經濟治理能力、出口貿易與中國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新

曹虹劍 李虹辰 張慧

摘 要：在國家治理能力現(xiàn)代化和“雙循環(huán)”相互促進背景下，探究經濟治理能力和出口貿易對我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新的影響。結果表明：經濟治理能力和出口貿易對高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著正向影響;要素市場發(fā)育程度、非國有經濟發(fā)展、法律制度質量、研發(fā)資本投入對內資企業(yè)自主創(chuàng)新有正向影響;產品市場發(fā)育程度、研發(fā)勞動投入顯著提升了外資企業(yè)創(chuàng)新能力。在以國內大循環(huán)為主體的背景下，應提升經濟治理能力以激發(fā)國內市場主體的創(chuàng)新活力。

關鍵詞： 出口貿易;經濟治理能力;自主創(chuàng)新;高新技術產業(yè);研發(fā)

中圖分類號：F416;F742 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2020）06-0111-07

一、引 言

近年來我國經濟由高速增長向高質量發(fā)展轉變，新舊動能正在加速轉換。高新技術產業(yè)的發(fā)展對新舊動能轉換至關重要。從全球產業(yè)鏈視角來看，我國傳統(tǒng)要素成本方面的比較優(yōu)勢已經不復存在，而創(chuàng)新要素帶來的新競爭優(yōu)勢尚未完全形成。在高新技術行業(yè)全球供應鏈的部分核心環(huán)節(jié)不向我國企業(yè)開放的背景下，我國要加快提升高新技術產業(yè)自主能力，充分利用超大規(guī)模國內市場，深化高新技術產業(yè)分工，構建迂回生產鏈條更長的國內價值鏈，形成以國內循環(huán)為主、國內國際相互促進的雙循環(huán)新格局[1]。

經濟治理能力對我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力有重要影響。競爭中性的制度安排，完善的市場環(huán)境能激發(fā)公有制和非公有制企業(yè)的創(chuàng)新活力。在全面深化改革背景下，我國市場經濟體制建設已經取得長足進步，但相對于市場化程度很高的產品市場，要素市場化程度相對滯后，成為了制約高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力提升的重要障礙之一[2，3]。提升我國經濟治理能力，使市場在資源配置中起決定性作用，同時更好發(fā)揮政府的作用，是提升我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要途徑。

出口貿易對高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力也有重要的影響。新貿易理論認為出口貿易使企業(yè)置身于更激烈的國際競爭市場，從而推動企業(yè)進行創(chuàng)新。而出口研發(fā)補貼、出口退稅、技術性貿易壁壘等政策工具也會影響企業(yè)的自主創(chuàng)新能力[4-6]。近幾年來，美國等發(fā)達國家貿易保護主義開始抬頭，美方以各種理由或借口，逐步升級對中國許多領域的貿易制裁措施，甚至將某些中企納入了“實體名單”[7]。目前我們亟需擺脫對外部市場的過度依賴，破除發(fā)達國家的技術封鎖，促進我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。因此，

在一些國家限制我國高新技術產業(yè)發(fā)展的背景下，探討經濟治理能力與出口貿易對我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新的影響具有重要現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設

（一）經濟治理能力影響自主創(chuàng)新的機理

政府經濟治理能力主要體現(xiàn)在：政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場和要素市場的發(fā)育程度以及法律制度環(huán)境等方面[8]。經濟治理能力越強，越能激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)新精神，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

第一，政府與市場的關系越清晰，越有利于自主創(chuàng)新。提升政府經濟治理能力，一方面要求“在堅持社會主義基本經濟制度前提下，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用的同時，更好發(fā)揮政府作用”。這將優(yōu)化資源配置，使要素集約化程度和研發(fā)產出效率提高，從而提升自主創(chuàng)新的能力。另一方面要求建設高標準市場體系，完善公平競爭制度，實施市場準入負面清單制度，健全破產制度。政府創(chuàng)建公平競爭的市場環(huán)境和創(chuàng)新環(huán)境，這將導致優(yōu)勝劣汰，從而促進自主創(chuàng)新能力的提升[9]。

第二，不同所有制經濟發(fā)展環(huán)境越公平，越有利于自主創(chuàng)新。一方面，我國正在推進國有經濟布局優(yōu)化和結構調整，發(fā)展混合所有制經濟，增強國有經濟創(chuàng)新力、影響力、控制力與抗風險能力。混合所有制改革的深入推進使市場進入壁壘降低，可競爭性增強，同時促使國有企業(yè)優(yōu)化內部治理結構，從而促進自主創(chuàng)新能力的提升。另一方面，非國有經濟也是我國經濟的重要組成部分，尤其是華為等民營企業(yè)發(fā)展，已經成為我國經濟高質量發(fā)展與自主創(chuàng)新能力提升的重要推動力[10，11]。

第三，產品市場和要素市場發(fā)育程度越高，越有利于自主創(chuàng)新。要素市場的發(fā)展是我國企業(yè)提升自主創(chuàng)新能力的重要一環(huán)，其發(fā)展完善提高了資源配置效率，促使研發(fā)投入從低效率項目流向高效率項目，從而提高創(chuàng)新的產出[12]。完備的產品市場加快了信息傳遞，使資本更加便利有效地轉移，能及時反映市場供求關系[13，14]，企業(yè)通過需求滿足和需求創(chuàng)造提升研發(fā)水平和創(chuàng)新能力。

第四，法律制度環(huán)境越完善，越有利于自主創(chuàng)新。一方面，在知識產權被有效保護條件下，企業(yè)能通過創(chuàng)新獲取超額利潤，這將激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為。另一方面，企業(yè)的合法權益受到保護，企業(yè)更愿意通過與其他企業(yè)的合作提升創(chuàng)新能力[15]。因此，法律制度環(huán)境的完善有利于優(yōu)化資源配置[16]，提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。通過上述分析提出如下假設：

假設1 經濟治理能力與高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力呈正相關關系。

（二）出口貿易影響自主創(chuàng)新的機理

“出口促進論”認為，出口具有正的外部性，出口部門通過貿易可以產生技術擴散和知識溢出效應，從而促進技術進步，提升自主創(chuàng)新能力[17，18]。其作用機理主要體現(xiàn)在以下三個方面。

第一，“出口中學”效應。國際貿易為知識在國家之間的傳遞提供了便利，出口企業(yè)在國際市場上可以獲得知識、技術和管理經驗，以直接學習與間接改進兩種方式提高生產率和創(chuàng)新能力，即出口中學習[19，20]。直接學習是指出口部門在產品出口過程中可以從進口部門那里獲得大量產品信息，甚至得到進口部門的技術支持與設計共享[21]。間接改進是指進口部門為了得到高質量、低成本的產品，通常會為出口部門提供相關產品的技術援助[22]。因此，出口部門在“出口中學”過程中積累了創(chuàng)新所需知識與技術資本，提高了自主創(chuàng)新能力[23]。

第二，出口競爭效應。面對激烈的出口競爭市場，出口企業(yè)改進產品質量，減少生產成本的壓力增大，必須通過不斷地進行技術創(chuàng)新來保持競爭優(yōu)勢[24]。Aghion等（2017）認為，越接近技術前沿的企業(yè)生產率會越高，占據(jù)的市場份額越大，出口更能夠促進其創(chuàng)新[25]。位于技術前沿的企業(yè)為了保持國際市場上的技術優(yōu)勢會對技術人員進行培訓，并通過高待遇吸引高素質技術人員，從而促進研發(fā)水平的提高[26]。

第三，出口規(guī)模效應。Krugman與Elhanan認為，貿易可以產生規(guī)模經濟效應。一方面，出口貿易可以深化國際分工，使專業(yè)化程度提高，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力與生產率。另一方面，出口規(guī)模擴大會使企業(yè)初期高額的創(chuàng)新研發(fā)投入得到補償，從而降低企業(yè)創(chuàng)新的成本和風險[27]，從而促使自主創(chuàng)新活動的產生。通過上述分析提出如下假設：

假設2 出口貿易與高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力呈正相關關系。

三、模型設計、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設計

創(chuàng)新的過程實質上就是利用各種資源創(chuàng)造、生產出新知識的過程[28，29]。因此，借鑒柯布道格拉斯生產函數(shù)，將高新技術產業(yè)創(chuàng)新的產出函數(shù)表示為：

（二）變量選取

用什么變量來衡量創(chuàng)新能力，學術界并沒有統(tǒng)一的結論。很多學者采用專利數(shù)量來衡量創(chuàng)新，但專利數(shù)會受到專利授權機構偏好的影響[33]，而且存在異質性的問題。還有一部分學者認為，新產品銷售收入能夠充分體現(xiàn)創(chuàng)新過程中的成果轉化能力[34]。考慮到前文中模型和變量的設定，以及數(shù)據(jù)可獲得性問題，本文采用新產品銷售收入來衡量創(chuàng)新能力（在模型中用“inno”表示），用內資企業(yè)新產品銷售收入來衡量自主創(chuàng)新能力，并以2008年為基期，用出廠價格指數(shù)對其進行平減。新產品銷售收入越高，說明高新技術產業(yè)創(chuàng)新產出越多，創(chuàng)新能力越強。

解釋變量的選取如下：

（1）經濟治理能力（ins）。借鑒前人的做法，采用王小魯、樊綱和余靜文構建的指數(shù)衡量經濟治理能力[35]。該指數(shù)包含政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度和法律制度環(huán)境等五個方面，基本涵蓋了經濟治理能力中主要的因素。

（2）出口貿易（ex）。采用出口交貨值來衡量出口貿易，并以2008年為基期，用出廠價格指數(shù)對其進行平減。

（3）R&D資本投入（k）。采用R&D經費內部支出衡量R&D資本投入。借鑒朱平芳和徐偉民（2003）的方法構建R&D價格指數(shù)[36]，將R&D價格指數(shù)設定為消費價格指數(shù)和固定資產價格指數(shù)的加權平均值，其中消費價格指數(shù)的權重為0.55，固定資產價格指數(shù)的權重為0.45，以2008年為基期對R&D經費內部支出進行平減。

（4）R&D勞動投入（l）。參考大多數(shù)文獻做法，直接采用R&D人員全時當量衡量R&D勞動投入。

控制變量的選取如下：

（1）企業(yè)規(guī)模（size）。考慮數(shù)據(jù)的可得性，采用高新技術產業(yè)中各企業(yè)的平均主營業(yè)務收入衡量企業(yè)規(guī)模。

（2）技術改造能力（tr）。采用技術改造經費來衡量技術改造能力，并以2008年為基期，用R&D價格指數(shù)對其進行平減。R&D價格指數(shù)的獲取方式見R&D資本投入。

（三）數(shù)據(jù)說明

選取2008-2016年中國高新技術產業(yè)共25個省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究。實證研究所使用的新產品銷售收入、R&D經費內部支出、R&D人員全時當量、出口交貨值、主營業(yè)務收入、企業(yè)個數(shù)和技術改造經費數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，經濟治理能力指數(shù)來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》[37]。由于王小魯?shù)热说氖袌龌笖?shù)有兩個基于不同計算方法的版本，所以本文將用1997-2009年數(shù)據(jù)的實證檢驗作為2008-2016年數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗。此外，2008年新產品銷售收入、專利申請數(shù)、R&D經費內部支出、R&D人員全時當量和技術改造經費的統(tǒng)計口徑為大中型企業(yè)，所以這五個變量2008年度的數(shù)據(jù)用大中型企業(yè)數(shù)據(jù)近似代替。由于數(shù)據(jù)缺失，研究時未將內蒙古、西藏、寧夏、海南、甘肅、青海和港澳臺地區(qū)納入分析樣本，樣本只包括25個省區(qū)市。

為對企業(yè)異質性進行研究，將分為全部企業(yè)、內資企業(yè)和外資企業(yè)三個面板數(shù)據(jù)回歸，相關變量描述性統(tǒng)計見表1。高新技術產業(yè)總體新產品銷售收入平均值在1090億元，內資企業(yè)的新產品銷售收入略高于外資企業(yè);內資企業(yè)的R&D資本投入和勞動投入明顯高于外資企業(yè)，但外資企業(yè)的出口交貨值明顯高于內資企業(yè)。

四、實證結果及分析

為了保證檢驗結果的準確性，選擇了hadrilm方法對各變量進行了單位根檢驗。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，使其更趨于線性化，對其中一些變量進行了對數(shù)處理。此外，在模型進行回歸前均進行了單位根檢驗和協(xié)整檢驗，結果顯示所有模型均通過平穩(wěn)性檢驗。為節(jié)省篇幅，本文省略了高新技術產業(yè)全部企業(yè)變量的單位根檢驗結果和KAO檢驗的結果。本文選擇固定效應模型對模型進行回歸檢驗。

（一）基本回歸

首先，對我國高新技術產業(yè)全部企業(yè)進行回歸分析，然后分別對內資企業(yè)和外資企業(yè)進行回歸分析。回歸分析結果如表2所示。

根據(jù)表2列（1）的實證結果來看，經濟治理能力（ins）、出口貿易（ex）均對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，說明提升經濟治理能力、加大出口貿易規(guī)模都能有效提升產業(yè)的創(chuàng)新能力。R&D資本投入（k）對創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，而R&D勞動投入（l）對創(chuàng)新能力的影響為正但不顯著。從R&D投入來看，我國高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力主要依靠R&D資本投入驅動，R&D勞動投入對創(chuàng)新的驅動作用還不明顯，也從側面反映出高新技術產業(yè)要素投入結構還存在問題，高素質人力資本投入比重有待提升。企業(yè)規(guī)模（size）對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，而企業(yè)規(guī)模平方項（size2）對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力有顯著負向影響。這說明中型企業(yè)規(guī)模更有利于創(chuàng)新，符合高良謀和李宇（2009）關于企業(yè)規(guī)模和創(chuàng)新之間存在倒U型關系的假說[32]。此外，技術改造能力（tr）對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力的影響為負，但不顯著。

學者們常認為產權異質性會對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力產生影響。接下來，考察不同變量對內資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，回歸結果見表2的列（2）和列（3）。不同變量對內資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響和高新技術產業(yè)整體情況基本相同，但對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響則有所差異。具體而言，出口貿易對內資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力都有顯著的正向影響，從系數(shù)來看，出口貿易對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響稍大。經濟治理能力對內資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響都很顯著。R&D投入對內外資企業(yè)創(chuàng)新能力影響的差異很大，R&D資本投入對內資企業(yè)自主創(chuàng)新的影響在1%水平上顯著為正，但對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響并不顯著。R&D勞動投入對創(chuàng)新能力的影響則完全相反，對外資企業(yè)創(chuàng)新能力影響在1%的水平上顯著為正，但對內資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響并不顯著且系數(shù)為負。這說明外資企業(yè)研發(fā)要素投入的創(chuàng)新績效更高，尤其在勞動要素投入的創(chuàng)新績效方面。

以上分析表明，經濟治理能力、出口貿易都能夠有效提升高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力，所以假設1和假設2均成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.系統(tǒng)GMM估計結果。

為解決內生性問題，采用系統(tǒng)GMM方法進行檢驗。具體回歸結果見表3列（1）～（3）。

表3中的列（1）、列（2）和列（3）分別報告了全部企業(yè)、內資企業(yè)和外資企業(yè)的估計結果。為確保估計結果的有效性，對系統(tǒng)GMM估計進行了一系列檢驗，用來考察工具變量的有效性。從Sargan檢驗、Hansen檢驗、AR（1）檢驗和AR（2）檢驗的P值來看，系統(tǒng)GMM估計結果是有效的。由表3可知，全部企業(yè)和內資企業(yè)的出口貿易與經濟治理能力的系數(shù)均顯著為正，與前文中基礎回歸的結果一致，除此之外，其他變量系數(shù)的顯著程度以及符號也與表2基本一致。外資企業(yè)的結果不太顯著，可能是由于數(shù)據(jù)量太少導致，但其系數(shù)符號與表2基本一致。由此可見，使用系統(tǒng)GMM估計之后，依舊支持本文的結果，進一步說明了出口貿易與經濟治理能力對中國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新有正向影響。

2.改變數(shù)據(jù)年限。

前文已使用2008-2016年數(shù)據(jù)進行分析，接下來采用1998-2009年省級面板數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗（1997年出口交貨值數(shù)據(jù)空缺）。由于缺乏這一時間段內外資企業(yè)數(shù)據(jù)，因此，僅對全樣本進行回歸分析，結果如表3列（4）所示。

從表3列（4）可以看到，采用1998-2009年的數(shù)據(jù)回歸結果與前面表2列（1）的回歸結果基本保持一致。主要解釋變量——經濟治理能力與出口貿易對創(chuàng)新能力的影響在表2列（1）中均為正向顯著;R&D資本投入、企業(yè)規(guī)模及企業(yè)規(guī)模的平方項在前后兩個表中的系數(shù)符號、大小以及顯著度也基本相同。R&D勞動投入由前一階段的顯著負向變?yōu)檎颍ǖ伙@著），這意味著我國高新技術產業(yè)在研發(fā)投入利用效率有所提高。

（三）進一步的分析

衡量經濟治理能力的指數(shù)由五個細分指標構成[18]，接下來，用經濟治理能力的五個細分指標代替公式（5）中的經濟治理能力指數(shù)，對全部企業(yè)、內資企業(yè)和外資企業(yè)分別進行回歸分析，由于篇幅限制，僅展示部分回歸結果。

由表4可知，就整體而言，除產品市場發(fā)育程度（ins3）外，其他四方面治理能力均對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。從系數(shù)大小來看，非國有經濟發(fā)展（ins2）對創(chuàng)新的影響最大，政府與市場關系（ins1）次之，法律制度環(huán)境（ins5）和要素市場發(fā)育程度（ins4）的影響稍小。產品市場發(fā)育程度的影響不顯著可能是因為我國高技術產業(yè)產品市場化程度較高。

就內資企業(yè)自主創(chuàng)新能力而言，非國有經濟發(fā)展、法律制度環(huán)境完善的正向影響非常顯著，要素市場發(fā)育程度的正向影響也較為顯著。政府與市場關系的系數(shù)為正但不顯著，可能是由于政府主要通過財政資助這一方式影響創(chuàng)新，這可在短期內降低企業(yè)創(chuàng)新風險，從長期來看，政府資助會使內資企業(yè)因過度使用廉價要素而犧牲長期創(chuàng)新能力[22]。

就外資企業(yè)創(chuàng)新能力而言，非國有經濟發(fā)展和產品市場發(fā)育程度的正向影響都很顯著，這說明改善產品市場環(huán)境、推進非國有經濟的發(fā)展是激發(fā)外資企業(yè)創(chuàng)新的關鍵。政府與市場關系、要素市場發(fā)育程度和法律制度環(huán)境的系數(shù)均為正，但都不顯著。這可能是因為外資企業(yè)在資本、技術、人才和公司治理等方面有優(yōu)勢，而且它們可以直接利用母國和母公司的多種資源進行創(chuàng)新活動。

五、結論與啟示

以上研究表明，經濟治理能力和出口貿易提升均顯著促進了我國高新技術產業(yè)內資企業(yè)自主創(chuàng)新能力和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。從五個方面細分經濟治理能力來看，政府與市場的關系和法律制度環(huán)境均對高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。從產權異質性來看，非國有經濟的發(fā)展、要素市場發(fā)育程度和法律制度環(huán)境對內資企業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著的正向影響;非國有經濟的發(fā)展、產品市場發(fā)育程度對外資企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。高新技術產業(yè)對研發(fā)要素依賴性強，內資企業(yè)自主創(chuàng)新主要依靠R&D資本投入驅動，而外資企業(yè)創(chuàng)新主要依靠優(yōu)質的R&D勞動投入驅動。以上實證結果對提升我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力有如下啟示：

第一，提升政府經濟治理能力促進高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新。充分發(fā)揮市場對資源配置決定性作用的同時，發(fā)揮有為政府的作用;按照競爭中性原則，完善高新技術產業(yè)發(fā)展的法律制度環(huán)境，為不同規(guī)模和產權性質的高技術企業(yè)提供一個公平競爭的市場環(huán)境，進一步激發(fā)中小企業(yè)和民營企業(yè)的創(chuàng)新活力。

第二，滿足不同產權性質企業(yè)差異化的經濟治理制度需求。對內資企業(yè)來說，要減少政府對要素市場的干預，減少資源配置扭曲程度;促進科技中介組織發(fā)育，促進科技服務業(yè)與高技術制造業(yè)的深度融合;鼓勵非國有高技術企業(yè)發(fā)展，為其發(fā)展提供一個競爭中性的市場環(huán)境。對外資企業(yè)來說，需要保持高新技術產業(yè)產品市場開放的良好環(huán)境。

第三，加快形成以國內大循環(huán)為主體，國內國際“雙循環(huán)”相互促進的發(fā)展新格局。我國應該利用超大規(guī)模國內市場完善高新技術產品國內價值鏈構建，尤其要避免高新技術產品核心模塊缺失帶來的供應鏈中斷問題，重構高新技術產業(yè)全球價值鏈，加快形成國內與國際市場“雙循環(huán)”相互促進的發(fā)展新格局。

第四，通過高質量對外開放提升高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力。要利用“一帶一路”倡議等國際合作平臺與機制，積極拓展新興國家高新技術產品市場，使高新技術產業(yè)獲得廣闊的發(fā)展空間，通過保持高新技術產品出口的增長來促進高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力的提升。

第五，優(yōu)化高新技術產業(yè)R&D要素投入結構。改變內資高技術企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升依靠R&D資本投入驅動的現(xiàn)狀，改善R&D勞動投入的結構，提升人力資本投入比重與質量，通過“干中學”和“出口中學”，提高研發(fā)人員素質，實現(xiàn)我國高新技術產業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升。

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（責任編輯：鐘 瑤）