Page 66 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》
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第 35 卷摇 第 5 期摇 摇 陈摇 虹, 王摇 蓓: 生产性服务进口技术复杂度对我国高技术制造企业自主创新的影响研究
(二)变量与数据说明 技术制造企业劳动生产率( Lp)。 由前文的理论
1郾 被解释变量 分析可知,劳动生产率的提升是进口生产性服务
本文的被解释变量包括高技术制造企业的自 发挥“要素重组效应冶 的关键。 借鉴杨玲 [11] 的方
主创新产出(I )和自主创新投入(I )。 参考张峰 法,该指标用企业增加值与全部从业人员平均人
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等 [17] 、陈思等 [18] 的研究,I 采用高技术制造企业 数之比来表示。 (2) 高技术制造企业规模(S)。
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专利申请数量来表示;借鉴高静等 [19] 的方法,I 企业规模是直观反映企业资源充裕程度的指标,
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采用高技术制造企业研发投入占销售总值的比重 而企业资源是否充裕将对自主创新投入有着较大
来表示。 依据国家统计局发布的《 高技术产业 影响。 借鉴张峰等 [17] 的做法,该指标用高技术制
(制造业) 分类(2017)》,本文将中医药制造,航 造企业资产总值的对数来衡量。 (3)高技术制造
空、航天器及设备制造,电子及通信设备制造,计 企业经济效能(Ec),以营业收入增长率来表示。
算机及办公设备制造,医疗仪器设备及仪器仪表 (4)高技术制造企业 R&D 投入强度(R),以高技
制造,以及信息化学品制造这 6 类制造业归为高 术制造企业在报告年度 R&D 经费支出与企业主
营业务收入之比来衡量。 (5)人民币实际对美元
技术制造业。
2郾 解释变量 汇率(E),以年度人民币对美元实际汇率的平均
值来度量。 该变量作为时间变量加入,用来控制
本文的核心解释变量为生产性服务进口技术
复杂度(Ser)。 借鉴杜运苏、彭冬冬 [20] 的做法,利 随时间变化的宏观经济环境。
本研究数据来源于 2002—2016 年《中国科技
用增加值贸易理论来进行测算,测算公式为:
数据库》《中国高技术产业数据库》以及世界银行
n / N t
tk
Ser = 移 G t (6) 数据库(World Bank Open Data)、世界贸易组织数
tk
t 移 (n / N )
tk t
t 据库(WTO Statistics Database)和世界投入产出数
其中,Ser 是生产性服务业细分行业 k 在 t 年 据库(WIOT)。 其中,各国各生产性服务行业进
tk
的技术复杂度,n 是生产性服务业细分行业 k 在 t 出口额数据来源于世界贸易组织数据库,各国人
tk
年出口所包含的国内增加值,N 是 t 年对外出口 均 GDP 数据来源于世界银行数据库,各国生产性
t
服务的增加值,G 是 t 年的人均 GDP 水平。 利用 服务产品出口国内增加值数据来源于世界投入产
t
杜运苏、彭冬冬 [20] 的测算方法,一国的生产性服 出数据库。 考虑到样本量据的代表性和准确性,
务进口技术复杂度(Ser)测算公式为: 本文选取服务贸易进口规模前 60 位的经济体的生
m k 产性服务进口额和人均 GDP 计算其生产性服务进
Ser = 移 Ser tk (7)
k M 口技术复杂度。 该样本既包括发达经济体,也包括
其中,m 为该国生产性服务业细分行业 k 的 发展中经济体,总体服务贸易进口额占到世界服务
k
进口额,M 为该国服务业进口总额。 贸易总额的 80% 以上,说明样本量据能够较好地
综合中国国家统计局《2017 年国民经济行业 反映世界生产性服务贸易的现状和水平。
分类》(GB / T 4754—2017)以及《生产性服务业分 四、实证结果与分析
类(2015)》对生产性服务各行业的归类,并结合 (一)描述性统计分析
联合国 Comtrade 数据库中进口服务数据的可得 变量的描述性统计结果见表 1。 LnI 、LnI 及
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性,本文所指的生产性服务业包括房地产业,金融 LnSer 的标准差均小于均值,说明数据离散程度不
业,信息传输、软件和信息技术服务业,商务服务 高,不存在极端异常值,可做进一步的实证分析。
业,专利和特许知识产权服务业,以及交通运输、 (二)基准回归结果与分析
仓储和邮政业共 6 个行业。 生产性服务进口技术复杂度对中国高技术制
3郾 控制变量 造企业自主创新影响的基本回归结果报告在表 2
借鉴毛其淋 [13] 的做法,本文在实证研究中控 的列(1)和列(3) 中。 从 Hausman 检验的结果可
制了一系列可能影响高技术制造企业自主创新活 知,应选用固定效应(FE)模型作为计量方程。 生
动和进口生产性服务技术复杂度的变量。 (1)高 产性服务进口技术复杂度的估计系数显著为正,
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