發(fā)布時(shí)間：2020-12-14 15:53

　　本文采用全局向量自回歸(GVAR)模型,在測(cè)算中國9個(gè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)1997—2016年技術(shù)創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上,研究我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)間技術(shù)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):(1)我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)創(chuàng)新效率溢出效應(yīng)存在差異性,即一個(gè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率對(duì)另一個(gè)產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)的大小與這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)反過來的影響是不一樣的,甚至?xí)霈F(xiàn)正向促進(jìn)作用和逆向競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。(2)醫(yī)藥制造業(yè)和通信設(shè)備制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率幾乎對(duì)其他產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率都產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng),而醫(yī)療設(shè)備及器械制造業(yè)對(duì)其他產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了負(fù)向溢出效應(yīng),即競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。因此,有必要發(fā)揮醫(yī)藥制造業(yè)和通信設(shè)備制造業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新效率方面的引領(lǐng)促進(jìn)作用,拉動(dòng)其他高技術(shù)產(chǎn)業(yè)共同發(fā)展,提高整個(gè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。 

【文章來源】：管理評(píng)論. 2020年06期 北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：12 頁

【部分圖文】：

電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的溢出效應(yīng)

如圖1所示，當(dāng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，其自身產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率在當(dāng)期的響應(yīng)值達(dá)到最大，為0.061，之后開始下降，在第2期降到最小值，為-0.048，在前期波動(dòng)比較明顯，在第16期左右開始逐漸趨于平穩(wěn)，平穩(wěn)值為0.005左右，說明醫(yī)藥制造業(yè)當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新效率的提高從長(zhǎng)期看會(huì)促進(jìn)后期技術(shù)創(chuàng)新效率的提升。通信設(shè)備制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的響應(yīng)值在當(dāng)期是正的，為0.028，之后開始下降和波動(dòng)，在第5期達(dá)到最大值，為0.146，在第7期降至最小值，為-0.088，在前8期經(jīng)歷了較大的波動(dòng)后，后期波動(dòng)范圍逐漸縮小，在第20期左右開始趨于平穩(wěn)，平穩(wěn)值為0.008左右。整體來看，醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提高對(duì)通信設(shè)備制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)，但從長(zhǎng)期來看影響效應(yīng)較接近于0。

如圖2所示，當(dāng)對(duì)通信設(shè)備制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，其自身技術(shù)創(chuàng)新效率在當(dāng)期的響應(yīng)值達(dá)到最大，為0.12，之后開始下降，在第2期降至最小值，為-0.051，前10期波動(dòng)比較大，從第16期開始逐漸趨于平穩(wěn)，穩(wěn)定在0.008左右，雖然較接近于0，但這也說明，通信設(shè)備制造業(yè)當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新效率的提高會(huì)促進(jìn)自身后期技術(shù)創(chuàng)新效率的提升，在時(shí)間上具有延續(xù)性和自我增強(qiáng)效應(yīng)。醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率在當(dāng)期的響應(yīng)值最小，為-0.018，之后開始上升，在第2期升至最大值，為0.015，在第2期到12期波動(dòng)比較大，從第16期開始逐漸趨于平穩(wěn)，穩(wěn)定在0.005左右。從整體和長(zhǎng)期來看，通信設(shè)備制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的提高對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)。

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
[1]高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng)[J]. 魏新穎,王宏偉,徐海龍.  經(jīng)濟(jì)問題探索. 2019(10)
[2]高技術(shù)制造業(yè)創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)及要素投入差異性研究[J]. 張永安,魯明明.  科技進(jìn)步與對(duì)策. 2019(16)
[3]本土技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)省際高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率影響的實(shí)證分析[J]. 馮宗憲,丁夢(mèng).  統(tǒng)計(jì)與決策. 2018(22)
[4]高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的空間集聚效應(yīng)分析[J]. 邱士雷,王子龍,楊琬琨,董會(huì)忠.  研究與發(fā)展管理. 2018(06)
[5]我國電子及通信設(shè)備制造業(yè)創(chuàng)新效率實(shí)證分析[J]. 王明亮,余芬.  科技管理研究. 2018(07)
[6]區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響研究——基于DEA-Malmquist方法[J]. 葉丹,黃慶華.  宏觀經(jīng)濟(jì)研究. 2017(08)
[7]中國碳排放的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、結(jié)構(gòu)及技術(shù)效應(yīng)——基于33個(gè)國家GVAR模型的實(shí)證分析[J]. 周銀香,呂徐瑩.  國際貿(mào)易問題. 2017(08)
[8]基于行業(yè)異質(zhì)性解構(gòu)我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價(jià)值鏈[J]. 康淑娟.  軟科學(xué). 2017(07)
[9]中國城市技術(shù)創(chuàng)新能力的空間特征及影響因素——基于空間面板數(shù)據(jù)模型的研究[J]. 王俊松,顏燕,胡曙虹.  地理科學(xué). 2017(01)
[10]我國礦產(chǎn)資源型產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)實(shí)證分析[J]. 閆軍印,侯孟陽,梁波.  中國礦業(yè). 2016(12)

博士論文
[1]政府R&D資助、企業(yè)R&D投入與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的關(guān)系研究[D]. 洪嵩.中國科學(xué)技術(shù)大學(xué) 2015
[2]我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)研究[D]. 王敏.武漢大學(xué) 2014



本文編號(hào)：2916638