林 濤，陳 昭

(廣東外語外貿(mào)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、引言

隨著“十三五”規(guī)劃的開啟，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”成為我國當(dāng)前乃至將來一段時(shí)間經(jīng)濟(jì)社會的主旋律。習(xí)近平主席多次在會議中強(qiáng)調(diào)“要以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，擴(kuò)大有效供給，滿足有效需求”。供給側(cè)改革的任務(wù)是“三去一降一補(bǔ)”，所強(qiáng)調(diào)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化、要素升級，其核心都是創(chuàng)新。奧地利經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特認(rèn)為：如果沒有創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)就會很平庸。而科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新又是所有創(chuàng)新的核心?？茖W(xué)技術(shù)創(chuàng)新對于供給側(cè)改革的巨大作用，就在于可以幫助解決當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)供需錯(cuò)配的問題和經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展帶來的外部性問題(王曉芳、權(quán)飛過，2016)。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提高供給質(zhì)量的有效途徑和必然要求。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)肩負(fù)了“推動新技術(shù)、新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)蓬勃發(fā)展”“實(shí)現(xiàn)發(fā)展動力轉(zhuǎn)換”等艱巨而遠(yuǎn)大的使命(丁任重，2016)，其技術(shù)創(chuàng)新關(guān)乎著我國創(chuàng)新體系和創(chuàng)新制度的建設(shè)。Gary Hamel和C.K.Prahalad在《公司的核心競爭力》(1990)一書中強(qiáng)調(diào)“高技術(shù)企業(yè)轉(zhuǎn)型的能力以及改造現(xiàn)有高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的能力”，是高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的最高層次和歸屬。并且在其著作《領(lǐng)導(dǎo)革命》(2002)中論述了企業(yè)只有通過不斷地創(chuàng)新，才能增強(qiáng)自身的競爭力。在過去幾十年里，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新取得了長足的進(jìn)步與發(fā)展，我國發(fā)明專利申請數(shù)量不斷上升，相關(guān)研究的論文專著也成果斐然，但即使如此，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新狀況仍不容樂觀，也面臨著諸多問題，如創(chuàng)新低效率，成果同質(zhì)化問題嚴(yán)重等(劉樹、張玲，2006)。在當(dāng)前社會背景下，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要存在著技術(shù)供需缺口和有效供給不足問題。這主要表現(xiàn)在：一方面，我國國內(nèi)民眾涌向海外市場購買高端奢侈品、電子產(chǎn)品等，并且國內(nèi)諸多生產(chǎn)建設(shè)領(lǐng)域所亟須的較高端設(shè)備、醫(yī)療器械、計(jì)算機(jī)辦公設(shè)備及儀表儀器制造設(shè)備等依賴進(jìn)口；另一方面，國內(nèi)同類產(chǎn)品因?yàn)橘|(zhì)量欠佳、創(chuàng)新不足、技術(shù)水平不高而造成相對產(chǎn)能過剩(黃群慧，2016)。

在我國深化改革的新時(shí)期，我國目前存在著技術(shù)創(chuàng)新成果不能支撐產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而不能滿足技術(shù)消費(fèi)需求的現(xiàn)象，其實(shí)這反映的就是我國技術(shù)的有效供給不足(劉強(qiáng)、徐宙超，2016)。主要具體表現(xiàn)：第一是國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新能力不足，在新技術(shù)創(chuàng)造新市場方面技術(shù)供給嚴(yán)重不足；第二是技術(shù)研發(fā)投資存在方向性和偏重問題，比如對人民急需、提升品質(zhì)、質(zhì)量管控的實(shí)用技術(shù)方面重視不夠(張亞斌、曾錚，2005)；第三是技術(shù)創(chuàng)新成果與實(shí)際產(chǎn)業(yè)之間缺乏必然和穩(wěn)定的聯(lián)系，存在研發(fā)的新技術(shù)與企業(yè)所需的技術(shù)相脫節(jié)、兩張皮現(xiàn)象，如我國存在大量的科研發(fā)明專利不能轉(zhuǎn)化為實(shí)際新產(chǎn)品，沒有產(chǎn)生實(shí)際的經(jīng)濟(jì)效益(王斌、譚清美，2015)。雖然我國近年來的發(fā)明專利數(shù)、論文數(shù)等不斷上升，但是我們的創(chuàng)新力和競爭力并沒有得到同步的提高，論文和專利數(shù)量并不完全等于科技競爭力，大部分科研成果都被束之高閣，沒有得到實(shí)際應(yīng)用，不能轉(zhuǎn)化為實(shí)際的經(jīng)濟(jì)收益。

因此，針對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)目前此種問題，研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效技術(shù)供給與技術(shù)轉(zhuǎn)化問題就有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。本文正是基于此，立足于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，參考以往學(xué)者的研究，繼而展開本文的研究與論述。余下部分將做以下安排：第二部分回顧與總結(jié)相關(guān)的文獻(xiàn)；第三部分構(gòu)建本文的分析框架；第四部分借助C-D生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建相關(guān)的計(jì)量模型；第五部分根據(jù)所建立的模型，通過實(shí)證分析研究研發(fā)投入、國際國內(nèi)技術(shù)溢出、吸收能力對我國技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，以及技術(shù)成果轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益程度的研究；第六部分將根據(jù)實(shí)證結(jié)果得到結(jié)論并提出相關(guān)政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)研究，國內(nèi)外已有許多，可謂浩如煙海。并且研究重點(diǎn)也從早期的研究國際技術(shù)溢出渠道和國際技術(shù)溢出效應(yīng)對東道國和母國的影響方面轉(zhuǎn)移到更加宏觀的層面，即從一個(gè)大市場的角度，來研究各個(gè)因素及其相互作用對一國技術(shù)進(jìn)步，甚至對一國經(jīng)濟(jì)增長影響的研究。

早期，國內(nèi)外學(xué)者主要研究了國際技術(shù)溢出的傳導(dǎo)機(jī)制，即母國技術(shù)溢出通過何種渠道和方式對東道國產(chǎn)生影響，以及影響效果如何。主要的溢出渠道有國際貿(mào)易、國際投資、專利與信息技術(shù)這四種形式，并形成了“促進(jìn)論”、“雙刃劍論”和“抑制論”三種截然不同甚至相反的溢出作用效果?！按龠M(jìn)論”認(rèn)為技術(shù)溢出會促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，提高全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Aishwarya Nair(2010)，溫麗琴、梁旭(2011)等人研究認(rèn)為FDI與OFDI的技術(shù)溢出效應(yīng)對我國的技術(shù)創(chuàng)新有著正向的積極的影響，建議要大力引進(jìn)外資，同時(shí)也要擴(kuò)大對外投資(何澤軍，2011)；國際貿(mào)易作為國際間商品流通的主要形式，有形的國際商品承擔(dān)了無形的技術(shù)，產(chǎn)生了大量溢出，其中，資本商品和高技術(shù)產(chǎn)品的國際流通成為最重要的溢出媒介(W Keller，2009；ED Cian、R Parrado，2012)，極大地促進(jìn)了東道國的技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)創(chuàng)新(JB Madsen，2005；許培源、高偉生2009)。

“雙刃劍論”認(rèn)為對于國際技術(shù)溢出，東道國的技術(shù)吸收能力存在著門檻與閾值效應(yīng)。沙文兵(2013)，Anna M. Ferragina、Fernanda Mazzotta(2014)，李斌、李倩、祁源等(2016)通過運(yùn)用門檻模型，研究認(rèn)為FDI與OFDI技術(shù)溢出對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響存在吸收能力門檻，溢出作用效果受金融發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人力資本水平和研發(fā)投入等多個(gè)吸收能力指標(biāo)狀況的影響。

“抑制論”認(rèn)為國際技術(shù)溢出會使東道國自主創(chuàng)新能力降低，不利于技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。Luiz R. De Mello Jr.(1997)，李平、盛丹等(2009)等通過實(shí)證研究認(rèn)為FDI與OFDI技術(shù)溢出效應(yīng)對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著，并呈現(xiàn)一種倒U形關(guān)系(國勝鐵、鐘廷勇2014)。歐陽秋珍、陳昭(2011)利用我國的專利和信息技術(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)專利技術(shù)溢出對我國TFP的作用不顯著，而且信息技術(shù)溢出效應(yīng)為負(fù)。

隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展更高的技術(shù)要求，學(xué)者們開始關(guān)注到技術(shù)的進(jìn)步不僅受外部技術(shù)溢出的影響，而且受內(nèi)部自身創(chuàng)新努力程度和國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響，這種影響甚至大過外生投資的作用。對此也有許多不同的觀點(diǎn)和結(jié)論。研發(fā)投入在一定程度上代表了自主創(chuàng)新能力，增加R&D資本投入，只有足夠的資本投入，企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)才有動力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，才有研發(fā)激情(張倩肖、馮根福，2007；Bulent Guloglu、R.Baris Tekin，2012)；通過增加R&D人力資源投入來促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，要實(shí)現(xiàn)人才強(qiáng)國，注重人才的培養(yǎng)與引進(jìn)，建立人才激勵機(jī)制(支燕、白雪潔，2014；Oscar Afonso，2016)。Liu and Buck(2007)和魏守華、姜寧、吳貴生(2010)認(rèn)為要將國內(nèi)技術(shù)的轉(zhuǎn)移和國際技術(shù)溢出相結(jié)合，注重兩者的“耦合”——吸收能力的提升，才是國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的重要來源，同時(shí)也要將國外技術(shù)與本國具體的產(chǎn)業(yè)狀況和需求相結(jié)合；此外，鄧路、高連水(2009)，Wen-Hsien Liu(2016)等人在傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長模型基礎(chǔ)上，通過研究認(rèn)為：在我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新階段，要靠內(nèi)部自身創(chuàng)新，立足于本產(chǎn)業(yè)實(shí)際需求，而不是依靠FDI或者OFDI的技術(shù)溢出，來促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(李光泗、沈坤榮，2011)。楊曄(2008)，陳凱華、官建成等(2012)從技術(shù)創(chuàng)新效率的角度，研究了我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)“高產(chǎn)出，低效益”的問題，得出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的效率水平較低，并且新產(chǎn)品銷售和專利產(chǎn)出上又存在“潛在產(chǎn)出”不足的問題，實(shí)現(xiàn)“低投入—高產(chǎn)出”是企業(yè)實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新和發(fā)展的唯一途徑和方法。

綜上所述，之前的研究大多集中在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部R&D投入，技術(shù)轉(zhuǎn)移，F(xiàn)DI和經(jīng)濟(jì)增長之間的單一或者兩者對經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系上，而較少的將它們放在同一個(gè)框架下，綜合考慮對技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的影響。并且也很少考慮到技術(shù)創(chuàng)新成果的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化程度，對于技術(shù)市場而言，沒有考慮到有效的技術(shù)供給和需求?；诖?，本文修訂C-D模型，利用中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)省級面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究在中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，討論有效技術(shù)供給問題，以及技術(shù)成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化問題。

本文的可能性貢獻(xiàn)在于：

(一)實(shí)證分析證明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)要素的有效創(chuàng)新供給不足，進(jìn)而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)品供給不足，為我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的供給側(cè)改革提供較強(qiáng)的理論依據(jù)；

(二)實(shí)證得出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)生自主研發(fā)創(chuàng)新對技術(shù)有效供給和科研技術(shù)成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化作用十分顯著，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)基于技術(shù)角度的供給側(cè)改革需格外注重自主研發(fā)，內(nèi)生增長和自我進(jìn)步；

(三)實(shí)證綜合多項(xiàng)指標(biāo)得出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化率為34.2%，相較于發(fā)達(dá)國家的平均轉(zhuǎn)化率60%，可謂“路漫漫”，技術(shù)供給側(cè)改革要將“結(jié)構(gòu)性調(diào)整”作為重中之重，就必須注重技術(shù)成果的實(shí)際應(yīng)用和其經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。

三、分析框架

薩伊定理指出：供給可以自動創(chuàng)造需求。換而言之，需求是可以被供給引導(dǎo)的。技術(shù)供給側(cè)的結(jié)構(gòu)性改革其實(shí)就是要通過推動科技創(chuàng)新、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步來擴(kuò)大產(chǎn)品供給邊界，來解決我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)供給和產(chǎn)品供給不足的問題，從而解決高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效供給不足的問題。從技術(shù)供給的角度，也就是技術(shù)創(chuàng)新，綜合國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新來源歸納分為兩類：一類是內(nèi)源性的內(nèi)部自生創(chuàng)新，主要包含內(nèi)部R&D資本投入和R&D人力投入(S Cesaratto、S Mangano，1991)，另一類是外源性的技術(shù)獲取，以及在此基礎(chǔ)上的技術(shù)吸收，技術(shù)獲取主要包括引進(jìn)國外技術(shù)，國內(nèi)相關(guān)技術(shù)的轉(zhuǎn)移，外商直接投資FDI三個(gè)主要途徑和渠道。結(jié)合我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，本文綜合兩者，既考慮內(nèi)生自主創(chuàng)新，也考慮外部的相關(guān)技術(shù)溢出影響。能夠比較全面，真實(shí)的反映我國國內(nèi)現(xiàn)狀，有較大的研究和分析價(jià)值。

技術(shù)供給側(cè)的結(jié)構(gòu)性改革另一方面的問題是如何滿足高技術(shù)產(chǎn)業(yè)市場的需求？即供給產(chǎn)出的有效性問題。只有有效的技術(shù)供給，才有相應(yīng)的有效的技術(shù)產(chǎn)品的供給，繼而才能滿足市場的需求，才能創(chuàng)造真實(shí)的經(jīng)濟(jì)增長和GDP(D Huang，2000；YANG Yang，2016)。本文使用新產(chǎn)品的銷售收入來代表新技術(shù)所帶來的經(jīng)濟(jì)效益，討論技術(shù)創(chuàng)新的各因素與相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間的關(guān)系，包括顯著性關(guān)系，真實(shí)投入產(chǎn)出和技術(shù)轉(zhuǎn)化效率等。

圖1 本文的實(shí)證研究框架

四、模型構(gòu)建、指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本文根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKαLβ

(1)

在(1)式中，Y為總產(chǎn)出，A為技術(shù)水平，K為資本要素投入，L為勞動要素投入，α為資本要素的產(chǎn)出彈性，β為勞動要素的產(chǎn)出彈性。

本文將以此生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)來研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，借鑒LiuandBuck(2007)的做法，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新績效主要受到技術(shù)創(chuàng)新程度，R&D投入，技術(shù)溢出，技術(shù)吸收能力影響?？紤]到我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實(shí)際情況，與其做法不同的是，本文將R&D投入具體為R&D資本投入和R&D人力投入，將技術(shù)溢出因素區(qū)分為外商直接投資FDI，除FDI外的國際技術(shù)的購買，國內(nèi)的技術(shù)轉(zhuǎn)移，即：

Ait=f(RDKit,RDLit,FDIit,TECHit,ABCYit,DOTEit

(2)

(2)式中A為技術(shù)產(chǎn)出，RDK為產(chǎn)業(yè)內(nèi)研發(fā)資本投入，RDL為研發(fā)人力投入，F(xiàn)DI為外商直接投資部分，TECH為除FDI外的國外技術(shù)購買，ABCY為技術(shù)吸收程度，DOTE為國內(nèi)的技術(shù)轉(zhuǎn)移。

結(jié)合C-D生產(chǎn)函數(shù)，同時(shí)為消除異方差，兩邊同時(shí)取自然對數(shù)即有：

lnAit=α0+α1lnRDKit+α2lnRDLit+α3lnFDIit+α4lnTECHit+α5lnABCYit+α6lnDOTEit+βXit+μi+εit

(3)

(3)式中X為其他影響因素，μ為個(gè)體效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)，考慮到我國的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模和市場競爭性程度也會對技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)出有影響，將其作為控制變量。

為研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新程度，參考了Judy Hsu和Ya-Ping Chuang(2012)的做法，即從技術(shù)供給的角度，研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的來源，包括內(nèi)部自身研發(fā)創(chuàng)新和外部多個(gè)層面的技術(shù)溢出，建立以下模型：

模型一：

lnPATit=α0+α1lnRDKit+α2lnRDLit+α3lnFDIit+α4lnTECHit+α5lnABCYit+α6lnDOTEit+α7lnSIZEit+α8lnMKTit+μi+εit

(4)

為研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)成果轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益的程度，參考了Trabelsi Ramzi和 Akri Ben Salah(2015)的做法，即從實(shí)際市場需求的角度，研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率，也就是我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果的實(shí)際應(yīng)用程度，建立以下模型：

模型二：

lnYit=β0+β1lnRDKit+β2lnRDLit+β3lnFDIit+β4lnTECHit+β5lnABCYit+β6lnDOTEit+β7lnSIZEit+β8lnMKTit+μi+εit

(5)

(二)指標(biāo)選取

對模型中的被解釋變量，創(chuàng)新程度PAT用我國i省t年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)明專利申請數(shù)量(件)表示；創(chuàng)新產(chǎn)出Y用我國i省t年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入(萬元)來表示；同樣的，對模型中的解釋變量，RDK表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術(shù)研發(fā)資本投入量(萬元)，RDL表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)研發(fā)人力投入量(人)，F(xiàn)DI用我國各省的外商投資企業(yè)的投資總額(萬元)表示，TECH用我國各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)購買國外技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(萬元)表示，DOTE用我國各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)購買使用國內(nèi)技術(shù)的經(jīng)費(fèi)支出(萬元)來表示，ABCY用我國各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)消化吸收改造的經(jīng)費(fèi)支出(萬元)來表示；對于控制變量，產(chǎn)業(yè)規(guī)模SIZE用我國各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入與高技術(shù)企業(yè)個(gè)數(shù)的比值(萬元/個(gè))來表示，一般認(rèn)為：產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大，技術(shù)研發(fā)投入就越多，就越有利于技術(shù)的創(chuàng)新(高良謀、李宇，2009；Chen等，2004)；對于市場競爭程度MKT用我國各省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)個(gè)數(shù)(個(gè))來表示：企業(yè)越多，產(chǎn)業(yè)越密集，競爭程度越高，就越有利于技術(shù)的創(chuàng)新(李健、薛輝蓉等，2016；Michael Peneder、Martin Woerter，2014)，反之則不利。

(三)數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可得性和有效性，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，本文選用我國29個(gè)省份高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)2005-2015年的29組數(shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，新疆和西藏由于數(shù)據(jù)缺省過多，且相關(guān)指標(biāo)不典型，屬于異常值，予以剔除。以上相關(guān)數(shù)據(jù)均可從《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》直接整理得到，少部分相關(guān)數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫。本文使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Stata14.0，根據(jù)模型和數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)證分析。同時(shí)為了消除變量之間的異方差，對所有的變量都取其自然對數(shù)，從而產(chǎn)生新的數(shù)據(jù)序列。在此列出本文模型相關(guān)變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)，如表1所示。

表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量觀測值均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差lnPAT3196．8202446．82647410．811813．7612001．508940lnY31914．7106414．7861318．479309．7690411．718704lnRDK31912．1036412．2031815．730937．5189331．472087lnRDL3198．9705348．95865912．256285．3844951．240168lnFDI31911．8952111．9226715．474085．7037821．722882lnTECH3198．4002348．39964712．860141．6094382．533793lnABCY3197．3488367．26995511．970540．9162911．896741lnDOTE3198．0726228．06722411．500822．0794421．631938lnSIZE31910．0092010．1320411．220518．3897850．655266lnMKT3196．4788866．5294158．6782913．8286411．007495

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

根據(jù)相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)的基本理論，為了避免出現(xiàn)“偽回歸”，即虛假回歸，防止面板數(shù)據(jù)之間存在著相關(guān)性與因果性，有必要在進(jìn)行回歸分析之前對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證變量的平穩(wěn)性和協(xié)整性。根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果，所有變量的一階差分在LLC、IPS和ADF-Fisher三種檢驗(yàn)方法的1%顯著性水平下，均通過檢驗(yàn)，這表明模型所用數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，為穩(wěn)健的一階單整序列。并且本文使用“Kao檢驗(yàn)法”對模型進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明模型在1%的顯著性水平上，拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)。即各個(gè)變量之間是長期平穩(wěn)的，且存在著協(xié)整關(guān)系。

表2面板單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)方法(一階差分)LLC檢驗(yàn)IPS檢驗(yàn)Fisher-ADF檢驗(yàn)LnPAT-30．5-5．41106(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnY-5．65-4．12119．14(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnRDK-15．18-4．05118．4(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnRDL-8．02-4．91130．86(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnFDI-4．73-4．31105．96(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnTECH-33．11-5．54106．4(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnABCY-13．89--6．59121．24(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnDOTE-15．9-9．22189．8(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnSIZE-3．89-4．90133．5(0．000)???(0．000)???(0．000)???lnMKT-12．74-4．96135．25(0．000)???(0．000)???(0．000)???Kao檢驗(yàn)ADF模型1-4．0361470．0000???模型2-1．8450930．0325??

注：括號內(nèi)為該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著.

(二)共線性檢驗(yàn)

為防止變量之間存在多重共線性問題對估計(jì)結(jié)果造成偏誤，利用一般多重共線性檢驗(yàn)方法對解釋變量進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量的方差膨脹因子(VIF)均顯著的小于10，說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。估計(jì)結(jié)果見表3。

表3多重共線性檢驗(yàn)

變量VIF1/VIFlnRDK7．540．132625995lnRDL9．950．100502513lnFDI5．530．180831826lnTECH2．040．490196078lnABCY2．050．487804878lnDOTE2．220．45045045lnSIZE2．630．380228137lnMKT7．480．13368984MeanVIF4．93-

(三)回歸結(jié)果分析。

根據(jù)回歸方程(4)式，對模型一進(jìn)行面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸，相互比較并通過Hausman檢驗(yàn)來判斷其回歸結(jié)果的可靠性；根據(jù)回歸方程(5)式，對模型二進(jìn)行面板似不相關(guān)回歸(SUR)，各回歸結(jié)果如表4所示。

表4回歸結(jié)果

變量lnPATlnY固定效應(yīng)模型(FE)隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)似不相關(guān)回歸SUR(1)似不相關(guān)回歸SUR(2)似不相關(guān)回歸SUR(3)C-9．308324-7．436213(0．0000)???(0．0000)???lnRDK0．6076190．7160050．2606280．2037650．230610(0．0000)???(0．0000)???(0．0029)???(0．0135)??(0．0044)???lnRDL0．3640630．1137770．2090460．207643(0．0959)?(0．2062)(0．0140)??(0．0144)??lnFDI-0．067643(0．0420)??lnTECH0．0255440．0663500．0984210．094802(0．1801)(0．0003)???(0．0000)???(0．0000)???lnABCY0．0532640．0546830．032680(0．0122)??(0．0100)???(0．0653)?lnDOTE0．134495-0．048600-0．028983(0．1730)(0．0141)??(0．1465)lnSIZE0．2693800．5720080．3995040．5718470．555740(0．0025)???(0．0000)???(0．0000)???(0．0000)???(0．0000)???lnMKT0．7919340．3436230．5675330．6388300．501617(0．0000)???(0．0002)???(0．0000)???(0．0000)???(0．0000)???R20．8533670．8677470．8903400．8958390．892528AdjustedR20．8565270．8620890．8970020．8932590．890333

注：括號內(nèi)為該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著.

1.自主研發(fā)、國內(nèi)外技術(shù)獲取與技術(shù)創(chuàng)新

對模型1，根據(jù)表4的回歸結(jié)果顯示，我國各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部R&D資本投入對技術(shù)創(chuàng)新有著非常顯著的正向影響作用，R&D人力資本投入對于技術(shù)創(chuàng)新也有正向的影響作用，但是顯著水平不高，這表明研發(fā)投入增加可以顯著的促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；外商直接投資FDI對技術(shù)創(chuàng)新則有一種比較顯著的反向作用，這有可能是因?yàn)橥馍掏顿Y企業(yè)對于自身技術(shù)的壟斷以及外商企業(yè)的技術(shù)溢出存在一定的“閾值特性”(ZB Cai、JC Zhou等，2012)和“門檻效應(yīng)”(H Wang、H Liu等，2016)；購買國外技術(shù)對于我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向的影響，但是不顯著，這是因?yàn)閷饧夹g(shù)的吸收程度不高和吸收存在“門檻效應(yīng)”(衣長軍、李賽等，2015；肖利平、謝丹陽，2016)，或者國內(nèi)企業(yè)購買國外技術(shù)僅僅是為了生產(chǎn)所需，即無吸收，綜合之下，使得購買國外技術(shù)對我國技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用非常有限；技術(shù)消化吸收能力提高對技術(shù)創(chuàng)新有著非常顯著的正向作用吸收能力每提高1%，將使技術(shù)創(chuàng)新提高0.054683%；國內(nèi)技術(shù)的轉(zhuǎn)移使用對技術(shù)創(chuàng)新有正向的影響，但是不顯著，這可能是由于國內(nèi)技術(shù)及企業(yè)的“同質(zhì)化”使得對于技術(shù)的創(chuàng)新程度不高。從其他控制變量來看：產(chǎn)業(yè)規(guī)模、市場競爭性對技術(shù)創(chuàng)新有非常顯著的正向作用，具體來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模提高1%，專利申請量將增加0.57%；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭強(qiáng)度提高1%，專利申請將增加0.79%。相關(guān)“門檻效應(yīng)”及可能性原因，本文的計(jì)量模型無法呈現(xiàn)，后續(xù)將會專門對其進(jìn)行研究。

2.自主研發(fā)、國內(nèi)外技術(shù)獲取與技術(shù)經(jīng)濟(jì)效益

對模型2，根據(jù)表4的似不相關(guān)回歸結(jié)果顯示，由于FDI未能通過檢驗(yàn)，說明FDI不影響技術(shù)成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化，沒有較大相關(guān)性。我國各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的內(nèi)部R&D資本投入對技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化有著非常顯著的正向作用；R&D人力投入對成果轉(zhuǎn)化也有比較顯著的正向作用；購買國外技術(shù)對于技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化有著非常顯著的正向作用(白恩來、趙玉林等，2015)，通過購買國外技術(shù)，借鑒、吸收國外經(jīng)驗(yàn)，了解和學(xué)習(xí)已有技術(shù)的應(yīng)用方式和實(shí)現(xiàn)形式，從而將科學(xué)技術(shù)與研究應(yīng)用于企業(yè)生產(chǎn)，將技術(shù)成果轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際的經(jīng)濟(jì)收益；技術(shù)吸收能力對技術(shù)成果轉(zhuǎn)化有促進(jìn)作用，但是影響效果不強(qiáng)，這是由于消化成本越高，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)吸收的動力就不強(qiáng)，新技術(shù)成果的應(yīng)用程度就越低，導(dǎo)致新產(chǎn)品的銷售收入越低；國內(nèi)技術(shù)的轉(zhuǎn)移使用對技術(shù)成果轉(zhuǎn)化有較弱的反向作用，這可能是因?yàn)閲鴥?nèi)技術(shù)“同質(zhì)化”和通用性，使得技術(shù)成果轉(zhuǎn)化即新產(chǎn)品不具備優(yōu)勢，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)效益不高，這與模型一結(jié)果是吻合的。實(shí)證分析結(jié)果與趙紅巖、田夏等人(2013)的研究結(jié)果是一致的。從控制變量來看，產(chǎn)業(yè)規(guī)模和市場競爭性對成果轉(zhuǎn)化都有著非常顯著的正向影響作用，產(chǎn)業(yè)規(guī)模提高1%，新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入將增加0.57%；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭強(qiáng)度提高1%，新技術(shù)產(chǎn)品銷售收入將增加0.64%。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為評估實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文從四個(gè)方面對全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)②，首先借鑒郭艷，張群等(2013)的做法，對兩個(gè)模型都進(jìn)行Ramsey RESET檢驗(yàn)，其P值均小于0.1，說明模型沒有遺漏關(guān)鍵變量，不存在設(shè)定誤差；進(jìn)行White檢驗(yàn)，其P值均大于0.1，說明解釋變量系數(shù)矩陣不存在異方差性，回歸結(jié)果健全可信。借鑒沙文兵(2012)的做法，對模型做替代變量檢驗(yàn)，在模型1中，將技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)由專利申請數(shù)量改為發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量；在模型2中，對于技術(shù)成果轉(zhuǎn)化，用新產(chǎn)品產(chǎn)值代替新產(chǎn)品銷售收入，進(jìn)行同樣的估計(jì)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)其影響方向及程度與先前的估計(jì)結(jié)果十分接近。此外，為檢驗(yàn)被解釋變量是否均勻分布，分別對兩個(gè)模型的被解釋變量lnPAT和lnY進(jìn)行分位數(shù)回歸，根據(jù)不同的tau值，tau值分別為0.3和0.8時(shí)，得出回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)其與本文之前的回歸結(jié)果影響方向相同，影響程度大致保持一致，這表明分布是均勻的，實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

綜合以上四個(gè)方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，本文關(guān)于技術(shù)要素的有效創(chuàng)新供給與技術(shù)成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化測度研究的實(shí)證分析結(jié)果是比較穩(wěn)健、可靠的。

六、結(jié)論及建議

(一)結(jié)論

本文通過我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的2005-2014年的省級面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)供給對技術(shù)創(chuàng)新的影響關(guān)系以及技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益即有效供給的程度。通過實(shí)證分析得出以下結(jié)論：

(1)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的R&D資本和人力投入對技術(shù)創(chuàng)新有積極的正向作用，同時(shí)對于技術(shù)創(chuàng)新成果的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化也有著顯著的積極作用，這表明內(nèi)生創(chuàng)新才是我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)最重要的新技術(shù)供給來源，也是保證技術(shù)有效供給和經(jīng)濟(jì)效益的重要因素。

(2)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的FDI對技術(shù)創(chuàng)新有著反向的影響，引進(jìn)國外技術(shù)和國內(nèi)技術(shù)的轉(zhuǎn)移對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著不顯著的正影響，技術(shù)吸收能力的增強(qiáng)可以顯著的促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，除了引入國外技術(shù)外，其它因素對技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化能力的影響都不太樂觀，這表明我國太過于依賴外國技術(shù)，對于來自各種渠道的技術(shù)溢出，我國并沒有進(jìn)行有效的吸收消化和改造，甚至零吸收，僅僅是技術(shù)代工和產(chǎn)品制造。

(3)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大和市場競爭強(qiáng)度的提高，會顯著的促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，也會對新技術(shù)產(chǎn)品的經(jīng)濟(jì)效益有極大的積極作用。此外，本文創(chuàng)新性的綜合多項(xiàng)指標(biāo)，得出我國的技術(shù)成果轉(zhuǎn)化應(yīng)用率僅為34.2%，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家的技術(shù)應(yīng)用水平。

(二)建議

對此，提出以下建議：

(1)要提高自主創(chuàng)新能力，加大研發(fā)資本投入和人力投入，但同時(shí)要避免低效率。要著力解決技術(shù)研發(fā)投資方向性和偏重問題，更加注重實(shí)用技術(shù)的創(chuàng)新，更加注重研發(fā)的新技術(shù)與產(chǎn)業(yè)需求之間的聯(lián)系，要立足于國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，立足于國內(nèi)高技術(shù)企業(yè)的實(shí)際技術(shù)需求，盯住技術(shù)成果對現(xiàn)實(shí)的效用，強(qiáng)化市場約束，使科研面向市場，與市場無縫銜接才是關(guān)鍵，形成需求—研發(fā)—再需求—再研發(fā)的良性循環(huán)。

(2)在國家“一帶一路”戰(zhàn)略下，我國與多國之間的國際貿(mào)易和國際投資不斷加大，國家間交流的不斷深入，隨之而來的是技術(shù)的轉(zhuǎn)移和溢出，對此，我們需要吸收，消化和改造，實(shí)現(xiàn)技術(shù)再創(chuàng)新，而不能僅僅成為他國的技術(shù)代工和試驗(yàn)基地(肖利平、謝丹陽，2016)。

(3)在國家“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”這一十三五重大課題背景下，抓住機(jī)遇，優(yōu)化與調(diào)整高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)規(guī)模，增強(qiáng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的國際競爭力，優(yōu)化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場競爭結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)分布要全面也要有重點(diǎn)，既要“全”，也要“精”。

[注釋]

① 數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局年度統(tǒng)計(jì)公報(bào).

② 限于篇幅，未列出回歸及檢驗(yàn)結(jié)果表，如有需要，可向作者索取.

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