響力的擔憂與焦慮不斷上升，過去獲取創新能力的途徑難以為繼。此時，通過國際貿易的技術溢出效應進行的“逆向破解”與“二次創新”成為我國除“原始創新”外吸收他國創新能力的重要途徑（皮建才、楊靂，2015）。因此，梳理和分析對外貿易如何提高區域創新能力及其中的作用機制具有極大的實際意義與戰略意義。

國內外學者普遍認為對外貿易可以提高區域創新能力。Grossman和Helpman（1991）是研究創新的先驅，發現了中間品貿易可以促進創新；Li等（2022）研究認為，自由貿易有助于提高企業的可持續創新能力。國內對該問題的研究主要從省級尺度、企業尺度和城市尺度展開。在省級尺度上，鄭展鵬（2014）研究認為，對外貿易對我國技術創新的促進作用強于對外直接投資的影響；向書堅、徐應超（2021）研究發現，對外貿易通過人力資本積累推動企業創新；李檸（2017）研究發現，對外貿易提高區域創新能力具有對外貿易水平的門檻效應。在企業尺度上，喬美華（2019）研究發現，區域對外貿易對工業企業綠色創新效率具有區域經濟水平的雙重門檻效應；趙瑩（2019）研究發現，對外貿易水平的提升會促使企業加大創新投入力度，從而提升區域創新水平；王立勇、范薇（2018）研究發現，雙向貿易對企業創新能力的提高優于單向貿易。在城市尺度上，戴翔、華笑燁（2023）研究發現，自貿區的設立可以促進產業聚集，進而提高城市創新能力。

也有學者認為，對外貿易無法提高區域創新能力，甚至具有抑制作用。Liu和RoseLL （2013）研究發現，進口競爭導致研究方向的不確定性增加，進而抑制了創新；Liu和Qiu （2016）研究發現，關稅的減少帶來高技術中間品的增加，由此產生的替代效應抑制了企業創新；Butyter、Wachowska（2015）分析認為，烏克蘭外貿對創新作用不大；邢孝兵、王詣杉（2010）認為，中國大多數企業并不具有壟斷地位，難以獲取壟斷利潤來支持企業創新，具有較強的“產業鏈低端鎖定”效應；邢孝兵等（2018）對貿易的創新作用進行了實證檢驗，發現低端產品貿易具有創新促進作用，而高端產品貿易抑制了區域創新能力；陶愛萍等（2020）從收入差距的調節作用驗證了中間品進口不利于企業的創新行為。

綜合現有研究情況發現，對外貿易可以顯著提高區域創新能力，而在城市經濟尚不發達時期，由于“進口替代”作用和“產業鏈低端鎖定”作用，對外貿易對區域創新能力的提高尚不明顯，甚至可能存在抑制性作用。隨著城市經濟的發展，城市通過對外貿易來提高區域創新能力的作用關系逐漸顯著，即該過程存在經濟水平的門檻作用。此外，目前的研究尺度主要集中在國家尺度、產品尺度和省級尺度，從地市級尺度分析對外貿易提高城市創新能力機理及過程的研究較少。

基于已有研究，本文采用2007—2019年地級市相關數據，研究了城市對外貿易對區域創新能力的提高作用。本文的邊際貢獻在于：（1）從經濟發展水平的視角出發，研究在不同經濟發展水平上，地級市對外貿易提高區域創新能力的異質性。（2）從增加財政支出和增加企業利潤兩方面，探究了地級市對外貿易提高區域創新能力的作用機制。（3）從城市地域和城市貿易政策兩個角度檢驗了城市對外貿易對創新促進作用的異質性特征。

2 機理分析與研究假設

2.1 機理分析

對外貿易對區域創新能力的提高作用在不同經濟發展水平下有所不同，即具有經濟水平的門檻效應（喬美華，2019）。首先，經濟水平較高的地區通常擁有質量更好的人才資源，有更好的吸收學習能力，能夠更好地支持創新活動。其次，不同經濟水平的地區產業結構不同，經濟發達地區更集中于高科技產業，而經濟落后地區主要從事傳統產業，對外貿易可能通過技術轉移和市場拓展對高科技產業的創新起到更直接的促進作用。最后，不同經濟水平地區的政府可能在創新方面有不同的政策支持力度，經濟發達地區通過財政支出、產業政策等手段更積極地推動創新（胡麗娜，2020）。

對外貿易的發展可以通過增加財政收入來增加財政支出，而財政支出的上漲會促進城市創新（李永剛，2023）。首先，財政支出可用于城市基礎設施的建設，包括科技園區、實驗室等，良好的基礎設施有助于創新生態系統的形成和發展。其次，城市可以利用增加的財政支出投資研發領域，推動科技創新和新技術的發展。另外，增加財政支出可用于提升教育和培訓水平，有著高素質人才的城市更有可能在創新方面取得成功（盧李慧，2020）。最后，政府可以利用財政支出來制定和支持創新政策，提供激勵措施，鼓勵企業和個人進行創新活動。

對外貿易可以增加企業銷售與利潤，企業會使用增加的利潤進行創新活動（唐曼萍等，2021）。首先，企業可以增加對研發的投資，推出新產品或新服務。其次，企業可以加快現有技術的升級，提高生產效率或產品質量，推動企業創新。另外，利潤的增加使企業更好地拓展市場，這種擴張可以帶來新的商機和機會。最后，企業可以提高員工素質，高素質的團隊有助于推動創新活動（孔曉婷，2017）（見圖1）。

2.2 研究假設

基于上述分析，本文提出以下研究假設：

假設1：城市對外貿易可以促進創新，且該促進作用具有經濟發展水平的門檻效應；

假設2：城市對外貿易可以通過增加財政支出、提高企業利潤進而提升城市創新水平。

3 數據來源與變量選取

3.1 數據來源

本文以2007—2021年中國249個地級市為研究對象，篩除了數據缺失嚴重和行政級別變化的地級市。本文地級市數據主要來源于《中國城市統計年鑒》、EPS數據庫等。為防止異常值的影響，本文對所有連續變量進行1%分位兩端縮尾處理。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文使用專利申請量作為評判地區創新的指標，具體包括發明、實用新型及外觀設計三種專利申請量。城市專利申請量用Pat表示，相關數據來源于《專利統計公報》，本文對因變量進行對數處理。

3.2.2 核心解釋變量

本文使用地市級進出口貿易總額代表城市對外貿易水平。城市進出口總額用Put表示，本文對核心自變量進行對數處理。

3.2.3 控制變量

參考黃凌云、張寬（2020）的研究，本文選取控制變量如下：（1）城市消費水平（con），用社會消費品零售總額表示；（2）產業結構（pser），用國內生產總值中第三產業所占比例表示；（3）城鎮化水平（urbr），用戶籍人口中城鎮人口所占比例表示；（4）金融發展水平（dep），用存貸款余額表示；（5）通信水平（cal），用移動電話年末用戶數表示。為減輕異方差等其他問題，本文對部分控制變量取對數處理。

3.2.4 門檻變量

本文將人均生產總值作為門檻變量，人均地區生產總值用pgdp表示。

3.2.5 中介變量

本文選擇規模以上工業企業利潤總額作為企業利潤的代理指標，用pro表示；選擇政府財政支出作為財政支出的代理指標，用fis表示。本文對中介變量進行對數處理。

3.3 統計性描述分析

對相關變量的描述性統計如表1所示。

4 實證模型設定

本文分析我國249個中大型城市對外貿易對創新的拉動作用，同時檢驗城市經濟發展水平的門檻效應。因此，構建以下回歸面板模型和門檻效應模型進行實證檢驗：

LnPatit=a+β1Lputit+βiXit+μi+γt+εi，t（1）

其中，i為城市；t為年份；LnPati，t為被解釋變量；Lputi，t為核心解釋變量；Xi，t表示控制變量；μi表示地區效應；γt表示時間效應；εi，t表示誤差。

檢驗城市進出口貿易對城市創新拉動作用的門檻效應，在回歸面板模型的基礎上構建門檻模型：

LnPatit=a+β1Lputit*I（pgdpit＜σ）+β2Lputit*I（pgdpit>σ）+βiXit+μi+γt+εi，t（2）

其中，pgdpit為門檻變量，以t年i城市人均地區生產總值表示地區經濟發展水平；σ表示門檻值。I為示性函數，當符合括號內的條件時，函數值取1；否則取0。

5 實證檢驗過程

5.1 基準回歸分析

在以式（1）為模型的基準回歸中，具體結果如表2所示。由表2可知，核心解釋變量—城市創新水平的系數顯著為正，即驗證了假設1中的一部分，城市對外貿易的發展可以促進城市創新水平的提升。

5.2 門檻效應檢驗

在對式（2）中的門檻效應檢驗之前，本文使用自抽樣法（Bootstrap）進行300次樣本抽樣判別門檻個數，具體分析結果如表3所示。由表3可知，單一門檻和雙重門檻均通過了1%顯著性水平的檢驗，而三重門檻未通過10%門檻效應檢驗。鑒于此，本文使用雙重門檻效應對式（2）進行檢驗分析。

雙重門檻效應的分析結果如表4所示，可知城市對外貿易對創新的經濟水平門檻效應存在雙重門檻值，門檻值為16899.0000和26480.0000。

對式（2）進行雙重門檻效應的回歸結果如表5所示。由表5可知，當pgdp<16899時，Lput系數不顯著，說明城市在較低經濟發展水平下，對外貿易無法提高區域創新能力；當16899

至此，假設1得證，即城市對外貿易可以促進創新，且該促進效應具有經濟發展水平的門檻效應。

5.3 機制檢驗

本文對城市對外貿易對城市創新的促進效應進行機制檢驗，使用中介效應模型進行機制檢驗，如式（3）和式（4）所示。Mediatorit表示中介變量，本文使用規模上工業企業利潤和政府財政支出作為中介變量進行機制檢驗，具體檢驗結果如表6所示。

Mediatorit=a+β1Lputit+Xitβi+μi+γt+εi，t（3）

LnPatit=a+β0Mediatorit+β1Lputit+Xitβi+μi+γt+εi，t（4）

在表6列（1）的回歸中，Lput系數在1%水平上顯著為正，說明城市對外貿易的發展促進了企業利潤的提高；列（2）中Lput和Lpro系數均在1%水平上顯著為正，且通過1%水平上的Sobel|Z|檢驗，可知，城市對外貿易的發展可以促進城市內企業利潤的提高，而城市內企業利潤的提高可以提升城市的創新水平。

在表6列（3）的回歸中，Lfis系數在1%水平上顯著為正，說明城市對外貿易的發展促進了政府支出的提高；列（4）中的Lfis和Lput系數均在1%水平上顯著為正，且通過1%水平上的Sobel|Z|檢驗，可知城市對外貿易的發展可以促進政府財政支出的提高，而政府財政支出的提高可以提升城市的創新水平。

至此，假設2得證，即城市對外貿易可以通過拉動外商投資、提高企業利潤進而提升城市創新水平。

6 結語

6.1 優化貿易結構，改善對外貿易環境

（1）優化貿易結構。第一，推動出口產品向高質量、高附加值方向發展。第二，積極改善進口結構，滿足國內市場需求與國內技術發展需求。（2）改善對外貿易環境。第一，積極參與國際貿易規則制定，推動提高國際貿易自由化和便利化程度。第二，推動多邊、雙邊和區域經濟合作，拓寬貿易網絡，為我國從貿易大國向貿易強國的轉變助力。

6.2 因地制宜制定貿易政策與創新政策

（1）因地制宜制定貿易政策。第一，充分考慮地區產業結構，發揮優勢產業競爭力，保護弱勢產業。第二，充分利用本地區資源稟賦，對相關資源進出口進行有效干預。（2）因地制宜制定創新政策。第一，加大本地區企業創新激勵，實施財政補貼和稅收優惠。第二，加強地區知識產權保護，提升知識產權保護水平。

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