顧蕓 董亞寧 張瑞宇

摘要：本文基于經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)理論，構(gòu)建了高校創(chuàng)新投入時(shí)空效應(yīng)分析框架，探討了高校創(chuàng)新投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，揭示出創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的增長(zhǎng)促進(jìn)和空間溢出作用。通過選取我國(guó)省級(jí)層面數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型，在結(jié)構(gòu)視角下從全國(guó)和區(qū)域?qū)用鏅z驗(yàn)了不同類型高校創(chuàng)新投入及其空間溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并提出了相關(guān)對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：高校創(chuàng)新投入;經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)理論;時(shí)空效應(yīng)

黨的十九大報(bào)告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。高校作為科技創(chuàng)新的重要陣地和知識(shí)傳播的主要載體，是國(guó)家創(chuàng)新體系的重要組成部分。伴隨我國(guó)社會(huì)主要矛盾的轉(zhuǎn)化，高校創(chuàng)新方面的不平衡不充分問題也日益突顯。從投入總量看，我國(guó)高校R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出從2004年的3181億元提高至2016年的10722億元，增長(zhǎng)三倍有余;R&D人員全時(shí)當(dāng)量從2004年的212萬人年上升至2016年的36萬人年，總量近乎翻番。但與此同時(shí)，高校R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP比重卻從197‰變?yōu)?44‰。從高校類型看，以2016年為例，2021所理工農(nóng)醫(yī)類高校R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出金額93967億元，占比達(dá)8764%，R&D人員全時(shí)當(dāng)量2607萬人年，占比達(dá)7242%;與之對(duì)應(yīng)的2199所人文社科類高校創(chuàng)新投入占比相對(duì)較小，且依據(jù)2003年以來的數(shù)據(jù)，理工農(nóng)醫(yī)類和人文社科類高校R&D投入比例基本保持相當(dāng)。從區(qū)域角度看，區(qū)域間高校R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出差異較大，以2016年為例，東部地區(qū)為7053億元，遠(yuǎn)高于中部地區(qū)的2029億元和西部地區(qū)的164億元?？梢钥闯?，破解新時(shí)代高校創(chuàng)新方面的不平衡不充分難題迫在眉睫。從理論上講，“平衡發(fā)展”側(cè)重空間區(qū)域維度，“充分發(fā)展”則側(cè)重時(shí)間效率維度。因此，如何解釋高校創(chuàng)新投入在空間維度的溢出效應(yīng)及其時(shí)間維度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響就成了當(dāng)前面臨的重要問題。

一、研究現(xiàn)狀

高校創(chuàng)新投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)問題一直倍受青睞，國(guó)內(nèi)外學(xué)者側(cè)重運(yùn)用實(shí)證方法從不同角度做了大量研究。一是圍繞高校創(chuàng)新投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究。從投入總量角度，大多研究都發(fā)現(xiàn)高校創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，且這種作用具有累積性和長(zhǎng)期性（Martin[1]、孫文祥[2]、張海英[3]等）。在結(jié)構(gòu)視角下高校創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響尚未定論。從研發(fā)人員投入和研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出角度，龐文和韓笑發(fā)現(xiàn)兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)刺激作用不明顯[4]，王曉慧等也發(fā)現(xiàn)兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有起到推動(dòng)作用[5];王淑英和秦芳則發(fā)現(xiàn)研發(fā)人員投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正面影響，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出不存在明顯影響[6]。從理工農(nóng)醫(yī)類和人文社科類角度，黃斌實(shí)證發(fā)現(xiàn)兩類高校R&D支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的時(shí)滯性促進(jìn)作用。[7]從基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)與發(fā)展研究角度，嚴(yán)成樑發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)研究更有利于促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[8];孫倫軒和曹清峰運(yùn)用面板計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)三類研究經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用依次遞減[9]。從東、中、西區(qū)域角度，孫倫軒和施曉路實(shí)證發(fā)現(xiàn)政府和企業(yè)來源的高校R&D對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用都顯著為正，中部地區(qū)則政府資金表現(xiàn)顯著，而西部地區(qū)則企業(yè)資金表現(xiàn)顯著[10];嚴(yán)全治和劉璐發(fā)現(xiàn)高校R&D經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用存在地區(qū)差異性，其程度從高到低依次為東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)[11]。二是圍繞高校創(chuàng)新投入的空間溢出效應(yīng)研究。Griliches發(fā)現(xiàn)高校創(chuàng)新投入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力具有空間溢出效應(yīng)[12];Woodward等學(xué)者通過構(gòu)建DM回歸和CLM模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)高校R&D具有空間溢出效應(yīng)[13];張德茗和謝葆生基于Griliches-Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國(guó)理工農(nóng)醫(yī)類高校R&D投入存在空間溢出效應(yīng)[14];王立平在Anselin等知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)框架下采用空間誤差結(jié)構(gòu)模型，實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國(guó)高校R&D存在程度較低的溢出效應(yīng)[15];程鵬運(yùn)用空間杜賓模型實(shí)證研究了我國(guó)高校R&D對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)[16];陳濤和宗曉華在Griliches-Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上建立固定效應(yīng)模型，研究發(fā)現(xiàn)高校研發(fā)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的知識(shí)溢出效應(yīng)[17];顧蕓等通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)高?；A(chǔ)研究和應(yīng)用研究支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向溢出效應(yīng)，且不同區(qū)域呈現(xiàn)差異性[18]。

·高?？蒲小せ诮?jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)理論的高校創(chuàng)新投入時(shí)空效應(yīng)研究

綜合來看，已有研究或多或少存在局限性，如大多研究要么基于科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行增長(zhǎng)效應(yīng)分析，要么運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行溢出效應(yīng)分析，鮮有文獻(xiàn)將時(shí)間動(dòng)態(tài)影響與空間溢出效應(yīng)同時(shí)納入模型進(jìn)行研究;又如，大多研究要么從宏觀尺度進(jìn)行，要么分區(qū)域尺度進(jìn)行，變量選取大多采用單一指標(biāo)，由于變量選取、研究尺度等方面的不同導(dǎo)致研究結(jié)論存在差異、甚至截然相反。因此，本文的目標(biāo)是基于經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)理論，將時(shí)間維度上的增長(zhǎng)效應(yīng)與空間維度上的溢出效應(yīng)納入到一個(gè)統(tǒng)一框架，在結(jié)構(gòu)視角下從全國(guó)和區(qū)域?qū)用鏅z驗(yàn)不同類型高校創(chuàng)新投入在空間維度的溢出效應(yīng)和時(shí)間維度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

事實(shí)上，伴隨著空間集聚機(jī)制與內(nèi)生增長(zhǎng)機(jī)制理論的完善，學(xué)者們陸續(xù)提出了考慮時(shí)間維度的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)和空間維度的溢出效應(yīng)的研究框架。Baldwin在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型中首次引入資本創(chuàng)造部門建立了CC模型[19]，假設(shè)資本創(chuàng)造部門具有完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和規(guī)模收益不變的特征，每個(gè)區(qū)域都使用勞動(dòng)創(chuàng)造資本，并且單位資本的形成都需要耗費(fèi)aI單位的勞動(dòng)力，模型中經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間分布變化的關(guān)鍵在于資本的創(chuàng)造和折舊損耗，雖然模型沒有得出集聚與增長(zhǎng)相互影響的內(nèi)生機(jī)制，但算是較早一次對(duì)經(jīng)濟(jì)集聚與增長(zhǎng)進(jìn)行整合的研究。Martin & Ottaviano在CC模型的基礎(chǔ)上，引入創(chuàng)造學(xué)習(xí)曲線，假設(shè)創(chuàng)造單位知識(shí)資本的成本隨著知識(shí)資本的積累而下降，從而把內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引入到新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型中，建立了GS模型[20]。GS模型雖然引入了知識(shí)溢出效應(yīng)，但是假定了溢出沒有區(qū)位差異。Baldwin等構(gòu)建的LS模型[21]則進(jìn)一步考慮了知識(shí)溢出區(qū)位差異，模型假定l [0，1]為知識(shí)在空間傳播的自由度，l越大就表示越容易傳播，但模型中l(wèi)是外生給定的。鑒于此，曹驥贇的KSDIM模型[22]對(duì)l進(jìn)行了內(nèi)生化拓展，以貿(mào)易自由度作為區(qū)際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系頻度的指標(biāo)，并將其引入到資本創(chuàng)造成本和產(chǎn)品生產(chǎn)率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)了知識(shí)的溢出效應(yīng)內(nèi)生化。董亞寧等進(jìn)一步構(gòu)建了一個(gè)運(yùn)輸成本內(nèi)生化的經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)模型。[23]Hirose & Yamamoto在Martin & Ottaviano的基礎(chǔ)上引入知識(shí)區(qū)際溢出的非對(duì)稱性，并且分研發(fā)部門對(duì)國(guó)外和國(guó)內(nèi)兩種情形做了理論分析。[24]本文將基于Hirose & Yamamoto構(gòu)建的知識(shí)溢出增長(zhǎng)模型，綜合考慮創(chuàng)新投入和知識(shí)傳播的增長(zhǎng)效應(yīng)與溢出效應(yīng)，在一個(gè)統(tǒng)一框架中同時(shí)考察創(chuàng)新投入和知識(shí)傳播對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在時(shí)間維度上的增長(zhǎng)效應(yīng)和空間維度上的溢出效應(yīng)，力爭(zhēng)為高校創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)空效應(yīng)研究提供啟發(fā)。

·高校科研·基于經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)理論的高校創(chuàng)新投入時(shí)空效應(yīng)研究

二、理論模型

（一）理論假設(shè)

假設(shè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中有北部和南部?jī)蓞^(qū)域，每個(gè)區(qū)域均有農(nóng)業(yè)部門、工業(yè)部門和知識(shí)創(chuàng)新部門，其中農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門分別生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品和多樣化產(chǎn)品。北部區(qū)域和南部區(qū)域生產(chǎn)的產(chǎn)品種類分別為n和n*，兩區(qū)域產(chǎn)品種類總和為N=n+n*，并設(shè)定北部和南部?jī)蓞^(qū)域增長(zhǎng)速度分別為g和g*。同時(shí)，假設(shè)北部和南部?jī)蓚€(gè)區(qū)域的知識(shí)資本分別為K和K*，則北部區(qū)域所擁有的知識(shí)資本份額為k=K/（K+K*）。設(shè)定每個(gè)區(qū)域的勞動(dòng)力總量為L(zhǎng)=1，且勞動(dòng)力不能跨區(qū)域流動(dòng)，而兩個(gè)地區(qū)的單位勞動(dòng)的名義工資w相同。

由于每個(gè)區(qū)域都有吸收另一個(gè)區(qū)域知識(shí)的能力，假設(shè)北部區(qū)域吸收南部區(qū)域知識(shí)的能力為ε*（0≤ε*≤1），亦即南部區(qū)域的知識(shí)溢出程度;南部區(qū)域吸收北部區(qū)域知識(shí)的能力為ε（0≤ε≤1），亦即北部區(qū)域的知識(shí)溢出程度。北部和南部?jī)蓞^(qū)域創(chuàng)造每單位知識(shí)資本的勞動(dòng)力水平系數(shù)均為η，η越小說明研發(fā)勞動(dòng)力創(chuàng)造知識(shí)資本的效率越高。這樣，兩區(qū)域的知識(shí)資本創(chuàng)造成本可分別表達(dá)為υ=wη/（n+ε*n*），υ*=wη/（n*+εn）。

（二）均衡分析

基于上述假設(shè)條件，在競(jìng)爭(zhēng)性均衡條件下，消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，企業(yè)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，市場(chǎng)完全出清。因此，當(dāng)兩個(gè)地區(qū)的企業(yè)規(guī)模相同時(shí)，北部區(qū)域工業(yè)企業(yè)的均衡份額表示為γ。通過長(zhǎng)期均衡求解，兩區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度分別為：

g=2α[γ+ε*（1-γ）]ση-σ-ασρ

g*=2α[εγ+（1-γ）]ση-σ-ασρ（1）

其中，α為消費(fèi)者收入中對(duì)組合產(chǎn)品的支出份額，且α∈（0，1）;ρ為動(dòng)態(tài)時(shí)間優(yōu)先選擇率;σ為兩種產(chǎn)品的替代彈性。

進(jìn)一步地，對(duì)ε*、ε和η求偏導(dǎo)，可得：gA/ε*≥0，gB/ε≥0，gA/η≥0，gB/η≥0。

從理論上看，創(chuàng)新投入和知識(shí)溢出是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，且創(chuàng)新投入和知識(shí)溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有同向影響作用。這能夠?yàn)楦咝?chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用研究提供理論依據(jù)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型選擇

考慮到本文要探討高校創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在時(shí)間維度上的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和空間維度上的溢出效應(yīng)，這里選取空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型，表達(dá)式為：

Yit=τYit-1+αXit+βWXit+μt+εt（2）

其中：τ為被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù);α為解釋變量的直接影響系數(shù)，衡量解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度;β為解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)，衡量解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出作用;W為空間權(quán)重矩陣。此外，鑒于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(jì)法能夠使用工具變量的方法有效解決被解釋變量與解釋變量之間的內(nèi)生性問題，選用廣義矩估計(jì)法進(jìn)行模型估計(jì)。

（二）變量選取

選取2004-2015年我國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒（2005-2016年）》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2005-2016年）》和各?。ㄊ?、自治區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。變量選取如下：（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平（GDP）作為因變量，以GDP表征。（2）資本投入（K），以資本存量表征，參考張軍等（2004）[25]方法計(jì)算所得。（3）勞動(dòng)投入（L），以就業(yè)人數(shù)表征。（4）高校創(chuàng)新投入（RD），包括資金投入和人員投入。其中，資金投入分為高校基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（RDb）、高校應(yīng)用研究經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（RDa）和高校試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出（RDe），人員投入以高校研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員為表征，記作RDp，高校類型可分為理工農(nóng)醫(yī)類高校和人文社科類高校。（5）對(duì)外貿(mào)易是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，故引入進(jìn)出口總額T作為控制變量。

基于上述變量選取，設(shè)定如下計(jì)量模型：

InGDPit=τInGDPit-1+α1InKit+α2InLit+α31InRDbit+α32InRDait+α33InRDeit+α34InRDpit+α4InTit+

β1∑Nj=1wijInKjt+

β2∑Nj=1wijInLjt+

β31∑Nj=1wijInRDbjt+

β32∑Nj=1wijInRDajt+

β33∑Nj=1wijInRDejt+

β34∑Nj=1wijInRDpjt+

β4∑Nj=1wijInTjt+

μt+εt（3）

式中，wij為空間權(quán)重矩陣，這里選取空間鄰接矩陣。

四、研究結(jié)果

基于以上研究設(shè)計(jì)，下面在結(jié)構(gòu)視角下從全國(guó)和區(qū)域尺度分別討論不同類型高校創(chuàng)新投入及其空間溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

（一）基于全國(guó)尺度分析

從全國(guó)尺度并按照理工農(nóng)醫(yī)類和人文社科類兩類分別就高校創(chuàng)新投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接動(dòng)態(tài)效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分析。表1報(bào)告了OLS模型和基于鄰接矩陣的空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型回歸結(jié)果。與OLS模型相比，空間模型的擬合優(yōu)度均有所提高，變量的系數(shù)也基本有所下降，這是由于OLS模型忽視空間溢出效應(yīng)所致。從檢驗(yàn)結(jié)果看，空間模型中F值、Wald值和Morans I值均顯著，能夠反映模型的空間相關(guān)性。從空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型回歸結(jié)果看，被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)在1%水平下顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受上期基數(shù)影響較大;資本投入、勞動(dòng)力投入和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，資本投入、勞動(dòng)力投入對(duì)周邊區(qū)域的溢出效應(yīng)為負(fù)，顯示為競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng);進(jìn)出口對(duì)周邊區(qū)域溢出效應(yīng)為正，具有協(xié)同效應(yīng)。

從總體上看，全國(guó)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均顯著為正，并對(duì)周邊區(qū)域具有顯著的正向溢出效應(yīng)。從理工農(nóng)醫(yī)類看，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均顯著為正，并且對(duì)周邊區(qū)域具有顯著的正向溢出，存在較強(qiáng)的擴(kuò)散帶動(dòng)效應(yīng)。從人文社科類看，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)和周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為1%置信水平下正向顯著，這也與全國(guó)層面基本一致;試驗(yàn)發(fā)展研究投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)顯著為正，且對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向溢出效應(yīng)，存在較強(qiáng)的擴(kuò)散帶動(dòng)效應(yīng);全時(shí)當(dāng)量人員對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)，具有吸附制約效應(yīng)，較之全國(guó)和理工農(nóng)醫(yī)類呈現(xiàn)出不同影響。見表1。

表1基于系統(tǒng)GMM的空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果

變量

全國(guó)

理工農(nóng)醫(yī)類

人文社科類

OLS

鄰接矩陣

OLS

鄰接矩陣

OLS

鄰接矩陣

C

-1185***

1176**

-1168***

0876

-1361***

0558

GDP-1

—

0562***

—

0606***

—

0551***

Ln K

0717***

0119***

0721***

0110***

0724***

0160***

Ln L

0229***

0112**

0225***

0125**

0230***

0198***

Ln T

0096***

0027***

0100***

0021**

0100***

0023**

Ln RDb

0027**

0029***

0008

0011*

0043***

0018***

Ln RDa

0022

0020***

0025*

0016**

-0003

0013***

Ln RDe

0017***

-0001

0019***

0000

0000

0000

Ln RDp

-0053***

-0002

-0047***

-0003

-0013

-0017***

W*ln K

-0144***

-0113***

-0058**

W*ln L

-0255***

-0267***

-0248**

W*ln T

0153***

0154***

0154***

W*Ln RDb

0070***

0047***

0045***

W*Ln RDa

0077***

0069***

0043***

W*Ln RDe

0002

-0002

0014***

W*Ln RDp

-0057

-0014

-0081***

R-squared

0992

0997

0992

0997

0991

0997

F

6422***

8166***

6411***

7733***

5980***

8686***

Wald

122500***

115998***

130303***

MoranI

0289***

0311***

120426***

Log L

692650

683922

669315

注：*p<01; ** p<005; *** p<001。

（二）基于區(qū)域尺度分析

下面按照理工農(nóng)醫(yī)類和人文社科類分別從東、中、西三個(gè)區(qū)域就高校創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分析，實(shí)證結(jié)果見表2。從檢驗(yàn)結(jié)果看，F(xiàn)值、Wald值以及Morans I值反映了模型的空間相關(guān)性。從空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型回歸結(jié)果看，被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)在1%水平下均顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度受上期基數(shù)影響;相比而言，資本投入、勞動(dòng)力投入和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)在不同區(qū)域存在分化現(xiàn)象。

從理工農(nóng)醫(yī)類高校角度：直接效應(yīng)方面，東部地區(qū)三類創(chuàng)新研究經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均顯著為正;西部地區(qū)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均在1%置信水平下顯著為正;而中部地區(qū)僅研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均在1%置信水平下顯著為正。空間溢出效應(yīng)方面，東部地區(qū)基礎(chǔ)研究、西部地區(qū)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究，以及中部地區(qū)應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展研究和研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員投入都對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向溢出效應(yīng);而中部地區(qū)基礎(chǔ)研究和西部地區(qū)研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員投入則產(chǎn)生顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)。

從人文社科類高校角度：直接效應(yīng)方面，中部和西部地區(qū)應(yīng)用研究、東部地區(qū)研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員，以及西部地區(qū)試驗(yàn)發(fā)展研究投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)均顯著為正?？臻g溢出效應(yīng)方面，東部地區(qū)基礎(chǔ)研究和試驗(yàn)發(fā)展研究，以及西部地區(qū)的應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展研究投入都對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向溢出效應(yīng);而東部地區(qū)和西部地區(qū)的研發(fā)全時(shí)當(dāng)量人員、中部地區(qū)和西部地區(qū)的基礎(chǔ)研究投入則產(chǎn)生顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)。

表2基于系統(tǒng)GMM的空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果

變量

理工農(nóng)醫(yī)類

人文社科類

東部地區(qū)

中部地區(qū)

西部地區(qū)

東部地區(qū)

中部地區(qū)

西部地區(qū)

C

-1811*

-4807

466***

-1112

8464*

3844***

GDP-1

0533***

0743***

0625***

0510***

0753***

0788***

Ln K

0141***

-0068

0114***

0166***

0001

0005

Ln L

0102*

-0230

-0071

0106*

-0170

-0033

Ln T

0020

0050***

0007

0041**

0055**

0014

Ln RDb

0032**

-0019

0025***

-0003

-0016

-0008

Ln RDa

0027**

0013

0029***

-0008

0050***

0019***

Ln RDe

0009**

0006

0002

-0003**

0002

0002**

Ln RDp

0035

0074**

-0031**

0027**

-0099**

0008

W*ln K

-0139***

-0100

-0178***

0023

0230***

0012

W*ln L

0056

0602

-0495***

-0061

-0890

-0558***

W*ln T

0164***

0120***

0152***

0184***

0131***

0112***

W*Ln RDb

0062**

-0093***

0090***

0054***

-0148***

-0043**

W*Ln RDa

0026

0163***

0068***

0010

0017

0051***

W*Ln RDe

-0001

0076***

0000

0007*

0004

0012***

W*Ln RDp

0013

0157**

-0091***

-0097***

-0138*

0023

R-squared

0998

0997

0997

0998

0997

0997

F

3878***

2159***

3080***

3991***

1651***

2723***

Wald

58171***

32399***

46207***

59866***

24767***

40851***

MoranI

2488**

0261***

0241***

0096*

0484***

0307***

Log L

289077

208033

275428

295045

194695

264974

注：*p<01; ** p<005; *** p<001。這里，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、湖南、湖北、河南，西部地區(qū)包括四川、廣西、云南、貴州、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶、西藏。

五、結(jié)論與建議

本文首先基于一個(gè)經(jīng)濟(jì)地理增長(zhǎng)模型，探討了高校創(chuàng)新投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，揭示出創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的增長(zhǎng)促進(jìn)和空間溢出作用;然后運(yùn)用空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型，在結(jié)構(gòu)視角下從全國(guó)和區(qū)域?qū)用鏅z驗(yàn)了不同類型高校創(chuàng)新投入及其空間溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。主要結(jié)論表明：從全國(guó)來看，高校創(chuàng)新投入中基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)和溢出效應(yīng);按類型分理工農(nóng)醫(yī)類和人文社科類高校基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入也表現(xiàn)為促進(jìn)和溢出效應(yīng)。區(qū)域?qū)用?，東部地區(qū)兩類高校創(chuàng)新投入中基礎(chǔ)研究投入正向溢出效應(yīng)明顯，中部地區(qū)理工農(nóng)醫(yī)類高校正向溢出效應(yīng)顯著，西部地區(qū)兩類高校創(chuàng)新投入也都有外溢效應(yīng)，但呈現(xiàn)正負(fù)分化現(xiàn)象。

基于以上研究結(jié)論，提出如下建議：一是強(qiáng)化高校創(chuàng)新投入，從經(jīng)費(fèi)投入角度持續(xù)加大投入力度，力爭(zhēng)投入經(jīng)費(fèi)與GDP增速保持同步，確保高校創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入合理增長(zhǎng);從創(chuàng)新人員角度，堅(jiān)持“質(zhì)”“量”并舉，加大科研創(chuàng)新人員培養(yǎng)培訓(xùn)力度，切實(shí)提升創(chuàng)新能力，確保適應(yīng)高質(zhì)量發(fā)展需要的創(chuàng)新人員供給。二是優(yōu)化投入結(jié)構(gòu)實(shí)效。運(yùn)用系統(tǒng)化思維，統(tǒng)籌安排理工農(nóng)醫(yī)類、人文社科類和基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展類研究經(jīng)費(fèi)投入，持續(xù)優(yōu)化投入結(jié)構(gòu)，不斷提高經(jīng)費(fèi)投入精準(zhǔn)化水平;結(jié)合高校自身科技創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)和定位，合理優(yōu)化基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展研究經(jīng)費(fèi)投入結(jié)構(gòu);注重研究實(shí)效提升，切實(shí)提高經(jīng)費(fèi)使用效益。三是深化協(xié)作創(chuàng)新。鼓勵(lì)開展跨區(qū)域、跨高校、跨學(xué)科合作交流，探索建立科研投入使用共享機(jī)制，避免大量重復(fù)性人力物力投入;大力支持高校與科研機(jī)構(gòu)和企業(yè)開展科學(xué)研究、人才培養(yǎng)合作，促進(jìn)人文社科類高校與政府、企業(yè)合作，充分發(fā)揮知識(shí)溢出效應(yīng)。四是深化創(chuàng)新體制改革。破除各類體制機(jī)制壁壘，完善以創(chuàng)新和質(zhì)量為導(dǎo)向的科研評(píng)價(jià)機(jī)制，健全知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制，有效激發(fā)各類創(chuàng)新要素活力，不斷釋放出巨大的“創(chuàng)新”改革紅利。

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