Page 70 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》

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

列(6)的回归结果表明,对非国有控股高技术制 表 5摇 内生性检验结果
造企业有着较为显著的正向影响。 列(3)、列 自主创新产出 自主创新投入
(7)的回归结果表明,生产性服务进口技术复杂
0郾 015 5 ***
度对大型高技术制造企业自主创新有一定的促 LnI 1
(9郾 81)
进作用;列(4)、列(8) 的回归结果表明,对中型
***
0郾 019 2
高技术制造企业的自主创新作用不明显。 对该 LnI
2
结论可能的解释是,大型高技术制造企业更易 (4郾 43)
形成规模效应,从而提升自我的自主创新以应 0郾 043 9 *** 0郾 129 4 **
LnSer
用于国际竞争。 (3郾 67) (2郾 06)
摇 摇 (四)内生性问题的处理 1郾 336 0 0郾 876 0 *
各高技术制造企业通常根据自己的标准和意 Lp
(0郾 14) (1郾 84)
愿进口生产性服务中间品,这可能导致制造企业
- 0郾 160 0 4郾 261 0
样本存在个体偏好等不可观测的遗漏变量,或是 S
( - 0郾 54) (0郾 23)
与自主创新存在交互关系而产生“反向因果冶 的
情形,从而引发内生性问题。 因此,本文选取生产 Ec 0郾 135 1 - 0郾 102 7 **
性服务技术溢出率(Spill)作为工具变量以解决内 (0郾 76) ( - 2郾 01)
生性问题。 借鉴高静等 [19] 的方法,其表达式为 0郾 642 2 0郾 233 4 ***
R
Spill =移 ( import / gdp ) rd 。 其中,import / (0郾 90) (4郾 55)
jtm jtm tm t jtm
** ***
gdp 构建的权重代表 t 年企业 j 的进口生产性服 E - 0郾 274 7 - 0郾 088 1
tm
( - 2郾 32) ( - 4郾 50)
务业中间品 m 的金额占当年进口国 GDP 的比重,
rd 表示 t 年进口国的研发总支出。 测算该指标的 0郾 215 5 *** 0郾 600 1 ***
t
相关数据均来自世界银行数据库。 表 5 为使用工 常数项 (3郾 76) (5郾 57)
具变量后的检验结果。 在自主创新投入和自主创
R 2 0郾 974 1 0郾 880 7
新产出的动态回归方程中,F 统计值均大于 10,并
样本量 68 864 68 864
且在 1% 的水平下显著,表明工具变量与生产性
摇 摇 注: 、 和 *** 分别表示在 10% 、5% 和 1% 的水平下显
*
**
服务业进口技术复杂度相关; Hansen J 统计的 p
著;小括号内为纠正异方差后的 T 值。
值分别为 0郾 733 5 和 0郾 688 7,说明工具变量与扰
动项不相关且满足外生性假设,因此该工具变量 摇 摇 (五)稳健性检验
满足相关性和外生性的假设。 高技术工业企业数据库 2009 之前的数据存
本文使用动态系统 GMM 回归方法实证检验 在缺失问题,具体包括:(1)2002—2008 年规模以
工具变量的估计结果。 表 5 的回归结果表明,生 上内资、国有、港澳台和外商投资的高技术制造企
产性服务进口技术复杂度的回归系数均显著为 业专利申请数、新产品产值全部缺失,无法用于计
正,再次验证了生产性服务进口技术复杂度对高 算相关企业的自主创新产出和自主创新投入;
技术制造企业自主创新存在正向影响。 加入工具 (2)2002—2016 年规模以上大中型高技术制造企
变量后的生产性服务进口技术复杂度回归系数的 业的新产品产值数据全部缺失,无法用于计算相
绝对值与原回归结果相比稍有提高,说明内生性 关企业的自主创新投入;(3)2002—2004 年高技
略微导致原回归结论向下偏移,但生产性服务进 术制造行业以及大中型内资、大中型外资和大中
口技术复杂度对高技术制造企业自主创新产出和 型港澳台高技术制造企业的专利申请数、新产品
创新投入的影响的回归结果与基准模型的回归结 产值全部缺失,无法用于计算相关企业的自主创
果仍基本一致,说明在考虑了内生性问题后,本文 新产出和自主创新投入。 本文拟构建完整全面板
的研究结论依然具有稳健性。 数据,旨在分析生产性服务进口技术复杂度对我

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