自主技术创新与技术引进之间关系的实证分析

陈 蓉 贺彩银

（1、西北师范大学经济学院 甘肃 兰州 7300702、西北民族大学经济学院 甘肃 兰州 730030）

一、引言

改革开放以来，我国技术进步在经济增长中的贡献率逐渐提高，科学技术日益成为第一生产力。一般来说实现技术进步有两条途径：一条是本国自主创新与研究开发；另一条是在开放经济条件下，利用国际技术外溢，借鉴和吸收国外先进技术，即技术的主动引进。普遍认为技术引进具有“后发优势”（A.Gerchenkron，1962），能在较短的时间内以较低的代价缩短与先进国家的技术差距。所以大多数发展中国家在其工业化进程中都选择了技术引进的途径，并取得了显著的成效。但同时，按照罗斯托（Rostow，1960）的经济发展理论，一国在经济起飞之后，技术进步就应主要内生于经济体自身。我国改革开放以来年均9.8%的高速增长无疑也离不开技术引进，近年来我国已成为世界第一大出口国、第二大经济体，按世界银行的标准2011年中国已进入中等收入国家（张其仔，2012）。在新的发展阶段，我国经济也面临新的挑战。虽然经济实力显著增强，但技术进步速度仍然偏低，自主技术创新动力不足，结构性矛盾依然突出，经济稳定性面临国际国内冲击，粗放增长中的资源能源消耗仍然巨大，碳减排和环境保护的压力依然很大。而要解决这些问题必须依靠技术进步，特别是自主技术创新与研发。

二、文献综述

技术引进主要是指通过技术贸易与外商直接投资的途径对他国或地区研究开发成果吸收和利用。技术引进对于后发国家是必要的，通过引进发达国家的先进技术，有利于缩短同这些国家的差距，还可以利用后发优势，开放市场，从技术引进的“外溢效应”中受益，以形成自己的比较优势。早期关于技术引进的理论研究主要是技术传播理论，侧重于技术转移的性质、要素、意义和引进国技术的吸收问题。其中技术转移的机制是研究的热点，如以邓宁为代表的技术转移选择论，以克鲁格曼为代表的技术转移均衡论，日本学者斋藤优的技术转移周期论和需求资源关系论，以及波斯纳（M.Posner）与哈弗鲍尔（G.C.Hufbauer）的技术差距论等。二十世纪八九十年代，东亚新兴市场经济国家的迅速发展使学者们转而研究发展中国家的技术进步问题，学者们认为东亚地区国家由于充分利用了国际间的产业转移与技术外溢效应，其制造业技术革新的状况良好，制造并出口较高技术含量产品的能力十分突出。我国学者对技术引进的研究起步较晚，主要集中于发展中国家如何提高自身吸收能力，充分利用国际技术的溢出效应、传染效应及竞争效应等。

技术创新这一概念最早源于熊彼特（J.A.Schumpeter，1934）的创新理论，在《经济发展理论》一书中，熊彼特认为“创新比任何其他因素对于诸如成本的降低、均衡的破坏、竞争的窒息等起着更为重要的影响作用”，在他看来，要素的重新组合、新的生产函数引入都是典型的创新方式，这些创新是资本主义经济发展的根本机制。斯费尔德（E.Mansfield，1968）则认为创新是一项发明的首次应用，产品技术创新是从企业对新产品的构思开始，以新产品的销售和交货为终结的探索性的活动。弗里曼（C.Freeman，1972）认为“技术创新是一技术的、工艺的和商业化的全过程，其导致新产品的市场实现和新技术工艺与装备的商业化应用”。国内各领域的学者对技术创新及其经济效果作出了系统评价，一致认为技术创新是一种系统的创造性活动，包括技术的产生和技术的有效应用，其核心是技术的有效应用，即技术成果的转化、技术要素同其他要素的结合，它是现代一国经济增长的主要源泉。

三、数据与模型

1、数据选择

本文选取1985年至2010年如下变量进行分析：一是我国历年技术引进合同金额（TECH），用以衡量我国技术引进的力度，该数据取自《中国科技统计年鉴》各期。二是研究与开发投资（RD），衡量一国对“科学、技术、知识”生产创新投入的力度。由于我国的研发经费统计不连续，而研究与开发作为一种准公共物品具有高风险、非竞争性和部分排它性等特点，因此，私人部门投入较少，政府投资在这一领域占据主导地位。所以对于1981至1988由于统计制度而缺乏的数据，可以用国家财政拨款用于科学研究经费的支出额来代替，1989至2010全国R&D经费则取自中国科技统计网。三是居民消费价格指数（CPI），用于消除价格因素影响。为消除物价因素影响且容易得到平稳序列，又不改变变量的特征，定义以下两个变量为：lnrd=log（rd/cpi），lntech=log（tech/cpi），他们的差分序列分别为：dlnrd 和dlntech。

2、单位根检验

由于大多数时间序列经济变量都是非平稳的，因此在处理时间序列经济模型时，如不考虑序列变量的平稳性而使用简单回归处理，很可能导致“伪回归”。对此，Granger和Engel（1987）提出了协整理论。协整理论的基本思路是：对于两个或多个具有单位根的时间序列变量，可以构造变量之间的某种线性组合使得模型达到平稳的目的。该理论表明如果两个或两个以上的不平稳时间序列之间的某种线性组合是平稳的，则可以认为这些变量之间存在协整关系。本文采用ADF单位根检验法，滞后项的选取采用赤池信息准则（AIC）和舒瓦茨（SC）最小定阶准则来确定，检验结果见表1。

表1 两个时间序列及其差分序列的平稳性检验

从表1的结果看，lnrd和lntech水平序列的ADF值都不能通过0.05显著水平的检验，因而都是非平稳的。而在它们的一阶差分中，dlnrd和dlntech都通过了显著水平为0.05的ADF检验，所以它们的一阶差分都是平稳的，即都是I（1）序列，可以进行协整关系检验。

3、协整检验

时间序列协整关系的检验主要有两种方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于协整回归残差的AEG法，二是Johansen和Juselius提出的基于VAR方法的协整系统检验。本文采用恩格尔-格兰杰法（AEG），因为变量lnrd和lntech都是一阶单整的，可用OLS法估计长期均衡方程（协整方程），得到：

上式中括号内为t统计量，其他相关统计量分别为：R2=0.83，A-R2=0.82，DW=0.83095，F=80.59925。保存以上回归中产生的残差et，作为均衡误差的估计值，其表达式为：

对于两个协整变量来说，均衡误差必须是平稳的。因此，用单位根方法对上一步保存的均衡误差估计值（即协整回归的残差et）的平稳性进行检验，结果见表2。

表2 残差项的AEG检验结果

由表2的结果可知，均衡误差et的AEG统计量小于0.05的临界值，所以是平稳的，为I（0）序列。因此，lnrd和lntech之间存在长期稳定的关系，即协整关系，协整向量为（1，-0.693138）。从协整方程可以看出，lntech前的系数是0.693138，说明我国改革开放以来的技术引进与我国自身的技术创新之间有显著的正相关关系，技术引进有利于我国的技术创新，技术引进每上升1%，技术创新就会增长0.69%。

四、结论及政策建议

通过以上协整回归分析发现，技术引进对技术创新有显著为正的促进作用。技术引进投入的增加有利于我国的技术创新。我国是一个技术相对落后的国家，不断引进国外先进技术，充分发挥自身吸收能力，可以有效地促进我国的技术进步。此种技术进步的方式是内生于我国要素结构和经济基础的，因此，应该从技术领先国适度引进我国亟需的高端技术，然后加以吸收、转化，通过模仿，实现技术的再创新与研发。当然在引进技术的同时，也不能忽视具有自主知识产权技术的创新与研发，否则将落入“中等收入陷阱”，无法实现经济的长足发展。

[1]林毅夫：发展战略与经济发展[M].北京：北京大学出版社，2004.

[2]王晓燕：论技术创新与出口商品结构优化[J].世界经济情况，2006（19）.

[3]严婷：技术引进与自主创新的博弈分析[J].科技创业月刊，2007（9）.

[4]钟宝国、吴广谋：R&D的投入对GDP增长贡献的定量与实证分析[J].价值工程，2007（9）.

[5]王彦敏：技术引进、技术依赖与自主研发[J].中国行政管理，2007（9）.

[6]中国经济增长与宏观稳定课题组：资本化扩张与赶超型经济的技术进步[J].经济研究，2010（5）.

[7]张其仔：中国产业竞争力报告[M].北京：社会科学文献出版社，2012.