王偉青 姜玉婕

（河北工程技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 河北石家莊 050091）

引言及文獻(xiàn)綜述

我國(guó)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與發(fā)達(dá)國(guó)家存在一定差距，對(duì)此我國(guó)必須通過(guò)提升自主創(chuàng)新能力、突破關(guān)鍵技術(shù)實(shí)現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的技術(shù)跨越（王榮等，2019）。在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”的背景下，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的基礎(chǔ)是自主創(chuàng)新能力的提升。學(xué)術(shù)界對(duì)自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力因素之間的關(guān)系有著相應(yīng)研究。劉和東（2007）采用時(shí)間序列法選取了1991～2004 年面板數(shù)據(jù)，其探究了自主創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系，對(duì)當(dāng)時(shí)的自主創(chuàng)新發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行了總結(jié)，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與自主創(chuàng)新構(gòu)成了長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，最后其提出了以企業(yè)為研發(fā)主體、以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向的創(chuàng)新發(fā)展思路；盧寧等（2010）通過(guò)構(gòu)建自主創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)體系探討了自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系，其認(rèn)為創(chuàng)新投入能力與輻射能力同經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了良好互動(dòng)，其中創(chuàng)新人才發(fā)展緩慢是阻礙流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力提升與實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短板；在此基礎(chǔ)上，劉和東等（2010）加入了技術(shù)轉(zhuǎn)移因素，分別從短期與長(zhǎng)期角度對(duì)自主創(chuàng)新、技術(shù)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，其認(rèn)為短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要受經(jīng)濟(jì)自身規(guī)律與波動(dòng)影響，長(zhǎng)期看來(lái)自主創(chuàng)新與技術(shù)轉(zhuǎn)移才會(huì)產(chǎn)生顯著影響；陳柳等（2006）使用專利授權(quán)數(shù)量代表自主創(chuàng)新能力，分析了自主創(chuàng)新能力在我國(guó)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所起的作用，結(jié)果顯示自主創(chuàng)新能力在東部地區(qū)的促進(jìn)作用沒(méi)有中西部地區(qū)明顯，最后其提出自主創(chuàng)新能力發(fā)展不平衡會(huì)拉大地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的設(shè)想；殷林森等（2007）提出科技經(jīng)費(fèi)投入，尤其是R&D 經(jīng)費(fèi)投入對(duì)高端制造業(yè)、流通產(chǎn)業(yè)及服務(wù)業(yè)存在顯著的促進(jìn)作用，科技人員投入對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的作用效率高，科技投入的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用明顯；曹平（2010）通過(guò)比較中美日三國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量，證實(shí)了技術(shù)進(jìn)步顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論。然而，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界關(guān)于流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新與系統(tǒng)構(gòu)建及其驅(qū)動(dòng)因素的研究鮮有涉及，最新的研究是梁立華（2016）從品牌建設(shè)的角度論述了中國(guó)流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新；沈鵬熠等（2016）以江西省為例分別從農(nóng)村流通觀念創(chuàng)新、模式創(chuàng)新、組織創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、政策創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)營(yíng)銷創(chuàng)新、企業(yè)管理創(chuàng)新8 個(gè)維度體系構(gòu)建了農(nóng)村流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的評(píng)價(jià)模型；張曉琳（2015）探討了農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新系統(tǒng)構(gòu)建與實(shí)施路徑。這些研究表明，完善流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新環(huán)境、夯實(shí)流通產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新基礎(chǔ)、加強(qiáng)流通產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，是流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的主要方向。通過(guò)上述文獻(xiàn)，本文從自主創(chuàng)新與流通產(chǎn)業(yè)的影響機(jī)制出發(fā)探究其轉(zhuǎn)換路徑。

表1 流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)體系構(gòu)建

厘清自主創(chuàng)新視角下流通產(chǎn)業(yè)的動(dòng)能轉(zhuǎn)換及其影響因素需要詳實(shí)充分的數(shù)據(jù)作為支撐，然而流通產(chǎn)業(yè)涵蓋眾多類別，至今學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的范疇也尚未清晰界定。因此，考慮到流通產(chǎn)業(yè)的指標(biāo)選取難度較大，本文參考《中國(guó)流通創(chuàng)新前沿報(bào)告》中的體系，結(jié)合已有文獻(xiàn)中關(guān)于區(qū)域?qū)用孀灾鲃?chuàng)新的驅(qū)動(dòng)因素分析，從創(chuàng)新配置能力、創(chuàng)新支撐能力、創(chuàng)新吸收能力、創(chuàng)新產(chǎn)出能力4 個(gè)維度構(gòu)建了流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新動(dòng)能轉(zhuǎn)換及其因素分析的量表，并結(jié)合《中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告》中關(guān)于自主創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)的指標(biāo)的涵義進(jìn)行了詳細(xì)描述與說(shuō)明，表中采用的數(shù)據(jù)來(lái)源2016～2018 年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（見(jiàn)表1）。

（二）計(jì)量分析

1. 流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力與技術(shù)進(jìn)步的作用關(guān)系。式（1）分析了流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響作用，本文選取2015～2017 年技術(shù)統(tǒng)計(jì)報(bào)告中省份流通產(chǎn)業(yè)綜合技術(shù)進(jìn)步水平指數(shù)作為因變量，用TP 表示，并用表1 中流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力各維度X1、X2、X3、X4作為自變量進(jìn)行回歸分析，記為模型1。

公式（1）中α1為固定值，表示模型1 中的未觀察因素（α2代表模型2 中的未觀察因素，以此類推，αi表示模型i中的統(tǒng)計(jì)量）；β1j表示模型1 中第j個(gè)自變量貢獻(xiàn)率系數(shù)（β2j代表模型2 中第j個(gè)自變量貢獻(xiàn)率系數(shù)，以此類推，βij表示模型i中的統(tǒng)計(jì)量）；Xj代表X1、X2、X3、X4；ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為測(cè)度技術(shù)進(jìn)步對(duì)自主創(chuàng)新能力的影響，本文將式（1）中因變量作為自變量，各省份流通產(chǎn)業(yè)綜合能力分值作為因變量，用ZI 表示（文中其余模型直接定義為Z），之后進(jìn)行回歸分析，記為模型2。

2. 流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新與對(duì)外開(kāi)放程度的作用關(guān)系。經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”背景下，要素驅(qū)動(dòng)與資本驅(qū)動(dòng)能力逐漸下降，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)正轉(zhuǎn)變?yōu)榱魍óa(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展的決定性因素。隨著對(duì)外開(kāi)放的不斷發(fā)展，國(guó)際貿(mào)易的溢出效應(yīng)不斷帶動(dòng)著我國(guó)流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化成為流通企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升的主要途徑。根據(jù)上述分析，對(duì)外開(kāi)放程度選取流通產(chǎn)業(yè)出口總額占GDP比重與FDI 占GDP 比重來(lái)衡量，其分別記為T(mén)rade1和Trade2，以作為因變量；另外，本文選取流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力各維度X1、X2、X3、X4作為自變量，進(jìn)行回歸分析，分別記為模型3 和模型4。公式（3）中其余指標(biāo)定義與式（1）中相同。

為測(cè)度貨物出口總額與FDI 對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力影響，本文將式（3）（4）中因變量作為自變量，將各省份流通產(chǎn)業(yè)綜合能力分值作為因變量，用ZI 表示（文中其余模型直接定義為ZI），進(jìn)行回歸分析，分別記為模型5 和模型6。

公式（5）（6）中β5、β6分別表示模型中各自變量貢獻(xiàn)率系數(shù)；Trade1、Trade2指標(biāo)定義與式（2）相同，其余指標(biāo)定義與式（1）相同。

表2 模型1 回歸分析結(jié)果

表3 模型2 回歸分析結(jié)果

實(shí)證結(jié)果

模型1 的回歸結(jié)果如表2 所示。由表2 可知，2015～2017 年模型的擬合優(yōu)度的R2分別為0.83、0.80 和0.81，除去樣本容量的影響后，調(diào)整后的R2分別為0.81、0.76 和0.78。一般認(rèn)為R2大于0.6 則認(rèn)為模型的擬合優(yōu)度較好，所以模型1 擬合優(yōu)度較好。其中，F(xiàn)遠(yuǎn)大于臨界值2.76，方程通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。White檢驗(yàn)得出，Obs*Rsquared=21.93，D.W.=2.72，F(xiàn)=3.35。取α=0.05，n-k-1=23，查卡方分布表有：可得X0.05（23）=35.17＞21.929=Obs*Rsquared，所以該模型不存在異方差。取α=0.01，根據(jù)樣本容量數(shù)（N=28）和變量個(gè)數(shù)（K=4）確定D.W.統(tǒng)計(jì)量的臨界值dl=0.90 和du=1.51，1.51＜D.W.＜4-1.51，通過(guò)隨機(jī)誤差性檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)。

表4 模型3 回歸分析結(jié)果

表5 模型4 回歸分析結(jié)果

表6 模型5 回歸分析結(jié)果

由表2、表3 可以看出，由于模型1R2較好，說(shuō)明2015～2017 年流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力對(duì)技術(shù)進(jìn)步均有明顯的正向影響。2015 年各因子都通過(guò)了T 檢驗(yàn)，其均展現(xiàn)出了對(duì)技術(shù)進(jìn)步的顯著影響能力。2016 年、2017 年僅技術(shù)配置因子通過(guò)了T 檢驗(yàn)，其余三個(gè)因子顯著性不理想，技術(shù)支撐因子效果最差，唯有X1連續(xù)三年均通過(guò)T 檢驗(yàn)，反映了技術(shù)配置因子的影響能力占顯著地位。模型2R2除2015 年外均較好，且通過(guò)了T 檢驗(yàn)，模型整體的可靠性提升，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力的提升逐漸起到積極顯著的作用。

當(dāng)貨物出口總額作為因變量時(shí)，回歸結(jié)果表明（見(jiàn)表4），該模型通過(guò)了異方差與自相關(guān)檢驗(yàn)，F(xiàn) 大于臨界值2.71，方程通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。對(duì)2016 年、2017 年數(shù)據(jù)處理后進(jìn)行回歸分析的結(jié)果表明，R2為0.52 和0.44，除去樣本容量對(duì)模型的影響后，調(diào)整后的R2為0.44 和0.34，模型整體擬合效果欠佳，且2015 年至2017 年數(shù)據(jù)中4 個(gè)自變量均未通過(guò)T 檢驗(yàn)，說(shuō)明流通產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對(duì)貨物出口的正向影響較弱。

由分析結(jié)果可以看出，X3對(duì)對(duì)外開(kāi)放程度的影響較強(qiáng)，X4對(duì)外貿(mào)依存度的影響反映了GDP 增長(zhǎng)率等產(chǎn)出因素的正向影響。2015 年X2對(duì)外貿(mào)依存度有顯著影響，但2016～2017 年X2對(duì)外貿(mào)依存度的影響排在最末；除技術(shù)吸收因子外，技術(shù)配置等三個(gè)因子在一定程度上推動(dòng)著流通產(chǎn)業(yè)的商品出口發(fā)展；引進(jìn)技術(shù)的吸收、消化對(duì)對(duì)外貿(mào)易的推動(dòng)作用還存在波動(dòng)性，仍需加強(qiáng)轉(zhuǎn)化穩(wěn)定性，提高技術(shù)擴(kuò)散的效果。

當(dāng)FDI 作為因變量時(shí)（見(jiàn)表5），雖然2015 年F 5.557大于臨界值2.71，但主因子中僅X2通過(guò)了T 檢驗(yàn)，R2僅為0.491，除去樣本容量對(duì)模型的影響后，調(diào)整后的R2為0.403，而且2016～2017 年的F 均小于臨界值，未通過(guò)檢驗(yàn)。說(shuō)明流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力對(duì)吸引外商投資作用較小。

當(dāng)貨物出口總額作為自變量時(shí)（見(jiàn)表6），回歸結(jié)果表明，2015～2016 年F 分別為54.77、24.28 和16.94 大于臨界值2.71，且通過(guò)T 檢驗(yàn)，R2分別為0.67、0.48 和0.40，除去樣本容量對(duì)模型的影響后，調(diào)整后的R2分別為0.66、0.46 和0.37，方程未全部通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，2015 年之后，模型的擬合優(yōu)度明顯下降，說(shuō)明流通產(chǎn)業(yè)商品出口貿(mào)易對(duì)流通產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力有推動(dòng)促進(jìn)作用，但相較于2015年推動(dòng)促進(jìn)作用不夠明顯。

當(dāng)FDI 作為自變量時(shí)（見(jiàn)表7），三年R2均低于0.2，表明FDI 對(duì)流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的作用程度不大。研究表明，F(xiàn)DI 與流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力間不存在明顯聯(lián)系。FDI 不僅能帶來(lái)技術(shù)溢出，還會(huì)帶來(lái)技術(shù)排擠與競(jìng)爭(zhēng)，因此能否發(fā)揮FDI 的正向作用，不僅取決于金融發(fā)展水平，還取決于人力資本水平。

表7 模型6 回歸分析結(jié)果

結(jié)論與建議

第一，流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力同技術(shù)進(jìn)步正相關(guān)，技術(shù)配置能力逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位。對(duì)此政府應(yīng)加大R&D 人力與物力投入，增加企業(yè)研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)量，提升流通企業(yè)的技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化能力，發(fā)揮其在社會(huì)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的紐帶作用。同時(shí)，要完善人才評(píng)價(jià)激勵(lì)機(jī)制和服務(wù)保障體系，保障人才以知識(shí)、技能、管理等創(chuàng)新要素參與利益分配，強(qiáng)化對(duì)人才的物質(zhì)和精神激勵(lì)，營(yíng)造良好的人才發(fā)展環(huán)境，逐步提高R&D 經(jīng)費(fèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，拉動(dòng)創(chuàng)新配置水平。

第二，貨物出口總額與FDI 呈現(xiàn)出不同的結(jié)果。對(duì)此應(yīng)從技術(shù)吸收能力入手，增加企業(yè)技術(shù)引進(jìn)的同時(shí)，提升轉(zhuǎn)化效率，增加與合作外企的合作與交流，使國(guó)外成熟技術(shù)為我所用。由于FDI 在其他領(lǐng)域的作用呈現(xiàn)出“雙門(mén)檻”效應(yīng)，因此我國(guó)流通企業(yè)在引進(jìn)外商投資時(shí)需要考慮自身技術(shù)，統(tǒng)籌利用外資，調(diào)節(jié)收入分配政策，以自主創(chuàng)新能力替代勞動(dòng)力稟賦優(yōu)勢(shì)，走出我國(guó)目前面臨的外資利用陷阱。

第三，模型3 的結(jié)果表明，技術(shù)吸收能力對(duì)對(duì)外開(kāi)放程度的影響作用不強(qiáng)，這與經(jīng)驗(yàn)不符，當(dāng)前隨著我國(guó)“一帶一路”倡議的實(shí)施，未來(lái)將有大量的國(guó)外資本涌入國(guó)內(nèi)，若此時(shí)流通企業(yè)的技術(shù)吸收能力仍得不到改善，其將嚴(yán)重制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展與流通產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。對(duì)此，要鼓勵(lì)流通企業(yè)廣泛參與國(guó)際合作交流，促進(jìn)人才資本流動(dòng)，搭建共性技術(shù)研發(fā)共享平臺(tái)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)“一帶一路”知識(shí)創(chuàng)造和擴(kuò)散。