劉 偉，馮德連

（合肥師范學院 經濟與管理學院，安徽 合肥 230061）

一、引言

隨著信息化時代的發(fā)展，高新技術產業(yè)作為制造業(yè)的先進代表產業(yè)，是決定國家競爭力和經濟安全的“核心”產業(yè)。 據世界銀行數(shù)據顯示，2017 年全球GDP 總量80.93 萬億美元， 制造業(yè)增加值為12.56 萬億美元。2017 年我國制造業(yè)增加值約3.59萬億美元，高技術產業(yè)增加值為0.67 萬億美元，占GDP 的比例在全球范圍內最高，達到5.52%。

在國際貿易中， 我國高新技術產品出口額從2000 年的370 億美元到2017 年的6 708 億美元，占我國商品出口總額的比重增加至29.64%， 增長近20 倍； 進口額從2000 年的525 億美元增加到2017 年的5 867 億美元，占我國商品進口總額的比重達31.8%。 可以看出，我國高新技術產業(yè)對外貿易增速較快。 另外，我國高技術產品的有效發(fā)明專利數(shù)， 從2000 年的1 443 項到2017 年的30 6431項，增速明顯。由此可見，我國高新技術產業(yè)創(chuàng)新能力顯著提高。我國高新技術產品以加工貿易作為主要的出口方式，貿易壁壘層出不窮，少數(shù)發(fā)達國家對我們的驚人發(fā)展速度表現(xiàn)出“敬畏”態(tài)度。 因此，掌握核心技術、 不斷提升技術研發(fā)和創(chuàng)新能力，構建和維護高新技術產業(yè)的國際競爭力意義非凡。

縱觀中外，許多學者基于不同視角分析高新技術產業(yè)的國際競爭力。 李清如研究認為，由于競爭效應， 我國高技術制造業(yè)出口增加值上升幅度大，貿易競爭力反映出增強態(tài)勢；我國高技術制造業(yè)的電子設備在專業(yè)化優(yōu)勢上表現(xiàn)較為突出［1］。 Jiang guang wang 等在ETEMSS 2018 上表述中國高新技術產業(yè)創(chuàng)新水平具有單項傳導效應，對第二產業(yè)發(fā)展尤為顯著［2］。 邱士雷等的研究結果顯示，研發(fā)投入與中國高技術產品出口競爭力指數(shù)密切相關，對出口競爭力有顯著正向影響［3］。 周勇、李苗苗通過構建核心競爭力綜合評價體系得出，高新技術產業(yè)某區(qū)域的集群占所在城市國內生產總值的比重等因素對高新技術產業(yè)集群競爭力影響較大［4］。 顧程亮以長江經濟帶高新技術產業(yè)為研究對象，研究結果表明，產業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是由產業(yè)集聚的相對強度和產業(yè)梯度轉移力度大小在創(chuàng)新周期中決定的［5］。

現(xiàn)有文獻中，實證分析研發(fā)投入、產業(yè)集聚對高新技術產業(yè)國際競爭力影響效應的較少。 本文首先進行理論分析提出研究假設， 繼而結合所選變量進行實證分析， 最后總結得出結論并提出相關建議。

二、理論分析與研究假設

（一）研發(fā)投入與高新技術產業(yè)外貿競爭力

研發(fā)投入的增加，可以提高技術研發(fā)和創(chuàng)新能力。而技術的研發(fā)與創(chuàng)新是高新技術產業(yè)持續(xù)發(fā)展的基礎，因此增加研發(fā)投入非常重要。一方面，隨著我國對外開放的不斷深化，吸引外商直接投資成效顯著。外商直接投資間接提高了我國高新技術產業(yè)的研發(fā)投入比重，企業(yè)通過學習、消化、吸收、模仿、創(chuàng)新外部技術和依靠自主研發(fā)，國際競爭力近年來得到較大提升，但競爭實力、研發(fā)投入、專利技術的獲取與國際龍頭企業(yè)相比還存在差距； 另一方面，依靠自主創(chuàng)新，雖然我國高新技術產業(yè)的研發(fā)投入占主營業(yè)務收入的比重有所提升，然而，和發(fā)達國家相比，資金、人力和研發(fā)基礎使得我國高新技術產業(yè)的綜合研發(fā)投入仍顯不足。高新技術產業(yè)是資本與技術密集型產業(yè)，我國應通過自主創(chuàng)新，建立先發(fā)優(yōu)勢，掌握核心技術，形成壟斷優(yōu)勢，從而提高在國際市場上的競爭優(yōu)勢。

假設1：研發(fā)投入與高新技術產業(yè)外貿競爭力呈正相關。

（二）產業(yè)集聚與高新技術產業(yè)外貿競爭力

在成本方面，高新技術產業(yè)集聚區(qū)內專業(yè)化的分工使區(qū)域資源得到優(yōu)化配置， 生產鏈中的研發(fā)、加工、制造等環(huán)節(jié)的效率提高，生產成本、交易成本、物流成本等降低，從而形成競爭優(yōu)勢。在技術創(chuàng)新方面，人才、資金、信息的共享，技術的溢出效應使得集聚區(qū)內整體的技術進步，推動企業(yè)的技術創(chuàng)新，從而提高高新技術產業(yè)外貿競爭力。

假設2：產業(yè)集聚與高新技術產業(yè)外貿競爭力呈正相關。

三、變量說明、數(shù)據來源及描述性統(tǒng)計分析

（一）變量含義

1.被解釋變量。 外貿競爭力通常采用貿易競爭力指數(shù)（TC）、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）和國際市場占有率（IMS）等指標進行衡量。 通過計算，發(fā)現(xiàn)顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）的均值大于1，而且在數(shù)據序列中沒有呈現(xiàn)出正態(tài)分布的跡象；國際市場占有率（IMS）在測算時，受匯率變化的影響，不能很準確的進行衡量。 因此選用貿易競爭力指數(shù)（TC）作為被解釋變量。 貿易競爭力指數(shù)的計算如下所示：

其中，Xin 代表i 國n 產品出口量，Min 表示i國n 產品進口量，TC 數(shù)值介于［-1,1］之間，數(shù)值越接近1，表示外貿競爭力越大；數(shù)值越接近-1，則外貿競爭力越弱。

2.核心解釋變量。 研發(fā)投入（RD），表現(xiàn)為高新技術產業(yè)在研發(fā)與創(chuàng)新方面的資金投入情況，是促進產業(yè)技術創(chuàng)新、發(fā)展的重要因素。研發(fā)投入越多，表現(xiàn)出該產業(yè)在國際分工中的地位越重要。

產業(yè)集聚度采用區(qū)位熵（AGG）指數(shù)測度，以高技術統(tǒng)計年鑒中排名前五的城市高新技術主營業(yè)務收入占該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的比重與全國的比重進行比較計算。

AGGx 代表X 地區(qū)的高新技術產業(yè)集聚度，HIRx 表示X 地區(qū)高新技術產業(yè)主營業(yè)務收入，IERx 表示X 地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務收入，HIR 表示全國高新技術產業(yè)主營業(yè)務收入，IER 表示全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務收入。 當AGG 大于1 時， 表示高新技術產業(yè)在全國具有比較優(yōu)勢，反之則反。高新技術產業(yè)的集聚，會帶來成本降低、生產率提高等競爭優(yōu)勢；另外，由于高新技術產業(yè)是知識密集型產業(yè)，產業(yè)集群的技術溢出效應更加明顯， 可以發(fā)揮創(chuàng)新優(yōu)勢和外部經濟效應，從而提高對外貿易的競爭力。

3.控制變量。 很多學者認為，衡量高新技術產業(yè)外貿競爭力的指標不僅包括研發(fā)投入、 企業(yè)數(shù)量、專利、研發(fā)人員全時當量等因素，還有外商直接投資的深度、產業(yè)集聚情況等因素。因此，本文選取了如下控制變量：產業(yè)集中度（CLUS），反應我國高新技術產業(yè)的規(guī)模經濟情況； 研發(fā)人員全時當量（FUT），體現(xiàn)科技人力投入；專利（PAT），體現(xiàn)高新技術產業(yè)的產出；稅收優(yōu)惠力度（TAX incentive），反映出國家對高新技術產業(yè)的支持力度。 本文預期， 產業(yè)集中度 （CLUS）、 研發(fā)人員全時當量（FUT）、專利（PAT）、稅收優(yōu)惠力度（T）與我國高新技術產業(yè)外貿競爭力正相關。

（二）數(shù)據來源及描述性統(tǒng)計

1.數(shù)據來源。 本文的原始數(shù)據均來自《世界銀行數(shù)據庫》、《國家數(shù)據》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術統(tǒng)計年鑒》， 選取從2000 年至2017 年的相關數(shù)據。 外貿競爭力(TC)的數(shù)據直接通過歷年《中國高技術統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據整理并計算得出。

（1）研發(fā)投入（RD），本文用高新技術產業(yè)研發(fā)資金占其銷售收入的比重來表示研發(fā)投入力度。

（2）產業(yè)集聚度（AGG），文章中的地區(qū)和規(guī)模以上高新技術產業(yè)主營業(yè)務收入以中國高新技術產業(yè)主營業(yè)務收入排名前五的城市數(shù)據加總得到；全國的數(shù)據通過《高技術統(tǒng)計年鑒》直接得到。

（3）研發(fā)人員全時當量（FUT）和專利（PAT）直接通過數(shù)據庫查找整理得出，為了減少數(shù)據的波動性，增強模型的穩(wěn)健性，將其對數(shù)處理。

（4）稅收優(yōu)惠力度（T）選擇1 和高新技術產業(yè)稅率與我國經濟平均稅率比值的差額來衡量。差額T 越大， 表示高新技術產業(yè)享受的稅收優(yōu)惠度越高；反之，T 值越小，享受的稅收優(yōu)惠越低。

（5）對外開放度（OPEN）以經營單位所在地高新技術產品進出口總額占GDP 的比重來計算。

2.描述性統(tǒng)計。 表1 為選取所有變量的描述性統(tǒng)計結果。 從表1 可以看出，研發(fā)強度的平均值為1.357，標準差為0.164，最大值為1.660（2017），由于近年來我國高新技術產業(yè)的發(fā)展，全球市場競爭力不斷增強，高新技術產業(yè)的的研發(fā)強度也在繼續(xù)攀升。 產業(yè)集聚度的標準差為0.285，標準差較大，且最小值為1.799、最大值為2.761，說明近18 年來隨著我國經濟轉型升級，高新技術產業(yè)的積聚程度不斷提升。稅收優(yōu)惠力度的標準差為0.050、中位數(shù)為0.805，最大值為0.870，表明在2000～2017 年間我國高新技術產業(yè)的稅收優(yōu)惠力度的變化趨勢相對較平穩(wěn)。 FUT、PAT、OPEN 這三個變量的變化趨勢較明顯。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）單位根檢驗

本文主要選取2000～2017 年的時間序列數(shù)據。 數(shù)據時間跨度較長，因此需要單位根檢驗來避免偽回歸。 ADF 檢驗是最常用的單位根檢驗，因此，本文主要采用ADF 檢驗對所設定的變量進行檢驗。

根據表2 中的ADF 單位根檢驗結果，可以看出大多數(shù)變量的水平序列是非平穩(wěn)的，一階差分后的變量是5%的平穩(wěn)序列，即一階單整。 因此，根據檢驗結果采用一階單整數(shù)據進行下文分析。

表2 ADF 單位根檢驗結果

（二）協(xié)整檢驗

一般來說，非平穩(wěn)的時間序列不能夠直接建立線性回歸模型， 否則估計的結果往往是有偏差的。從上文中的ADF 單位根檢驗可以看出， 所有變量均是一階單整的，但由于一階差分后的變量估計系數(shù)的經濟含義與原始序列的并不相同，如果多個單位根變量組合因為某種經濟關系而存在一定的“長期均衡關系”那么就能夠進行回歸。因此，文章利用Johnansen 協(xié)整檢驗對各序列協(xié)整關系進行檢驗，檢驗結果如表3 所示：

表3 協(xié)整檢驗結果

從上表的協(xié)整檢驗結果可知，跡統(tǒng)計量不能夠拒絕存在4 個協(xié)整方程的原假設，說明變量之間存在協(xié)整關系，因此本文選取的變量TC、RD、CLUS、T、FUT、PAT 和OPEN 能夠作為非平穩(wěn)的時間序列，根據研究需要以及現(xiàn)實經濟系統(tǒng)內部之間的關系，文中設定一個協(xié)整關系進行回歸。

（三）協(xié)整方程建立

本文重點研究研發(fā)強度 （RD）、 產業(yè)集聚度（CLUS）、 稅收優(yōu)惠力度（T）、 研發(fā)人員全時當量（FUT）、專利（PAT）和對外開放度（OPEN）對高新技術產業(yè)外貿競爭力（TC）的長期影響。 根據上文的研究建立協(xié)整方程。 根據擬合優(yōu)度結果，即R2 值為0.969，以及F 統(tǒng)計量的值為190.897，能夠確定模型的擬合程度較優(yōu)，并且在整體上拒絕了估計系數(shù)為0 的原假設。

1.RD 對TC 的影響呈正相關。 研發(fā)強度（RD）對外貿競爭力的估計系數(shù)為0.112， 在1%的水平下顯著為正。說明每提升一單位的研發(fā)投入將會對高新技術產業(yè)外貿競爭力產生0.112 單位的正向影響。即高新技術產業(yè)研發(fā)資金占其銷售收入的比重不斷提高，能夠增強其國際競爭力，由此假設1成立。

2.產業(yè)集聚度（CLUS）對外貿競爭力的估計系數(shù)為0.191，在1%的水平下顯著為正。 說明產業(yè)集聚度每提升一單位將會對高新技術產業(yè)外貿競爭力產生0.191 單位的正向影響。 即高新技術企業(yè)越來越集中，產業(yè)集聚區(qū)的成本效應、創(chuàng)新效應等得到較好的發(fā)揮，產業(yè)集聚促進了高新技術產業(yè)的發(fā)展，國際競爭力得到提升。 假設2 得證。

3.稅收優(yōu)惠力度（T）對外貿競爭力的估計系數(shù)為1.348，在1%的水平下顯著為正。 說明國家在稅收優(yōu)惠方面的政策對高新技術產業(yè)外貿競爭力會產生正向影響。

4.研發(fā)人員全時當量（FUT）對外貿競爭力的估計系數(shù)為0.023，估計系數(shù)并不顯著，說明研發(fā)人力資本的增加對高新技術產業(yè)對外貿易競爭力的提升沒有產生顯著影響。原因可能是由于研發(fā)人員的數(shù)量雖然增多，但是勞動力成本增加以及研發(fā)水平的差異對高新技術產業(yè)外貿競爭力的提升起到了限制作用。

5.專利（PAT）對外貿競爭力的估計系數(shù)為-0.251，在1%的水平下顯著為負，說明專利數(shù)量的增加對高新技術產業(yè)外貿競爭力產生一定的負向影響。 這可能和高新技術產業(yè)專利的利用率有關。我國高新技術產業(yè)在專利數(shù)量上呈現(xiàn)一直增長的態(tài)勢，但從專利轉為市場價值上來看并不理想。 較低的市場轉化率使其降低了高新技術產業(yè)的外貿競爭力，從而表現(xiàn)出專利與外貿競爭力呈現(xiàn)負相關的現(xiàn)象。

6.對外開放度（OPEN）對外貿競爭力的估計系數(shù)為0.034，在1%的水平下顯著為負。 說明對外開放水平的提高將會對高新技術產業(yè)外貿競爭力產生微弱的負向影響。 開放度每增加1 個單位，外貿競爭力將減少0.034 個單位。

五、結論和建議

文章闡述了研發(fā)投入和產業(yè)集聚對高新技術產業(yè)外貿競爭力的影響，通過建立協(xié)整模型實證研究了我國高新技術產業(yè)外貿競爭力的影響因素。結果顯示：研發(fā)投入的增加和產業(yè)集聚的增強均能提高我國高新技術產業(yè)外貿競爭力水平；研發(fā)全時當量的增加對提升外貿競爭力沒有產生顯著影響；稅收優(yōu)惠對外貿競爭力產生一定的正向影響；專利數(shù)量的增加和對外開放度的提升反而降低外貿競爭力。 文章結論的啟示包括：

（一）加大研發(fā)投入力度，提升自主研發(fā)與技術創(chuàng)新能力

技術研發(fā)是高新技術產業(yè)技術創(chuàng)新的動力，而核心技術是高新技術產業(yè)國際競爭力強弱的重要體現(xiàn)。企業(yè)應不斷加大研發(fā)投入，增強消化、吸收和再創(chuàng)新進口技術的能力， 實現(xiàn)自主技術創(chuàng)新的突破，從而依托核心技術提升國際競爭力。 另外，高新技術產業(yè)的研發(fā)能力與集聚模式密切相關。企業(yè)應提高研發(fā)投入，完善高新技術產業(yè)鏈；由生產集聚轉化為研發(fā)集聚，提升集聚效益，繼而提升產業(yè)整體競爭力。

（二）擴大高新技術產業(yè)集聚規(guī)模，發(fā)揮集聚優(yōu)勢

企業(yè)應充分發(fā)揮集聚區(qū)內空間外溢效應，促進產業(yè)間信息交流、知識共享，提高資源利用效率，降低研發(fā)活動成本， 提升高新技術產業(yè)研發(fā)效率；充分發(fā)揮產業(yè)集聚優(yōu)勢， 以產業(yè)集聚創(chuàng)新為主導，提高產業(yè)集聚效率，及時適度增加研發(fā)投入，拓寬產業(yè)研發(fā)創(chuàng)新范圍，提升產業(yè)集聚創(chuàng)新能力；以產業(yè)集聚為主體， 創(chuàng)立科技合作網絡和科技創(chuàng)新平臺，提升技術創(chuàng)新水平。

（三）培養(yǎng)高端研發(fā)人才，優(yōu)化人才結構

首先， 制定合適的高新技術研發(fā)人才培養(yǎng)計劃，強化企業(yè)與高校、科研機構的合作，落實產學研協(xié)同發(fā)展機制；鼓勵與推進國內外高技術人才的合作與交流，協(xié)助高新技術企業(yè)技術提升速度，發(fā)揮關聯(lián)效應。其次，建立科技創(chuàng)新團隊，形成研發(fā)人才集聚，發(fā)揮人才集聚質量優(yōu)勢，增強知識和技術的溢出效應和擴散效應， 縮短技術與市場融合的時間，提高科技成果市場轉化率，形成人才鏈與產業(yè)鏈耦合機制，為高新技術產業(yè)提升競爭力。另外，實證分析中，研發(fā)人員全時當量沒有顯著影響，這可能與核心技術的突破對人才隊伍的更高要求有關，因此需要調整人才結構，從量化轉化為質化，減少人力資源的浪費。

（四）政府實施優(yōu)惠政策，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新

落實稅收優(yōu)惠政策的實施，監(jiān)督稅收優(yōu)惠政策的實施效果，動態(tài)調節(jié)稅收優(yōu)惠力度，減輕企業(yè)創(chuàng)新成本，助力高新技術企業(yè)創(chuàng)新；引導高新技術產業(yè)集聚發(fā)展，增強產業(yè)國際競爭力；推進高水平對外開放，放寬市場準入門檻，優(yōu)化營商環(huán)境，并適時調整市場競爭機制，激勵高新技術企業(yè)技術創(chuàng)新。