馬成文 洪 宇

（安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

十九大報告明確提出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變。改革開放以來，我國經(jīng)濟高速增長主要是依靠資源要素高投入加以驅(qū)動的，但伴隨著資源供給日趨緊張、人口紅利不斷減弱、生態(tài)環(huán)境約束逐漸增強，傳統(tǒng)增長模式難以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。培育壯大新動能，加快新舊動能轉(zhuǎn)換，以成為支撐經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要著力點。為此，國家和各地區(qū)相繼出臺了加快新舊動能轉(zhuǎn)換的相關(guān)政策，但由于在產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、人力資本、管理機制等方面存在區(qū)域差異性，因而新動能培育水平及其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響效應(yīng)也必然存在區(qū)域非平衡性。本文將采用結(jié)構(gòu)方程模型法對各地區(qū)新動能培育水平進行測度，并在此基礎(chǔ)上運用空間計量模型分析新動能對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)和影響效應(yīng)，以便為各地政府完善相關(guān)政策措施提供參考依據(jù)。

二、模型設(shè)定

（一）變量選取

新動能就是以技術(shù)創(chuàng)新為重要支撐、以制度變革為基本保證、以轉(zhuǎn)型升級為核心內(nèi)容推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的新變革力量。遵循科學(xué)性、系統(tǒng)性、可操作性等原則，現(xiàn)從技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級方面構(gòu)建反映區(qū)域新動能培育水平的統(tǒng)計指標，并將其作為多層結(jié)構(gòu)方程模型和空間計量模型中的相關(guān)變量。現(xiàn)選取R&D人員從業(yè)比重、R&D經(jīng)費占GDP比重、企業(yè)R&D經(jīng)費增長率、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入占主營業(yè)務(wù)收入比重、每百名R&D人員專利授權(quán)數(shù)、技術(shù)市場交易額增長率等指標反映技術(shù)創(chuàng)新水平；選取地方財政收入占GDP比重、非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重、城鎮(zhèn)非國有單位從業(yè)人員比重等指標反映制度變革水平；選取戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、高技術(shù)制造業(yè)增加值占規(guī)模以上工業(yè)增加值比重、電子商務(wù)銷售額增長、消費貢獻率、文教交通通訊消費支出比重、高技術(shù)產(chǎn)品出口額占出口總額比重等指標反映轉(zhuǎn)型升級水平。

經(jīng)濟高質(zhì)量的發(fā)展成效主要表現(xiàn)在經(jīng)濟保持中高速增長、能源資源消耗效率不斷提高、人民生活質(zhì)量日趨改善等方面，可選用人均GDP增長率、居民人均可支配收入、單位GDP能耗降低率等指標予以衡量。

（二）多層結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程模型為第二代多元數(shù)據(jù)分析技術(shù)，由于它同時含有顯變量和潛變量，因而相較于傳統(tǒng)綜合評價方法，它可以更全面地分析變量間的影響路徑及影響效應(yīng)。結(jié)構(gòu)方程模型包括結(jié)構(gòu)方程和測量方程兩個基本方程，前者主要通過路徑分析刻畫潛變量之間的關(guān)系，后者主要用于描述潛變量與顯變量之間的關(guān)系。對于一般結(jié)構(gòu)方程模型（SEM），由于要求觀察數(shù)據(jù)間相互獨立，因而僅適用于單一層次數(shù)據(jù)；對于含有多層（嵌套）的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)間往往存在相關(guān)性，則需要應(yīng)用基于HLM框架的多層結(jié)構(gòu)方程模型(MSEM)。本文應(yīng)用后者進行綜合評價。

新動能水平多層結(jié)構(gòu)方程模型形式為：

其中，式(1)反映內(nèi)生潛變量和外生潛變量間的因果關(guān)系，x表示新動能顯變量集合，y表示新動能潛變量集合，B為新動能內(nèi)生潛變量之間相互影響的關(guān)系矩陣，Γ為新動能外生潛變量對其內(nèi)生潛變量的關(guān)系矩陣，ζ表示方程不能夠解釋的部分。式(2)表示由自變量到中介變量路徑，它以HLM為框架，將模型分為顯變量層和潛變量層，且前者嵌套于后者，Xit表示時間t的創(chuàng)新驅(qū)動、制度變革、轉(zhuǎn)型升級矩陣；發(fā)展成效為中介變量，以Mij,t表示，為中介系數(shù)，εij,t為模型殘差。式(3)表示由中介變量到因變量部分，其中，Xjt僅對中介效應(yīng)組間分布產(chǎn)生影響。

根據(jù)上述模型設(shè)定，可對新動能中的創(chuàng)新驅(qū)動、制度變革、轉(zhuǎn)型升級、發(fā)展成效四個方面水平和總水平進行綜合評分，綜合評價模型為：其中，上述式中Lv(Ti)(i=1,2,3,4,n=6,3,6,3)分別表示創(chuàng)新驅(qū)動、制度變革、轉(zhuǎn)型升級、 發(fā)展成效水平綜合得分，Lv(T)表示新動能水平綜合得分；Aij表示顯變量集合，fji、wji(i=1,2,3;j=1,2,3,4)分別各顯變量、潛變量的權(quán)重系數(shù)。

（二）空間面板模型

為反映新動能對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應(yīng)，現(xiàn)選用空間面板模型。模型一般表現(xiàn)形式為：。

其中，式(6)中Nit表示i地區(qū)t時間經(jīng)濟發(fā)展成效 水 平 ；Innovationit、Systemit、Upgradeit分別表示i地區(qū)t時間技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級水平；Cit和Lit為控制變量，分別表示資本形成和從業(yè)人數(shù)；W表示空間權(quán)重矩陣，ni表示地區(qū)i的個體效應(yīng)，若其與自變量相關(guān)則選用固定效應(yīng)模型，若不相關(guān)則選用隨機效應(yīng)模型。式(7)中，M表示擾動項空間權(quán)重，ε和v表示空間隨機誤差項且均服從漸近正態(tài)分布。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

現(xiàn)以北京、上海、河南、廣東等17個省市為研究樣本，上述各變量數(shù)據(jù)來自全國和各省市《統(tǒng)計年鑒》。

（二）區(qū)域新動能水平測度分析

基于上述模型設(shè)定利用Mplus7、Stata14軟件進行運算，計算結(jié)果顯示，潛變量層由技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級到發(fā)展成效的路徑系數(shù)分別為0.740、0.699、0.933，三者路徑均為正向且系數(shù)較大；技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級之間的路徑系數(shù)分別為1.233、4.291、2.201，意味著三者之間的內(nèi)部交互效應(yīng)更為密切；顯變量層中由顯變量指向潛變量路徑方向亦為正，且系數(shù)能夠說明顯變量層響應(yīng)程度，在10%顯著性水平下，上述路徑系數(shù)估計值均能通過檢驗，意味著模型外生變量和內(nèi)生變量設(shè)置合理。在多層結(jié)構(gòu)方程模型中，系統(tǒng)乘積檢驗結(jié)果Z=2.849，結(jié)果顯著；在5%顯著水平下，中介效應(yīng)CI=0.385[0.292,0.621]，表明存在中介效應(yīng)，多層結(jié)構(gòu)方程模型層次劃分合理。

根據(jù)上述路徑系數(shù)計算得到各影響因素權(quán)重系數(shù)，進而可以測度我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級分項水平得分及新動能總水平得分，計算結(jié)果見表1。

由表1可以看出：一是，從總體來看，2015～2017年我國全域技術(shù)創(chuàng)新水平、轉(zhuǎn)型升級水平及新動能總水平均呈現(xiàn)上升趨勢，制度變革水平變動不明顯。二是，從分省份來看，2015～2017年區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級分項水平及新動能總水平呈三種分化變動狀況：①上升趨勢，這部分省市數(shù)約占全部樣本數(shù)的一半，如山西、安徽等，這類地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)較為薄弱，但及時轉(zhuǎn)換經(jīng)濟發(fā)展新動能發(fā)展，其技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)更新?lián)Q代能力上升空間大；②波動趨勢，這部分省市約占全部樣本省市的三分之一，如上海、北京、浙江等，這類地區(qū)經(jīng)濟、科技、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)較好，但各項發(fā)展指數(shù)基數(shù)大，上升瓶頸突破較難，但其自身不缺乏發(fā)展動力，因此經(jīng)濟發(fā)展新動能水平有所波動；③下滑趨勢，這只有個別省市，如天津、海南等，這類地區(qū)再發(fā)展動力不足，導(dǎo)致新動能水平下降。

（三）新動能效應(yīng)空間計量分析

1.新動能空間溢出效應(yīng)分析

現(xiàn)采用經(jīng)濟距離（人均GDP）和地理距離（經(jīng)緯度）為基礎(chǔ)計算的組合空間權(quán)重計算全域自相關(guān)莫蘭指數(shù)。結(jié)果顯示，2015～2017年經(jīng)濟發(fā)展成效全域自相關(guān)莫蘭指數(shù)分別為0.245、0.288、0.162，表明我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展成效存在空間溢出效應(yīng)，且表現(xiàn)為正向空間自相關(guān)性，呈現(xiàn)具有高值-高值空間集聚分布特征。

2.新動能空間影響效應(yīng)分析

空間面板模型具有空間誤差模型、空間滯后模型和空間杜賓模型三種具體形式，需要根據(jù)樣本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特點和有關(guān)檢驗統(tǒng)計量加以恰當選擇。經(jīng)計算，在10%顯著性水平下，空間杜賓模型可以通過LM檢驗、Wald檢驗。利用ML法估計的空間杜賓模型變量系數(shù)分別見表2，其中，直接效應(yīng)（α）為變量x的系數(shù)，間接效應(yīng)（β）為變量Wx的系數(shù)。

表1 2015～2017年我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展新動能分項水平得分及總水平得分

表2顯示，估計的全國模型判定系數(shù)為0.9237，表明模型擬合程度好；豪斯曼檢驗系數(shù)為18.712，說明建立隨機效應(yīng)模型更為適宜；在10%顯著性水平下，技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級、資本形成、從業(yè)人數(shù)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)參數(shù)估計結(jié)果均可以通過顯著性檢驗，說明我國全域新動能成效與技術(shù)創(chuàng)新、非國有企業(yè)成分比重、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級密不可分，并且資本形成、勞動力水平的作用也不可忽視；除制度變革變量外，其它變量的直接效應(yīng)均強于間接效應(yīng)，意味著新動能舉措對本地區(qū)發(fā)展成效影響較強，對其它地區(qū)擴散性較弱；在直接效應(yīng)中，技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)最大，表明我國經(jīng)濟發(fā)展主要由技術(shù)創(chuàng)新所帶動；在間接效應(yīng)中，資本形成系數(shù)最大，說明我國區(qū)域間資本流動性較強，可以通過資本轉(zhuǎn)移來提升欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。

分地區(qū)估計模型判定系數(shù)均在0.89以上，說明各估計模型擬合程度均較好；豪斯曼檢驗系數(shù)均在拒絕域內(nèi)，說明模型不可觀測效應(yīng)與可觀測變量相關(guān)，適合建立固定效應(yīng)模型；各地區(qū)新動能發(fā)展成效均受技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級、資本形成、從業(yè)人數(shù)影響，但影響效應(yīng)各地區(qū)不盡相同。華東地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級的直接效應(yīng)均弱于間接效應(yīng)，表明在華東地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展一體化程度高，區(qū)域新動能空間溢出效應(yīng)強、輻射性廣。華中地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新、制度變革、轉(zhuǎn)型升級直接效應(yīng)強于間接效應(yīng)，說明華中地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展仍有很大上升空間。華北地區(qū)新動能影響效應(yīng)與華中地區(qū)基本相似，但其資金流動性較弱、從業(yè)人員空間溢出效應(yīng)較強。華南地區(qū)新動能對經(jīng)濟發(fā)展影響的直接效應(yīng)均強于其間接效應(yīng)，說明該地區(qū)政府立足于本地資源稟賦和創(chuàng)新要素，因地制宜強化新舊動能轉(zhuǎn)換。

表2 分地區(qū)新動能影響效應(yīng)空間面板模型估計結(jié)果

四、結(jié)論及建議

（一）主要結(jié)論

本文構(gòu)建了新動能水平測評指標體系，利用多層結(jié)構(gòu)方程模型對2015～2017年我國17個省市的新動能水平進行綜合評價，并運用空間面板模型實證分析了新動能對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的空間效應(yīng)，結(jié)論認為：我國全域技術(shù)創(chuàng)新、轉(zhuǎn)型升級分類水平及新動能總水平均呈現(xiàn)上升變動趨勢，但制度變革水平變動不明顯；無論新動能分類水平還是綜合水平均存在顯著的區(qū)域差異性；各類新動能對經(jīng)濟發(fā)展成效影響均存在顯著的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，但地區(qū)非均衡性也較為明顯。

（二）政策建議

1.加大技術(shù)創(chuàng)新力度。各地區(qū)應(yīng)充分利用財政資金和稅收優(yōu)惠杠桿，積極發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)作用，提升原始創(chuàng)新、引進消化吸收再創(chuàng)新能力；加強技術(shù)創(chuàng)新平臺建設(shè)，完善產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新體制機制，促進技術(shù)鏈與產(chǎn)業(yè)鏈、市場需求有效對接；加強知識產(chǎn)權(quán)保護，加快技術(shù)創(chuàng)新成果的資本化和產(chǎn)業(yè)化。

2.加快轉(zhuǎn)型升級步伐。各地區(qū)應(yīng)結(jié)合資源稟賦優(yōu)勢，強化技術(shù)創(chuàng)新成果應(yīng)用，依靠現(xiàn)代信息技術(shù)改造升級傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、培育壯大新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)和新模式；著力發(fā)展戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，促進制造業(yè)向中高端水平邁進；大力發(fā)展旅游、文化產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)優(yōu)質(zhì)高效發(fā)展。

3.積極推進制度變革。加快轉(zhuǎn)變政府職能，為技術(shù)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升級清障搭臺；深化市場配置要素改革，破除技術(shù)、資金、信息、人才等在區(qū)域、城鄉(xiāng)、行業(yè)、企事業(yè)單位間有序流動的壁壘；鼓勵民營資本進入“四新經(jīng)濟”領(lǐng)域，激發(fā)民營經(jīng)濟發(fā)展活力和創(chuàng)造力。