研发投入、产业集聚与高新技术产业外贸竞争力

刘 伟，冯德连

（合肥师范学院 经济与管理学院，安徽 合肥 230061）

一、引言

随着信息化时代的发展，高新技术产业作为制造业的先进代表产业，是决定国家竞争力和经济安全的“核心”产业。 据世界银行数据显示，2017 年全球GDP 总量80.93 万亿美元， 制造业增加值为12.56 万亿美元。2017 年我国制造业增加值约3.59万亿美元，高技术产业增加值为0.67 万亿美元，占GDP 的比例在全球范围内最高，达到5.52%。

在国际贸易中， 我国高新技术产品出口额从2000 年的370 亿美元到2017 年的6 708 亿美元，占我国商品出口总额的比重增加至29.64%， 增长近20 倍； 进口额从2000 年的525 亿美元增加到2017 年的5 867 亿美元，占我国商品进口总额的比重达31.8%。 可以看出，我国高新技术产业对外贸易增速较快。 另外，我国高技术产品的有效发明专利数， 从2000 年的1 443 项到2017 年的30 6431项，增速明显。由此可见，我国高新技术产业创新能力显著提高。我国高新技术产品以加工贸易作为主要的出口方式，贸易壁垒层出不穷，少数发达国家对我们的惊人发展速度表现出“敬畏”态度。 因此，掌握核心技术、 不断提升技术研发和创新能力，构建和维护高新技术产业的国际竞争力意义非凡。

纵观中外，许多学者基于不同视角分析高新技术产业的国际竞争力。 李清如研究认为，由于竞争效应， 我国高技术制造业出口增加值上升幅度大，贸易竞争力反映出增强态势；我国高技术制造业的电子设备在专业化优势上表现较为突出［1］。 Jiang guang wang 等在ETEMSS 2018 上表述中国高新技术产业创新水平具有单项传导效应，对第二产业发展尤为显著［2］。 邱士雷等的研究结果显示，研发投入与中国高技术产品出口竞争力指数密切相关，对出口竞争力有显著正向影响［3］。 周勇、李苗苗通过构建核心竞争力综合评价体系得出，高新技术产业某区域的集群占所在城市国内生产总值的比重等因素对高新技术产业集群竞争力影响较大［4］。 顾程亮以长江经济带高新技术产业为研究对象，研究结果表明，产业创新发展是由产业集聚的相对强度和产业梯度转移力度大小在创新周期中决定的［5］。

现有文献中，实证分析研发投入、产业集聚对高新技术产业国际竞争力影响效应的较少。 本文首先进行理论分析提出研究假设， 继而结合所选变量进行实证分析， 最后总结得出结论并提出相关建议。

二、理论分析与研究假设

（一）研发投入与高新技术产业外贸竞争力

研发投入的增加，可以提高技术研发和创新能力。而技术的研发与创新是高新技术产业持续发展的基础，因此增加研发投入非常重要。一方面，随着我国对外开放的不断深化，吸引外商直接投资成效显著。外商直接投资间接提高了我国高新技术产业的研发投入比重，企业通过学习、消化、吸收、模仿、创新外部技术和依靠自主研发，国际竞争力近年来得到较大提升，但竞争实力、研发投入、专利技术的获取与国际龙头企业相比还存在差距； 另一方面，依靠自主创新，虽然我国高新技术产业的研发投入占主营业务收入的比重有所提升，然而，和发达国家相比，资金、人力和研发基础使得我国高新技术产业的综合研发投入仍显不足。高新技术产业是资本与技术密集型产业，我国应通过自主创新，建立先发优势，掌握核心技术，形成垄断优势，从而提高在国际市场上的竞争优势。

假设1：研发投入与高新技术产业外贸竞争力呈正相关。

（二）产业集聚与高新技术产业外贸竞争力

在成本方面，高新技术产业集聚区内专业化的分工使区域资源得到优化配置， 生产链中的研发、加工、制造等环节的效率提高，生产成本、交易成本、物流成本等降低，从而形成竞争优势。在技术创新方面，人才、资金、信息的共享，技术的溢出效应使得集聚区内整体的技术进步，推动企业的技术创新，从而提高高新技术产业外贸竞争力。

假设2：产业集聚与高新技术产业外贸竞争力呈正相关。

三、变量说明、数据来源及描述性统计分析

（一）变量含义

1.被解释变量。 外贸竞争力通常采用贸易竞争力指数（TC）、显示性比较优势指数（RCA）和国际市场占有率（IMS）等指标进行衡量。 通过计算，发现显示性比较优势指数（RCA）的均值大于1，而且在数据序列中没有呈现出正态分布的迹象；国际市场占有率（IMS）在测算时，受汇率变化的影响，不能很准确的进行衡量。 因此选用贸易竞争力指数（TC）作为被解释变量。 贸易竞争力指数的计算如下所示：

其中，Xin 代表i 国n 产品出口量，Min 表示i国n 产品进口量，TC 数值介于［-1,1］之间，数值越接近1，表示外贸竞争力越大；数值越接近-1，则外贸竞争力越弱。

2.核心解释变量。 研发投入（RD），表现为高新技术产业在研发与创新方面的资金投入情况，是促进产业技术创新、发展的重要因素。研发投入越多，表现出该产业在国际分工中的地位越重要。

产业集聚度采用区位熵（AGG）指数测度，以高技术统计年鉴中排名前五的城市高新技术主营业务收入占该地区规模以上工业企业的比重与全国的比重进行比较计算。

AGGx 代表X 地区的高新技术产业集聚度，HIRx 表示X 地区高新技术产业主营业务收入，IERx 表示X 地区规模以上工业企业主营业务收入，HIR 表示全国高新技术产业主营业务收入，IER 表示全国规模以上工业企业主营业务收入。 当AGG 大于1 时， 表示高新技术产业在全国具有比较优势，反之则反。高新技术产业的集聚，会带来成本降低、生产率提高等竞争优势；另外，由于高新技术产业是知识密集型产业，产业集群的技术溢出效应更加明显， 可以发挥创新优势和外部经济效应，从而提高对外贸易的竞争力。

3.控制变量。 很多学者认为，衡量高新技术产业外贸竞争力的指标不仅包括研发投入、 企业数量、专利、研发人员全时当量等因素，还有外商直接投资的深度、产业集聚情况等因素。因此，本文选取了如下控制变量：产业集中度（CLUS），反应我国高新技术产业的规模经济情况； 研发人员全时当量（FUT），体现科技人力投入；专利（PAT），体现高新技术产业的产出；税收优惠力度（TAX incentive），反映出国家对高新技术产业的支持力度。 本文预期， 产业集中度 （CLUS）、 研发人员全时当量（FUT）、专利（PAT）、税收优惠力度（T）与我国高新技术产业外贸竞争力正相关。

（二）数据来源及描述性统计

1.数据来源。 本文的原始数据均来自《世界银行数据库》、《国家数据》、《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国高技术统计年鉴》， 选取从2000 年至2017 年的相关数据。 外贸竞争力(TC)的数据直接通过历年《中国高技术统计年鉴》中的数据整理并计算得出。

（1）研发投入（RD），本文用高新技术产业研发资金占其销售收入的比重来表示研发投入力度。

（2）产业集聚度（AGG），文章中的地区和规模以上高新技术产业主营业务收入以中国高新技术产业主营业务收入排名前五的城市数据加总得到；全国的数据通过《高技术统计年鉴》直接得到。

（3）研发人员全时当量（FUT）和专利（PAT）直接通过数据库查找整理得出，为了减少数据的波动性，增强模型的稳健性，将其对数处理。

（4）税收优惠力度（T）选择1 和高新技术产业税率与我国经济平均税率比值的差额来衡量。差额T 越大， 表示高新技术产业享受的税收优惠度越高；反之，T 值越小，享受的税收优惠越低。

（5）对外开放度（OPEN）以经营单位所在地高新技术产品进出口总额占GDP 的比重来计算。

2.描述性统计。 表1 为选取所有变量的描述性统计结果。 从表1 可以看出，研发强度的平均值为1.357，标准差为0.164，最大值为1.660（2017），由于近年来我国高新技术产业的发展，全球市场竞争力不断增强，高新技术产业的的研发强度也在继续攀升。 产业集聚度的标准差为0.285，标准差较大，且最小值为1.799、最大值为2.761，说明近18 年来随着我国经济转型升级，高新技术产业的积聚程度不断提升。税收优惠力度的标准差为0.050、中位数为0.805，最大值为0.870，表明在2000～2017 年间我国高新技术产业的税收优惠力度的变化趋势相对较平稳。 FUT、PAT、OPEN 这三个变量的变化趋势较明显。

表1 描述性统计

四、实证分析

（一）单位根检验

本文主要选取2000～2017 年的时间序列数据。 数据时间跨度较长，因此需要单位根检验来避免伪回归。 ADF 检验是最常用的单位根检验，因此，本文主要采用ADF 检验对所设定的变量进行检验。

根据表2 中的ADF 单位根检验结果，可以看出大多数变量的水平序列是非平稳的，一阶差分后的变量是5%的平稳序列，即一阶单整。 因此，根据检验结果采用一阶单整数据进行下文分析。

表2 ADF 单位根检验结果

（二）协整检验

一般来说，非平稳的时间序列不能够直接建立线性回归模型， 否则估计的结果往往是有偏差的。从上文中的ADF 单位根检验可以看出， 所有变量均是一阶单整的，但由于一阶差分后的变量估计系数的经济含义与原始序列的并不相同，如果多个单位根变量组合因为某种经济关系而存在一定的“长期均衡关系”那么就能够进行回归。因此，文章利用Johnansen 协整检验对各序列协整关系进行检验，检验结果如表3 所示：

表3 协整检验结果

从上表的协整检验结果可知，迹统计量不能够拒绝存在4 个协整方程的原假设，说明变量之间存在协整关系，因此本文选取的变量TC、RD、CLUS、T、FUT、PAT 和OPEN 能够作为非平稳的时间序列，根据研究需要以及现实经济系统内部之间的关系，文中设定一个协整关系进行回归。

（三）协整方程建立

本文重点研究研发强度 （RD）、 产业集聚度（CLUS）、 税收优惠力度（T）、 研发人员全时当量（FUT）、专利（PAT）和对外开放度（OPEN）对高新技术产业外贸竞争力（TC）的长期影响。 根据上文的研究建立协整方程。 根据拟合优度结果，即R2 值为0.969，以及F 统计量的值为190.897，能够确定模型的拟合程度较优，并且在整体上拒绝了估计系数为0 的原假设。

1.RD 对TC 的影响呈正相关。 研发强度（RD）对外贸竞争力的估计系数为0.112， 在1%的水平下显著为正。说明每提升一单位的研发投入将会对高新技术产业外贸竞争力产生0.112 单位的正向影响。即高新技术产业研发资金占其销售收入的比重不断提高，能够增强其国际竞争力，由此假设1成立。

2.产业集聚度（CLUS）对外贸竞争力的估计系数为0.191，在1%的水平下显著为正。 说明产业集聚度每提升一单位将会对高新技术产业外贸竞争力产生0.191 单位的正向影响。 即高新技术企业越来越集中，产业集聚区的成本效应、创新效应等得到较好的发挥，产业集聚促进了高新技术产业的发展，国际竞争力得到提升。 假设2 得证。

3.税收优惠力度（T）对外贸竞争力的估计系数为1.348，在1%的水平下显著为正。 说明国家在税收优惠方面的政策对高新技术产业外贸竞争力会产生正向影响。

4.研发人员全时当量（FUT）对外贸竞争力的估计系数为0.023，估计系数并不显著，说明研发人力资本的增加对高新技术产业对外贸易竞争力的提升没有产生显著影响。原因可能是由于研发人员的数量虽然增多，但是劳动力成本增加以及研发水平的差异对高新技术产业外贸竞争力的提升起到了限制作用。

5.专利（PAT）对外贸竞争力的估计系数为-0.251，在1%的水平下显著为负，说明专利数量的增加对高新技术产业外贸竞争力产生一定的负向影响。 这可能和高新技术产业专利的利用率有关。我国高新技术产业在专利数量上呈现一直增长的态势，但从专利转为市场价值上来看并不理想。 较低的市场转化率使其降低了高新技术产业的外贸竞争力，从而表现出专利与外贸竞争力呈现负相关的现象。

6.对外开放度（OPEN）对外贸竞争力的估计系数为0.034，在1%的水平下显著为负。 说明对外开放水平的提高将会对高新技术产业外贸竞争力产生微弱的负向影响。 开放度每增加1 个单位，外贸竞争力将减少0.034 个单位。

五、结论和建议

文章阐述了研发投入和产业集聚对高新技术产业外贸竞争力的影响，通过建立协整模型实证研究了我国高新技术产业外贸竞争力的影响因素。结果显示：研发投入的增加和产业集聚的增强均能提高我国高新技术产业外贸竞争力水平；研发全时当量的增加对提升外贸竞争力没有产生显著影响；税收优惠对外贸竞争力产生一定的正向影响；专利数量的增加和对外开放度的提升反而降低外贸竞争力。 文章结论的启示包括：

（一）加大研发投入力度，提升自主研发与技术创新能力

技术研发是高新技术产业技术创新的动力，而核心技术是高新技术产业国际竞争力强弱的重要体现。企业应不断加大研发投入，增强消化、吸收和再创新进口技术的能力， 实现自主技术创新的突破，从而依托核心技术提升国际竞争力。 另外，高新技术产业的研发能力与集聚模式密切相关。企业应提高研发投入，完善高新技术产业链；由生产集聚转化为研发集聚，提升集聚效益，继而提升产业整体竞争力。

（二）扩大高新技术产业集聚规模，发挥集聚优势

企业应充分发挥集聚区内空间外溢效应，促进产业间信息交流、知识共享，提高资源利用效率，降低研发活动成本， 提升高新技术产业研发效率；充分发挥产业集聚优势， 以产业集聚创新为主导，提高产业集聚效率，及时适度增加研发投入，拓宽产业研发创新范围，提升产业集聚创新能力；以产业集聚为主体， 创立科技合作网络和科技创新平台，提升技术创新水平。

（三）培养高端研发人才，优化人才结构

首先， 制定合适的高新技术研发人才培养计划，强化企业与高校、科研机构的合作，落实产学研协同发展机制；鼓励与推进国内外高技术人才的合作与交流，协助高新技术企业技术提升速度，发挥关联效应。其次，建立科技创新团队，形成研发人才集聚，发挥人才集聚质量优势，增强知识和技术的溢出效应和扩散效应， 缩短技术与市场融合的时间，提高科技成果市场转化率，形成人才链与产业链耦合机制，为高新技术产业提升竞争力。另外，实证分析中，研发人员全时当量没有显著影响，这可能与核心技术的突破对人才队伍的更高要求有关，因此需要调整人才结构，从量化转化为质化，减少人力资源的浪费。

（四）政府实施优惠政策，激发企业创新

落实税收优惠政策的实施，监督税收优惠政策的实施效果，动态调节税收优惠力度，减轻企业创新成本，助力高新技术企业创新；引导高新技术产业集聚发展，增强产业国际竞争力；推进高水平对外开放，放宽市场准入门槛，优化营商环境，并适时调整市场竞争机制，激励高新技术企业技术创新。