出口贸易、产业空间集聚与技术创新——基于20个细分制造行业面板数据的实证研究

出口贸易、产业空问集聚与技术创新基于20个细分制造行业面板数据的实证研究曹玉平内容提要本文以拓展的知识生产函数为理论框架，利用面板数据模型，在控制了科研经费、人力资本等传统 投入要素对制造业技术创新的作用后，考察了出口贸易和产业集聚对制造业技术创新的影响。实证结果显示：(1) 在中国制造业中，存在从出口贸易到技术创新的单向因果关系，出口贸易显著促进了制造业的技术创新；(2)存在 出口对制造业技术创新的倒逼效应，研发机构对技术创新的单独促进作用不显著；但结合了出口贸易后，研发机构 对技术创新的促进作用则变得显著，且这一促进作用随着出口规模的扩大而增大；(3)产业集聚对制造业技术创新 有一定的促进作用；(4)从技术密集型到资本密集型再到劳动密集型行业，制造业的创新能力依次降低。关键词 知识生产函数制造业技术创新出口倒逼效应 产业空间集聚面板格兰杰检验中图分类号：F75262文献标识码：A文章编号：1000一7636(2012)09一007310一、引言制造业是国民经济的基础，也是国家综合竞争实力的重要标志和国家经济安全的保证。1。经过长期的发展， 中国制造业取得了巨大的成就。在国际上，中国已成为世界加工厂；在国内，制造业已成为国民经济的支柱产业 和经济转型的基础。但中国制造业的发展是极不平衡的。凭借廉价劳动力和丰富自然资源的大量投入，中国在 劳动密集型和部分资本密集型的制造行业(或资本密集的产品生产区段)取得了大发展，赢得了国际市场的竞争 优势，但中国制造业的技术创新能力仍然薄弱。统计数据显示，2008年中国大中型制造业工业企业户均拥有发明 专利数仅为12项，而开展科技活动的企业仅占全部企业的39。由此造成中国在知识技术密集型的制造行业 或产品生产区段仍然落后，导致中国许多产品产量虽居世界第一位，但关键核心技术却依赖外国，在国际劳动分 工中处于低端利润环节。提高制造业的技术创新能力是实现中国经济发展方式转型和建立创新型国家的基础， 也是实现中国从“世界加工厂”向“创新基地”转变、从而提升国际分工地位的根本所在。2008年国际金融危机爆 发以来，发展战略性新兴产业成为许多国家应对金融危机的重要举措，对新能源、新材料和高端装备制造等产业 的发展给予了高度重视，成为未来经济发展的重要前进方向。而战略性新兴产业的发展必然要求以技术创新战 略来驱动制造业的发展和转型，所以大力推进制造业的技术创新也是应对经济金融危机、赢得新一轮经济和科技收稿日期：20120612 作者简介：河南大学经济学院讲师，经济学博士，开封市，475001。73万方数据经济与管理研究(2012年第9期) Research on Economics and Management发展制高点的关键。 创新是制造业自身发展的要求，也是不断提高国家综合经济实力的根本举措，这已在国际理论界达成共识，也为工业化国家的实践所证实。马瑞尼斯库(MaIinescu)指出，在全球经济的巨大变革中，制造业的生产能力已是 第二重要的，而对多变的环境做出综合反应则是首要的。此时，创新成为新产品、新技术、全球化的发动机。21；艾 特略(Ettlie)对20个国家600家耐用消费品制造商进行调查后得出结论：市场份额的增长与制造业的敏捷程度具 有明显的相关性，而敏捷程度与RD强度具有明显的相关性p。国内学者对技术创新的研究大多以区域为对 象，而以中国制造业各行业为研究对象的则较少，只有下述几篇文献：李京文和黄鲁成在分析了中国制造业发展 的现状和霭临的国际挑战后，认为创薪是中国制造业发展的根本选择，并对中国制造业创新的基本目标和战略举 措进行了阐述o；朱平芳和徐伟民利用零膨胀泊松回归方法对上海市大中型工业行业专利产出的滞后结构进行 了实证研究H。；张华胜在建立中国制造业技术创新能力分析框架的基础上，利用2002年RD资源清查所得统计数据，通过一系列描述性统计指标对中国制造业的创新能力进行了较为细致的分析p3。 鉴于制造业技术创新的重要性，而对其影响因素系统地加以理论与实证研究的文献较为缺乏的现状，本文在理论分析的基础上，以中国20个细分制造行业为研究对象，利用面板数据分析方法，对中国制造业技术创新的影 响因素进行了深入研究，在考虑了科研经费、人力资本等传统投人要素对制造业技术创新作用的基础上，进一步 考察了出口贸易和产业空间集聚对制造业技术创新的影响。二、理论分析与模型设定(一)知识生产函数拓展与计量模型设定知识生产函数(Knowledge Pmduction Function，简称KPF)概念最早由格瑞里切斯(嘶liches)提出肺，以度量研究开发和知识溢出对生产率增长的影响。知识生产函数的基本假设是将创新过程的产出看作研发投入的函数：R幻。=八月黝。)(1)自知识生产函数概念提出以来，已成为分析知识生产和技术创新决定因素的重要理论框架，并被广泛地用来 进行实证研究。一般认为，知识生产过程和实物产品生产过程遵循基本相同的投入产出规律，因此可以借助产品 生产函数的形式来表述知识生产过程，如果采用柯布一道格拉斯式的生产函数来描述技术创新过程，那么就可以 很方便地对技术创新与其影响因素间的数量关系展开实证研究。杰菲(Ja&)认为新知识经济是企业追求的重要 目标，并燎其作为经费投入瓢人力资源投入的结果，从而将知识生产函数设定如下1：Q；=A霹譬8i(2)其中，Q表示知识产出，K表示R&D经费投入，表示科技人力资源投入，a弗分别为R&D经费投入和科技人 力资源投入的弹性系数，s为随机误差项，i为观测单元。知识生产函数还可用于度量研发主体的投入产出效率并进而比较不同创新系统间创新能力的差异。大量实 证研究发现，知识生产函数确实存在，作为一个经验模型，为研究技术刨薪的影响因素提供了良好的基础框架聃。 但是，一个显然的事实是，除了研发经费和人力资本以外，还有诸多因素也对技术创新有着至关重要的影响，比如 专利保护制度、企业吸收能力、产业集聚水平、研发机构运行状况、对外贸易以及金融支持政策等。考虑到这一点 并结合职究限制，本文在知识生产函数基本模型(2)的基础上，将研发机构运行状况、出口贸易和产业集聚水平对 技术创新的影响纳入考虑，在拓展的知识生产函数理论框架下更加全面地研究中国制造业技术创新的影响因素。科研机构是技术创新的重要组织保障，常设性科研机构的存在使得企业的科技活动有一个稳定的依托1，为 企业的知识增长和技术开发提供了一个可积累的坚实平台，有利于企业在动态研发实践中通过于中学过程不断74万方数据贸易经济提升吸收能力、创新能力和转化能力，加快企业技术创新的步伐。此外，设立科研机构也在一定程度上反映了企 业对技术创新的重视程度。所以，本文将考察研发机构设立对制造业技术创新的作用。早在一个世纪前，马歇尔便在经济学原理中阐述了产业集聚区的三大利益：本地化具有专门技能的丰 富劳动力市场的形成、专业化辅助行业的发展以及生产技能和专业化知识的外溢效应。在论述产业集聚区对 知识外溢效应的良好作用时，马歇尔曾这样写道：“从事同样的需要技能的行业的人，互相从邻近的地方所得 到的利益是很大的。在这里，行业秘密不再是秘密，似乎是散发在空气中的一样，连孩子们都不知不觉学到很 多。如果一个人有了一种新思想，就为别人所采纳，并很快与别人的意见相结合，因此，它就成为更新的思想 之源泉”一。此外，波特在国家竞争优势一书中论述产业集群对获取竞争优势的重要作用时也提到：一个公 司的许多竞争优势不是由公司内部决定的，而是源于公司之外，产业集群的空间临近性，供给技术联系和人际 关系使得市场、技术和其他专业化知识能够更好地传播；产业集群有利于降低参与者获取信息的成本，能更迅 速地将创新机会转化为战略优势，从而导致创新的加快 。总之，马歇尔和波特都认为产业在一定地域内的 聚集和融合使得企业间关于思想交流、信息传播以及技术学习的交易费用大大降低，这有利于企业最大程度 地获取技术外溢。在这种环境里，企业从事技术创新的成本降低了，研发成功的概率提高了，这会激励企业从 事更多的研发活动，企业技术创新的速度由此加快。所以，理论分析认为产业集聚水平的高低对技术创新效 果有着重要影响。出口贸易与技术创新之间的关系较为复杂，国际贸易理论和内生增长理论对此已进行了较多的理论探讨，认 为二者之间存在双向互动关系。本文将出口贸易纳入知识生产函数分析框架，对出口贸易与制造业技术创新之 间的关系进行初步研究，随后对出口与技术创新之间的因果关系做进一步的理论分析和实证考察。综上所述，本文在格瑞里切斯一杰菲知识生产函数(GriliclesJa如KPF)框架的基础上，将研发机构、出口贸 易和产业集聚这三个变量拓展进来，把技术创新过程表述为如下函数形式：t。=Ai筏磁咒E：c：e“(3)其中，r是技术创新的产出；A为常数项，是知识生产函数的余项，可反映各行业技术创新能力的差异；K为研 发经费投入；日指人力资本投入；，指各行业设立的科研机构数；E是各行业每年出口贸易的规模；C指产业集聚水 平；占为随机误差项；i为截面观测单元；f为时间序列。将上式两边同时取对数转换为对数线性模型可得：ln咒=肛；+理。lnK。+卢fln月j+yiInt。+A。1nEd+filnC。+占。(4)其中，肛i=1nAi=肛+ui。 (二)出口贸易与技术创新间关系的理论分析 1出口贸易促进技术创新的内在理论机制(1)出口竞争效应。面对激烈的出口竞争市场，企业改进产品质量和减少生产成本的压力增大了，出口商必须通过不断地进行技术创新来保持竞争优势1“；此外，在激烈的国际竞争市场中，低效的企业将被淘汰，资源得 以向高效率企业转移，从而使经济资源得到更优的配置。1 。所有这些都会加快技术创新的步伐。(2)“出口中学”效应(Leaming by Exporting E&ct)。国外客户通常会制定比国内客户更高的质量和技术标 准，并且，为了得到高质量、低成本的产品，国外进口商通常会为出口商提供相关的产品设计和技术援助u引。因 此，出口者从外国消费者处获得了技术溢出：改进制造工业、产品设计和产品质量的各种建议“，于是本国出口 商在“出口中学”过程中提高了技术创新能力。(3)资本积累效应。出口国通过初始出口所获得的贸易利得有助于为其开展创新活动提供资本支持，增强其 技术创薪能力。因此，技术领先国拥有一种“先动优势”，有利于其在技术创新领域获取持续性的领先优势“。75万方数据经济与管理研究(2012年第9期) Research on Economics and Management2技术创新促进出口贸易的内在理论机制 现代经济学认为，国际贸易不仅取决于各种传统要素的数量和成本，更重要的取决于组合传统要素的技术。技术创新不仅可以节约稀缺的经济资源，提高投入产出的效率，还能提高产品质量、增加品种多样性。无论是波 斯纳(Posner)叫的“贸易技术差距模型”，还是赫什(Hirsch)m1和弗农(Vemon)m1的“产品生命周期理论”都认 为技术创新国会生产和出口新产品，都强调发明一种新技术对一国出口贸易的重要作用。一国只有进行了充分 有效的技术创新，才可能有新产品和新工艺，才能保持相应的比较优势和具备出口的潜力，进而将这种创新优势 体现在相应产品的出口增长上。所以，技术创新是国际贸易的主要基础之一，出口国技术创新水平的提升会影响 其出口贸易的流量、模式和利得H“。从理论分析来看，出口贸易与技术创新之间的关系存在三种可能性：技术创新促进了出口贸易；出口贸易驱 动了技术创新；技术创新与出口贸易之间存在着双向互动联系。那么在中国制造行业中二者之间关系的方向到 底是怎样的呢?对此，文章将通过面板格兰杰检验进行实证研究。三、实证分析及其解释以拓展的知识生产函数为理论框架，本节利用面板数据分析法对中国制造业技术创新的影响因素展开实证 研究，选取的研究对象为中国制造业门类中的20个细分行业，时间跨度为20012008年，涉及研发经费投入、 研发人力投人、研发机构、出口贸易、产业集聚和技术创新6个变量。(一)变量测度与数据来源 1产业空间集聚水平的度量为了定量研究产业空间集聚对技术创新的影响，首先须对中国各制造行业空间集聚的程度进行度量。产业空间集聚水平的测度有很多方法，如区域集中度指数、区域赫希曼一赫芬达尔指数(HirschmanHerfindallIndex， 简称HHI)、熵指数和地理集聚指数等u 。由于区域HHI用到了特定产业某项经济指标在所有区域的分布数据， 能较好地反映产业的区域集聚水平，而且计算中国制造业HHI所需的数据易于获得，故本文采用区域HHI来度 量中国制造行业的空间集聚程度。特定产业区域HHI指数的计算公式为：。脚=Js；5；=x。x。_一(5)、(5)式中，置表示第i个地区(本文指第i个省)某特定产业的工业销售产值、职工人数或资产总额等经济指 标值(本文选取的是工业销售产值)，则5，表示第i个省该产业的工业销售产值占全国工业销售总产值的份额，n 表示销售该产业产品的地区总数。本文从中国工业经济统计年鉴(20022004年，20062009年)和中国 经济普查年鉴(2004)收集了各制造行业工业企业历年在各省的工业销售产值数据，根据公式，计算出了中国20 个细分制造行业20012008年的赫希曼一赫芬达尔产业空间集聚指数(限于篇幅，未能列出)。中国制造业门类(c)下共有30个行业，本文选取的这个行业是为了保持统计口径的一致性。从2003年开始，中国工业经济统计 年鉴的国民经济行业分类体系由GBT475494改为GBT47542002，许多行业的分类标准发生了变化，但本文选取的这20个行业的分类标准在新、旧行业分类体系中基本保持了一致。若令z=Lx，则该产业工业销售产值地区分布的方差为：“13 L口2=一(x。一盖)2=j一霹一Pn l 2ln l=l令。2：矿2序：上主芸一1，故删：盟。由此可以清晰地看出，脚与产业的地区分布数。成反比，与产业工业销售产值区域分布的“2l，离散程度成正比，故掰打较好地度量了产业的空间集聚水平。76万方数据贸易经济2研发经费投入、研发人力资本投入、研发机构、出口贸易和技术创新指标的度量 根据研究惯例并结合数据可得性，在本文中，研发经费投入用各行业的科技活动经费内部支出来反映，研发人力资本投入用各行业科学家和工程师人数来度量，研发机构用各行业的企业科技机构总数来反映，出口贸易用 各行业出口交货值来度量，技术创新用发明专利数来度量。度量上述变量所需原始数据来自中国科技统计年 鉴(20022009年)、中国工业经济统计年鉴(20022009年)以及中国经济普查年鉴(2004年，2008年)对 20个细分制造行业大中型工业企业的统计数据。(二)回归结果与解释 如果模型设定不正确，即使采用再先进的估计方法，得出的结果也是不正确的，所以模型设定检验至关重要。故本文在对模型进行规范检验的基础上，构建合适的分析模型。首先，在建立面板数据模型时，要对样本数据的面板数据类型进行判别，以避免模型误设，提高参数估计的有 效性。根据截距项和斜率系数的不同限制要求，面板数据模型有三类：混合模型，变截距模型和变系数模型。对 于特定的样本数据，可利用协方差分析检验来判别哪种模型形式是合适的，其原理如下：H，：模型为变截距模型H：模型为混合模型 记来自混合模型，变截距模型和变系数模型的0LS残差平方和分别为s。，s：和s，则在假设H：下：疋：堕害终#当等业F(一1)(K+1)，(丁一K一1)1 2一1。、”1 7、 1 7一、 1 7 1(6)、”7S，(rK一1)而在假设日下：F，：鱼弓善Z当!掣F(一1)K，(丁一K一1)oS，(rK一1)u V叫“一u 叫。(7)V 7如果计算所得统计量F：的值小于给定置信水平下的临界值，则不拒绝H：，认为样本数据符合混合模型，无需 进一步检验；反之，则拒绝H：，此时需要进一步检验H，：若计算所得统计量F。的值小于给定置信水平下的临界 值，则不拒绝H，认为样本数据为变截距模型；反之，则认为样本数据为变系数模型【21|。根据上述协方差分析检 验原理，经过检验表明本文的样本数据应利用变截距模型进行估计。其次，根据个体效应与解释变量相关与否，面板数据变截距模型有两种可供选择的估计方法：随机效应估计 (FGLs)和固定效应估计(LsDV)。对此，虽然可以利用正式的豪斯曼检验(Hausman Test)来判别应该采用哪种估 计方法，但由于本文所研究的个体成员单位不是随机地抽自一个大的总体，所以可以直接采用固定效应模型对计 量方程(4)进行估计m1；此外，考虑到本文研究的20个细分制造行业在产业形态上存在较大的异质性，可能存在 跨截面异方差问题，即：E(8。s。)=盯；，E(s。占i)=o(i向，sf)。所以本文也用固定效应GLS对方程(4)进行了估 计，以与LsDV的估计结果相对比，选出估计精度较好的模型；最后，为了进一步考察产业空间集聚和出口贸易对各制造行业技术创新的作用，在方程(4)的基础上加入了交互项lncln口和lnEln，。估计结果如表1所示： 从表1 LSDV和固定效应GLS估计结果的比较中可以看出，GLs不仅提高了整个模型的拟合优度(校正R2从0908提高到0962)，也使变量lnc和ln，的系数估计更准确了，所以本文采用GLS的估计结果作为本文的实证 结论。表1固定效应GLs和交互项模型的估计结果表明：1两个模型都表明，在控制了研发资本投入(1nK)和研发人力投入(1n日)对技术创新的显著促进作用后， 出口贸易与中国制造业技术创新间存在高度显著的正向回归关系。但根据前文对技术创新与出口贸易之间 关系的经济理论分析，并不能凭此回归关系判定二者之间因果关系的方向，在第四部分对此再展开进一步的 实证检验。77万方数据经济与管理研究(2012年第9期) Research on Economics and MaIlagement表1中国制造业技术创新影响因素的面板数据分析结果2产业集聚(1nc)的回归，溉i燕曩藿黼。鐾m蒺鞲ji蠹藏滋誊蠢罄i 鬻5瓣鬻蠹霪鍪鍪麓鬻麟；系数只在10的显著性水平上麓穗翻繁鹗譬j臣“糍谨嚣篇糍。 、t蔫蠢簿徽l豢j-i：蕊。舞精舞篓j塞萋萋薷 黍鬻羹鬟鬟 并二一三囊_；i囊t瓣i麓；霸辫羹显著，表明产业集聚对技术创30172590+2312+肛新确有一定程度的促进作用，(4555)(6141)(5653)O070O0820199但这种促进作用未能得到充分inK(4565)(5177)(2612)发挥。这可能与中国制造业产12041022蚪+0907业集聚的有机融合水平不高有lnH(5365)(6297)(246)关。现实中，中国有些地区仅一O076O0530039ln，仅是将统计上属于同一大类行(一O472)fO364)(1231)O8730995+0621业，但实则内在关联并不紧密【n(6098)(10536)(260Z)的企业规划在一起，这种缺乏O5740311+0856+经济内涵的产业拼盘对降低技lnC(0930)(1935)(1987)术学习交易费用、实现知识共O32llnC1nH享的效果有限，所以难以对技(217)术创新起到促进作用。但在交0195InE1n，(4222)互项模型中，产业集聚和研发观测值个数160160160人力投入交互项lnCln日的校正R2O9080962O963系数却是显著的，表明在产业F值66222+167522162306集聚水平较高的行业，科学家Dw值122815621657cmss section Fixed E髓cts u。(固定效应GIS)会创造出更多的技术创新成 C13 1314 C22 2313 C31 0098 C361，530 果，这说明产业空间集聚还是 C14 1173 C25 O480C32 0217 C37 0833 在一定程度上降低了科研人员C15一O873C262179C33一O417C39O153间技术交流的交易费用，对制C16一1865C27O700C34一O721(弭01，625造业的技术创新存在着促进作C171876C28一O050C35O255C4l3160用。这是由于科学家作为人力注：系数估计值下方括号里的数字为t统计量；”+、”和4分别表示在l、5和10的显著性资本具有高流动性和能动创造水平上显著；“一”表示该变量不存在于相应的模型中。性，故能够在一定程度上突破地域限制并创造性地进行借鉴工作。 3在GLs模型中，研发机构(1n，)的回归系数不显著，对此的解释是：有些制造企业虽然成立了研发机构，却缺乏经常性的研发任务和稳定的经费支持。根据2002年R&D资源清查所得的数据，中国工业企业的科研机构 有15不能获得经常的研发任务，有21的不能获得稳定的经费来源。研发机构的闲置和任务不饱满状况是 其对技术创新难以发挥促进作用的重要原因。但是，在交互效应模型中，研发机构的系数在10的水平上变得显 著，出口贸易与研发机构交互项lnEln，的系数也高度显著。这表明对于有出口贸易的行业，研发机构的设立促 进了技术创新。并且，随着出口贸易规模的扩大，研发机构对技术创新的促进作用也越大。根据前文的理论分产业的有机集聚是指具有内在关联的企业在特定地域的高度融合。本文的区域HHI指数并不能完美地度量产业集聚的有机融合水 平，它只反映了各细分制造行业在各省的集散情况，由于细分大类制造行业的范围很广且省的地域也很大，所以本文用HHI来度量产业集聚 程度有一定不足，但由于缺乏关于更缅分行业在更小施域的分布统计数据，所以目前的研究也只能采用这一欠精确的度量结果。78万方数据贸易经济析，本文认为，这是由于出口贸易通过倒逼机制促进了制造业的技术创新。因为从事出口贸易的行业面临着激烈 的国际竞争和挑剔的外国消费者，所以有加强研发的外在压力，因此这类企业的研发机构有着饱满的研发任务和 稳定的经费支持，从而促进了技术创新的加快。表1下半部分反映的是各行业个体固定效应与平均水平斗之差，由于本文采用的是cD型的知识生产函数，个 体效应为除自变量以外的其他变量的综合作用，可反映各行业技术创新能力的差异。从估计结果大致来看，在中国 制造业中，仪器仪表制造业(C41)、通信设备制造业(c40)等技术密集型行业的技术创新能力最高；石油加工业 (c25)、电器机械制造业(c39)等资本密集型行业的技术创新能力较高；而农副食品加工业(c13)、纺织业(c17)等劳 动密集型行业的技术创新能力最低。这一结果与事实是比较吻合的，技术密集型行业通过干中学过程积累了丰富的 研发实践经验；拥有高素质的科研人才和广泛的国内外技术交流平台，使得企业对外部知识资源和创新机会具有良 好的识别和吸收能力；完善的创新激励制度也能更好地配置创新资源、调动研发积极陛，这些都使其技术创新能力得 以提高。资本密集型和劳动密集型行业在上述各方面的状况则依次变差，所以技术创新能力较低。此外，本文是用 发明专利来度量技术创新的，而技术密集型行业的创新成果较多地表现为发明专利，较少地表现为实用新型和外观 设计专利，而资本密集型和劳动密集型行业则恰好相反，这也是形成本文实证结论的一个原因。四、出口贸易与技术创新间因果关系的面板格兰杰检验对于出口贸易与技术创新之间的因果关系，各种经济理论基于不同的前提假设和研究视角，往往得出不同的 结论，这使得单凭经济理论难以作出合理的判断，此时实证检验就成为必要。前面的实证分析表明，技术创新与 出口贸易之间存在正的回归关系，但回归关系并不一定意味着因果关系2 ，所以本节在经济理论的指导下，通过 面板数据格兰杰因果检验进一步实证研究技术创新与出口贸易之间的关系。若加入变量石。的滞后值后能显著提高对变量)，。的预测精度，则认为戈。是y。的格兰杰原因。面板数据的格兰 杰因果检验方法是借鉴传统的时序格兰杰因果检验的思想，将其推广到面板数据而来的。首先构造技术创新与 出口贸易之间的M霆模型(平稳的)：Int。=ni+r：Dlnz，；+叫：”1nE。一。+s。(8)t=lk 2llnE。=6。+卢；计lnE一。+y：lnz，。一。+s：。(9)k=lk=l然后通过回归分析分别得到(8)和(9)的约束和无约束残差平方和，进而通过耽掘检验(受约束F 检验)对模型(8)中剀；”(五=1，2， ，m)和模型(9)中7(是=1，2， ，m)各自的整体显著性进行判断，以此就可得出技术创新与出口贸易之间因果关系的方向。由于格兰杰因果检验只能在平稳数据之间和存在 协整关系的非平稳数据之间进行。为此，首先对技术创新和出口贸易数据进行面板单位根检验以确定其平 稳性。其检验结果如下：依据对面板数据各截面序列是否具有相同单位根过程的不同假设，面板单位根检验分为两类：相同根情形下 的检验，如LLc和Breitung检验；不同根情形下的检验，如IPs、Fisher_ADF和Fisher-PP检验。依表2所示，所有面 板单位根检验方法都没能拒绝技术创新存在单位根的原假设；对于出口贸易数据，除LLc外，其他的检验方法都 认为其存在单位根。所以，检验结果表明技术创新指标和出口贸易指标均存在单位根。由此，需要进一步对二者 之间的协整关系进行检验。面板数据的协整检验方法有两类：建立在恩格尔一格兰杰(EndeGranger)两步法基础上模型(8)的约束为w51= =”一o，模型(9)的约束为，；1一_y；4=o，他们也是相应受约束F检验的原假设。79万方数据经济与管理研究(2012年第9期)Research on Economics and MaIlagement表2技术创新和出口贸易的面板单位根检验结果(滞后阶数由sIC确定)的面板协整检验，如Pedroni检熏瑟黧；i鬻攀萋錾罐鬻溪鬻篱鬻鏊蠹鬻i 鬻瑟。鬻蓁ii!畿巍灞鳓l纛戆鬻鬻蘩鍪攀lj 鬻蘩鬓震囊；馥镱i饔藜霪蠹谬雾囊鬟雾j鬻ij验和Kao检验；建立在乔根森蓦薹霪誊囊鍪冁i纛黼jI；l_赫。攀i蒸鍪 i瀛麓蘩罐勰纂i；il巍瓣蠢鼗Ii i镳渗黉隰缓霉 鬻震i翻矿i (Johansen)协整检验基础上的相同LLC一100(016)133512(000)140面板协整检验。本文采用Pe 根情形Brejlung161(095)120droni检验和Kao检验来对发 IPSl，57(O94)133099(O84) 140明专利与出口贸易之间的协整不同FisherADF3853(O54)1332710(094)140关系进行检验。二者都是通过根情形FisherPP4859(D17)1403690(O61)140对协整方程的回归残差进行平稳性检验而得出结论的，但在表3技术创新与出口贸易闻面板协整关系检验结果【滞后阶数由SIC确定)关于截面间截取和趋势系数的 蓊灞灏藕蘸鬻 鬻i囊耋囊i震翻赣零鬣囊鬻鬻鬟簇蠹 。囊i；i蘩镳溅鎏纛藿鬻蓊i蠢iji巍黼痧毽攀鬻囊黍 假定上存在差异。本文的检验Kao检验Ho：不存在协整关系(p=1)ADF一1343(O089)结果如下：P珊让Z yO539(0 705)p(p；)为协整方程回归残Ho：不存在协整关系(pi=1)Pa，MZ托一2539(O005)差的AR系数，K舯检验在10H1：p。=p1(维度内)P删f PP一4847(O000)的显著性水平上拒绝原假设，表Pedroni检验P6LTml ADF一6，780(OOOO) 明技术创薪与出口贸易问存在 Gm印札1791(O963)面板协整关系；Pedmni检验有Ho：不存在协整关系(p。=1)臼。印PP一3869(O000)两种假设：同质性假设所有Hl：pi1(维度间)西n印A口F一5013(OOoo)截面具有相同协整关系(1p。=p1，维度内检验)；异质性假 设截面间协整关系不同(p。1，维度间检验)。根据Pedroni检验的结果，P0珊z勘、凡船z尸_P和心以A肼1认为 技术创新与出口贸易间存在同质性面板协整关系；Group PP和Gro印ADF认为技术创新与出口贸易间存在异质性 面板协整关系。只有P口聊Z y和Gro印mD统计量认为面板协整关系不成立。综上，统计检验表明技术创新与出口 贸易之间存在面板协整关系。在此基础上，可以进一步对二者之间的因果关系进行面板格兰杰检验，其检验结果如下：表4出口贸易与技术创新间因果关系的面板格兰杰检验结果(滞后阶数m=2)表4结果显示，不能拒绝7=7=o的原假设，表纛鬻瓣蠹鬟嚣灞霸灞i冁鬻熬嚣鬟攀鍪嚣 鬟豢麟鬻糕豢潦鬻攀冀i 霪鬻囊荔嚣懑鬣攀鍪i慧鬻l 囊囊嚣篱囊。鬻确繇嚣蓑霪i囊明技术创新不是出口贸易的格lnr does not Cfanger Cause lnE1581080O342兰杰原因；但在5的显著性水(y一7=o)平上，拒绝了训= =删=olnE does not Granger Cause lnr15838090024的原假设，认为出口贸易是技术(”：1一一”；“=o)创新的格兰杰原因。综上，面板格兰杰因果检验表明，在中国制造业中，存在着从出口贸易到技术创新的单向因果关系。这表明在中国制造业中， 普遍存在的情形是，企业不是等到已经进行了充分有效的技术创新，可以生产国际先进水平的产品后，才将产品 出口到国外；而是先生产技术含量较低的产品，并出口到国外，然后在此过程中通过出口竞争效应、“出口中学”效 应以及资本积累效应逐渐提高自身技术创新的能力。回顾中国诸多制造行业参与国际贸易的历程，他们最初都 处于产业链和生产流程的低端分工环节，随着对外贸易的不断开展逐渐提升了自身的创新能力，然后晋级到较高80万方数据贸易经济端的分工环节。故这里的实证结论与事实是一致的。五、结论与政策启示本文在理论分析的基础上，利用面板数据模型，对中国制造业技术创新的影响因素进行了实证研究。分析结 果显示：I在控制了研发经费和研发人力投入的作用后，出口贸易显著促进了中国制造业的技术创新，且存在从出口 贸易到技术创新的单向因果关系。此外，研发机构与出口贸易的交互作用分析表明，在中国制造业中，存在出口 贸易对技术创新的倒逼效应：研发机构对技术创新的单独促进作用不显著；但结合了出口贸易后，研发机构对技 术创新的促进作用则变得显著，且这一促进作用随着出口规模的扩大而增大。2产业集聚对中国制造业技术创新的促进作用并不十分显著，这是由于中国制造业的有机集聚水平不高造 成的；但实证研究还是发现，在产业集聚水平较高的行业，科学家会带来更多的创新成果。3不同的制造行业形态在技术创新能力上存在明显差异，从技术密集型行业到资本密集型行业再到劳动密 集型行业，技术创新能力依次降低。结合理论分析与实证研究的结果，本文对加快中国制造业技术创新的政策启示是： 1除通过提高研发经费和科研人才投入来增加技术创新成果外，从事出口贸易，接受国际市场的挑战对加快中国制造业技术创新有着十分重要的作用。出口贸易通过资本积累效应、出口竞争以及“出口中学”的倒逼机制 大大激发了企业进行创新的积极性，企业的创新能力随着出口额的增加和国外技术要求的不断提高而逐步提升。 在现实中，很少有企业是在进行了充分的技术创新后才将产品出口到国外，大都是通过边出口边学习的动态实践 过程逐渐提升创新水平。所以，中国企业要勇于走向国际市场，抓住这一提升自身创新能力的机会；而中国政府 则要为企业进行出口贸易创造良好的环境，帮助企业克服出口过程中遇到的障碍。2设立研发机构和提升产业空间集聚水平对加快中国制造业技术创新有着重要的作用。科研机构是技术创 新的组织保障和知识积累的坚实平台，有利于企业在动态研发实践中不断提升创新能力。但科研机构设立后，还 需要进行创新的外来压力和内在动力，以获得稳定的经费支持和研发任务(本文的研究发现出口贸易对确保这一 点起着重要作用)，否则科研机构的设立将难以起到促进技术创新的作用；产业空间集聚可以降低知识溢出和技 术交流的交易成本，增加科研人员相互学习的机会，从而激发仓4新。这些都有赖于具有内在关联的企业在特定地 理空间里进行有机整合，而那种表面相关实则联系不大的企业拼盘则难以起到这种作用。3由中国制造业的创新能力从技术密集型到资本密集型再到劳动密集型行业依次降低可以看到，创新能力 的提升是一个长期积累的过程，技术落后企业只有在干中学过程中不断积累研发经验并总结失败教训，不断消化 吸收内、外部的创新资源并建立起良好的科研激励制度，才能逐步提升自身技术创新的能力。参考文献：I李京文，黄鲁成关于中国制造业创新战略的思考JJ中国软科学，2003(I)：23262Marines伽L DInnovation aIld Globalization of ManufacturingJIntemational Joumal 0fIndusmal Engine碰ng，2000，5(3)：244248 3Etllie J ERD aIld Glaobal Mallufacturing PerfonIl肌ceJMaJIagement science，1998，44(1)：111 4朱平芳，徐伟民上海市大中型工业行业专利产出滞后机翩研究JJ数量经济技术经济研究，25(9)：I)6一i42、 5张华胜中国制造业技术创新能力分析J中国软科学，2006(4)：15236Griliches zIssues in Assessing山e con哺bution of RD to Pmductivity GrhJBeJoumal of Economics，1979(10)：921167Jafe A B，Re缸E&c拓t，fAcaden五c Re孵aIhJA讯edcan EcoHo沁Review，1989，795)：95797081万方数据经济与管理研究(2012年第9期)Research on Economics and Management8郭国峰，温军伟，孙保营技术创新能力的影响因素分析基于中部六省面板数据的实证研究J数量经济技术经济研究，200724(9)：134一1439马歇尔经济学原理(上卷)M朱志泰，译，北京：商务印书馆，2009 10波特国家竞争优势M李明轩，译，北京：华夏出版社，2002 11李小平，卢现祥，朱钟棣国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长J经济学季刊，2008(2)：54956412Melitz Jne Impact 0f Trade on Intmindustry Reallocations and Ag目fegate Industry PmductivityJNBER worki“g Paper No8881，200213李平国际技术扩散的路径和方式J世界经济，2006(9)：8593 14Grossm明，HelpmanInnovation a11d Growthin The Global EconomyMcambridge：MIT Press，1991 15李平论国际贸易与技术创新的关系J世界经济研究，2002(5)：798316P0sner MIntema60nal Trade a11d Technical Ch锄geJO小rd Economic Papers，1961(3)：32334117Hirsch sne us ElectIDnics Industry in IntemationalIhdeJNational Institute Economic Review，1965(34)：9210718Vem0II VIntemational Investment and Intemational T糟de in The Product cycleJQuarterly Joumal of Economics，1966(2)：190一207 19彭耿，刘芳产业集聚度测量研究综述J技术与创新管理，2010(2)：181184 20高炜宇，谢识予高等计量经济学M北京：高等教育出版社，2002 21高铁梅计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例(第2版)M北京：清华大学出版社，2009 22古扎拉蒂计量经济学基础M费剑平，译，北京：中国人民大学出版社，2004Export Trade，Industry A鹳lomeration and Tech舯logical Innovati佃Empirical Research B嬲ed on Twen锣Ma删曲ctIldng hld鹏triesPanel Data CAO Yuping(School of Economics，Henan University，Kaifen钾5001)Abs仃act：The p印er uses augmented KPF as theoretical framework，and does empirical study about dete肌inants ofChina manacturing industriestechnological innovation with panel dataP&rticulady，it investigates the export trade andindustry agdomerat埘s e能ct on technological innovation in manufacturing industries1he results are as below：Firstly，there is oneway causal relationship f而m export trade to technological innovation in China，s manufacturing indus晡es that export tmde signi6cantly promotes technological innovationSecondly，R&D institutionsindividual promotion role on technological innoVation isnt significant，but with the joint effect of唧ort，the R&D institutionsrole becomes significantAndthe】arger the industry exports，t王le greater the王&D institutionspromotjon rde isThirdly，industrial cluster圭las a cenain mle on promoting innovationFourthly，f而m techn0109yintensive industries to capitalintensive industdes and labo卜inten siVe industries，the technological innoVation ability of manufacturing industry decreases in orderKey words：Knowledge Production Function；Manufacturing IndustriesTechnological Innovation；Forced E&et“Export；Industry Agglomeration；Panel Data Granger Test责任编辑：宛恬伊82万方数据