宗剛+高瑀

摘要：基于內(nèi)生增長理論，選取2003—2014年中國30個省域的面板數(shù)據(jù)，構建聯(lián)立方程組模型，實證分析區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間的內(nèi)生關系。研究發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長作用存在倒U型關系，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新水平的影響存在倒J型關系。研發(fā)投入、市場化程度、第二產(chǎn)業(yè)占比、人力資本程度在促進技術創(chuàng)新水平上有重要的作用。市場化指數(shù)對技術創(chuàng)新有顯著的促進作用，人力資本對技術創(chuàng)新存在著門檻效應，具有知識溢出效應，且對技術創(chuàng)新的影響力沿著東—中—西部依次遞減，西部研發(fā)投入對技術創(chuàng)新的增加效果最為明顯，彈性系數(shù)大于中東部。

關鍵詞：區(qū)域經(jīng)濟增長；技術創(chuàng)新；內(nèi)生性；聯(lián)立方程；市場化指數(shù)；人力資本

中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2017）02-0101-05

改革開放以來，我國經(jīng)濟建設取得了巨大成就，現(xiàn)仍處于高速增長階段，但是也應該看到，過去的發(fā)展建立在依托投資、依賴資源、粗放型發(fā)展的基礎上，這種非可持續(xù)發(fā)展方式必然會阻礙經(jīng)濟長期持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。熊彼特[1]指出創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的不竭動力，創(chuàng)新能夠促進經(jīng)濟增長，他從經(jīng)濟與技術相結合的角度，探討了技術創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展過程中的作用，認為技術創(chuàng)新能夠解釋經(jīng)濟周期的現(xiàn)象。傅家驥[2]指出技術創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟結構轉型的重要手段，是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的手段，在國家經(jīng)濟增長過程中持續(xù)發(fā)揮技術創(chuàng)新效應。已有研究充分表明技術創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要的作用。區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間本質上是一種相互促進相互影響的內(nèi)生增長關系，因此，研究區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新的內(nèi)生性顯得尤為重要，既能探究技術創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟增長在彼此中的地位，又能為政府的宏觀調控提供決策依據(jù)。

一、文獻回顧

已有文獻分析了技術創(chuàng)新的影響因素。Blomestrome[3]認為FDI能帶來技術創(chuàng)新所需要的人力資本因素，并且對技術創(chuàng)新有顯著的正效應。Huang[4]實證分析了墨西哥、中國等發(fā)展中國家，證明FDI對東道國的技術創(chuàng)新并不存在顯著的正向效應。Pomer[5]利用內(nèi)生增長模型，認為FDI對發(fā)展中國家具有技術溢出效應，能夠保持經(jīng)濟的持續(xù)增長。Borensztein[6]等指出FDI技術溢出效應取決于發(fā)展中國家當?shù)氐娜肆Y本水平。Breton[7]運用動態(tài)的索洛模型分析日本1969—1997年人力資本對人均GDP的影響。鄭世林[8]等測算了物質資本對經(jīng)濟增長的影響力度，得出1978—2004年貢獻度達到80%。潘云文[9]測算了1990—2011年技術進步對山東省經(jīng)濟增長的貢獻。陶愛萍[10]等建立了知識溢出與產(chǎn)業(yè)集聚的互動機制，運用聯(lián)立方程模型檢驗了知識溢出與產(chǎn)業(yè)集聚之間的相互關系，并根據(jù)實證結果提出應促進產(chǎn)業(yè)集聚與知識溢出的良性互動。黃清煌[11]等人基于2001—2013年中國30個省級面板數(shù)據(jù)，構建聯(lián)立方程組模型實證分析環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長之間的關系，提出分地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟數(shù)量效應無差異，環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長質量效應具有明顯的分區(qū)域特點，王潤泉[12]等運用聯(lián)立方程模型實證分析了子女教育期望與城市定居意愿之間的內(nèi)生關系，陳得文等[13]運用GMM三階段最小二乘法分析了1995—2008年中國空間集聚和經(jīng)濟增長之間的關系，李靚等[14]基于1990—2013年的時間數(shù)列數(shù)據(jù)，分析了蔬菜零售價格的形成因素。

筆者以選取2003—2014年中國省域面板數(shù)據(jù)，依據(jù)內(nèi)生增長理論，構建區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新的聯(lián)立方程模型，實證分析區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間的內(nèi)生關系。

二、模型建立和變量選取

關于技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間關系的研究很多，目前大多采用單一方程研究，如面板數(shù)據(jù)、時間序列數(shù)據(jù)等單一方程模型，對互為因果關系的變量研究不足，無法解釋內(nèi)生性變化。

聯(lián)立方程模型則是通過把一組變量聯(lián)合決定的另一組變量組合在一起進行測量，以便解決單一方程中因變量和自變量之間部分無法解釋的關系，在聯(lián)立方程模型中，有兩個或更多的方程組成，每個方程的被解釋變量互為其他方程的解釋變量，在聯(lián)立方程模型中，估計其中一個方程的參數(shù)時要同時兼顧其他方程的參數(shù)，充分利用不同方程之間的聯(lián)動信息，與單方程相比，更具有良好的統(tǒng)計特性。

區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間互為因果關系，即區(qū)域經(jīng)濟增長影響技術創(chuàng)新的水平，而技術創(chuàng)新又影響著區(qū)域經(jīng)濟增長，其簡約表達式為：

E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）

其中，E代表區(qū)域經(jīng)濟增長，F(xiàn)代表技術創(chuàng)新，XE表示影響區(qū)域經(jīng)濟增長的相關要素，XF表示影響技術創(chuàng)新的相關要素。

根據(jù)美國數(shù)學家柯布（C.W.Cobb）和經(jīng)濟學家保羅·道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為研究區(qū)域經(jīng)濟增長的一般模型，其形式如下：

Y=AKαLβZθeμ（2）

其中，Y表示區(qū)域經(jīng)濟增長，A代表技術進步，K為資本存量，L為勞動要素，α、β分別為資本存量和勞動要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)，Z為影響區(qū)域經(jīng)濟增長的控制變量，μ為隨機干擾項。

兩邊取對數(shù)，得到如下模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）

筆者建立的具體聯(lián)立方程模型如下：

lnPGDPi，t=αi，t+β1lnKi，t+β2LNLABORi，t+β3lnFDIi，t+ β4lnOPENi，t+β5lnPAi，t+β6lnMIi，t+εi，tlnPAi，t=ωi，t+φ1lnFDIi，t+φ2lnRDi，t+φ3lnPGDPi，t+ φ4lnLi，t+φ5lLnMIi，t+φ6lnSi，t+ζI，T（4）

參考已有文獻，筆者選取固定資本存量、勞動力、外來資本、市場開放程度、技術創(chuàng)新、市場化程度作為影響區(qū)域經(jīng)濟增長的主要解釋變量，選取外來資本、研發(fā)經(jīng)費、區(qū)域經(jīng)濟增長、人力資源水平、經(jīng)濟結構作為影響技術創(chuàng)新的主要解釋變量。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

變量PGDPi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的區(qū)域經(jīng)濟增長水平，表示區(qū)域人均GDP，采用平減指數(shù)進行處理。變量Ki，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的固定資本存量水平，筆者采用全社會固定資產(chǎn)投資來測度固定資本存量水平。變量LABORi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的勞動力投入水平，筆者采用從業(yè)人員數(shù)來測度勞動力投入水平。變量FDIi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的外來資本投入，筆者采用實際利用外商投資額來測度外來資本投入水平，根據(jù)各年的匯率折算成人民幣。變量OPENi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的市場開放程度，筆者采用人均進出口貿(mào)易總額來測度區(qū)域開放程度。變量PAi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的技術創(chuàng)新水平，筆者采用專利授權量來測度區(qū)域技術創(chuàng)新水平。變量MIi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的市場化程度，筆者采用樊綱等根據(jù)政府與市場的關系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、要素市場的發(fā)育程度、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度和市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境測算。變量RDi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的研發(fā)投入水平，筆者采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出來測度區(qū)域研發(fā)投入水平。變量Li，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的人力資源水平，筆者采用人均受教育年限來測度區(qū)域人力資源水平，人均受教育年限是指某一特定年齡段人群接受學歷教育的年限總和的平均數(shù)，其中，文盲半文盲人均受教育年限為0，小學為6、初中為9、高中為12、大專及以上為16。變量Si，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的經(jīng)濟結構，筆者采用第二產(chǎn)業(yè)占比重來測度區(qū)域經(jīng)濟結構。

三、模型估計

1. 方法選取。聯(lián)立方程模型的估計方法主要分為單方程估計法和系統(tǒng)估計法，具體又可分為普通最小二乘法（OLS）、間接最小二乘法（ILS）、工具變量法（IV）、兩階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）。筆者采用三階段最小二乘法計算，首先對每個方程進行2SLS估計，根據(jù)前兩步的估計，得到對整個系統(tǒng)的擾動項的協(xié)方差矩陣估計，因此，對整個聯(lián)立方程進行廣義最小二乘法（GLS）估計。該方法是2SLS和SUR的結合，既考慮了方程內(nèi)的聯(lián)立偏差問題，又考慮了跨方程的相關性，具體步驟為：第一階段，用OLS法估計簡化式方程，求內(nèi)生變量的估計式；第二階段，將所求內(nèi)生變量的估計值代入結構方程，運用OLS得到參數(shù)的2SLS估計量；第三階段，用廣義最小二乘法求結構參數(shù)的估計量。估計結果如表2所示。

2. 結果分析。區(qū)域經(jīng)濟增長方程的估計結果表明：（1）全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度有顯著的推動作用，根據(jù)表3，全社會固定資產(chǎn)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.359，市場開放程度對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.2。（2）技術創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，技術創(chuàng)新能夠提高企業(yè)核心競爭力，擴大對外貿(mào)易，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構升級，從而促進經(jīng)濟增長。技術創(chuàng)新每增加1%，區(qū)域經(jīng)濟增長水平將增加0.376%。（3）實際利用外商投資、從業(yè)人員數(shù)、市場化指數(shù)對經(jīng)濟的增長效果均顯著，但作用都為負。FDI對區(qū)域經(jīng)濟增長水平的回歸系數(shù)為負，表明我國以市場換技術策略并未成功，中國仍難掌握真正的核心技術，外資投入行業(yè)講求高回報，主要集中在金融以及制藥、金屬、通信和媒體等行業(yè)；從全國層面來看，由于從業(yè)人員中以勞動密集型人員居多，這些人員并未對區(qū)域經(jīng)濟增長水平起到正向的促進作用，從業(yè)人員數(shù)量相對過剩，技術人員較少，因此，并未像技術創(chuàng)新一樣對區(qū)域經(jīng)濟增長起到顯著的促進效應；目前我國市場經(jīng)濟地位仍未獲得歐美國家確認，在一定程度上說明市場化程度還不夠高，市場化改革進行需進一步完善，在一些不發(fā)達省份，經(jīng)濟中非市場的因素仍占有重要比例，政府主導應進一步向政府引導轉變。

技術創(chuàng)新方程的估計結果表明：（1）從全國層面來講，研發(fā)投入、市場化程度、第二產(chǎn)業(yè)占比、人力資本程度在促進技術創(chuàng)新水平上有重要的作用。研發(fā)經(jīng)費的投入、人均受教育水平能帶來技術創(chuàng)新水平的提高，這符合理論和實際情況，人均受教育程度越高，越有利于研發(fā)水平的提高；市場化指數(shù)與技術創(chuàng)新同向增加，表明技術創(chuàng)新需要一個相對自由的環(huán)境，競爭力度的擴大會促使技術研發(fā)的自發(fā)進行，是保障和維護技術進步和技術創(chuàng)新的重要條件；伴隨著產(chǎn)業(yè)結構的變遷，第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占比對技術創(chuàng)新的彈性系數(shù)為0.508；外來資本無形當中能夠帶來技術的轉移，同時對我國的研發(fā)水平帶來一定程度的提高，從而促進當?shù)氐募夹g創(chuàng)新，每增加1%，技術創(chuàng)新水平會增加0.117%。（2）區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新水平的影響不顯著?？紤]中國地區(qū)經(jīng)濟之間的非均衡發(fā)展，為了更好地了解目前我國區(qū)域經(jīng)濟增長與技術創(chuàng)新之間的關系，對東、中、西部模型進行單獨分析，每個區(qū)域都有自己獨特的空間特性，筆者采用傳統(tǒng)東、中、西部之間的區(qū)域劃分，東部為北京、天津、上海、廣東、江蘇、浙江、福建、山東、河北、遼寧、海南；西部為四川、重慶、甘肅、青海、寧夏、貴州、新疆、廣西、山西、云南、西藏；中部為湖北、湖南、江西、山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南。

從表3回歸結果中可以看出，在東部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長貢獻因素中，全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度、市場化指數(shù)呈現(xiàn)正效應且效果顯著；從業(yè)人員、技術創(chuàng)新表現(xiàn)為負效應，很可能的原因是從業(yè)人員數(shù)量較多質量卻參差不齊，從業(yè)人員不僅包括科技研發(fā)人才，也包括技術含量低的工作崗位人員，另外，專利授權既包括國內(nèi)申請者，也包括國外申請者，專利授權后要么是轉化效率偏低，要么是專利在國外使用，與國內(nèi)市場形成競爭關系；FDI表現(xiàn)為負效應且效果不顯著。技術創(chuàng)新主要是靠區(qū)域經(jīng)濟增長、市場化指數(shù)；人力資本和經(jīng)濟結構表現(xiàn)為負效應；FDI、研發(fā)經(jīng)費投入對技術創(chuàng)新效果不顯著。

中部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長主要依靠全社會固定資產(chǎn)投資、技術創(chuàng)新，從業(yè)人員、市場化指數(shù)呈現(xiàn)出負效應，F(xiàn)DI和市場開放程度為負效應且作用不明顯。中部技術創(chuàng)新主要依靠FDI、研發(fā)投入、人力資本、市場指數(shù)，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新表現(xiàn)為抑制作用。

西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長主要依靠全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度，從業(yè)人員表現(xiàn)為負效應，F(xiàn)DI、技術創(chuàng)新、市場指數(shù)不顯著。FDI、研發(fā)經(jīng)費投入、人力資本對西部技術創(chuàng)新的影響存在顯著效應，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新起反作用。

從東、中、西部區(qū)域總的結果來看，結合技術創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長系數(shù)與技術創(chuàng)新的散點圖（見圖1），可以看出，技術創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長作用存在倒U型關系，從三個區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新的作用來看，結合區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新影響系數(shù)與區(qū)域經(jīng)濟增長的散點圖（見圖2），區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新水平呈現(xiàn)倒J型關系，各分方程的各變量回歸系數(shù)相差較大，與東部地區(qū)相比，人力資本對技術創(chuàng)新有利，中部略大于西部，這可能是因為隨著人均受教育水平的增加，人力資本素質提升到一定階段，即達到臨界值之后，人力資本的增加會阻礙技術創(chuàng)新水平，這也表明人力資本對技術創(chuàng)新存在著門檻效應；中、西部經(jīng)濟結構對技術創(chuàng)新的影響比東部影響較強，表明第二產(chǎn)業(yè)占比大的地區(qū)，技術創(chuàng)新提升越快。FDI對技術創(chuàng)新的影響力沿著東—中—西部遞減，表明存在著技術追趕效應；西部研發(fā)投入對技術創(chuàng)新的增加效果最為明顯，彈性系數(shù)大于中東部。

四、結論及建議

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新對中國區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的正向效應，且存在倒U型關系，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新的發(fā)展可能存在門檻效應，中西部目前還未達到拐點，因此，東部呈現(xiàn)顯著的促進效應，而中西部暫時為抑制效應。從整體上來講，技術創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻最大，全社會固定資產(chǎn)投資次之，最次是市場開放程度，市場化指數(shù)對技術創(chuàng)新的貢獻最大，依次是人力資本、FDI、研發(fā)投入和經(jīng)濟結構。鑒于此，結合東、中、西部發(fā)展的差異性，相應對策建議為：首先，就全國層面來講，以企業(yè)為技術創(chuàng)新主體，加強研發(fā)經(jīng)費投入，加強專利保護制度，促進專利成果的轉化，保障技術創(chuàng)新的可持續(xù)發(fā)展；固定資產(chǎn)投資繼續(xù)保持穩(wěn)步增長勢頭；以“一帶一路”為突破點，保持與區(qū)域合作發(fā)展態(tài)勢；減少政策干預，力爭擴大市場經(jīng)濟程度；優(yōu)化經(jīng)濟結構，促進經(jīng)濟轉型；合理利用外資，有意識地引導外資進入高新技術和新興產(chǎn)業(yè)領域，協(xié)調國外先進技術轉移到國內(nèi)。其次，從區(qū)域層面來講，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術創(chuàng)新具有門檻效應充分表明，中西部應加快經(jīng)濟增長速度，縮小與東部之間的差距，當經(jīng)濟增長達到臨界點時，中西部將對技術創(chuàng)新起正向促進效應；當人均受教育年限提高到一定程度時，將不再增加技術創(chuàng)新產(chǎn)出，現(xiàn)階段中西部應進一步提高人口素質，擴大區(qū)域受教育水平，使人才數(shù)量趕超東部，東部則應進一步提高人才質量；西部應厘清政策和市場分工，加快非國有經(jīng)濟的發(fā)展，提升市場化指數(shù)水平。

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責任編輯：李金霞