研發資本投入、技術吸收與技術進步

林　濤,陳　昭

(廣東外語外貿大學 經濟貿易學院, 廣州 510006)

一、引言

當下,中國經濟進入新的時期和階段,新常態與供給側結構性改革成為時下經濟社會里最熱門的詞語。而作為其核心“創新”更是備受關注。技術創新,作為所有創新的核心,一直以來都引領著我們的社會與生活。鄧小平曾言:科技是第一生產力。技術的創新與進步是經濟增長與發展的首要,也是最重要的推動力量。在新時期,技術創新對于供給側改革的巨大作用,就體現在可以幫助解決當前中國經濟供需錯配的問題和經濟高速發展帶來的外部性問題(王曉芳、權飛過,2016)[1]。并且技術進步也是中國企業實現轉型升級,提高供給質量,增加有效供給的有效途徑和必然要求。除此之外,技術的創新關系到我國的創新體系,創新機制的建設,以技術的創新和進步推動其他領域的創新和進步,最終實現社會的進步與良性循環發展。

技術進步是技術創新的結果,技術創新表現在技術成果的從無到有,或者已有技術的改良,也可以看作是知識的生產性活動(唐未兵、傅元海、王展祥,2014)[2]。作為其產出,主要受到在已有的技術基礎上的研發活動(R&D)的影響,同時也受到外部技術知識溢出的影響。技術研發活動的投入與產出反映了一國的內生自主創新能力,內生增長理論認為:“一國的自主創新能力的大小決定了一國的經濟增長。”研發投入主要包括研發資本投入和勞動力投入,研發人員水平參差不齊,而研發資本投入來源又是多樣的,如來自政府的投入,企業的投入和國外的投入,還有其他的一些投入。這些都會影響著技術創新的表現。另一方面,隨著中國改革開放,加入世界貿易組織(WTO)和中國“引進來、走出去”戰略、以及“一帶一路”倡議的實施,中國的對外開放程度不斷加深,進出口貿易不斷擴大,中國的外商直接投資(FDI)和對外直接投資(OFDI)也是逐年增加,伴隨在其中的來自外部的技術溢出,知識溢出為我國技術的創新與進步提供了潛在的環境優勢。但是技術溢出必須經過吸收,轉化,改造,結合中國經濟和企業的實際狀況,達到吸收門檻,才能為我所用(賴明勇、包群等,2005)[3]。

現階段,我國經濟形勢和供給側結構性改革迫切要求“三降一去一補”,結構優化和產業升級,這些都要以技術的進步為支撐,我國現階段的技術狀況能否滿足現實的需要?自主創新能力是否提高?研發投入結構是怎樣的?對于國際技術溢出,我國能否有效吸收?吸收程度如何?本文正是基于此,研究我國研發投入,技術吸收對技術創新的影響。

本文余下部分做如下安排:第二部分將回顧與歸納相關的文獻;第三部分將借助知識生產函數,構建相關的計量模型;第四部分根據所構建的模型,通過實證分析研究多源研發投入,技術吸收對技術創新的影響;第五部分由實證研究得到相關的結論與政策建議。

二、文獻綜述

縱觀相關文獻,關于研究技術進步和技術溢出的文獻可謂浩如煙海,國內外的學者各自從不同的角度研究了技術研發、技術溢出和技術進步三者之間的關系,并且都得出了相當重要的結論與啟示。

關于技術研發投入和技術進步,目前學術界基本上都承認只要加大研發要素投入,就一定可以促進技術的進步,分歧和區別主要在于在研發要素中,何者影響力更大?哪一種要素更活躍?因此,形成了“資本要素說”和“勞動力要素說“兩種不同的觀點。

“資本要素說”主要認為在技術研發活動中,研發資本投入的大小決定了研發成果的多少,他們一般認為人力要素一般比較固定,流動性不強,最多是在不同的行業間流動,但仍然還是從事研發活動。靳濤、褚敏(2011)[4],白俊紅、李婧(2011)[5],郭兵、羅守貴(2015)[6]等各自應用當時最新的數據模型,分析了政府研發資助對于企業科技創新的效果,得出政府財政科技資助整體上激勵了企業的R&D投入,但是存在“擠出效應”的結論。梁萊歆、馬如飛(2009)[7]分析研究了我國信息技術類上市企業自主創新水平與R&D經費資金管理有著重要的密切關系,連續的R&D資源投入更有利于企業自主創新,而過于分散的投資研發項目則會降低自主創新的有效性。周亞虹、賀小丹等(2012)[8]運用工具變量法,通過對研發內生性問題的研究分析得出:企業通過增加對產品與技術革新等的研發資本和經費的投入,提高了企業的產出,并且投入產出彈性達到5.5%。因此,研發資本投入越多,技術創新成果也就越多,只有更多的資本投入,才能激發起員工的積極性和創造性。

“勞動力要素說”則認為研發人力投入對技術創新表現影響更大,要提高研發人員的素質和水平,要加大對高技術人才的培訓和引進。馮曉玲、趙放(2009)[9]通過對美國的科技R&D活動研究,結果發現美國正是由于不斷增加人力資本要素的積累,創造了很高的“人才紅利”,才使得更多的科技創新和發明不斷涌現,進而才促進和完成了產業結構和貿易結構優化和升級的目標。這對于當下的中國有著相當重要的借鑒意義。Matja? Novak、Taja Spaija(2008)[10]利用斯洛文尼亞的國家數據,運用收斂性分析方法,發現人力資本在技術進步與經濟增長中發揮著決定性的作用。李尚驁、陳繼勇、李卓等(2011)[11]分析了人力資本投入和新技術的研發,以及R&D對人力資本積累的“侵蝕效應”所造成的負外部性,資本的過度投資與“侵蝕效應”相互交錯、共同作用,會在一定程度上降低人力資本的積累率和經濟增長率。冒佩華、周亞虹等(2011)[12]通過分析從事研發活動人員比例對企業專利授權的邊際貢獻,得出企業研發人員比例對專利產出具有顯著的作用,其產出彈性高達2.573%,據此建議企業創新能力的提高,必須重視人力資本的投入。吳華明(2012)[13]以“盧卡斯模型”測算人力資本貢獻率,發現人力資本投資的效率遠遠高于物質資本的投資效率,高技術人才對技術創新有著舉足輕重的作用。

關于多個渠道的技術溢出與技術吸收是否有利于促進一國的技術進步?目前主要存在三種不同的觀點:“促進論”“抑制論”和“雙刃劍論”。“促進論”主要指技術溢出會促進技術進步,提高全要素生產率,促進經濟發展。Caves R E(1974)[14]、Meyer(2004)[15]通過研究發現:通過外資進入和國際技術溢出所引起的競爭示范效應與模仿效應會顯著的促進技術進步。潘文卿、李子奈等(2011)[16]分析了產業間的技術溢出,結果發現產業部門間的技術溢出對工業各部門勞動生產率有著顯著的正面影響,并且測算出產業間技術溢出的生產率彈性值約為0.348,極大的促進技術進步。魏守華、姜寧等(2010)[17]以新增長理論為基準,實證研究得出本土的技術溢出與國際技術溢出對中國高技術產業技術創新有顯著的積極影響作用。N Apergis、K Lyroudi、A Vamvakidis(2008)[18]運用27個國家的面板數據,通過因果和協整檢驗,認為通過FDI渠道產生的技術溢出顯著的促進了東道國的技術進步與創新。

“抑制論”指國際技術溢出會使國內企業過度依賴國外技術,自主創新能力降低,不能實現技術的引領與趕超,從而不利于技術的進步和經濟的持續發展。董有德、孟醒(2014)[19]用我國各省分價值鏈的OFDI存量數據,實證研究我國海外非經營性機構和原料獲取機構的溢出效應并不顯著,這種溢出效應表現出明顯的地域差異,而且貨物進出口貿易對國內企業的創新能力產生了負面影響。S Djankov、B Hoekman(1999)[20]、Garcia(2013)[21]分別通過對西班牙和發展中國家的經驗數據進行研究分析,結果發現來自于國際貿易和FDI的技術溢出并沒有產生正向的影響作用,甚至還產生了負向作用,對本土技術存在“擠出效應”,長此以往,將不利于東道國的技術進步。

“雙刃劍論”則認為對于技術溢出、技術吸收存在著門檻與閾值效應,當吸收能力強時,可以借鑒與再創新,利于技術進步;當吸收能力弱時,技術吸收只停留在模仿階段,不利于技術的創新與進步。朱彤、崔昊(2012)[22]在已有的國際技術溢出理論基礎之上,研究了逆向技術溢出,發現國內人力資本存在著門檻,并且國內研發資金存量可以形成一定的吸收能力,對國內技術創新有顯著的正向影響。

經濟學家弗里德曼曾說:“經濟學家的基本分歧并不在于理論,而是在于經驗。”各個學者對于中國經濟歷史和現狀不同角度的檢驗和解讀,正是由此產生了不同的結論。綜合來看已有的文獻,有關技術溢出的研究已做的相當深入。而有關技術內生自主創新方面還做得不夠深入和細化,技術研發活動尚未受到學者們的更深層次的闡述與解讀。對于研發投入部分,也未更進一步與細化。基于此,本文修訂知識生產計量模型,利用中國2009～2015年的省級面板數據,實證研究我國的研發資本投入,技術吸收和技術進步的關系。

本文的可能性貢獻在于:(1)將我國的研發資本投入按來源分為政府、企業和國外研發資本投入,通過實證證明了自2008年金融危機以來,我國政府研發投入增加會阻礙技術進步,企業研發投入和外資投入會顯著促進技術進步,這對于我國當前供給側改革背景下,對研發資金的投資方向有一定的指導意義;(2)通過對伴隨在外國投資中的技術溢出及其吸收能力的實證,研究表明通過外資渠道的技術溢出多,我國吸收程度較低,這對于我國如何接受國際技術溢出以及提高吸收能力有一定的啟發意義。

三、模型構建

(一)模型設定

Griliches于1979年首次提出生產函數概念,在研究知識生產對經濟發展的影響方面已成為一種重要的分析工具,后經Jaffe(1989)[23]研究與發展,并提出“新經濟知識是最重要的產出”,投入則主要分為研發經費投入和人力投入,于是形成了一般的知識生產函數(Griliches-Jaffe):

(1)

在(1)式中,Y為研發活動產出,A為常數項,K為資本要素投入,L為勞動要素投入,α為資本要素的產出彈性,β為勞動要素的產出彈性。

本文將以此生產函數為基礎來研究我國的技術創新與技術進步。考慮到技術的進步主要來源于兩個方面:一方面是自主創新,即自主研發,通過增加研發資本投入,人力投入,改善研發環境和完善研發創新制度等方面來提高自主創新能力,其中研發資本投入和人力投入是最為重要與突出的部分,而研發資本來源又是多元化的,主要有來自政府,企業和國外,以及其它研發資本投入;另一方面是通過對國際技術溢出的技術吸收、技術消化與改造,來實現技術進步。即對于技術研發活動的投入與產出有:

PATit=(GRKit,REKit,FRKit,FDLit,RFKit·ABCit) .

(2)

在此基礎上,結合知識生產函數,為了消除異方差,取對數后即:

LnPATit=α+β1LnGRKit+β2LnERKit+β3LnFRKit+ηLnFRKit×LnABC+γ1LnRDLit+μit+εit.

(3)

考慮到我國的改革開放的實際情況,我國所面臨的國際環境,可能會對我國技術進步存在一定的影響,因此在模型中加入開放程度指標,得到拓展修正的回歸模型:

LnPATit=α+β1LnGRKit+β2LnERKit+β3LnFRKit+ηLnFRKit×LnABC+γ1LnRDLit+γ2LnOPENit+μi+εit.

(4)

PAT表示技術產出,i表示中國各個省份,t表示時間年份,GRK,ERK,FRK分別表示為來自政府,企業和國外的研發資本投入,ABC表示技術吸收能力,交互項表示伴隨在外國投資中的技術溢出,經過消化吸收后,對技術進步的影響,RDL為研發勞動力投入,OPEN為貿易開放度,μ為個體差異效應,e為隨機擾動項。

(二)變量選取及數據說明

被解釋變量PAT:選用我國各省各年的專利申請數量(件),一方面,授權專利數量小于專利申請數量,不能反映全部的技術進步;另一方面,由于部分專利不能轉化為實際應用,所以用新產品銷售收入也不能代表技術的實際創新。

解釋變量:GRK,ERK,FRK分別選用我國各省各年研發活動中來自政府,企業和國外的研發經費投入(萬元),ABC選用我國各省各年的研發經費投入強度(%)來表示。

輔助變量:RDL代表我國各省各年的研發活動中的研發人員當量(人年),OPEN表示我國各省的對外貿易開放度,其為進出口貿易總額與當期GDP的比值。

基于數據的可得性和有效性,本文選用我國30個省份2009～2015年的30組數據組成的面板數據進行分析,西藏由于數據缺省過多,且相關指標不典型,屬于異常值,本文沿襲前人的篩選方法予以剔除。全部相關數據均從《中國科技統計年鑒》直接整理得到。本論文使用計量經濟學軟件EViews9.0,根據模型和數據,進行實證分析。同時為了消除變量之間的異方差,故對所有的變量都取其自然對數,從而產生對應的新的數據序列。在此列出本文模型相關變量數據描述性統計,如表1所示。

表1　變量描述性統計

四、實證研究與結果分析

(一)面板單位根和協整檢驗

根據相關的計量經濟學和統計學的基本理論,為了避免出現“偽回歸”,即虛假回歸,防止面板數據之間存在著相關性與因果性,有必要在進行回歸分析之前對面板數據進行檢驗,驗證變量的平穩性和協整性。面板單位根檢驗表明模型所用變量均為一階單整序列,鑒于文章篇幅所限,表略。本文借鑒楊曄、邵同堯(2012)[24]等的做法,使用較為前沿的檢驗方法“Kao檢驗法”對模型進行面板協整檢驗,檢驗結果如表2所示。從表2中可以看出:根據Kao檢驗結果,模型在1%的顯著性水平上,拒絕沒有協整關系的零假設。即各個變量之間長期平穩的,且存在著協整關系。

表2　協整檢驗

注:① 表示在10%的顯著水平上拒絕不存在協整關系的原假設。

(二)回歸結果分析

對前文回歸方程(4)式,我們借鑒歐陽志剛(2006)[25],溫麗琴、盧進勇等(2012)[26],J Han、PH Sheng(2014)[27]的做法, 對模型中的變量LnPAT,LnGRK,LnERK,LnFRK,LnFRK*LnABC,LnRDL,LnOPEN進行靜態面板固定效應模型和隨機效應模型回歸,比較回歸結果,并通過Hausman檢驗的統計量與P值來決定接受哪一種回歸。同時本文還進行了面板廣義最小二乘估計(Pooled EGLS),通過對比,確定最穩健的回歸結果。回歸結果如表3所示。

通過回歸結果,可以看出:Hausman 檢驗P值為0,結論是拒絕隨機效應模型。再比較固定效應與Pooled EGLS回歸結果,結合其它的判定因素如t統計量、R2和Adj R2等,可以得出Pooled EGLS回歸結果更好,結果更加穩健與顯著,因此本文選用面板廣義最小二乘估計模型(Pooled EGLS)結果。

從回歸結果中可以看出,GRK,ERK,FRK均通過顯著性檢驗,其中GRK和ERK都在1%的水平上顯著,FRK在5% 的水平上顯著,這表明GRK,ERK,FRK對被解釋變量PAT有強烈的影響作用。GRK的回歸系數符號為負號,這表明政府資本投入對技術進步有著反向的影響,并且政府資本投入每增加1%,會使技術成果專利減少0.111 835%,根據廖信林、顧煒宇、王立勇(2013)[28]的研究,這可能是因為政府研發投入對其他來源的研發投入存在“擠出效應”與“杠桿效應”,并且政府投入增加容易造成研發無效率、低效率,不能激發研究人員的創新動力與熱情。ERK,FRK的回歸系數符號為正號,這表明企業研發資本投入和國外研發資本投入對我國技術進步有顯著的積極的正向作用,企業和國外研發資本投入每增加1%,我國技術專利申請數量將分別增加0.410 740%和0.045 845%,可以發現企業資本投入的回報遠大于國外資本的投入回報,這與尹恒、柳荻(2016)[29]的研究結果是一致的。

表3　回歸結果

注:括號內為其t統計量值;① 、② 、③ 分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

交叉項LnFRK*LnABC表示伴隨在國外的資本投入中的技術溢出,經我國消化吸收后,對我國技術進步的影響,從表中可以看到:其在1%的顯著水平上通過檢驗,這表明通過對技術溢出的吸收確實促進了我國的技術進步,當其增加1%時,我國專利申請增加0.037 925%,這說明我國對通過資本渠道的國際技術溢出的吸收程度還比較低,吸收能力不強,還有很大的潛力與上升空間。作為輔助變量,RDL、OPEN對我國技術進步也有非常顯著的正向作用。同時這兩個變量也從另一個側面反映了我國的技術吸收能力:高水平的研發人員投入越多,對外開放程度越高,吸收能力也會越強。研發人力投入和開放度每增加1%,技術創新將會增加0.485 236%和0.058 792%,這也表明我國當前吸收能力還有待提高。

(三)穩健性檢驗

為驗證實證結果的可靠性,本文從三個方面對全樣本數據進行穩健性檢驗,首先借鑒郭艷,張群等(2013)[30]的做法,對回歸模型進行Ramsey RESET檢驗,其P值均小于0.1,統計量均通過檢驗,說明模型沒有遺漏關鍵性變量,不存在設定誤差;進行White檢驗,各變量P值均大于0.1,說明解釋變量系數矩陣不存在異方差性,回歸結果健全可信。借鑒沙文兵(2012)[31]的做法,對模型做替代變量檢驗,將技術進步的衡量指標由專利申請數量改為發明專利授權數量(件)和新產品銷售收入(億元),進行同樣的估計,實證結果發現其影響方向及程度與EGLS估計結果十分接近,無較大偏差。綜合以上三個方面的穩健性檢驗結果,可以得出本文的實證分析結果是比較穩健、可靠的。

五、結論及建議

本文利用中國2009～2015年30個省的面板數據,基于知識生產函數,通過運用面板廣義最小二乘估計方法,實證檢驗了多元研發資本投入、技術溢出吸收對我國技術進步之間的影響關系與程度。實證結果表明:政府資本投入對技術進步存在顯著的反向影響,企業資本投入和國外的資本投入對技術進步有明顯的促進作用,并且企業投資作用大于外資的作用;通過資本渠道的國際技術溢出也對我國的技術進步有積極的促進作用,對技術溢出的吸收能力指標顯著的通過了檢驗,說明技術溢出、技術吸收和技術進步之間存在著緊密的關系,回歸結果也表明我國的技術吸收能力有限,尚未達到門檻值,這也抑制著我國技術的進一步創新與發展。通過對輔助變量的回歸,得出我國研發人力投入與對外開放度均對我國技術進步有積極的促進作用,且作用顯著。

根據本文實證研究得出的結論,中國在當前經濟“新常態”與“國家供給側結構性改革”的背景下,實現產業結構的優化升級與企業的轉型已刻不容緩,提高生產質量已成為內在要求,就必須立足于技術創新,大力提高國內企業和研發機構的自主創新能力,政府部門應為技術進步創造良好的外部環境,而不是給予研發項目和機構更多的研發經費補貼,應該更加注重于創新體制機制的制度性建設,制定與出臺相關的法律來保護知識專利與產權,切實維護與保障發明創造者的權益,而不是片面的追求增加政府投資,并且由于政府投資存在著“擠出效應”,反而會抑制技術進步。企業是實際應用技術和生產的部門,特定的技術需求使企業更加注重技術研發,增加企業研發資本投入,提高研發人員的素質和水平,使技術發明與我國的實際生產結合起來,提高全要素生產率,這也是企業實現轉型升級的必經之路。國外資本仍然是我國經濟發展和技術進步的重大推動力量,在“一帶一路”倡議開展和亞投行成功建立運行以來,必定能夠吸引更多的國際資本,我們應當把握機會,繼續加大改革開放程度,充分利用外資,引入高科技人才,伴隨在其中的國際技術溢出,無疑是推動我國技術進步的巨大的潛在優勢,充分利用戰略機遇,加強技術消化吸收,改造創新,將國際技術與我國的實際情況結合起來,在全球信息化與再工業化的新時代,實現技術趕超與引領。

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