國際貿易、技術市場與區域創新績效—以浙江省寧波市為例

■ 張純記 副教授（寧波大紅鷹學院金融貿易學院 浙江寧波 315175）

引言

創新是技術進步的源泉，是一個國家和地區經濟增長和發展的持續推動力。加大創新投入，提高創新對于經濟增長的貢獻，是促進經濟增長方式轉變和實現可持續發展的重要途徑。技術創新是一個創新主體投入創新生產要素，研發新技術和生產新產品的復雜過程。在資源有限性約束下，如何以較少投入獲得較大的創新績效是創新主體的共同訴求。影響區域技術創新績效的因素是多方面的，比如創新主體的創新能力、創新投入、創新環境等。研究區域創新績效及其影響因素，可以為地方政府制定和實施創新政策提供參考，有利于創新資源的優化配置和創新績效的提升。

已有的區域創新績效研究，大多是從某個方面研究影響區域創新績效的共性因素，比較缺乏針對具體區域的實證研究。區域創新系統在結構和功能上都存在比較顯著的區域差異性，影響和制約區域創新績效的因素也不可能是相同的，結合不同地方的實際情況進行區域創新績效研究具有更強的針對性和實踐指導價值。寧波是我國重要的沿海開放城市，是首批國家創新型試點城市，對于寧波的區域創新績效的研究具有較強的現實意義。

本文擬通過對區域創新績效的影響因素進行理論分析，并以寧波為例進行實證分析，以期為區域創新績效理論研究提供城市層面的證據，為寧波創新績效的提升提供借鑒。

表1 變量單位根檢驗

相關文獻與理論假說

雖然說創新具有溢出效應，但創新的溢出效應是有限的，會受到距離衰減規律的影響。鄔滋（2011）研究發現知識溢出確實存在著顯著的地理有界性特征，R&D的有效性是隨著距離的增加而衰減的。張昕和陳林（2011）的實證研究也發現，產業聚集所產生的知識溢出機制對區域創新績效的影響是有限度的，反映聚集程度的兩個變量密度和規模對區域創新績效的影響都存在拐點。這說明，一個區域從其他區域創新溢出所獲得的創新績效是很小的，區域創新績效的提升必須依靠自主創新。安源和鐘韻（2013）研究發現區域自主研發能力對城市創新績效有顯著影響，空間關聯效應對廣東省各市創新績效的影響為負，說明盡管廣東省各市創新行為在空間上存在一定的創新集聚，但仍處于城市內部創新的集聚階段，城市本身創新帶來的收益尚沒有通過鄰近的地理媒介溢出到周圍地區。

表2 VAR模型最優滯后期選擇

表3 協整檢驗

表4 格蘭杰因果檢驗

圖1 VAR模型穩定性檢驗

創新是一種在原有創新基礎上的漸進累積的過程，越是擁有較多創新的區域越容易獲得新的創新成果，區域自主創新能力對于創新績效具有十分重要的影響。基于此，本文提出理論假說1：區域自主創新能力是影響區域創新績效的重要因素。

創新是把知識思想轉化為利潤值的過程。創新過程包含兩個連續的相互作用的過程：技術發展過程和技術商業化過程。經濟意義上的技術創新過程是和技術的首次商業轉化相伴隨的過程。技術的商業化過程中，技術貿易是一個很重要的環節，技術貿易可以促進本區域技術“走出去”把和急需的區域外技術“引進來”，不僅有利于促進技術轉化，更有利于提升區域創新績效。馮鋒等（2012）就國內技術購買、國外技術引進和三資企業科技活動溢出這三種外部技術來源對區域工業創新績效影響進行研究，三種外部技術來源形式對以新產品銷售收入為主的我國區域工業企業創新績效均有顯著的影響。

技術貿易往往是通過技術市場實現的，技術市場是市場體系的重要組成部分，是連接科技與經濟的橋梁，區域技術市場的發育程度和成交規模必然影響到區域創新績效。基于以上分析，本文提出理論假說2：技術市場發育水平是影響區域創新績效的重要因素。

新增長理論與新貿易理論等眾多理論都認為，國際貿易和技術創新是相互影響、相互促進的關系。技術創新是國際貿易得以發展的內在動力，從靜態角度來說，技術創新是構成比較優勢的一個重要因素；從動態發展角度來說，技術創新是維系動態比較優勢的關鍵。為了獲得或維系比較優勢，國際貿易成為國內技術創新的根本動力，另外，伴隨著國際貿易的技術溢出、轉移或擴散，又能刺激初始創新國的再創新意識。黃志勇（2013）基于2004-2010年中國省級面板數據，研究了FDI與國際貿易對國內企業創新能力的影響，發現出口貿易對國內企業創新能力的正效應最大且顯著，技術購買的效應則比出口要低，而FDI沒有出現顯著的正效應。周經和劉厚俊（2011）運用中國1998-2009年的省級面板數據，實證研究表明通過國際貿易和知識產權保護產生的技術溢出對創新有促進作用。許培源和高偉生（2009）的研究發現，我國東部地區進出口貿易顯著地提高了其技術創新能力，貿易增加了發明和實用新型專利的授權量。范紅忠和侯曉輝（2007）認為國際貿易對一國自主創新的促進作用，不是通過增加一國研發投入，而是通過提高研發投入的利用效率來實現的。

國際貿易中的商品是包含技術創新的商品，是技術創新的物質載體，是技術商品化的產物。越是對外開放度高的區域，國際貿易規模越大，以國際貿易為表現形式的技術交換就越頻繁，技術創新的商品化和商業化效率越高，從而越具有較高的區域創新績效。基于以上分析，本文提出理論假說3：國際貿易發展水平是影響區域創新績效的重要因素。

模型、數據與實證檢驗

（一）模型、變量與數據

為檢驗上述理論假說，本文使用1990-2012年的寧波時間序列數據，借助計量經濟軟件Eviews6.0軟件，運用向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR模型）方法進行實證分析。傳統的經濟計量方法是以經濟理論為基礎構建描述變量間關系的模型，但是比較難以處理變量間動態關系和內生變量問題。而VAR模型方法是一種基于數據統計性質的非結構化建模方法，能很好地處理多個相關經濟指標的分析與預測問題，在研究中得到比較廣泛的使用。

VAR模型的一般表達式為：

在式（1）中，yt是一個內生變量列向量，xt是外生變量列向量，A1，…，An和B是待估系數矩陣，εt為隨機誤差列向量。

本文用新產品產值率（XCPCZL）作為衡量區域創新績效的指標。用專利數量（ZLSL）反映區域自主創新能力、技術市場合同成交金額（JSHT）反映技術市場發育水平、貿易總額（MYZE）反映國際貿易發展水平。

由于變量XCPCZL是一個比值，所以除變量XCPCZL外，為統一數量級和消除變量可能存在的異方差，對變量進行了對數化處理。對數化處理后的變量分別記為LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE。數據主要來自于各年的寧波統計年鑒。

（二）序列平穩性檢驗

在構建VAR模型進行協整分析之前，要求變量符合同階平穩性條件，否則很可能產生“偽回歸”問題，為此，需要對變量進行平穩性檢驗，本文采用帶截矩項的ADF檢驗，對變量進行單位根檢驗，結果見表1。

從表1可以看出，各初始變量的ADF檢驗值均大于5%顯著水平臨界值，不能拒絕原假設：變量存在單位根，說明各初始變量均為非平穩時間序列。但各變量的一階差分的ADF值均小于5%顯著水平臨界值，顯著拒絕原假設：變量存在單位根，其中D（LN ZLSL）在5%水平顯著，其他變量在1%水平顯著，說明各初始變量的一階差分變量均為平穩時間序列。通過對各初始變量進行單位根檢驗，發現各初始變量均為一階單整序列I（1），表明這些變量間可能存在長期均衡的協整關系。

（三）VAR模型構建

先嘗試建立初始變量的VAR模型，并根據AIC、SC最小化準則選擇最優滯后期為3階（見表2），建立VAR（2）模型。

所建立的VAR（2）模型中，各方程R2和調整的R2值均在0.94以上，模型的極大似然值為142.6252，AIC值和SC值分別為-10.6625和-8.8702，說明模型整體構建比較理想。在模型中比較重要的是XCPCZL，其估計方程為：

但是由于各系數的顯著性不強，未能通過檢驗，使其失去了經濟解釋意義，需要通過下面的協整檢驗和脈沖響應分析提取更多有用的信息。

對建立的VAR（2）模型進行特征根檢驗，發現所有根模的倒數都落在單位圓里，說明模型平穩，可以做進一步分析，如圖1所示。

（四）協整檢驗

協整關系的基本思想在于，盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩序列，但若它們的某種線性組合能夠呈現穩定性，則可以認為這些變量之間存在長期穩定關系即協整關系。協整的意義在于它揭示了變量之間是否存在一種長期穩定的均衡關系。對已建立的VAR（2）模型進行Johansen協整檢驗（見表3）。

?

圖3 XCPCZL影響因素的方差分解

從表3可以看出，跡檢驗值在5%顯著水平拒絕原假設“存在0個協整關系”，而接受原假設“最多1個協整關系”；最大特征值檢驗在1%水平拒絕原假設“存在0個協整關系”，而接受原假設“最多1個協整關系”。跡檢驗和最大特征值檢驗都說明：序列變量XCPCZL、LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間存在顯著的長期均衡關系，而且有且只有一個協整關系。

按照協整估計結果，得到的協整方程是：

式（3）中，系數下面括號里的值是其標準誤。從式（3）可知，XCPCZL與LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間存在長期正相關關系，專利授權量每提高1%，新產品產值率提高0.95%；技術合同成交金額每提高1%，新產品產值率提高0.0674%；貿易總額每提高1%，新產品產值率提高0.0643%。這個結果基本上證實了前面3個理論假說。結果還表明，對于寧波而言，新產品產值率的主要影響因素是專利授權量，說明其區域創新績效的提升還主要是靠自主創新。

（五）格蘭杰（Granger）因果檢驗

協整分析說明變量之間存在長期均衡穩定的關系，但不能說明變量間是否存在因果關系以及因果關系的方向，因此還需采用格蘭杰因果關系檢驗做進一步驗證。格蘭杰因果檢驗的實質是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他的變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關系。對各原始變量進行格蘭杰因果檢驗，在此僅報告XCPCZL與LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間的格蘭杰檢驗結果（見表4）。

從表4可以看出，通過格蘭杰因果檢驗發現：LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE均分別是XCPCZL的格蘭杰原因，但XCPCZL卻不是LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE的格蘭杰原因。

（六）脈沖響應與方差分解

從前面的模型穩定性檢驗可知，所有根模的倒數都落在單位圓里，模型的穩定性保證了脈沖響應分析的有效性。不同于協整分析主要考察變量間的長期關系，脈沖響應分析主要考察變量間的短期關系。脈沖響應分析的基本思想是分析模型受到某種沖擊時，對系統的動態影響，也就是分析擾動項發生變化是如何傳播到各變量的。在此，旨在分析給XCPCZL的各影響因素擾動項一個標準差的沖擊，對XCPCZL當前值和未來值所帶來的沖擊。基于此，本文僅展示此部分的脈沖響應圖形（見圖2）。

本文是基于Cholesky方法進行的脈沖響應函數分析，橫軸代表沖擊響應期數，縱軸代表響應程度，實線代表脈沖響應函數曲線，虛線代表正負兩倍標準差的偏離帶。從圖2可以看出：

給LNZLSL一個正的沖擊，XCPCZL緩慢增加，在第2期達到最大值0.0034，以后逐漸衰減向零軸靠攏，但在10期內均保持正值。這說明專利授權量對于新產品產值率具有持續的促進作用，反映出區域自主創新對于區域創新績效具有比較長久的正向促進作用，提升自主創新能力與自主創新水平是獲得較好的創新績效的重要途徑。

給LN JSHT一個正的沖擊，XCPCZL快速增加，在第2期達到最大值0.0062，其后迅速衰減，到第4期降低到零軸以下，以后在10期內均保持負值。這說明技術合同成交金額對于新產品產值率的作用時效較短，也體現出技術市場化的創新績效促進作用在短期會比較明顯。這是因為廠商購買專利技術往往具有明確生產目的，購買專利后為提高專利的利用率往往會迅速投入生產，這實際上也是發展技術市場的意義所在，技術市場的發展大大提高了專利技術的轉化速度。

給LN MYZE一個正的沖擊，XCPCZL緩慢降低，在第2期達到最小值-0.0037，其后緩慢增加，第4期轉為正值，第5期達到最大值0.0012，之后衰減到零軸附近，第7期后又變為負值。這說明貿易總額對于新產品產值率的作用具有延遲效應，在第4到第6期才顯現出正向促進作用。國際貿易促進區域創新績效的延遲效應可以從兩個方面來理解，從進口方面來說，解碼進口商品所蘊含的技術并加以運用需要一定的時間；從出口方面來說，接收到出口市場的反饋信息并進行新產品設計生產也需要一段時間。

在脈沖響應函數的基礎上，通過采用方差分解分析的方法，可以充分了解各影響因素結構沖擊對XCPCZL變化的貢獻度。方差分解的基本思想是，通過分析每一結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，它給出的是對VAR模型中的變量產生影響的每個擾動項的相對重要性信息。根據模型給出的估計結果，得到XCPCZL影響因素的方差分解圖（見圖3）。

由圖3可知，XCPCZL自身對其變化的貢獻度呈逐步降低的趨勢，在第10期下降到54.87%；LN ZLSL對于XCPCZL變化的貢獻度則呈逐步提高的趨勢，在第10期達到最大值21.27%；LN JSHT對于XCPCZL變化的貢獻度逐步增加到第7期，達到最大值10.59%后略有回落，但基本維持在10.29%以上；LN MYZE對于XCPCZL變化的貢獻度呈逐步上升的態勢，在第10期達到最大值13.56%。就LN ZLSL、LN JSHT與LN MYZE三者的重要性而言，在第2期，LN ZLSL的貢獻率最大，這說明技術合同成交金額對于新產品產值率的影響在短期比較顯著，技術市場的發育程度對于區域創新績效具有比較直接的影響；在第3和第4期，LN MYZE的貢獻率最大，說明貿易總額對于新產品產值率的影響在中期比較顯著，國際貿易對于區域創新績效的影響具有間接性和時滯性；第5期以后，LN ZLSL的貢獻率一直保持最大，說明專利授權數量對于新產品產值率具有長期的影響，自主創新能力對區域創新績效的影響具有持續性和累積強化性，也就是說，區域自主創新能力是提升區域創新績效的最重要的影響因素和持久動力來源。

結論與政策建議

本文提出區域創新績效影響因素的三個理論假說，使用1990-2012年的寧波時間序列數據，運用VAR模型方法進行了實證檢驗，得出的主要結論是：區域自主創新能力、技術市場發育水平、國際貿易發展水平是影響區域創新績效的重要因素。區域自主創新能力對于區域創新績效具有比較持久的正向促進作用，提升自主創新能力與自主創新水平是獲得較好的創新績效的重要途徑。技術市場的發育水平對于區域創新績效具有比較直接的影響，其影響在短期比較顯著。國際貿易發展水平對于區域創新績效的影響具有間接性和時滯性，需要過一段時間才能得以顯現。

為了提升區域創新績效，根據本文的研究所給出的政策建議是：首先，重視提高區域自主創新能力。增強自主創新意識，強化企業創新主體地位，激發企業創新動力。加大研發投入，注重科技人才的引進和培養。促進產學研合作，強化知識產權管理與保護，營造良好的創新環境。其次，建立與完善技術市場，提高科技成果轉化率。按照市場經濟規律，促進有效的技術供給與需求的形成與匹配。加快技術交易服務平臺建設，發展技術中介機構，完善技術市場價格機制，推動技術市場與其他市場互動發展。最后，發展對外貿易，提高對外開放水平。調整和優化進出口商品結構，支持出口產業向產業鏈高端發展，提高出口產品的科技含量和附加值，提高高科技產品在進口產品中的比重。轉變外貿發展方式，發展低碳、節能、環保等綠色技術，不斷提高產品的國際競爭力。

1.鄔滋.知識溢出的局域性與區域創新績效—基于地理距離的知識溢出模型[J].科技進步與對策，2011（14）

2.張昕，陳林.產業聚集、知識溢出與區域創新績效—以醫藥制造業為例的實證研究[J].科技管理研究，2011（19）

3.安源，鐘韻.研發和知識溢出對城市創新績效作用的實證研究—基于廣東21個地級市的空間面板數據分析[J].科技進步與對策，2013（1）

4.Dvir R.，Pasher E.Innovation engines for knowledge cities：an innovation ecology perspective[J].Journal of Knowledge Management，2004（8）

5.Moon H.S.，Lee J.D.A fuzzy set theory approach to national composite S&T indices[J].Scientometrics，2005，64

6.馮鋒，馬雷，張雷勇.外部技術來源對我國工業企業創新績效影響及區域差異性研究—基于SFA方法的面板數據分析[J].中國科學技術大學學報，2012（3）

7.黃志勇.FDI、國際貿易與國內企業的創新能力[J].財經科學，2013（4）

8.周經，劉厚俊.國際貿易、知識產權與我國技術創新[J].世界經濟研究，2011（11）

9.許培源，高偉生.國際貿易對中國技術創新能力的溢出效應[J].財經研究，2009（9）

10.范紅忠，侯曉輝.國際貿易對一國研發投入及自主創新能力影響的實證研究[J].國際貿易問題，2007（2）

11.李雪蓮，鄧翔，劉萬明.論中國債權型貨幣錯配對通貨膨脹的影響—基于VAR模型的實證分析[J].經濟學動態，2012（12）

12.郭琳，車士義.家庭勞動結構與住戶總資產的關系研究—基于VAR模型的分析[J].中央財經大學學報，2014（1）

13.袁佩.技術沖擊下的投資效率問題研究[J].宏觀經濟研究，2013（5）