周荣军，张兵兵

（1.信阳师范学院 商学院，河南 信阳 464000；2.南京农业大学 经济管理学院，南京 210095）

0 引言

全球经济一体化加速了技术活动的全球化，跨国公司基于市场占有、绸缪竞争等战略目标逐渐将研发活动转向海外，极大地促进了技术资源在全球范围内的转移和扩散。技术外溢已然成为技术扩散的重要途径并受到各国关注。虽然我国已跃居世界第二大经济体，但是由于创新能力有限，技术水平不足，亟需通过国际技术外溢提升本国创新能力，因此，现阶段外溢技术是否提升我国创新水平成为重要研究主题。大量外溢技术限制因素能够在较大程度上影响一国或一地区持续创新的制度安排，在促进创新能力的提升过程中发挥巨大作用。发展中国家改善相关外溢限制能够促使发达国家将更多数量、更高质量的外溢技术流入发展中国家，从而提升发展中国家的技术水平。本文将在已有的研究基础上考察外溢技术对我国技术创新的影响以及外溢限制发挥的作用。

1 计量模型和数据来源

1.1 计量模型

本文重点考察外溢技术对二次创新能力的影响，以及检验外溢限制和外溢技术对二次创新的协同影响效应，因此，本文构建计量模型如下：

其中，t代表年份，i表示省市地区，y指代二次技术创新，Npat代表技术溢出，IPRit表明地区溢出限制水平，Xit代表影响技术创新的其他控制变量，εit表示随机误差项。另外，本文引入Npat与溢出限制水平的交互项以检验溢出限制和Npat对二次创新的协同影响。假如交互项估计系数为正值，表明溢出限制水平的加强有利于技术外溢效应；否则，溢出限制水平的上升会阻碍技术外溢效应。

1.2 数据来源说明

本文选取专利申请量作为创新指标代理变量，因为专利作为创新活动最直接的产出能够较好的衡量一国（地区）的创新水平。其相关数据来源于2002—2016《中国科技统计年鉴》。选取国外专利申请作为技术溢出的代理变量，因为现阶段大量关于国际技术溢出的研究主要集中于进口贸易、FDI，国际专利申请技术溢出的文章较少，但是随着各国法律体系的完善，国际专利申请的日益普遍，其对技术溢出的作用日益重要，因此本文选取专利申请技术溢出作为技术外溢的代理变量，该指标的构建需要国内各省份研发支出、G-7各国国内的专利申请数、G-7国家研发支出占GDP的比重、G-7国家流入中国专利申请数量等数据，分别来源于2002—2016年《中国知识产权年鉴》、世界知识产权局统计数据、世界银行网站、2002—2016年《中国统计年鉴》。对于另一核心变量外溢限制本文选取知识产权保护作为其代理变量，由于技术转移依赖于外部制度环境，知识产权作为制度环境的重要组成部分，显著影响技术外溢，所以本文选取该变量作为外溢限制的代理变量。该指标的构建需要人均GDP、成人识字率数据、律师数量、发明专利等数据分别来源于2002—2016年《中国统计年鉴》、2002—2016年《中国律师年鉴》以及2002—2016年《中国科技统计年鉴》。控制变量金融发展所需金融机构贷款余额数据来源于2002—2016年《中国金融统计年鉴》。构建人力资本指标所需小学居民比例、初中居民比例、高中居民比例、大专及以上居民比例等数据来源于2002—2016年《中国教育统计年鉴》。构建市场化进程指标所需规模以上国有工业销售产值、全部工业销售产值等数据来源于2002—2016年《中国工业统计年鉴》。构建基础设施投资指标所需地区邮电业务总量、地区生产总值等数据来源于2002—2016年《中国统计年鉴》。

2 变量指标的构建

2.1 二次创新指标的构建测算

本文选取专利申请量这一指标作为创新的代理变量。专利包括申请授权与专利申请两种类型，由于专利授权具有时间滞后特征且专利能否得到授权受到政府专利机构人为因素影响，所以本文选择专利申请作为企业创新的代理变量。

2.2 技术溢出指标的构建测算

考虑到当今世界大量的R&D活动来源于OECD国家，其中以G-7国家为主导，且G-7国家是我国主要的贸易与投资伙伴国，所以本文将研究对象限定在G-7国家，考察G-7国家在华技术外溢效应。借鉴李平（2015）技术外溢的计算方法，如下：

其中，VPjt代表t年j国流入中国的专利申请的价值，GDPjt表示国内生产总值，Sjt表示t年j国的资本存量。其中VPjt=RDjt/TPAjt*PAjt,PAjt表示t年j国流入中国的专利申请量，RDjt代表t年j国的研发支出费用，TPAjt表示t年j国专利申请总量，RDjt/TPAjt表示每项专利申请所投入的研发费用。Sjt的计算采用永续盘存法，即Sjt=(1-σ)Sjt-1+RDjt,其中各国基年的研发存量采用Griliches（1980）的计算方法，即Sj2002=RDj2002/(g+σ),其中，g表示2002—2015年G-7各国每年研发支出的平均增长率，g表示研发资本的折旧率，其数值本文采用Coe&Helpman（1995）实证回归所得并已被学术界普遍接受的5%。

考虑到中国各地区国外专利申请的相关数据尚无法直接获取，本文采用中国历年省市专利申请量占全国专利申请量的比重作为权重（Bit），各省市G-7国家专利申请技术溢出可以表示为该权重与历年专利申请技术溢出的国外研发存量的乘积，其计算公式如下：

2.3 溢出限制指标的构建测算

本文借鉴韩玉雄与李祖怀（2005）对溢出限制指标的测度方法，构造扩展的G-P指数公式如表1所示，该指标由10个一级指标和其下辖的22个二级指标组成，分别考察一级指标与二级指标的满足条件并据此计算一国或地区综合得分。例如司法保护水平用一国或地区律师占总人口比重来衡量。当该比重超过万分之五，司法保护分值为1。当该比重不足万分之五，以该比重除以万分之五所得数值作为司法保护计量分值。行政保护及管理水平用立法时间来衡量即实际立法时间（1954）除以100，当所得数值大于1时，行政保护及管理水平分值为1，否则为其分值为所得数值。经济发展水平用人均GDP衡量，当人均GDP超过2000美元时，令经济发展水平分值为1，否则，其分值设定为实际人均GDP/2000。社会公众意识用成人识字率测度。当成人识字率超过95%时，令社会公众意识分值为1；否则，其分值为实际成人识字率除以95%。国际监督制衡用是否为WTO成员国来衡量，当一国或地区是WTO成员国，国际监督制衡分值为1；否则，其分值为0。

表1 溢出限制指标的衡量体系

2.4 控制变量指标的构建

由于信息不对称问题的存在，企业在技术创新时经常面临着融资约束。所以本文分别选取金融发展控制变量；人力资本作为技术吸收与创新的载体，其对经济发展的影响重大，因此成为本文控制变量；相对于自由市场经济，集权经济对创新具有阻碍作用。所以市场化进程成为本文第三个控制变量；基础设施投资能够开辟市场保证原材料及相关能源供应，从而形成大规模生产，同时大量的市场机会将会引致企业为获得高额利润而进行大量技术创新，所以基础设施投资成为本文第四个控制变量，其计算方法和数据来源如表2所示。

表2 控制变量计算方法及数据来源

2.5 主要变量的统计性描述分析

表3揭示了相关变量的统计性描述分析，根据表中数据本文发现样本期间各地区创新水平存在较大差距，主要表现为不同地区专利申请受理量不同，样本期间，专利申请受理量最大值为50.45万件，最小值仅为124件。考察核心变量外溢限制指标，本文发现各地区的外溢限制水平同样差异显著，最大值为4.55，最小值为1.48。在三种技术溢出中，国外发明技术溢出效应最强，其指标数值为0.0327，国外实用新型技术溢出效应居中，其数值为0.0321，国外外观设计技术溢出最弱，其数值为0.0311。进一步考察控制变量可知，各地区人力资本水平、市场化程度水平、金融发展水平和基础设施投资状况均存在较大差异，区分度较高。通过多种计量方法以及计量工具，本文试图深入分析外溢限制、技术外溢以及二次创新之间的关系。

表3 相关变量统计性描述分析

3 检验结果

3.1 技术溢出对二次创新的影响

下页表4中第1列回归结果表明，从全国层面上看，外溢技术显著提升了我国的创新水平。具体表现为外溢技术每提升1单位，我国创新水平提升48单位，原因主要表现为以下两点：第一，国外技术流入通过技术信息的传播增加我国知识资本存量，进而促进我国技术水平提升。第二，通过研究国外溢出技术中蕴含的技术信息，我国可以掌握研发方向从而避免盲目性创新，有效促进二次创新在我国发生。表4（见下页）第2至第4列回归分析进一步验证了国外三种形式的技术外溢效应，回归结果表明相对于其他两种技术外溢（实用新型与外观设计），发明技术溢出对我国创新水平的提升更为显著。原因在于发明外溢技术信息的含量高实用新型和外观设计技术。表4中5至7列揭示了外溢技术对我国东中西部地区创新水平影响的实证分析，结果表明针对不同地区，技术外溢效应对创新水平的影响存在显著差异。首先，技术溢出对东部创新水平具有显著促进作用，具体表现为技术溢出每增加1单位，创新水平提高60单位。其次，技术溢出对中部地区具有显著促进作用，但影响力度不如东部，具体表现为，技术溢出每增加1单位，中部地区创新水平上升50单位。再次，技术溢出对西部地区创新水平的影响显著但影响程度最小，具体表现为技术溢出每上升1单位，西部地区创新水平增加。以上回归结果的原因在于：相对于东中部地区而言，西部地区人力资本及科研水平力量薄弱，技术吸收能力较差，对于国外技术溢出难以理解吸收，从而制约了其创新水平的提升。另一方面，西部地区劳动密集型产业居多，产业部门之间竞争不足。这些因素均阻碍了技术溢出对西部地区创新水平的提升作用。

针对其他控制变量，表4中的实证结果表明现阶段我国人力资本水平的提升仍然能够有效促进技术创新。同样，市场化程度对创新的影响系数为正，并且在1%的水平上显著，有力证明了地区市场化程度是地区创新水平提高的关键因素。金融发展对创新影响的系数负并且显著表明金融市场的发展不利于地区创新水平的提升，这一结论与理论预期违背，但是却印证了李苗苗的研究即目前我国以银行为主要融资方式的金融体系在一定程度上阻碍了R&D投资。基础设施对创新的影响为负或者不显著表明现阶段我国将大量社会资源投入到基础建设当中，一定程度上，提高了利率水平减少了企业的R&D投入，降低了社会的创新水平。

3.2 基于两阶段工具变量法的回归结果

一国（地区）能够通过技术溢出影响本国创新，同时，一国（地区）较高的创新水平能够吸引数量更多、质量更高的技术流入，从而提升了技术溢出效应。因此，本文认为核心变量国外技术溢出与本国创新之间存在着严重的内生性问题。除此之外，存在着一些不可观测被遗漏的变量同样会引起内生性问题，所以本文将使用两阶段工具变量法解决这一问题。

本文选取海外市场地理距离作为技术溢出的工具变量。原因在于以下两方面：第一，各地区海外市场地理距离与技术溢出存在高度相关性。相对内地省份，沿海地区由于地理上的便利性，能够获得更多的海外信息，与海外发达国家的交流更为充分，从而能够吸纳更多的技术流入，实现更大规模的技术溢出。第二，海外市场距离由各地区地理位置决定，不受外界因素影响。因而满足工具变量外生性的条件。本文在计算海外市场地理距离这一指标时参照毛其淋、盛斌（2012），计算公式如下：

其中，C代表沿海省份的集合，Dii表示沿海省份i的内部距离，以沿海省份i到海岸线的距离衡量。Dij表示内陆省份j到沿海省份i的地理距离，以j省份省会城市到i省份省会城市的地理距离衡量。Djj表示内陆省份j的内部距离。

表5揭示了基于两阶段工具变量法的回归结果，其中第1列考察了技术外溢对中国创新水平的影响，第2列至第4列分别考察了技术溢出对中国东部、中部以及西部创新水平的影响，本文发现技术溢出能够显著促进中国创新水平的提升，但对不同地区创新水平的影响存在显著差异，其中技术溢出效应对东部地区创新能力影响最强，对中部地区影响强度居中，对西部地区影响最弱。这一结论与最小二乘法结论一致。

表4 技术溢出对二次创新影响的分析

3.3 溢出限制与技术溢出的协同回归结果

表6进一步分析了溢出限制与技术溢出对我国创新水平影响的协同效应。其结果表明整体上中国溢出限制的加强能够促进技术溢出，从而在一定程度上改善了我国的创新环境。即溢出限制与技术溢出对我国创新水平的协同影响为正。但二者对不同地区创新的影响存在差异，即溢出限制能够较大程度促进中部地区技术溢出，但对于东部以及西部地区，技术溢出的创新效应较小。其原因在于西部地区溢出限制水平较低，国外技术流入该地区的意愿较低，虽然拥有较低的模仿成本，但是二次创新的产出效应较低。中部地区知识产权保护水平适中，流入该地区的国外技术在数量及质量上均有所上升，虽然模仿成本也随之上升，但是仍能有效促进中部地区进行技术创新。东部地区溢出限制最强，流入的国外技术数量最多，质量最高，但是高昂的模仿成本使东部地区创新水平的提升受到限制。

表5 基于两阶段工具变量法的回归结果

4 总结

本文运用两阶段工具变量法，以2002—2016年我国30个省份的数据为对象，考察了外溢技术对二次创新的影响以及外溢限制对这种影响的制约。研究结果表明外溢技术能够显著提高我国创新水平，相对于实用新型以及外观设计等外溢技术形式，国外发明的外溢技术对我国创新水平的影响最强。进一步考察不同地区的外溢技术效应，本文发现相对于中部和西部地区，外溢技术对东部地区创新水平的提升影响最大。另外，外溢限制的变动能够显著影响全国以及不同地区外溢技术效应，但是在影响程度存在差异，外溢限制对中部地区的外溢技术效应强于东部地区和西部地区。以此为基础，总体而言，我国应加大研发投入，提高自身技术吸收能力，加强国外技术溢出的吸纳能力；积极引入技术溢出效应较高的国外发明技术，并针对不同地区特点，制定差异化政策，东部地区人力资本及技术吸收能力较强，国外技术溢出较为明显，所以东部地区应积极吸引国外技术流入，而西部地区，由于人力资本及吸收能力较弱，应着重加强自身研发，提升创新水平；在国际框架体系内积极改善我国溢出限制因素，创造良好的外部条件，吸纳数量更多、质量更好的溢出技术，与此同时，制定差异化外溢限制政策。