兩階段工具變量法下外溢技術與外溢限制對二次創新的影響

周榮軍，張兵兵

（1.信陽師范學院 商學院，河南 信陽 464000；2.南京農業大學 經濟管理學院，南京 210095）

0 引言

全球經濟一體化加速了技術活動的全球化，跨國公司基于市場占有、綢繆競爭等戰略目標逐漸將研發活動轉向海外，極大地促進了技術資源在全球范圍內的轉移和擴散。技術外溢已然成為技術擴散的重要途徑并受到各國關注。雖然我國已躍居世界第二大經濟體，但是由于創新能力有限，技術水平不足，亟需通過國際技術外溢提升本國創新能力，因此，現階段外溢技術是否提升我國創新水平成為重要研究主題。大量外溢技術限制因素能夠在較大程度上影響一國或一地區持續創新的制度安排，在促進創新能力的提升過程中發揮巨大作用。發展中國家改善相關外溢限制能夠促使發達國家將更多數量、更高質量的外溢技術流入發展中國家，從而提升發展中國家的技術水平。本文將在已有的研究基礎上考察外溢技術對我國技術創新的影響以及外溢限制發揮的作用。

1 計量模型和數據來源

1.1 計量模型

本文重點考察外溢技術對二次創新能力的影響，以及檢驗外溢限制和外溢技術對二次創新的協同影響效應，因此，本文構建計量模型如下：

其中，t代表年份，i表示省市地區，y指代二次技術創新，Npat代表技術溢出，IPRit表明地區溢出限制水平，Xit代表影響技術創新的其他控制變量，εit表示隨機誤差項。另外，本文引入Npat與溢出限制水平的交互項以檢驗溢出限制和Npat對二次創新的協同影響。假如交互項估計系數為正值，表明溢出限制水平的加強有利于技術外溢效應；否則，溢出限制水平的上升會阻礙技術外溢效應。

1.2 數據來源說明

本文選取專利申請量作為創新指標代理變量，因為專利作為創新活動最直接的產出能夠較好的衡量一國（地區）的創新水平。其相關數據來源于2002—2016《中國科技統計年鑒》。選取國外專利申請作為技術溢出的代理變量，因為現階段大量關于國際技術溢出的研究主要集中于進口貿易、FDI，國際專利申請技術溢出的文章較少，但是隨著各國法律體系的完善，國際專利申請的日益普遍，其對技術溢出的作用日益重要，因此本文選取專利申請技術溢出作為技術外溢的代理變量，該指標的構建需要國內各省份研發支出、G-7各國國內的專利申請數、G-7國家研發支出占GDP的比重、G-7國家流入中國專利申請數量等數據，分別來源于2002—2016年《中國知識產權年鑒》、世界知識產權局統計數據、世界銀行網站、2002—2016年《中國統計年鑒》。對于另一核心變量外溢限制本文選取知識產權保護作為其代理變量，由于技術轉移依賴于外部制度環境，知識產權作為制度環境的重要組成部分，顯著影響技術外溢，所以本文選取該變量作為外溢限制的代理變量。該指標的構建需要人均GDP、成人識字率數據、律師數量、發明專利等數據分別來源于2002—2016年《中國統計年鑒》、2002—2016年《中國律師年鑒》以及2002—2016年《中國科技統計年鑒》。控制變量金融發展所需金融機構貸款余額數據來源于2002—2016年《中國金融統計年鑒》。構建人力資本指標所需小學居民比例、初中居民比例、高中居民比例、大專及以上居民比例等數據來源于2002—2016年《中國教育統計年鑒》。構建市場化進程指標所需規模以上國有工業銷售產值、全部工業銷售產值等數據來源于2002—2016年《中國工業統計年鑒》。構建基礎設施投資指標所需地區郵電業務總量、地區生產總值等數據來源于2002—2016年《中國統計年鑒》。

2 變量指標的構建

2.1 二次創新指標的構建測算

本文選取專利申請量這一指標作為創新的代理變量。專利包括申請授權與專利申請兩種類型，由于專利授權具有時間滯后特征且專利能否得到授權受到政府專利機構人為因素影響，所以本文選擇專利申請作為企業創新的代理變量。

2.2 技術溢出指標的構建測算

考慮到當今世界大量的R&D活動來源于OECD國家，其中以G-7國家為主導，且G-7國家是我國主要的貿易與投資伙伴國，所以本文將研究對象限定在G-7國家，考察G-7國家在華技術外溢效應。借鑒李平（2015）技術外溢的計算方法，如下：

其中，VPjt代表t年j國流入中國的專利申請的價值，GDPjt表示國內生產總值，Sjt表示t年j國的資本存量。其中VPjt=RDjt/TPAjt*PAjt,PAjt表示t年j國流入中國的專利申請量，RDjt代表t年j國的研發支出費用，TPAjt表示t年j國專利申請總量，RDjt/TPAjt表示每項專利申請所投入的研發費用。Sjt的計算采用永續盤存法，即Sjt=(1-σ)Sjt-1+RDjt,其中各國基年的研發存量采用Griliches（1980）的計算方法，即Sj2002=RDj2002/(g+σ),其中，g表示2002—2015年G-7各國每年研發支出的平均增長率，g表示研發資本的折舊率，其數值本文采用Coe&Helpman（1995）實證回歸所得并已被學術界普遍接受的5%。

考慮到中國各地區國外專利申請的相關數據尚無法直接獲取，本文采用中國歷年省市專利申請量占全國專利申請量的比重作為權重（Bit），各省市G-7國家專利申請技術溢出可以表示為該權重與歷年專利申請技術溢出的國外研發存量的乘積，其計算公式如下：

2.3 溢出限制指標的構建測算

本文借鑒韓玉雄與李祖懷（2005）對溢出限制指標的測度方法，構造擴展的G-P指數公式如表1所示，該指標由10個一級指標和其下轄的22個二級指標組成，分別考察一級指標與二級指標的滿足條件并據此計算一國或地區綜合得分。例如司法保護水平用一國或地區律師占總人口比重來衡量。當該比重超過萬分之五，司法保護分值為1。當該比重不足萬分之五，以該比重除以萬分之五所得數值作為司法保護計量分值。行政保護及管理水平用立法時間來衡量即實際立法時間（1954）除以100，當所得數值大于1時，行政保護及管理水平分值為1，否則為其分值為所得數值。經濟發展水平用人均GDP衡量，當人均GDP超過2000美元時，令經濟發展水平分值為1，否則，其分值設定為實際人均GDP/2000。社會公眾意識用成人識字率測度。當成人識字率超過95%時，令社會公眾意識分值為1；否則，其分值為實際成人識字率除以95%。國際監督制衡用是否為WTO成員國來衡量，當一國或地區是WTO成員國，國際監督制衡分值為1；否則，其分值為0。

表1 溢出限制指標的衡量體系

2.4 控制變量指標的構建

由于信息不對稱問題的存在，企業在技術創新時經常面臨著融資約束。所以本文分別選取金融發展控制變量；人力資本作為技術吸收與創新的載體，其對經濟發展的影響重大，因此成為本文控制變量；相對于自由市場經濟，集權經濟對創新具有阻礙作用。所以市場化進程成為本文第三個控制變量；基礎設施投資能夠開辟市場保證原材料及相關能源供應，從而形成大規模生產，同時大量的市場機會將會引致企業為獲得高額利潤而進行大量技術創新，所以基礎設施投資成為本文第四個控制變量，其計算方法和數據來源如表2所示。

表2 控制變量計算方法及數據來源

2.5 主要變量的統計性描述分析

表3揭示了相關變量的統計性描述分析，根據表中數據本文發現樣本期間各地區創新水平存在較大差距，主要表現為不同地區專利申請受理量不同，樣本期間，專利申請受理量最大值為50.45萬件，最小值僅為124件。考察核心變量外溢限制指標，本文發現各地區的外溢限制水平同樣差異顯著，最大值為4.55，最小值為1.48。在三種技術溢出中，國外發明技術溢出效應最強，其指標數值為0.0327，國外實用新型技術溢出效應居中，其數值為0.0321，國外外觀設計技術溢出最弱，其數值為0.0311。進一步考察控制變量可知，各地區人力資本水平、市場化程度水平、金融發展水平和基礎設施投資狀況均存在較大差異，區分度較高。通過多種計量方法以及計量工具，本文試圖深入分析外溢限制、技術外溢以及二次創新之間的關系。

表3 相關變量統計性描述分析

3 檢驗結果

3.1 技術溢出對二次創新的影響

下頁表4中第1列回歸結果表明，從全國層面上看，外溢技術顯著提升了我國的創新水平。具體表現為外溢技術每提升1單位，我國創新水平提升48單位，原因主要表現為以下兩點：第一，國外技術流入通過技術信息的傳播增加我國知識資本存量，進而促進我國技術水平提升。第二，通過研究國外溢出技術中蘊含的技術信息，我國可以掌握研發方向從而避免盲目性創新，有效促進二次創新在我國發生。表4（見下頁）第2至第4列回歸分析進一步驗證了國外三種形式的技術外溢效應，回歸結果表明相對于其他兩種技術外溢（實用新型與外觀設計），發明技術溢出對我國創新水平的提升更為顯著。原因在于發明外溢技術信息的含量高實用新型和外觀設計技術。表4中5至7列揭示了外溢技術對我國東中西部地區創新水平影響的實證分析，結果表明針對不同地區，技術外溢效應對創新水平的影響存在顯著差異。首先，技術溢出對東部創新水平具有顯著促進作用，具體表現為技術溢出每增加1單位，創新水平提高60單位。其次，技術溢出對中部地區具有顯著促進作用，但影響力度不如東部，具體表現為，技術溢出每增加1單位，中部地區創新水平上升50單位。再次，技術溢出對西部地區創新水平的影響顯著但影響程度最小，具體表現為技術溢出每上升1單位，西部地區創新水平增加。以上回歸結果的原因在于：相對于東中部地區而言，西部地區人力資本及科研水平力量薄弱，技術吸收能力較差，對于國外技術溢出難以理解吸收，從而制約了其創新水平的提升。另一方面，西部地區勞動密集型產業居多，產業部門之間競爭不足。這些因素均阻礙了技術溢出對西部地區創新水平的提升作用。

針對其他控制變量，表4中的實證結果表明現階段我國人力資本水平的提升仍然能夠有效促進技術創新。同樣，市場化程度對創新的影響系數為正，并且在1%的水平上顯著，有力證明了地區市場化程度是地區創新水平提高的關鍵因素。金融發展對創新影響的系數負并且顯著表明金融市場的發展不利于地區創新水平的提升，這一結論與理論預期違背，但是卻印證了李苗苗的研究即目前我國以銀行為主要融資方式的金融體系在一定程度上阻礙了R&D投資。基礎設施對創新的影響為負或者不顯著表明現階段我國將大量社會資源投入到基礎建設當中，一定程度上，提高了利率水平減少了企業的R&D投入，降低了社會的創新水平。

3.2 基于兩階段工具變量法的回歸結果

一國（地區）能夠通過技術溢出影響本國創新，同時，一國（地區）較高的創新水平能夠吸引數量更多、質量更高的技術流入，從而提升了技術溢出效應。因此，本文認為核心變量國外技術溢出與本國創新之間存在著嚴重的內生性問題。除此之外，存在著一些不可觀測被遺漏的變量同樣會引起內生性問題，所以本文將使用兩階段工具變量法解決這一問題。

本文選取海外市場地理距離作為技術溢出的工具變量。原因在于以下兩方面：第一，各地區海外市場地理距離與技術溢出存在高度相關性。相對內地省份，沿海地區由于地理上的便利性，能夠獲得更多的海外信息，與海外發達國家的交流更為充分，從而能夠吸納更多的技術流入，實現更大規模的技術溢出。第二，海外市場距離由各地區地理位置決定，不受外界因素影響。因而滿足工具變量外生性的條件。本文在計算海外市場地理距離這一指標時參照毛其淋、盛斌（2012），計算公式如下：

其中，C代表沿海省份的集合，Dii表示沿海省份i的內部距離，以沿海省份i到海岸線的距離衡量。Dij表示內陸省份j到沿海省份i的地理距離，以j省份省會城市到i省份省會城市的地理距離衡量。Djj表示內陸省份j的內部距離。

表5揭示了基于兩階段工具變量法的回歸結果，其中第1列考察了技術外溢對中國創新水平的影響，第2列至第4列分別考察了技術溢出對中國東部、中部以及西部創新水平的影響，本文發現技術溢出能夠顯著促進中國創新水平的提升，但對不同地區創新水平的影響存在顯著差異，其中技術溢出效應對東部地區創新能力影響最強，對中部地區影響強度居中，對西部地區影響最弱。這一結論與最小二乘法結論一致。

表4 技術溢出對二次創新影響的分析

3.3 溢出限制與技術溢出的協同回歸結果

表6進一步分析了溢出限制與技術溢出對我國創新水平影響的協同效應。其結果表明整體上中國溢出限制的加強能夠促進技術溢出，從而在一定程度上改善了我國的創新環境。即溢出限制與技術溢出對我國創新水平的協同影響為正。但二者對不同地區創新的影響存在差異，即溢出限制能夠較大程度促進中部地區技術溢出，但對于東部以及西部地區，技術溢出的創新效應較小。其原因在于西部地區溢出限制水平較低，國外技術流入該地區的意愿較低，雖然擁有較低的模仿成本，但是二次創新的產出效應較低。中部地區知識產權保護水平適中，流入該地區的國外技術在數量及質量上均有所上升，雖然模仿成本也隨之上升，但是仍能有效促進中部地區進行技術創新。東部地區溢出限制最強，流入的國外技術數量最多，質量最高，但是高昂的模仿成本使東部地區創新水平的提升受到限制。

表5 基于兩階段工具變量法的回歸結果

4 總結

本文運用兩階段工具變量法，以2002—2016年我國30個省份的數據為對象，考察了外溢技術對二次創新的影響以及外溢限制對這種影響的制約。研究結果表明外溢技術能夠顯著提高我國創新水平，相對于實用新型以及外觀設計等外溢技術形式，國外發明的外溢技術對我國創新水平的影響最強。進一步考察不同地區的外溢技術效應，本文發現相對于中部和西部地區，外溢技術對東部地區創新水平的提升影響最大。另外，外溢限制的變動能夠顯著影響全國以及不同地區外溢技術效應，但是在影響程度存在差異，外溢限制對中部地區的外溢技術效應強于東部地區和西部地區。以此為基礎，總體而言，我國應加大研發投入，提高自身技術吸收能力，加強國外技術溢出的吸納能力；積極引入技術溢出效應較高的國外發明技術，并針對不同地區特點，制定差異化政策，東部地區人力資本及技術吸收能力較強，國外技術溢出較為明顯，所以東部地區應積極吸引國外技術流入，而西部地區，由于人力資本及吸收能力較弱，應著重加強自身研發，提升創新水平；在國際框架體系內積極改善我國溢出限制因素，創造良好的外部條件，吸納數量更多、質量更好的溢出技術，與此同時，制定差異化外溢限制政策。