曹虹劍 李虹辰 張慧

摘 要：在國家治理能力現(xiàn)代化和“雙循環(huán)”相互促進背景下，探究經(jīng)濟治理能力和出口貿(mào)易對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明：經(jīng)濟治理能力和出口貿(mào)易對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著正向影響;要素市場發(fā)育程度、非國有經(jīng)濟發(fā)展、法律制度質(zhì)量、研發(fā)資本投入對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新有正向影響;產(chǎn)品市場發(fā)育程度、研發(fā)勞動投入顯著提升了外資企業(yè)創(chuàng)新能力。在以國內(nèi)大循環(huán)為主體的背景下，應(yīng)提升經(jīng)濟治理能力以激發(fā)國內(nèi)市場主體的創(chuàng)新活力。

關(guān)鍵詞： 出口貿(mào)易;經(jīng)濟治理能力;自主創(chuàng)新;高新技術(shù)產(chǎn)業(yè);研發(fā)

中圖分類號：F416;F742 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2020）06-0111-07

一、引 言

近年來我國經(jīng)濟由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，新舊動能正在加速轉(zhuǎn)換。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對新舊動能轉(zhuǎn)換至關(guān)重要。從全球產(chǎn)業(yè)鏈視角來看，我國傳統(tǒng)要素成本方面的比較優(yōu)勢已經(jīng)不復(fù)存在，而創(chuàng)新要素帶來的新競爭優(yōu)勢尚未完全形成。在高新技術(shù)行業(yè)全球供應(yīng)鏈的部分核心環(huán)節(jié)不向我國企業(yè)開放的背景下，我國要加快提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主能力，充分利用超大規(guī)模國內(nèi)市場，深化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分工，構(gòu)建迂回生產(chǎn)鏈條更長的國內(nèi)價值鏈，形成以國內(nèi)循環(huán)為主、國內(nèi)國際相互促進的雙循環(huán)新格局[1]。

經(jīng)濟治理能力對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力有重要影響。競爭中性的制度安排，完善的市場環(huán)境能激發(fā)公有制和非公有制企業(yè)的創(chuàng)新活力。在全面深化改革背景下，我國市場經(jīng)濟體制建設(shè)已經(jīng)取得長足進步，但相對于市場化程度很高的產(chǎn)品市場，要素市場化程度相對滯后，成為了制約高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力提升的重要障礙之一[2，3]。提升我國經(jīng)濟治理能力，使市場在資源配置中起決定性作用，同時更好發(fā)揮政府的作用，是提升我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要途徑。

出口貿(mào)易對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力也有重要的影響。新貿(mào)易理論認為出口貿(mào)易使企業(yè)置身于更激烈的國際競爭市場，從而推動企業(yè)進行創(chuàng)新。而出口研發(fā)補貼、出口退稅、技術(shù)性貿(mào)易壁壘等政策工具也會影響企業(yè)的自主創(chuàng)新能力[4-6]。近幾年來，美國等發(fā)達國家貿(mào)易保護主義開始抬頭，美方以各種理由或借口，逐步升級對中國許多領(lǐng)域的貿(mào)易制裁措施，甚至將某些中企納入了“實體名單”[7]。目前我們亟需擺脫對外部市場的過度依賴，破除發(fā)達國家的技術(shù)封鎖，促進我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力提升。因此，

在一些國家限制我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的背景下，探討經(jīng)濟治理能力與出口貿(mào)易對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的影響具有重要現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）經(jīng)濟治理能力影響自主創(chuàng)新的機理

政府經(jīng)濟治理能力主要體現(xiàn)在：政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場和要素市場的發(fā)育程度以及法律制度環(huán)境等方面[8]。經(jīng)濟治理能力越強，越能激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)新精神，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。

第一，政府與市場的關(guān)系越清晰，越有利于自主創(chuàng)新。提升政府經(jīng)濟治理能力，一方面要求“在堅持社會主義基本經(jīng)濟制度前提下，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用的同時，更好發(fā)揮政府作用”。這將優(yōu)化資源配置，使要素集約化程度和研發(fā)產(chǎn)出效率提高，從而提升自主創(chuàng)新的能力。另一方面要求建設(shè)高標準市場體系，完善公平競爭制度，實施市場準入負面清單制度，健全破產(chǎn)制度。政府創(chuàng)建公平競爭的市場環(huán)境和創(chuàng)新環(huán)境，這將導(dǎo)致優(yōu)勝劣汰，從而促進自主創(chuàng)新能力的提升[9]。

第二，不同所有制經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境越公平，越有利于自主創(chuàng)新。一方面，我國正在推進國有經(jīng)濟布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，增強國有經(jīng)濟創(chuàng)新力、影響力、控制力與抗風(fēng)險能力?；旌纤兄聘母锏纳钊胪七M使市場進入壁壘降低，可競爭性增強，同時促使國有企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，從而促進自主創(chuàng)新能力的提升。另一方面，非國有經(jīng)濟也是我國經(jīng)濟的重要組成部分，尤其是華為等民營企業(yè)發(fā)展，已經(jīng)成為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與自主創(chuàng)新能力提升的重要推動力[10，11]。

第三，產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)育程度越高，越有利于自主創(chuàng)新。要素市場的發(fā)展是我國企業(yè)提升自主創(chuàng)新能力的重要一環(huán)，其發(fā)展完善提高了資源配置效率，促使研發(fā)投入從低效率項目流向高效率項目，從而提高創(chuàng)新的產(chǎn)出[12]。完備的產(chǎn)品市場加快了信息傳遞，使資本更加便利有效地轉(zhuǎn)移，能及時反映市場供求關(guān)系[13，14]，企業(yè)通過需求滿足和需求創(chuàng)造提升研發(fā)水平和創(chuàng)新能力。

第四，法律制度環(huán)境越完善，越有利于自主創(chuàng)新。一方面，在知識產(chǎn)權(quán)被有效保護條件下，企業(yè)能通過創(chuàng)新獲取超額利潤，這將激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為。另一方面，企業(yè)的合法權(quán)益受到保護，企業(yè)更愿意通過與其他企業(yè)的合作提升創(chuàng)新能力[15]。因此，法律制度環(huán)境的完善有利于優(yōu)化資源配置[16]，提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。通過上述分析提出如下假設(shè)：

假設(shè)1 經(jīng)濟治理能力與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）出口貿(mào)易影響自主創(chuàng)新的機理

“出口促進論”認為，出口具有正的外部性，出口部門通過貿(mào)易可以產(chǎn)生技術(shù)擴散和知識溢出效應(yīng)，從而促進技術(shù)進步，提升自主創(chuàng)新能力[17，18]。其作用機理主要體現(xiàn)在以下三個方面。

第一，“出口中學(xué)”效應(yīng)。國際貿(mào)易為知識在國家之間的傳遞提供了便利，出口企業(yè)在國際市場上可以獲得知識、技術(shù)和管理經(jīng)驗，以直接學(xué)習(xí)與間接改進兩種方式提高生產(chǎn)率和創(chuàng)新能力，即出口中學(xué)習(xí)[19，20]。直接學(xué)習(xí)是指出口部門在產(chǎn)品出口過程中可以從進口部門那里獲得大量產(chǎn)品信息，甚至得到進口部門的技術(shù)支持與設(shè)計共享[21]。間接改進是指進口部門為了得到高質(zhì)量、低成本的產(chǎn)品，通常會為出口部門提供相關(guān)產(chǎn)品的技術(shù)援助[22]。因此，出口部門在“出口中學(xué)”過程中積累了創(chuàng)新所需知識與技術(shù)資本，提高了自主創(chuàng)新能力[23]。

第二，出口競爭效應(yīng)。面對激烈的出口競爭市場，出口企業(yè)改進產(chǎn)品質(zhì)量，減少生產(chǎn)成本的壓力增大，必須通過不斷地進行技術(shù)創(chuàng)新來保持競爭優(yōu)勢[24]。Aghion等（2017）認為，越接近技術(shù)前沿的企業(yè)生產(chǎn)率會越高，占據(jù)的市場份額越大，出口更能夠促進其創(chuàng)新[25]。位于技術(shù)前沿的企業(yè)為了保持國際市場上的技術(shù)優(yōu)勢會對技術(shù)人員進行培訓(xùn)，并通過高待遇吸引高素質(zhì)技術(shù)人員，從而促進研發(fā)水平的提高[26]。

第三，出口規(guī)模效應(yīng)。Krugman與Elhanan認為，貿(mào)易可以產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。一方面，出口貿(mào)易可以深化國際分工，使專業(yè)化程度提高，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力與生產(chǎn)率。另一方面，出口規(guī)模擴大會使企業(yè)初期高額的創(chuàng)新研發(fā)投入得到補償，從而降低企業(yè)創(chuàng)新的成本和風(fēng)險[27]，從而促使自主創(chuàng)新活動的產(chǎn)生。通過上述分析提出如下假設(shè)：

假設(shè)2 出口貿(mào)易與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力呈正相關(guān)關(guān)系。

三、模型設(shè)計、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)計

創(chuàng)新的過程實質(zhì)上就是利用各種資源創(chuàng)造、生產(chǎn)出新知識的過程[28，29]。因此，借鑒柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)出函數(shù)表示為：

（二）變量選取

用什么變量來衡量創(chuàng)新能力，學(xué)術(shù)界并沒有統(tǒng)一的結(jié)論。很多學(xué)者采用專利數(shù)量來衡量創(chuàng)新，但專利數(shù)會受到專利授權(quán)機構(gòu)偏好的影響[33]，而且存在異質(zhì)性的問題。還有一部分學(xué)者認為，新產(chǎn)品銷售收入能夠充分體現(xiàn)創(chuàng)新過程中的成果轉(zhuǎn)化能力[34]。考慮到前文中模型和變量的設(shè)定，以及數(shù)據(jù)可獲得性問題，本文采用新產(chǎn)品銷售收入來衡量創(chuàng)新能力（在模型中用“inno”表示），用內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來衡量自主創(chuàng)新能力，并以2008年為基期，用出廠價格指數(shù)對其進行平減。新產(chǎn)品銷售收入越高，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出越多，創(chuàng)新能力越強。

解釋變量的選取如下：

（1）經(jīng)濟治理能力（ins）。借鑒前人的做法，采用王小魯、樊綱和余靜文構(gòu)建的指數(shù)衡量經(jīng)濟治理能力[35]。該指數(shù)包含政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度和法律制度環(huán)境等五個方面，基本涵蓋了經(jīng)濟治理能力中主要的因素。

（2）出口貿(mào)易（ex）。采用出口交貨值來衡量出口貿(mào)易，并以2008年為基期，用出廠價格指數(shù)對其進行平減。

（3）R&D資本投入（k）。采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出衡量R&D資本投入。借鑒朱平芳和徐偉民（2003）的方法構(gòu)建R&D價格指數(shù)[36]，將R&D價格指數(shù)設(shè)定為消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)價格指數(shù)的加權(quán)平均值，其中消費價格指數(shù)的權(quán)重為0.55，固定資產(chǎn)價格指數(shù)的權(quán)重為0.45，以2008年為基期對R&D經(jīng)費內(nèi)部支出進行平減。

（4）R&D勞動投入（l）。參考大多數(shù)文獻做法，直接采用R&D人員全時當(dāng)量衡量R&D勞動投入。

控制變量的選取如下：

（1）企業(yè)規(guī)模（size）?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中各企業(yè)的平均主營業(yè)務(wù)收入衡量企業(yè)規(guī)模。

（2）技術(shù)改造能力（tr）。采用技術(shù)改造經(jīng)費來衡量技術(shù)改造能力，并以2008年為基期，用R&D價格指數(shù)對其進行平減。R&D價格指數(shù)的獲取方式見R&D資本投入。

（三）數(shù)據(jù)說明

選取2008-2016年中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)共25個省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究。實證研究所使用的新產(chǎn)品銷售收入、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出、R&D人員全時當(dāng)量、出口交貨值、主營業(yè)務(wù)收入、企業(yè)個數(shù)和技術(shù)改造經(jīng)費數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，經(jīng)濟治理能力指數(shù)來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》[37]。由于王小魯?shù)热说氖袌龌笖?shù)有兩個基于不同計算方法的版本，所以本文將用1997-2009年數(shù)據(jù)的實證檢驗作為2008-2016年數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗。此外，2008年新產(chǎn)品銷售收入、專利申請數(shù)、R&D經(jīng)費內(nèi)部支出、R&D人員全時當(dāng)量和技術(shù)改造經(jīng)費的統(tǒng)計口徑為大中型企業(yè)，所以這五個變量2008年度的數(shù)據(jù)用大中型企業(yè)數(shù)據(jù)近似代替。由于數(shù)據(jù)缺失，研究時未將內(nèi)蒙古、西藏、寧夏、海南、甘肅、青海和港澳臺地區(qū)納入分析樣本，樣本只包括25個省區(qū)市。

為對企業(yè)異質(zhì)性進行研究，將分為全部企業(yè)、內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)三個面板數(shù)據(jù)回歸，相關(guān)變量描述性統(tǒng)計見表1。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體新產(chǎn)品銷售收入平均值在1090億元，內(nèi)資企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入略高于外資企業(yè);內(nèi)資企業(yè)的R&D資本投入和勞動投入明顯高于外資企業(yè)，但外資企業(yè)的出口交貨值明顯高于內(nèi)資企業(yè)。

四、實證結(jié)果及分析

為了保證檢驗結(jié)果的準確性，選擇了hadrilm方法對各變量進行了單位根檢驗。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，使其更趨于線性化，對其中一些變量進行了對數(shù)處理。此外，在模型進行回歸前均進行了單位根檢驗和協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示所有模型均通過平穩(wěn)性檢驗。為節(jié)省篇幅，本文省略了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全部企業(yè)變量的單位根檢驗結(jié)果和KAO檢驗的結(jié)果。本文選擇固定效應(yīng)模型對模型進行回歸檢驗。

（一）基本回歸

首先，對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全部企業(yè)進行回歸分析，然后分別對內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)進行回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2列（1）的實證結(jié)果來看，經(jīng)濟治理能力（ins）、出口貿(mào)易（ex）均對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，說明提升經(jīng)濟治理能力、加大出口貿(mào)易規(guī)模都能有效提升產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力。R&D資本投入（k）對創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，而R&D勞動投入（l）對創(chuàng)新能力的影響為正但不顯著。從R&D投入來看，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力主要依靠R&D資本投入驅(qū)動，R&D勞動投入對創(chuàng)新的驅(qū)動作用還不明顯，也從側(cè)面反映出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)還存在問題，高素質(zhì)人力資本投入比重有待提升。企業(yè)規(guī)模（size）對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響，而企業(yè)規(guī)模平方項（size2）對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有顯著負向影響。這說明中型企業(yè)規(guī)模更有利于創(chuàng)新，符合高良謀和李宇（2009）關(guān)于企業(yè)規(guī)模和創(chuàng)新之間存在倒U型關(guān)系的假說[32]。此外，技術(shù)改造能力（tr）對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響為負，但不顯著。

學(xué)者們常認為產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性會對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。接下來，考察不同變量對內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，回歸結(jié)果見表2的列（2）和列（3）。不同變量對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體情況基本相同，但對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響則有所差異。具體而言，出口貿(mào)易對內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力都有顯著的正向影響，從系數(shù)來看，出口貿(mào)易對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響稍大。經(jīng)濟治理能力對內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響都很顯著。R&D投入對內(nèi)外資企業(yè)創(chuàng)新能力影響的差異很大，R&D資本投入對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新的影響在1%水平上顯著為正，但對外資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響并不顯著。R&D勞動投入對創(chuàng)新能力的影響則完全相反，對外資企業(yè)創(chuàng)新能力影響在1%的水平上顯著為正，但對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響并不顯著且系數(shù)為負。這說明外資企業(yè)研發(fā)要素投入的創(chuàng)新績效更高，尤其在勞動要素投入的創(chuàng)新績效方面。

以上分析表明，經(jīng)濟治理能力、出口貿(mào)易都能夠有效提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力，所以假設(shè)1和假設(shè)2均成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。

為解決內(nèi)生性問題，采用系統(tǒng)GMM方法進行檢驗。具體回歸結(jié)果見表3列（1）～（3）。

表3中的列（1）、列（2）和列（3）分別報告了全部企業(yè)、內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的估計結(jié)果。為確保估計結(jié)果的有效性，對系統(tǒng)GMM估計進行了一系列檢驗，用來考察工具變量的有效性。從Sargan檢驗、Hansen檢驗、AR（1）檢驗和AR（2）檢驗的P值來看，系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是有效的。由表3可知，全部企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)的出口貿(mào)易與經(jīng)濟治理能力的系數(shù)均顯著為正，與前文中基礎(chǔ)回歸的結(jié)果一致，除此之外，其他變量系數(shù)的顯著程度以及符號也與表2基本一致。外資企業(yè)的結(jié)果不太顯著，可能是由于數(shù)據(jù)量太少導(dǎo)致，但其系數(shù)符號與表2基本一致。由此可見，使用系統(tǒng)GMM估計之后，依舊支持本文的結(jié)果，進一步說明了出口貿(mào)易與經(jīng)濟治理能力對中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新有正向影響。

2.改變數(shù)據(jù)年限。

前文已使用2008-2016年數(shù)據(jù)進行分析，接下來采用1998-2009年省級面板數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗（1997年出口交貨值數(shù)據(jù)空缺）。由于缺乏這一時間段內(nèi)外資企業(yè)數(shù)據(jù)，因此，僅對全樣本進行回歸分析，結(jié)果如表3列（4）所示。

從表3列（4）可以看到，采用1998-2009年的數(shù)據(jù)回歸結(jié)果與前面表2列（1）的回歸結(jié)果基本保持一致。主要解釋變量——經(jīng)濟治理能力與出口貿(mào)易對創(chuàng)新能力的影響在表2列（1）中均為正向顯著;R&D資本投入、企業(yè)規(guī)模及企業(yè)規(guī)模的平方項在前后兩個表中的系數(shù)符號、大小以及顯著度也基本相同。R&D勞動投入由前一階段的顯著負向變?yōu)檎颍ǖ伙@著），這意味著我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在研發(fā)投入利用效率有所提高。

（三）進一步的分析

衡量經(jīng)濟治理能力的指數(shù)由五個細分指標構(gòu)成[18]，接下來，用經(jīng)濟治理能力的五個細分指標代替公式（5）中的經(jīng)濟治理能力指數(shù)，對全部企業(yè)、內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)分別進行回歸分析，由于篇幅限制，僅展示部分回歸結(jié)果。

由表4可知，就整體而言，除產(chǎn)品市場發(fā)育程度（ins3）外，其他四方面治理能力均對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。從系數(shù)大小來看，非國有經(jīng)濟發(fā)展（ins2）對創(chuàng)新的影響最大，政府與市場關(guān)系（ins1）次之，法律制度環(huán)境（ins5）和要素市場發(fā)育程度（ins4）的影響稍小。產(chǎn)品市場發(fā)育程度的影響不顯著可能是因為我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品市場化程度較高。

就內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力而言，非國有經(jīng)濟發(fā)展、法律制度環(huán)境完善的正向影響非常顯著，要素市場發(fā)育程度的正向影響也較為顯著。政府與市場關(guān)系的系數(shù)為正但不顯著，可能是由于政府主要通過財政資助這一方式影響創(chuàng)新，這可在短期內(nèi)降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險，從長期來看，政府資助會使內(nèi)資企業(yè)因過度使用廉價要素而犧牲長期創(chuàng)新能力[22]。

就外資企業(yè)創(chuàng)新能力而言，非國有經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)品市場發(fā)育程度的正向影響都很顯著，這說明改善產(chǎn)品市場環(huán)境、推進非國有經(jīng)濟的發(fā)展是激發(fā)外資企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵。政府與市場關(guān)系、要素市場發(fā)育程度和法律制度環(huán)境的系數(shù)均為正，但都不顯著。這可能是因為外資企業(yè)在資本、技術(shù)、人才和公司治理等方面有優(yōu)勢，而且它們可以直接利用母國和母公司的多種資源進行創(chuàng)新活動。

五、結(jié)論與啟示

以上研究表明，經(jīng)濟治理能力和出口貿(mào)易提升均顯著促進了我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力和外資企業(yè)創(chuàng)新能力的提升。從五個方面細分經(jīng)濟治理能力來看，政府與市場的關(guān)系和法律制度環(huán)境均對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性來看，非國有經(jīng)濟的發(fā)展、要素市場發(fā)育程度和法律制度環(huán)境對內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力有顯著的正向影響;非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度對外資企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對研發(fā)要素依賴性強，內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新主要依靠R&D資本投入驅(qū)動，而外資企業(yè)創(chuàng)新主要依靠優(yōu)質(zhì)的R&D勞動投入驅(qū)動。以上實證結(jié)果對提升我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力有如下啟示：

第一，提升政府經(jīng)濟治理能力促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新。充分發(fā)揮市場對資源配置決定性作用的同時，發(fā)揮有為政府的作用;按照競爭中性原則，完善高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的法律制度環(huán)境，為不同規(guī)模和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的高技術(shù)企業(yè)提供一個公平競爭的市場環(huán)境，進一步激發(fā)中小企業(yè)和民營企業(yè)的創(chuàng)新活力。

第二，滿足不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)差異化的經(jīng)濟治理制度需求。對內(nèi)資企業(yè)來說，要減少政府對要素市場的干預(yù)，減少資源配置扭曲程度;促進科技中介組織發(fā)育，促進科技服務(wù)業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)的深度融合;鼓勵非國有高技術(shù)企業(yè)發(fā)展，為其發(fā)展提供一個競爭中性的市場環(huán)境。對外資企業(yè)來說，需要保持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品市場開放的良好環(huán)境。

第三，加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際“雙循環(huán)”相互促進的發(fā)展新格局。我國應(yīng)該利用超大規(guī)模國內(nèi)市場完善高新技術(shù)產(chǎn)品國內(nèi)價值鏈構(gòu)建，尤其要避免高新技術(shù)產(chǎn)品核心模塊缺失帶來的供應(yīng)鏈中斷問題，重構(gòu)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全球價值鏈，加快形成國內(nèi)與國際市場“雙循環(huán)”相互促進的發(fā)展新格局。

第四，通過高質(zhì)量對外開放提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力。要利用“一帶一路”倡議等國際合作平臺與機制，積極拓展新興國家高新技術(shù)產(chǎn)品市場，使高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)獲得廣闊的發(fā)展空間，通過保持高新技術(shù)產(chǎn)品出口的增長來促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的提升。

第五，優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D要素投入結(jié)構(gòu)。改變內(nèi)資高技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升依靠R&D資本投入驅(qū)動的現(xiàn)狀，改善R&D勞動投入的結(jié)構(gòu)，提升人力資本投入比重與質(zhì)量，通過“干中學(xué)”和“出口中學(xué)”，提高研發(fā)人員素質(zhì)，實現(xiàn)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升。

參考文獻：

[1] 黃群慧.“雙循環(huán)”新發(fā)展格局 未來我國經(jīng)濟政策的重要目標和著力點[J]. 財經(jīng)界， 2020（28）：11-12.

[2] 戴魁早，劉友金.要素市場扭曲與創(chuàng)新效率——對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗分析[J].經(jīng)濟研究，2016（7）：72-86.

[3] 唐紅祥，張祥禎，吳艷，等.中國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量與國際競爭力提升研究[J]. 中國軟科學(xué)，2019（2）：128-142.

[4] Collie D R. Prohibiting state aid in an integrated market： Cournot and Bertrand competition with differentiated products [J].Journal of Industry， 2002（2）： 215-231.

[5] 陳林，朱衛(wèi)平.出口退稅和創(chuàng)新補貼政策效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟研究，2008（11）：74-87.

[6] 謝娟娟，梁虎誠.TBT影響我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口的理論與實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2008（1）：34-41.

[7] 龔波.中美貿(mào)易摩擦對中國糧食安全的影響[J].求索，2019（4）：107-112.

[8] 樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻[J].經(jīng)濟研究，2011（9）：4-16.

[9] 徐浩.制度環(huán)境影響技術(shù)創(chuàng)新的典型機制：理論解讀與空間檢驗[J].南開經(jīng)濟研究，2018（5）：133-154.

[10]陳釗.轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中的放松管制和企業(yè)重構(gòu)的最優(yōu)路徑[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2004（1）：259-280.

[11]方軍雄.所有制、市場化進程與資本配置效率[J].管理世界，2007（11）：27-35.

[12]成力為，孫瑋.市場化程度對自主創(chuàng)新配置效率的影響——基于Cost-Malmquist指數(shù)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)分析[J].中國軟科學(xué)，2012（5）：128-137.

[13]方軍雄.市場化進程與資本配置效率的改善[J].經(jīng)濟研究，2006（5）：50-61.

[14]戴魁早，劉友金.行業(yè)市場化進程與創(chuàng)新績效——中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)驗分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2013，30（9）：37-54.

[15]吳延兵.R&D存量、知識函數(shù)與生產(chǎn)效率[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2006（3）：1129-1156.

[16]吳超鵬，唐菂.知識產(chǎn)權(quán)保護執(zhí)法力度、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)績效——來自中國上市公司的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2016，51（11）：125-139.

[17]張杰，劉志彪，鄭江淮.出口戰(zhàn)略、代工行為與本土企業(yè)創(chuàng)新——來自江蘇地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2008（1）：12-19.

[18]康志勇.出口貿(mào)易與自主創(chuàng)新——基于我國制造業(yè)企業(yè)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2011（2）：35-45.

[19]Baldwin J R， Wulong G u. Trade liberalization： Export-market participation， productivity growth and innovation [J]. Oxford Review of Economic Policy， 2004， 20（3）： 372-392.

[20]Liu X， Buck T. Innovation performance and channels for international technology spillovers： evidence from Chinese high-tech industries [J].Research policy， 2007（36）： 355-366.

[21]Salomon R M， Shaver J M. Learning by exporting： New insights from examining firm innovation [J]. Journal of Economics and Management Strategy， 2005， 14（2）： 421-260.

[22]李平.國際技術(shù)擴散的路徑和方式[J].世界經(jīng)濟，2006（9）：85-93.

[23]劉端，朱穎，陳收.企業(yè)技術(shù)并購、自主研發(fā)投資與創(chuàng)新效率——來自技術(shù)密集型行業(yè)的實證[J].財經(jīng)理論與實踐，2018（2）：51-58.

[24]李小平，盧現(xiàn)祥，朱鐘棣.國際貿(mào)易、技術(shù)進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2008（2）：549-564.

[25]Aghion P， Bergeaud A， Lequien M，et al. The impact of exports on innovation： Theory and evidence [R].NBER Working Paper， 2017.

[26]Boone J. Competitive pressure： The effects on investments in product and process innovation [J]. Journal of Economies， 2000， 31（3）： 549-569.

[27]張杰，鄭文平.全球價值鏈下中國本土企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究，2017（3）：151-165.

[28]熊彼特.經(jīng)濟發(fā)展理論[M].北京：商務(wù)印書館，1990.

[29]李平，崔喜君，劉建.中國自主創(chuàng)新中研發(fā)資本投入產(chǎn)出績效分析——兼論人力資本和知識產(chǎn)權(quán)保護的影響[J].中國社會科學(xué)，2007（2）：32-42.

[30]賀正楚，潘紅玉，鄧英，等.中國高端裝備制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力：2004-2014[J].經(jīng)濟數(shù)學(xué)，2016（4）：12-21.

[31]熊彼特.資本主義、社會主義與民主[M].北京：商務(wù)印書館，1999.

[32]高良謀，李宇.企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新倒U關(guān)系的形成機制與動態(tài)拓展[J].管理世界，2009（8）：113-123.

[33]鄧路，高連水.研發(fā)投入、行業(yè)內(nèi)R&D溢出與自主創(chuàng)新效率——基于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)（1999-2007）[J].財貿(mào)研究，2009，20（5）：9-14.

[34]易秋平，劉友金，賀靈.產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效率的時空演變及提升對策——基于空間杜賓模型的研究[J].湖湘論壇，2017（5）：91-101.

[35]楊瑞龍，章逸然，楊繼東.制度能緩解社會沖突對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的沖擊嗎？[J].經(jīng)濟研究，2017（8）：140-154.

[36]朱平芳，徐偉民.政府的科技激勵政策對大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入及其專利產(chǎn)出的影響[J].經(jīng)濟研究，2003（6）：45-53.

[37]王小魯，樊綱，余靜文.中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）[M].北京：社會科學(xué)文獻出版社，2017.

（責(zé)任編輯：鐘 瑤）