稟賦結構、創新模式選擇與產業創新績效
——基于江蘇省的實證研究

程 龍，唐 恒

(1.江蘇大學管理學院，江蘇 鎮江 212013；2.江蘇大學知識產權學院，江蘇 鎮江 212013)

要素稟賦變化能夠對產業結構轉型產生影響[1-2]，但該影響也具有較大的不確定性[3-4]，尤其對于經濟轉型經濟體，稟賦結構的變化所帶來的高研發投入強度并沒有帶來相應的產業技術進步[5]。相反，中國地方政府在一定程度上陷入的 “R&D 崇拜”部分扭曲了政府對創新的支持行為，一些區域主觀強推的自主創新發展模式并沒有取得良好效果[6]。2013年以來，中國研發經費總量一直穩居世界第2位，同時投入強度穩步提升，已接近歐盟15國的平均水平。伴隨著 R&D 經費投入強度的不斷提升，我國專利數量快速增長，2018年中國的專利申請量為154萬件，占全球46.4%，遠超美國的59萬件、日本的31萬件，連續8年居世界第1位。2019年中國國際專利申請量首獲全球第1位，首次超過美國，成為全球國際專利申請量最大的國家。但同時，中國很多區域創新資源配置效率并不高[7]，地區主導產業產值與專利布局存在一定程度的偏離，區域很多產業技術 “低端鎖定”的局面并沒有得到有效改觀[8-9]。

創新是引領發展的第一動力，保護知識產權就是保護創新，要研究實行差別化的產業和區域知識產權政策，促進創新要素自主有序流動、高效配置。盡管依循稟賦的豐富程度配置資源開展技術創新在學界逐漸形成共識[10-12]，但隨著傳統要素稟賦結構下的經濟增長紅利逐步消退[13]，中國很多地方官員在晉級激勵下出現委托—代理問題，在技術進步路徑選擇中忽視地區要素稟賦，呈現出 “自主創新崇拜”趨勢[14]。研究發現，盡管中國大部分工業行業的技術選擇都受地區要素稟賦的影響，但不少行業存在技術選擇悖論，尤其是隨著稟賦結構提升，出現技術選擇悖論的情況更多，工業行業的技術選擇行為違背了地區比較優勢[15]，導致各種扭曲并使得生產效率或經濟增速下降[16]。

從現有研究看，雖然在經濟發展過程中創新模式選擇的影響不斷明晰，但在稟賦結構作用區域與產業創新績效過程中，創新模式選擇究竟發揮何種內在機制？影響的程度有多大？現有研究未充分揭示。尤其是，經濟收斂在中國不同產業部門間存在較大差異，從區域全局開展研究得出的結論可能針對性不足[17-19]，對于經濟轉型特征較為顯著的區域，創新模式選擇的影響如何也有待深入研究。現有研究大都以全國為研究對象，有關局部區域內部創新模式選擇的作用機制研究不多，而以江浙魯等為代表的區域發展在改革開放整個進程中具有非常鮮明的代表性。伴隨著改革進程，這些區域的稟賦與創新結構均發生了重大變化，呈現出鮮明的轉型發展特征，而且區域內產業之間的異質性較大，迅速增長、趨于穩定和逐漸退出等不同發展業態并存，關注這些特征對于豐富創新模式選擇的內在影響機制研究非常必要，研究也有助于更好地指導區域內部非均衡發展下的創新模式選擇實踐?；诖?，本文選擇江蘇省作為典型樣本區域，研究稟賦結構作用產業創新績效過程中創新模式選擇的內在影響機制與影響力，并考察區域以及產業異質性在其中的影響。

1 理論分析與研究假設

1.1 稟賦結構作用產業創新績效中的創新模式選擇影響分析

對于區域產業創新發展而言，采取何種創新模式是決定能否有效發揮地區稟賦優勢的重要條件。大量研究已經證實，建立在地區比較優勢基礎上的漸進式創新推動了中國產業創新能力的提升以及區域和國家經濟的快速發展[20]，但隨著經濟發展過程中供需失衡、要素錯配等一系列結構性矛盾凸顯而導致的要素價格扭曲，技術進步方向越來越偏向于資本，誘致企業熱衷于通過資本運作和規模擴張謀取短期暴利，而忽視了對人力資本的培育和自主研發水平的提升，其中，技術創新模式在要素價格扭曲和技術進步偏向之間扮演了重要的中介傳導作用，技術創新過程中對外引進的比例越高，其技術進步方向越偏向于資本[21]。能否選擇適宜的創新模式將會對產業創新能力提升產生影響，從而在要素資源影響區域與產業創新績效過程中產生間接促進或抑制效應[22-23]。綜上，提出假設H1：創新模式選擇在產業稟賦結構影響產業創新績效中發揮中介作用。H1a：激進式創新在產業稟賦結構影響產業創新績效中發揮中介作用；H1b：漸進式創新在產業稟賦結構影響產業創新績效中發揮中介作用。

國內外學界一直存在模仿性創新抑制論和自主創新相對有效論等觀點，基于本國實際選擇適宜的創新模式的觀點逐漸占據主流[6,11-13,24]，無論是模仿創新還是自主創新都會對區域經濟和產業創新績效產生正向促進作用，只是在不同階段，不同創新模式影響的顯著性不同而已。在區域經濟發展初期，模仿性創新可以通過技術外溢效應提升創新效率和技術進步水平[25-27]，而隨著區域經濟的發展，激進式的自主創新模式對產業技術進步的促進作用會逐漸凸顯[28-31]。從長期看，技術進步是動態的，無論是漸進式創新還是激進式創新都能有效提升產業創新績效，關鍵在于模式選擇的適宜程度，如果忽視創新模式與地區要素稟賦之間的動態匹配，而是通過趕超戰略采取自主創新模式或是引進最先進的技術；抑或忽視地區稟賦結構的變化，仍采取過去的模仿式創新，通過技術引進、消化吸收的方式來推動技術進步，都將降低這個地區的經濟效率并造成不必要的損失，導致TFP增長率提高緩慢[16,32-33]。綜上，提出假設H2：創新模式選擇在產業稟賦結構正向影響產業創新績效中發揮正向調節作用。H2a：激進式創新在產業稟賦結構正向影響產業創新績效中發揮正向調節作用；H2b：漸進式創新在產業稟賦結構正向影響產業創新績效中發揮正向調節作用。H3：創新模式的調節作用是產業稟賦結構正向影響產業創新績效的關鍵因素。H4：伴隨產業創新發展，激進式創新在產業稟賦結構正向影響產業創新績效中的正向調節作用將逐步得到強化，而漸進式創新的正向調節作用將逐步減弱。

1.2 創新模式選擇影響的產業異質性分析

除了受地區要素稟賦結構的影響外，不同區域之間行業特征的差異也會影響創新模式選擇[34-35]，產業經濟發展的差異越大，采取激進式創新的風險越大。相較中西部地區，東部沿海經濟發達省份在取得高速發展的同時，經濟發展已呈現出較顯著的梯度性，區域內部產業之間在稟賦結構、規模水平、創新能力和技術水平等發展特征方面均存在較大差異，不同產業的技術進步軌跡很不均勻[36]?？紤]到中國要素稟賦非均衡分布以及傳統產業與新興產業并存的狀況，各地區與各種類型產業技術進步路徑及方式不可采取 “一刀切”戰略[37]。綜上，提出假設H5：在產業稟賦結構正向影響產業創新績效過程中，產業經濟發展的差異性會削弱區域激進式創新的正向調節作用，并增強漸進式創新的正向調節作用。

2 研究設計

2.1 數據說明

本文實證研究對數據的基本要求有兩點：①樣本所在區域經濟發展在國內具備前沿性特征，能夠為其他區域經濟發展提供借鑒；②樣本所在區域經濟發展有較顯著的轉型發展特征，經濟發展的梯隊性較強。鑒于此，本文確定江蘇省為樣本區域，并選取2003—2018年 《江蘇省統計年鑒》中規模以上工業企業按制造業分類的數據為樣本數據。具體理由是：首先，2003—2018年，江蘇省GDP一直穩定在全國前3名；其次，對2003—2018年江蘇省三大區域的地區生產總值和工業生產總值進行比較，如圖1和圖2所示。無論是總體經濟發展還是工業部門經濟發展，江蘇省均呈現較顯著的梯隊性，與其他區域相比，蘇南地區的工業集中度更高，工業發展水平有明顯優勢，江蘇省整體工業發展存在一定程度的異質性。

圖1 江蘇省三大區域地區總產值分布

圖2 江蘇省三大區域工業總產值分布

基于下文的稟賦結構和創新模式指標，從統計意義上對產業稟賦結構與創新模式選擇的關系進行考察，如圖3所示。圖3中，橫軸表示產業稟賦水平，根據分位數將數據庫中產業樣本稟賦水平分成低、中、高組，縱軸為各水平狀態下不同創新模式所占比重。由圖3可知：①隨著稟賦水平不斷提升，激進式創新所占比重不斷提升，漸進式創新所占比重不斷下降，激進式創新份額逐漸趨近漸進式創新；②從高稟賦水平的不同創新模式所占比重看，漸進式創新仍占主導地位?？梢?，所選取的基于行業分類的江蘇省規模以上工業企業數據展現出顯著的轉型發展特征。

圖3 不同稟賦結構下產業創新模式選擇趨勢

最后，為了保證數據的有效性，經篩選和處理后共選定26個制造業。專利數據來源于江蘇省專利信息服務中心知識產權公共數據庫。

2.2 研究變量

(1)因變量：產業創新績效?，F有研究較多采用新產品產值、新產品產值率或相應新產品銷售指標來表征產業創新績效，但比率指標一般反映了產業對新產品的重視程度，缺乏對新產品產值或銷售絕對值的刻畫，占比增加也不能說明產業是否實現了本質提升[38]。因此，本文選擇產業新產品產值 (Npov)作為創新績效的衡量指標。

(2)自變量：稟賦結構。資本勞動比的增加很大程度上反映了要素稟賦結構升級狀況，而資本勞動比通常也是衡量地區和產業要素稟賦結構的常用指標[39]。因此，本文采用資本勞動比 (Clr)作為稟賦結構的衡量指標。

(3)中介與調節變量：創新模式。模仿創新和自主創新是創新模式常用的概念，但從更具象的新產品角度而言，激進式創新和漸進式創新從對現有產品或方法的改進或顛覆程度來界定創新模式[40]，其對本研究目標的刻畫更準確。用申請的專利個數而非創新投入、R&D 費用等作為創新規模的代理變量是學界常用的做法[41]，對于創新模式，學者基于專利法對不同專利申請的審查嚴格程度，將具備更強審查要求 (新穎性、實用性和創造性)的發明專利申請作為激進式創新模式的代理變量，而實用新型和外觀設計專利申請不會因新穎性和創造性的不足而受到審查，因而被作為漸進式創新的代理變量[42]。因此，本文采用發明專利申請數量作為激進式創新 (Rinno)的衡量指標，將實用新型和外觀設計專利申請數量之和作為漸進式創新 (Iinno)的衡量指標[43]。

(4)控制變量。在統計模型中納入規模、研發投入、資產利用效率和銷售國際化水平4個產業層面的控制變量。其中，產業規模 (Insca)用產業工業銷售產值表示，研發投入 (R&d)以滯后1期的產業R&D經費內部支出表示，資產利用效率 (Aseff)以產業流動資產周轉次數表示，銷售國際化水平 (Intsal)以產業出口交貨值表示。

2.3 模型選取

為了選取合適的計量模型，運用伍德里奇檢驗 (Wooldridge Test)和似然比檢驗對數據進行分析。結果表明，數據中存在一階自相關 (AR1)且存在異方差，考慮可行的廣義最小二乘法FGLS 能夠對異方差進行較好修正，且需要的自由度最小，針對短面板數據更有效[44]，選取FGLS方法對模型進行估計。為了去除自變量與調節變量之間的共線性，在模型分析中將稟賦結構、激進式創新和漸進式創新變量進行中心化處理。進一步，在回歸中控制行業和年份的固定效應，以避免回歸結果受到遺漏重要解釋變量產生的偏誤。

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

在對上述模型進行回歸分析之前，對各變量進行描述性統計分析，結果見表 1。樣本產業新產品產值平均為523.288億元，標準差位1039.428，不同產業的新產品產值差異較大。漸進式創新指標的平均值為 3234.928，激進式創新指標的平均值為1756.74，漸進式創新指標平均值是激進式創新的1.84倍，產業更依賴于漸進式創新；漸進式創新指標的標準差為激進式創新的1.99倍，選擇漸進式創新模式在不同產業間的差異更大。

表1 變量描述性統計

3.2 模型檢驗結果

(1)中介效應分析。按照Baron等的方法，檢驗創新模式的中介作用。根據表2的模型1、2、4和6可知，激進式創新在稟賦結構作用產業創新績效過程中發揮部分中介效應；根據模型1、3、5和6可知，漸進式創新在稟賦結構作用產業創新績效過程中發揮部分中介效應，假設1a和假設1b得到支持。從模型1～6可以發現，在未納入創新模式調節效應的情況下，稟賦結構對產業創新績效的影響均為顯著負向作用，見表2。

表2 創新模式的中介效應分析

(2)調節效應分析。盡管模型1～6表明稟賦結構顯著負向影響產業創新績效，但當分別在模型7和模型8中納入激進式創新和漸進式創新的調節效應時，結果見表3。由表3可知，稟賦結構對產業創新績效的影響轉變為正向影響，盡管在統計意義上尚不顯著，而兩類創新模式均在稟賦結構影響產業創新績效過程中發揮顯著的正向調節作用。進一步，在模型9中同時考慮激進式創新和漸進式創新的調節作用，稟賦結構對產業創新績效的影響由模型7和模型8的非顯著正向作用轉變為顯著正向作用，且影響系數得到大幅提升，表明江蘇省在要素稟賦投入過程中應同時關注不同創新模式的靈活運用。綜上，結合模型7和模型9，假設H2a得到支持。結合模型8，假設H2b得到支持。結合模型6～9，假設3得到支持。

表3 創新模式的調節效應分析

進一步地，相較模型8，在模型9中漸進式創新的調節效應雖然仍為正向，但統計意義上已變得不顯著，表明從總體區域產業創新發展的角度看，相對漸進式創新，激進式創新的調節作用在凸顯。為了進一步檢驗該結論，本文將樣本按時間維度劃分為4個階段，開展分段回歸，結果見表4。由表4可知，相對漸進式創新，隨著產業轉型升級進程隨時間不斷推進，激進式創新的調節效應確實得到凸顯，而漸進式創新的調節效應不斷減弱，甚至由顯著正向調節轉變為顯著負向調節。

表4 調節效應的分階段分析

但從模型11～14的分析結果看，激進性創新的正向調節作用隨著時間推進雖然始終保持統計意義上的顯著性，表現出較好穩定性，但從影響系數看，激進式創新的調節效應并沒有隨時間推進而逐漸強化，反而有逐漸弱化的趨勢，假設4得到部分支持。

為了考察產業異質性對調節效應的影響，模型10在模型9的基礎上進一步考慮除控制變量以外的其他異質性特征 (去除行業虛擬變量)。結果顯示，稟賦結構對產業創新績效的影響系數在模型9的基礎上得到進一步提升，表明提升對產業異質性的關注度有助于強化稟賦結構對產業創新績效的影響。

對調節作用的影響方面，模型10結果顯示，激進式創新的顯著正向調節作用雖然仍為正，但統計意義已不顯著，而漸進式創新的調節效應由模型9的正向不顯著變為顯著正向影響，假設5得到支持。表明產業部門之間的異質性對創新模式在稟賦結構作用產業創新績效中的正向調節效應有重要影響，當充分考慮了產業之間的異質性后，相較激進式創新，漸進式創新對江蘇省制造業創新績效的提升影響更為顯著，反映出當前江蘇省制造業創新發展對于創新模式的需求仍一定程度上處于漸進式創新主導的階段，對于制造業轉型升級，應充分考慮不同產業的創新基礎與異質性，辯證看待產業自主創新，科學施策。

3.3 異質性分析

為了深入了解創新模式的調節機制，檢驗上文結論在面對區域和產業異質性時的適用性，首先，進一步測算2003—2018年蘇南、蘇中和蘇北地區的稟賦結構水平，選取中位數作為分類依據，開展蘇南、蘇中、蘇北的區域異質性分析，結果見表5。由表5可知，只有蘇中和蘇北地區的稟賦結構對產業創新績效有顯著正向影響 (模型15和模型18)。調節效應方面，激進式創新均顯著正向調節蘇南、蘇中和蘇北地區的稟賦結構對產業創新績效的正向影響 (模型16、19)，但漸進式創新只對蘇中和蘇北地區產生顯著正向調節作用 (模型20)。

表5 區域異質性分析

進一步，按照《高技術產業 (制造業)分類》 (2017)標準，將分析樣本劃分為高技術產業和非高技術產業兩類，產業異質性分析見表6。由表6可知，稟賦結構只顯著正向影響非高技術產業創新績效。對于高技術產業，激進式創新顯著正向影響產業創新績效，而漸進式創新則為顯著負影響；調節效應方面，兩類創新模式作用均不顯著。對于非高技術產業，無論是激進式創新還是漸進式創新，均顯著正向影響產業創新績效，且均在稟賦結構影響產業創新績效過程中發揮顯著正向調節作用。

表6 產業異質性分析

3.4 穩健性檢驗

通常，對估計結果的穩健性檢驗有兩個方法:①采用另外一種估計方法對原模型再進行一次估計；②選擇一個與原模型中某一解釋變量相關的變量，用這個新變量代替原來的解釋變量進行估計[44]。相比漸進式創新，激進式創新會引發更大不確定性，加大企業協調各部門間的難度，因此激進式創新產生的協調成本高于漸進式創新[42]。本文采用主營業務成本作為激進式創新的替代變量來衡量，對模型的穩健性進行檢驗，結果見表7和表8。

表7 穩健性檢驗1

表8 穩健性檢驗2

穩健性檢驗結果顯示，激進式創新仍發揮顯著正向調節作用 (模型28和模型30)，不同的是，在充分納入產業之間異質性的模型31中，該正向調節效應依然顯著。雖然，在只考量漸進式創新調節效應的模型29以及同時考量創新模式雙重調節的模型30中，漸進式創新調節效應為正，但在統計意義上不顯著。但是，在充分納入產業之間異質性的模型31中，該調節效應轉變為顯著正向調節。從模型27～31中稟賦結構對產業創新績效的影響系數變化看，原假設H3依然成立。

從模型30～31的結果看，盡管激進式創新的調節效應在充分納入產業異質性考量后依然顯著，但從調節效應的影響系數看，有較大幅度的下降，且顯著性也有所降低。同時，漸進式創新的調節效應由模型30的正向不顯著轉變為模型31的顯著正向影響，原假設H5依然成立。從按時間維度的分段回歸結果看，與上文分析結果一致。

4 結論與政策建議

本文以江蘇省為典型對象，考察產業稟賦結構、創新模式選擇對產業創新績效的共同作用機制，研究結論如下。

(1)在產業稟賦結構影響產業創新績效過程中，創新模式 (包括激進式創新和漸進式創新)選擇發揮了部分中介作用。

(2)創新模式的調節作用是稟賦結構正向影響產業創新績效的關鍵因素。

(3)在產業稟賦結構正向影響產業創新績效過程中：①創新模式選擇發揮正向調節作用；②伴隨產業創新發展，相較漸進式創新的正向調節作用逐步減弱趨勢，激進式創新的正向調節作用展現了較好穩定性；③區域內部產業之間的異質性削弱了激進式創新的正向調節作用，增強了漸進式創新的正向調節作用；進一步，稟賦結構、創新模式選擇作用產業創新績效過程中存在區域與產業技術異質性。

基于此，提出如下政策建議。

(1)強化創新在區域和產業研發投入規劃中的重要作用。在各地 “十四五”規劃過程中，科學分析本地經濟發展和產業結構水平，在明確稟賦結構與產業創新績效基本關系的基礎上，全面科學把握創新模式選擇過程中的區域和產業異質性，強化創新模式選擇與本地區發展現狀的動態契合度，引導創新資源科學、有序流動，促進創新資源優化配置，加速區域經濟轉型和產業升級進程。

(2)繼續推動欠發達地區以及非高技術產業對外開放水平，加大資金投入力度。對于欠發達地區和非高技術產業，應堅持擴大改革開放，通過漸進式模仿創新吸納外部先進技術，繼續加大資金投入力度，不斷提升稟賦結構水平，推動稟賦結構繼續發揮對產業創新績效的促進性作用。對于非高技術產業，在繼續強化漸進式創新的同時，逐步強化自主創新能力建設，整合漸進式創新和激進式創新能力，促進產業技術水平不斷提升。

(3)加速發達地區和高技術產業自主創新能力建設。重點圍繞本區域經濟發達地區及高技術產業發展規劃，加速推進實施自主創新發展戰略。面向國家和本地區經濟社會發展需要，統籌銜接基礎研究、應用開發、成果轉化、產業發展等各環節，推動創新模式由模仿創新逐步向自主創新轉化，加速構建面向發達地區和高技術產業的自主創新能力建設體系，引領區域和產業創新發展。