内生创新努力、贸易开放与高技术产业技术进步——基于中国省级面板数据SUR模型的实证分析

陈　昭　胡晓丹

(广东外语外贸大学　经济贸易学院， 广州　510006)



内生创新努力、贸易开放与高技术产业技术进步
——基于中国省级面板数据SUR模型的实证分析

陈昭胡晓丹

(广东外语外贸大学经济贸易学院， 广州510006)

基于修正后的柯布——道格拉斯生产函数，建立高技术产业技术进步的面板模型，利用1995-2013年中国省级面板数据，通过面板单位根、协整与格兰杰因果检验，运用SUR(似不相关回归)方法，实证了内生创新努力、贸易开放与高技术产业技术进步之间的长期均衡稳定关系。结果表明内生创新努力和贸易开放对高技术产业的技术进步均有显著的正向作用，并且高技术产业的技术进步主要依靠内生创新努力。因此，中国应高度重视内生创新努力并加大R&D投入，同时积极稳妥加快推进“一带一路”建设，从而有利于扩大贸易开放、各国的经济合作和技术交流并以此促进高技术产业技术进步，达到合作共赢的战略方针和目标。

内生创新努力； 贸易开放； 高技术产业； 技术进步； 面板数据

一、引　言

技术进步是经济增长的首要推动力，随着科学技术的进步，高技术产业作为一国经济的战略性先导产业，在经济发展中占据着越来越重要的位置。改革开放以来，中国的高技术产业迅猛发展，外资在其中确实发挥了非常重要的作用。然而，企业自身的创新努力以及贸易开放所带来的促进作用也是不容忽视的，因为单纯依靠外商投资的溢出效应，缺乏自主创新能力是无法实现经济的可持续发展的，企业必须充分发挥技术引进、消化、吸收、再创新联动机制的积极作用，由此推动高技术产业的技术进步，不断缩小与溢出国之间的技术差距，由主要依靠技术外溢逐步转向主要依靠自主创新来推动经济的长远发展。

此外，国际贸易也是国际技术溢出的主要渠道之一，由国际贸易所带来的技术扩散可以使各国共享技术创新的成果。随着经济全球化的发展，各国的经济通过投资、贸易等方式紧密地联系在一起。为了顺应时代发展的潮流和推动各国经济合作互利共赢，中国国家主席习近平在2013年下半年正式提出“一带一路”的战略构想，秉承21世纪国际合作发展的新理念，希望与沿线国家共同打造政治互信、经济融合、文化包容的新型合作机制，而且随着亚投行的成立，“一带一路”也得到了越来越多国家的赞同与支持。一国的贸易开放程度越高，资本和商品的流动就越快，所能接触到的技术传播渠道也越多。贸易开放不仅能够通过进口高技术产品、进行技术贸易等推动本国的技术进步，还能通过由此带来的技术溢出效应如竞争效应、示范效应等间接带动本国技术的发展，不断改善本国产品的质量和提高生产效率。同时，学术界对此也存在质疑的声音，认为技术创新是一个需要自我积累的过程，过度依赖贸易开放对技术进步的作用只能带来一时的繁荣，甚至还可能会削弱本国的自主创新能力，不利于一国长期的发展。内生创新努力对高技术产业技术进步的影响程度如何，贸易开放是否有利于高技术产业技术进步，这些都仍有待进一步的深入探讨。

二、文献综述

纵观相关文献，国内外关于技术溢出的研究相当之多，关于FDI与高新技术产业之间关系的研究也是当今的一个热点，有一些学者通过实证研究证明了FDI对高新技术产业的技术溢出效应，如Kokko(1994)、Apergis et al.(2008)、钟鸣长和郑慕强(2009)等;也有部分学者持相反观点，认为FDI对高新技术产业技术进步的影响并不显著，如江小涓和冯远(2000)、Sadik和Bolbol(2001)等。在相关的研究中，关于接受国自身的创新努力和整个经济环境中贸易开放程度对高技术产业技术进步的影响等关注相对较少。然而，随着内生创新能力的作用日益突显，经济全球化不断深入，各国之间的经济日益紧密，学者们也开始将目光转向内生创新能力、国际贸易与高技术产业发展的相关研究，并取得了一定的成果。

Keller(2002)在已有的生产力与R&D关系研究的基础上，考察了R&D投入、贸易与技术传播和生产率之间的关系，最后得到对生产率影响更强的是内生创新努力而不是依赖外国的技术溢出。Furman et al. (2002)认为创新来源于国内的创新投入以及相关的支持创新活动的政府政策。Gabsi和Chkir(2012)采用了24个发展中国家1996-2007年的面板数据来分析国内和国外的R&D对生产率的影响，根据实证结果，国外R&D的作用大于国内的，由此可见发展中国家和发达国家之间的投资和贸易有利于技术的传播和发展中国家生产力的发展。Hofmann(2013:29-168)在其著作中通过实证研究分析了国际贸易和FDI对技术进步和经济长期增长的影响，结果表明贸易开放导致竞争，给创新和增长带来消极的影响，不同的投资具有不同的影响。而Navas (2015)构建了一个多部门的内生增长模型来研究贸易开放对创新的影响，认为由自给自足转向自由贸易能够提高缺乏竞争的部门的创新能力和生产率。

魏守华等(2009)运用1997-2006年长三角的面板数据，从产业维和区域维分析了内生创新努力和本土技术溢出对高技术产业创新绩效的影响，并根据长三角不同的省市得出了不同的结论。魏守华等(2010)再次运用1997-2006年的面板数据，基于新增长理论的内生创新努力，同时验证了本土技术溢出和国际技术溢出对中国高技术产业创新的作用。李晓钟和何建莹(2012)借助C-D函数，通过实证分析证明了FDI对中国高新技术产业内资企业产出的正向溢出效应以及对高技术产业五大行业的自主创新能力和新产品研发具有的不同影响，并为中国高新技术产业有效利用外资提出相关的发展建议。李燕萍和彭峰(2012)在考虑自主研发的同时加入国际贸易因素，得到两者与高技术产业生产率增长的关系，自主研发才是其生产率增长和技术进步的主要来源。赵红岩和田夏(2013)采用1995-2011年长三角的面板数据，说明了内生创新能力是高技术产业升级的决定性因素，但外资的技术溢出仍占主导地位。

综上所述，在现有的文献中，针对内生创新努力和贸易开放对高技术产业技术进步影响程度以及何者为主要影响因素的研究较少，大多数都集中在探究FDI对高新技术产业的技术溢出效应和自主创新的作用，并且这些研究多数都是采用区域或高技术产业五大行业的面板数据，对全国省级面板数据进行分析的很少。基于此，本文修订模型，利用中国省级面板数据通过各种前沿检验技术，采用似不相关回归分析方法，实证内生创新努力、贸易开放与高技术产业技术进步的关系。

三、数据分析与模型构建

(一)数据的选取与描述性统计分析

基于数据的可得性和有效性，本文选取了《中国高技术产业统计年鉴》1995-2013年由中国29个省份29组数据所组成的面板数据来进行实证分析，其中剔除了西藏和新疆，因为西藏和新疆的数据缺省过多，且这两个省份历年的创新产出和R&D投入均偏低，并不属于典型省份，对实证研究影响不大。

1. 高技术产业技术进步，主要表现在创新产出上，在此以新产品销售收入(单位为万元)表示。创新产出能够直观地衡量一国技术进步和高技术产业发展的程度，而创新产出又可以直接表现为新产品的销售收入。如图1所示，1995年到2013年，中国新产品销售收入持续增长，尤其在2008年后呈现出高速增长趋势。也就是说，随着国家创新能力的提升和高技术产业的发展，创新产出也不断提高。

图11995-2013年中国新产品销售收入

2. 根据以Romer(1990)为代表的新增长理论，经济增长主要是由经济体系中的内生技术变化所引起的，这也强调了内生创新努力对高技术产业的发展具有极其重要的作用。内生创新努力主要包括R&D资本投入和R&D人员投入，可分别以R&D经费量(单位为万元)和R&D活动人员数(单位为人年)来衡量。改革开放以来，中国更加重视内生创新努力对高技术产业的促进作用，在创新投入方面的力度不断加大以推动新产品开发，不仅资金投入量加大，参与创新研发的人员也越来越多。由图2可以看出，1995-2013年间，中国的R&D资本投入不断增加，创新产出也随之增长，两者在变动趋势上高度一致。而图3体现的是R&D人员投入与创新产出的关系，R&D人员投入的增加也为技术进步带来了积极的作用，创新产出的增长趋势与R&D人员的投入同样基本保持一致。

3. 贸易开放，通常以进出口贸易总额与其GDP的比值来度量贸易开放度，并以此研究贸易开放对高技术产业的技术溢出效应。国际贸易能够促使知识与技术跨越国界进行传播，并对他国的技术和生产率产生影响。为了具体分析中国贸易开放与创新产出的关系，可将各省市的贸易开放程度与创新产出占GDP的比重进行比较。基于各省市GDP体量不同，以创新产出占GDP的比重更能说明该省市实际的创新能力。由图4可见，1995-2013年间，中国各省市贸易开放度均值与创新产出占GDP的比重均值基本呈现正相关关系，贸易开放程度越高的省市，如北京、广东、上海等，其创新能力就越强；而贸易开放程度低的省份如贵州、河南、青海等，其创新产出也较低。由此可见，贸易开放对高技术产业的发展存在一定的推动作用。

图21995-2013年中国R&D资本投入与创新产出的变动趋势

图3　1995-2013年中国R&D人员投入与创新产出的变动趋势

图4　各省市历年贸易开放度均值与创新产出占GDP的比重均值

(二)模型构建

根据柯布——道格拉斯生产函数，

Y=AKαLβ

(1)

(1)式中，Y为产出，A，K，L分别为技术、资本和劳动力要素投入，α、β分别表示资本投入和劳动力投入的产出弹性。

以柯布——道格拉斯生产函数为基础研究高技术产业的技术进步，可将创新产出看作是R&D投入的函数，主要包括R&D资本投入和R&D人员投入，这两者反映的是内生创新努力程度。此外，在开放的经济条件下，由投资、贸易等所带来的技术溢出也将直接或间接地影响一国的创新产出。基于以上分析，可构建如下计量模型用于分析内生创新努力和贸易开放对高技术产业创新产出的影响，

Y=A(RD)α(HRD)β

(2)

对(2)式两边取对数，可得，

lnY=αlnRD+βlnHRD+lnA

(3)

由于技术因素A是由贸易开放所带来的技术溢出的影响，因此对(3)式进行修正可得，

lnY=c+β1lnRD+β2lnHRD+β3lnOPEN+ε

(4)

(4)式中，Y为创新产出，RD为R&D资本投入，HRD为R&D人员投入，OPEN为贸易开放度，c为常数项，ε为复合扰动项。

因此，基于柯布——道格拉斯生产函数，通过修正后所得到的计量模型能够很好地反映内生创新努力、贸易开放和高技术产业技术进步之间的关系，可用于分析内生创新努力程度和贸易开放度对高技术产业创新能力的影响。

四、实证分析

实证中，以新产品销售收入来表示创新产出，单位为万元，R&D经费量表示R&D资本投入，单位为万元，R&D活动人员数表示R&D人员投入，单位为人年。本文还将选用历年各省份贸易总额与其GDP的比值来度量各省份的贸易开放度，此数据根据历年《中国统计年鉴》整理计算得到。本文所选用的计量经济学软件为Eviews6.0，为了消除异方差，在实证分析中对新产品销售收入、R&D经费量、R&D活动人员数和贸易开放度四个变量都取自然对数，得到新序列lnY、lnRD、lnHRD和lnOPEN。

(一)平稳性检验

在回归之前需先对面板数据进行单位根检验确定数据的平稳性以避免出现伪回归，本文所采用的检验方法包括LLC检验、Breitung检验和Hadri检验，均为相同根的检验方法，以及IPS检验和Fisher-ADF检验，均为不同根的检验方法。LLC检验、Breitung检验、IPS检验和Fisher-ADF检验的原假设为含有单位根，而Hadri检验的原假设为不含有单位根，各检验结果如表1所示。由表1可见，在1%显著性水平下，所有的检验结果都表明lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN水平形式下均存在单位根，即非平稳，而在一阶差分后均不存在单位根，即平稳。因此，各变量lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN都是一阶单整，可进一步做协整检验。

(二)协整检验

使用Kao检验和Pedroni检验进行面板协整检验，检验结果如表2所示。由表2可见，根据Kao检验结果，可在1%的显著性水平上拒绝没有协整的零假设。根据Pedroni检验结果，除Group rho-Statistic没有通过显著性检验外，Panel rho-Statistic在10%以及其他统计量在1%的显著水平都拒绝不存在协整关系的原假设。因此，综合上述检验结果可得变量之间存在协整关系，也即新产品销售收入和R&D经费量、R&D活动人员数、贸易开放度之间存在长期稳定关系，可以进行回归分析。

表1　面板数据的单位根检验

注:括号内为该统计量的伴随概率；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

表2　本文所用变量的面板协整检验

注:除Panel v-Statistic 为右尾检验外，其余统计检验量均为左尾检验；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

(三)格兰杰因果关系检验

为进一步研究新产品销售收入和R&D经费量、R&D活动人员数、贸易开放度之间的关系，对lnY和lnRD、lnHRD、lnOPEN分别进行整体的格兰杰因果关系检验，检验结果如表3所示。由表3可见，lnRD、lnHRD、lnOPEN和lnY之间均存在双边因果关系。其中，lnY分别和lnRD、lnHRD存在非常强的相关性，lnRD和lnHRD在1%的显著性水平上都是lnY的格兰杰原因，同时lnY在1%的显著性水平上也是lnRD和lnHRD的格兰杰原因。此外，lnY和lnOPEN也存在较强的相关性，即lnOPEN在1%的显著性水平上是lnY的格兰杰原因，而lnY在5%的显著性水平上也是lnOPEN的格兰杰原因。这就表明R&D经费量、R&D活动人员数、贸易开放度和新产品销售收入之间都互为因果关系。

表3　面板格兰杰因果关系检验(整体)

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

(四)回归结果分析

根据回归方程(4)式，对lnY、lnRD、lnHRD、lnOPEN分别运用面板固定效应模型(FE)和随机效应模型(RE)进行回归，并通过Hausman检验来判断选用哪个模型，同时还进行了似不相关回归，各回归结果如表4所示。如表4所见，Hausman检验的结果支持固定效应模型，而且综合考虑其他因素如t统计量，R2，F统计量等，固定效应模型确实优于随机效应模型。另外，从似不相关回归的结果来看，该回归的估计结果与采用固定效应模型时的估计结果类似，这也进一步证明了模型的稳健性。因此，本文应该选用固定效应模型。

根据固定效应模型的估计结果，各变量都通过了t检验并达到1%的显著性水平，回归方程的可决系数R2=0.908840，调整的可决系数R2=0.905221，两个系数都超过了0.90，这说明了模型的拟合效果很好，无论是R&D投入包括资本投入和人员投入，还是贸易开放度都能够很好地对高技术产业的创新产出进行解释。F统计量为251.1417及其P值为0.000000，说明模型显著，解释变量与被解释变量的线性相关性显著。

依据固定效应模型估计结果写出具体的回归方程为：

lnY=3.085437+0.807523lnRD+0.255122lnHRD +0.294687lnOPEN

(5)

根据回归方程(5)式，R&D经费量、R&D活动人员数和贸易开放度均对新产品销售收入具有显著的正向作用，R&D经费量每增长1%就能引起新产品销售收入0.807523%的增长，R&D活动人员数每增长1%就能引起新产品销售收入0.255122%的增长，贸易开放度每增加1%就能引起新产品销售收入0.294687%

表4　回归结果

注:括号内为t统计量；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

的增长。由此可见，R&D资本投入对创新产出的贡献最大，而且其推动作用远大于R&D人员投入和贸易开放度。其次是贸易开放度，R&D人员投入则紧随其后。

综上所述，自主R&D投入即内生创新努力和贸易开放对高技术产业的技术进步均有显著的积极的促进作用，并且由估计的结果看，内生创新努力是推动高技术产业技术进步最重要的因素，但贸易开放对技术进步的推进作用也较为明显，不容忽视。

五、结论与政策建议

实证分析结果表明内生创新努力、贸易开放与高技术产业技术进步之间不仅存在长期稳定的协整关系，而且互为格兰杰因果关系。R&D投入和贸易开放度对新产品销售收入的显著正向影响也即内生创新努力和贸易开放对高技术产业的技术进步均表现出显著的正向效应，高技术产业的技术进步主要依靠内生创新努力，而贸易开放对其也有较强的促进作用。

根据上述结论，中国应该更加注重内生创新努力对技术进步的影响，积极加大R&D投入包括资本投入和人员投入，培养相关的研发人才，不断提高自主创新能力，主要依靠自主创新来促进高技术产业的技术进步，由此推动经济的可持续发展。同时，大力发展经济，推动产业结构优化升级，重点发展高技术产业，并进一步加强体制改革，为行业的竞争营造公平有效的市场环境，为企业提供相应的政策支持，鼓励和帮助企业进行技术创新，不但要积极引进和学习国外的先进技术，而且还要高度重视对技术的消化、吸收以及再创新，在合作与竞争中努力增强企业的自主研发能力，提高自身的创新产出，实现新产品市场化，最终推动中国高技术产业的技术进步。

实践证明贸易开放是有利于高技术产业技术进步的，因此在“一带一路”的倡议下，中国应坚持对外开放，而且要不断扩大和深化对外开放，借助中国与相关国家已有的双多边机制和区域合作平台，主动与亚欧非及世界各国建立起经济合作伙伴关系，加强各国的经济合作与技术交流，共建“一带一路”，使生产要素如资本、劳动等能够在各国自由流动，资源实现高效配置，各国市场深度融合，从而达到和平发展，互利共赢。作为一个发展中国家，中国还要充分利用外商投资和国际贸易对技术进步的正向溢出效应，如竞争效应、示范效应、产业关联效应等，不断提高中国高技术产品的生产效率和附加值，增强中国产品在国内及国际市场的竞争力，从而使其对中国高技术产业的技术进步以及长远发展做出更大的贡献。

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[责任编辑:萧怡钦]

Endogenous Innovative Effort, Trade Openness and Technic Development of High-tech Industry: An Empirical Analysis of Provincial Panel Data Baed on the SUR Model

CHEN ZhaoHU Xiaodan

(SchoolofEconomics&Trade,GongdongUniversityofForeignStudies,Guangzhou510006,China)

This article builds a panel model for technical development of the high-tech industry based on the modified Cobb-Douglas production function and analyzes the panel data of Chinese provinces from 1995 to 2013 to demonstrate the long-term equilibrium stable relationship of endogenous innovative effort, trade openness and technical development of high-tech industry through the panel unit root test, cointegration test, Granger causality test and SUR (seeming unrelated regression) procedures. The results show that both the endogenous innovative effort and trade openness have significant positive effects on technical progress in the said industry, and its technical change mainly relies on the former. Therefore, China should pay more attention to endogenous innovative effort and increase R&D input, actively push forward the construction of “One Belt One Road” that is benefit for expanding trade openness, economic cooperation and technical exchanges in countries to promote technical change of high-tech industry and to achieve the strategy and goals of win-win cooperation.

endogenous innovative effort; trade openness; high-tech industry; technical change; panel data

2016-02-13

教育部人文社会科学研究规划基金项目“开放经济条件下技术溢出、自主创新与我国经济增长绩效”(11YJA790014)；教育部人文社会科学研究青年基金项目“传递、吸收与再创新：国际技术溢出作用我国高技术产业的演化路径分析”(14YJC790091)。

陈昭(1972-)，男，黑龙江庆安人，经济学博士，广东外语外贸大学经济贸易学院教授，研究方向为货币理论、宏观经济、动态非稳定面板、计量经济史学。胡晓丹(1991-)，女，广东阳江人，广东外语外贸大学经济贸易学院在读硕士生，研究方向为国际贸易理论与政策、服务贸易。

F014.7

A

1672-0962(2016)03-0015-09