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研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長

2021-08-19 14:24范曉莉
商業(yè)研究 2021年4期
關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)增長

關(guān)鍵詞:研發(fā)強度;本地市場效應(yīng);經(jīng)濟(jì)增長;新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)

中圖分類號:F061.5;F062.3??文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A??文章編號:1001-148X(2021)04-0017-08

收稿日期:2020-12-22

作者簡介:范曉莉(1982-),女,黑龍江綏棱人,天津城建大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,研究方向:城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

基金項目:天津市科技發(fā)展戰(zhàn)略研究計劃項目“天津市科技創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)演化路徑與發(fā)展建設(shè)研究”,項目編號:18ZLZXZF00280;天津城鎮(zhèn)化與新農(nóng)村建設(shè)研究中心開放基金項目“新時代天津市創(chuàng)新環(huán)境與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級耦合研究”,項目編號:KFJJ18-03。

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài),科技創(chuàng)新已成為引領(lǐng)現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要引擎。因此,我國各地區(qū)不斷出臺各種創(chuàng)新政策,推動創(chuàng)新活動集聚,研發(fā)投入強度也隨之提高,集聚創(chuàng)新已成為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。然而,由于研發(fā)強度存在周期行為特征,僅依靠單一創(chuàng)新政策來推動研發(fā)強度的提升,這一政策支持效果并不明顯[1]。如何發(fā)揮研發(fā)強度對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用、實現(xiàn)本地市場效應(yīng)已成為亟待解決的重要問題。

目前,國內(nèi)外關(guān)于研發(fā)強度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的相關(guān)研究也較為豐富。部分學(xué)者首先從研發(fā)強度的周期特征開展了系統(tǒng)分析。一種觀點認(rèn)為研發(fā)強度存在逆周期特征。Walde(2002)的研究認(rèn)為資源通過資本積累與研發(fā)活動邊際產(chǎn)出之間的相對變化而發(fā)生流動,從而發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費支出這一逆周期變化特征[2]。Francois?&?Lloyd-Ellis(2003)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)緊縮時企業(yè)家更傾向于開展研發(fā)活動并投入更多的研發(fā)經(jīng)費[3]。程惠芳等(2015)認(rèn)為我國研發(fā)強度與宏觀經(jīng)濟(jì)總量呈反方向變動,而持續(xù)的經(jīng)濟(jì)波動又會對研發(fā)強度產(chǎn)生強烈的負(fù)效應(yīng)[1]。文武等(2015)又進(jìn)一步證實產(chǎn)生這種逆周期的原因是機(jī)會成本效應(yīng)以及研發(fā)經(jīng)費支出變化幅度較低[4]。另一種觀點則以發(fā)達(dá)國家為例研究研發(fā)強度與一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,驗證支持研發(fā)活動和強度的順周期特征[5-6]。另外,還有部分學(xué)者探討了研發(fā)強度對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接效應(yīng)。Lucas(1988)認(rèn)為研發(fā)強度有助于企業(yè)提高自主研發(fā)能力,獲得更多的技術(shù)進(jìn)步[7]。這一過程中,可以促使企業(yè)提供種類多、技術(shù)含量高的產(chǎn)品,也通過技術(shù)成果轉(zhuǎn)化推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[8]。

“本地市場效應(yīng)”這一重要概念的提出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的意義。學(xué)者們也相繼從不同視角研究本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)理。Donald等?(1999)研究本地市場效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性,提出若某個產(chǎn)業(yè)具有本地市場效應(yīng),則更易形成產(chǎn)業(yè)集聚[9]。此后,國內(nèi)學(xué)者研究也將關(guān)注點集中在產(chǎn)業(yè)集聚的本地市場效應(yīng),大部分觀點認(rèn)為中國的制造業(yè)存在很強的本地市場效應(yīng),而本地市場效應(yīng)也加快了勞動力在區(qū)域間的轉(zhuǎn)移[10-11]。還有學(xué)者更為關(guān)注本地市場效應(yīng)與出口、消費及研發(fā)之間的關(guān)系,研究認(rèn)為:本地市場效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)有助于促進(jìn)出口,而國內(nèi)大市場也是發(fā)揮本地市場效應(yīng)的關(guān)鍵[12-13];本地市場規(guī)模的擴(kuò)大還有助于企業(yè)自主研發(fā),從而推動技術(shù)進(jìn)步[14]??傮w來看,本地市場效應(yīng)主要通過產(chǎn)業(yè)布局的調(diào)整和消費需求導(dǎo)致的市場規(guī)模變化將需求的空間分布與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來[15]。

綜上所述,本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響已被學(xué)者們廣泛證實,而研發(fā)強度對經(jīng)濟(jì)增長的影響則觀點各異。本文認(rèn)為,研發(fā)強度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)是復(fù)雜的,并受到研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段的影響,存在周期行為特征。與此同時,隨著我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的不斷提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的完善,本地市場效應(yīng)對推動我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)大小也可能各異。因此,本文以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論為基礎(chǔ)構(gòu)建理論模型,將研發(fā)強度和本地市場效應(yīng)納入統(tǒng)一研究框架,探尋研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)理,并以中國2010-2017年省際面板數(shù)據(jù)模型為樣本,分別運用全樣本和分區(qū)域樣本分析研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng),據(jù)此提供相應(yīng)的針對性建議。

二、理論模型

(一)基本假設(shè)

Dixit?&?Stiglitz(1977)[16]的研究將規(guī)模經(jīng)濟(jì)的收益遞增和不完全競爭兩個條件納入一般均衡模型,研究認(rèn)為統(tǒng)一市場規(guī)模的擴(kuò)大有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢。Krugman(1980)進(jìn)一步討論了本地市場效應(yīng),對于企業(yè)來說,接近大市場區(qū)生產(chǎn)可實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì),又可降低運輸成本,此外,消費者集中在大市場區(qū)也有助于自身的福利狀況改善[17]。在此基礎(chǔ)上,Martin?&?Rogers(1995)通過構(gòu)建自由資本模型并提出本地市場放大效應(yīng)的存在,其強調(diào)產(chǎn)業(yè)傾向于集中在規(guī)模更大的市場,且本地市場規(guī)模的變化將會導(dǎo)致本地主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)份額更大比例的變化[18]。然而,對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政策制定者更為關(guān)心如何發(fā)揮經(jīng)濟(jì)要素的作用促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。由此,Baldwin等(2001)研究證實創(chuàng)新部門技術(shù)溢出效應(yīng)的存在會促進(jìn)企業(yè)持續(xù)的投資,進(jìn)而促進(jìn)實際產(chǎn)出和實際收入水平的提升,從而實現(xiàn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長[19];這里,將資本視為知識資本,隨著知識的積累,當(dāng)期知識的創(chuàng)新效率也會提升,但空間距離對知識的擴(kuò)散和吸收也會產(chǎn)生影響,即距離越近,知識溢出越強。這也為本文的理論研究提供了指引。

假設(shè)經(jīng)濟(jì)空間包括兩個區(qū)域(經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)E和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)W)、三個部門(現(xiàn)代部門M、傳統(tǒng)部門A和創(chuàng)新部門I)、三種要素(資本K、普通勞動力L和技能勞動力H)。傳統(tǒng)部門(A)僅使用普通勞動力生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品,且在兩個地區(qū)之間交易無成本。在壟斷競爭和規(guī)模報酬遞增的條件下,現(xiàn)代部門(M)以資本和普通勞動作為生產(chǎn)要素投入,其中,生產(chǎn)每種現(xiàn)代部門產(chǎn)品使用一單位資本,每單位產(chǎn)出使用aM單位的勞動。假設(shè)現(xiàn)代部門產(chǎn)品在不同區(qū)域之間進(jìn)行交易存在冰山交易成本τ(τ1),區(qū)域內(nèi)交易無成本。為簡化起見,進(jìn)一步假設(shè),兩個地區(qū)的普通勞動力稟賦是長期不變的。創(chuàng)新部門使用技能勞動力進(jìn)行研發(fā)成果的創(chuàng)造,用以反映知識資本的創(chuàng)造過程,當(dāng)研發(fā)成果在區(qū)域之間不能流動時,r區(qū)域(r=E,W)在每一t時期生產(chǎn)的現(xiàn)代部門產(chǎn)品的種類等于在這一區(qū)域研發(fā)創(chuàng)造的成果數(shù)量,技能勞動力的工資增長率為λ。

(二)消費者行為

假設(shè)代表性消費者擁有相同的偏好,存在跨期效用最大化問題,假設(shè)消費者的跨期替代彈性為1,則消費者的效應(yīng)函數(shù)和生活成本指數(shù)如式(1)和式(2)所示:

Uw=∫SymboleB@

i=0e-tρlnUdt,U=CμMC1-μA,CM=∫nwi=0c1-1/σidi1/1-1/σ,0<μ<1<σ(1)

P=p-1-μAP-μM,PM=∫nwi=0p-σ-1idi1/1-σ(2)

其中,CM和CA分別代表現(xiàn)代部門產(chǎn)品和傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的消費量;μ為消費者用于現(xiàn)代部門產(chǎn)品的支出占消費者總支出的比重;σ為兩種現(xiàn)代部門產(chǎn)品之間的替代彈性;Y為消費者的名義支出,也為消費者收入;PM為現(xiàn)代部門產(chǎn)品的價格指數(shù);pi為第i種現(xiàn)代部門產(chǎn)品的價格;pA為傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的價格。

那么,消費者間接效用函數(shù)可以表示為:

V=YP=YP-μMpA-1-μ(3)

(三)生產(chǎn)者行為

1.傳統(tǒng)部門。假設(shè)傳統(tǒng)部門實現(xiàn)了完全競爭的瓦爾拉斯一般均衡且產(chǎn)品交易無須成本,傳統(tǒng)產(chǎn)品的需求量為CA=1-μY/pA。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的傳統(tǒng)產(chǎn)品價格相等,可以表示為pA=aAwL=p*A=aAw*L,則兩個地區(qū)傳統(tǒng)部門勞動力工資也相等,即wL=w*L。

2.現(xiàn)代部門。假設(shè)現(xiàn)代部門生產(chǎn)的差異化產(chǎn)品均為規(guī)模報酬遞增的,f為固定成本中的要素投入,xi為第i種現(xiàn)代部門差異化產(chǎn)品的數(shù)量。則該廠商的利潤函數(shù)πi和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對該廠商產(chǎn)品的總需求xi分別如式(4)和式(5)所示:

πi=pixi-wf+aMxi?(4)

xi=μYp-σi/P1-σM(5)

3.創(chuàng)新部門。文中假設(shè)資本由創(chuàng)新部門(I)來創(chuàng)造,不能跨區(qū)域流動,且資本折舊率為δ,資本的創(chuàng)造同樣依靠消耗勞動力,每單位資本K的生產(chǎn)需要aI單位的勞動投入。一個區(qū)域的研發(fā)成本取決于資本的區(qū)位,創(chuàng)造單位資本的邊際成本為F。創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識資本數(shù)量和企業(yè)數(shù)量相等。則資本形成成本如式(6)和式(7)所示:

F=aIwL,aI=1/KwA,A=θK+η1-θK(6)

F*=a*IwL,a*I=1/KwA*,A*=ηθK+1-θK(7)

θn=θK,θ*n=θ*K(8)

其中,η用于反映知識技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間內(nèi)傳播的難易程度。η∈0,1,η=1表示知識技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間可以自由傳播,η=0表示知識技術(shù)在區(qū)域間不能傳播,0<η<1時,1-η表示知識技術(shù)在區(qū)域間傳播過程中損耗的部分。θn表示資本的空間分布,θK表示創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識資本所占份額。

(四)短期均衡

由于每個企業(yè)以一個單位的資本作為固定成本,因此,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)經(jīng)營利潤如式(9)和式(10)所示。

π=μσθKθn+τ1-σ1-θn+τ1-σ·1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw(9)

π*=μστ1-σ·θKθn+τ1-σ1-θn+1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw(10)

文中假設(shè)經(jīng)濟(jì)空間的總支出等于要素總收入與新資本的支出之差,新創(chuàng)造的資本主要用于補償資本折舊、資產(chǎn)的再創(chuàng)造以及支付技能勞動力從事研發(fā)活動的工資。另外,資本形成成本還受到資本的區(qū)位影響,因此經(jīng)濟(jì)空間的總支出可表示為:

Yw=Lw+μYw/σ-g+δ+λKaI+K*a*I(11)

其中,Lw勞動收入,且Lw=wLL+w*LL*,μYw/σ為資本收益,δ為資本折舊率,g為資本增長率,λ為技能勞動力的工資增長率。

經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的相對市場份額為:

θY=μθKτ1-σσ1-θKτ1-σθn+1-θn+1-μσθLLw-g+δ+λθKALw-g+δ+λθKA+1-θKA*1-μθKσ1θn+τ1-σ1-θn-τ1-στ1-σθn+1-θn(12)

另外,文中運用歐拉方程解釋消費者支出的最優(yōu)跨期分配,即延期支出的邊際成本等于延期支出的邊際收益,如式(13)所示,這里,r為利率,γ為邊際效用隨時間遞減速率。

Y·/Y=r-γ(13)

(五)長期均衡

長期均衡通過資本的生產(chǎn)與折舊而實現(xiàn),使用“托賓q”內(nèi)涵解釋,即資本價值與創(chuàng)造資本的成本相等時實現(xiàn)長期均衡條件。一種情況是當(dāng)兩個地區(qū)資本增長率相同時,經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)實現(xiàn)內(nèi)部均衡;另一種情況是當(dāng)某一區(qū)域占有經(jīng)濟(jì)空間內(nèi)的全部資本時,該地區(qū)也是唯一創(chuàng)造新資本的區(qū)域,并實現(xiàn)長期均衡。根據(jù)創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識資本所占份額θK隨時間的變化,可以寫出如下恒等式:

θ·K≡g-g*θK1-θK(14)

這里,長期均衡條件可寫成三種情況:(1)g=g*?;(2)θK=0;(3)θK=1。當(dāng)存在內(nèi)部均衡(g=g*)時,存在θK=1/2,則經(jīng)濟(jì)空間總支出Yw可以表示為:

Yw=11-μ/σLw-g+δ+λθKθK+η1-θK+1-θKηθK+1-θK?(15)

1.對稱均衡。當(dāng)長期對稱均衡時,即θL=θK=θY=1/2時,則Yw簡化成:

Yw=11-μ/σLw-2g+δ+λ1+η(16)

又知,兩個地區(qū)的單位資本在當(dāng)期的價值v和v*如式(17)所示,托賓q則為資本的價值與資本成本之比,如式(18)所示:

v=∫SymboleB@

0e-ρte-δte-λtπe-gtdt=πρ+δ+λ+g;v*=π*ρ+δ+λ+g(17)

q=vF=πρ+δ+λ+gwLaI=μ1+ηYw2σρ+δ+λ+g(18)

將式(16)代入托賓q,得到長期總支出:

gsym=μ1+η2σLw-1-μ/σρ-δ-λ(19)

Yw=Lw+2ρ1+η(20)

2.核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡。當(dāng)長期核心-邊緣結(jié)構(gòu)下的均衡時,即θK=1時,所有資本集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)時,資本的長期均衡增長率可以寫成:

gcp=μLw/σ-1-μ/σρ-δ-λ(21)

通過比較對稱均衡和核心-邊緣結(jié)構(gòu)下的均衡兩個情況,如式(22)所示,在集聚情況下,資本的長期增長率更高。

gcp-gsym=μ1-ηLw/2σ>0(22)

其中,當(dāng)η=1時,即知識技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間可以自由傳播情況下,對稱均衡和核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡的經(jīng)濟(jì)增長率相等;當(dāng)η=0時,即知識技術(shù)在區(qū)域間不能傳播情況下,對稱均衡與核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡時的經(jīng)濟(jì)增長率差距最大。

以上分析可得,隨著交易成本的降低,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)通過擴(kuò)大資本份額,強化了本地市場放大效應(yīng),直至核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡實現(xiàn),并且核心-邊緣結(jié)構(gòu)下資本的經(jīng)濟(jì)增長率更高。同時,若當(dāng)區(qū)域間存在知識技術(shù)轉(zhuǎn)移壁壘時,知識資本壟斷會促進(jìn)本地區(qū)的資本創(chuàng)造,從而通過知識資本的循環(huán)累積因果效應(yīng)擴(kuò)大了本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)份額,從而區(qū)域經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展。由此,本文提出如下經(jīng)驗假說:

由于知識技術(shù)溢出存在循環(huán)累積因果效應(yīng),影響本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)品種類,從而產(chǎn)生本地市場效應(yīng),進(jìn)一步對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響。因此,本地市場效應(yīng)是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長提升的重要因素,而研發(fā)強度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響則受到知識技術(shù)溢出的制約,知識技術(shù)擴(kuò)散成本的高低也會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的“增長極”和“塌陷區(qū)”出現(xiàn)。

三、計量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型選擇

文中以地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為被解釋變量,基于我國2010-2017年30個省市(除澳門、香港、西藏和臺灣)的面板數(shù)據(jù),來驗證研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的事實。模型設(shè)定如下:

pgit=α+β1tiit+β2siit+β3kfit+γ1clit+γ2rdit+μit(23)

i=1,…,N;t=1,…T

μit=μi+νit;μi~I(xiàn)ID0,σ2μ;νit~I(xiàn)ID0,σ2ν

其中,i表示截面?zhèn)€體,t表示年份,N表示界面的個數(shù),T表示年份跨度,α表示常數(shù)項。β和γ為估計參數(shù),μit表示誤差項,μi表示不可觀測到的個體特殊效應(yīng),νit表示剩余的隨機(jī)擾動。文中的指標(biāo)變量說明如下:

(1)經(jīng)濟(jì)增長(pgit)。企業(yè)對新資本的持續(xù)投資,會引起經(jīng)濟(jì)活動的空間聚集,而這種聚集必然帶來地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。為真實反映持續(xù)的長期經(jīng)濟(jì)增長狀況,探究影響內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的原因,文中采用人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

(2)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中伴隨著交易成本的變化,企業(yè)的利潤和個人的福利也隨之發(fā)生改變,從而進(jìn)行區(qū)位選擇。這一過程反映出產(chǎn)業(yè)空間布局的變化過程,從而通過產(chǎn)業(yè)區(qū)位的改變來實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。這里采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來表示第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(siit),采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(tiit)。

(3)資本投資(kfit)。資本投入的增加將會導(dǎo)致生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大,促進(jìn)消費者支出的增加,從而進(jìn)一步放大了本地市場規(guī)模。這里采用資本形成總額衡量資本投資。

(4)地區(qū)居民收入水平(clit)。初始收入水平高的地區(qū),隨著資本份額的擴(kuò)大,產(chǎn)品種類也隨之增加,將降低該地區(qū)的生活成本指數(shù),居民的實際收入將會上升,從而該地區(qū)也將會越來越富裕,進(jìn)一步強化了這種放大效應(yīng),即產(chǎn)生本地市場放大效應(yīng)。這里選用地區(qū)人均可支配收入來代表地區(qū)居民收入水平。

(5)研發(fā)經(jīng)費支出強度(rdit)。隨著資本的增加,溢出效應(yīng)增強,技能人才將會創(chuàng)造更多的知識和技術(shù),從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。但需要關(guān)注的是,區(qū)際之間的知識技術(shù)溢出要比區(qū)域內(nèi)部知識技術(shù)溢出受到更大的阻礙,從而長期均衡區(qū)位將最終影響長期的經(jīng)濟(jì)增長速度。文中參考郝壽義和曹清峰(2019)的研究,采用研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的比重來衡量研發(fā)經(jīng)費支出強度。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選用的數(shù)據(jù)來源于2011-2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》;變量以2009年為基期進(jìn)行消除通貨膨脹處理,并對所有變量均取自然對數(shù),以消除異方差的影響。

四、研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)評估

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整檢驗

文中設(shè)定以人均地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量,以資本投資、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平為核心解釋變量的計量模型,逐步引入變量地區(qū)居民收入水平和研究經(jīng)費支出強度,從而分析創(chuàng)新驅(qū)動我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型的路徑。為保證面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)估計的有效性,文中分別采用LLC檢驗、ADF檢驗、PP檢驗形式來驗證各變量的平穩(wěn)性(表1)。其中,人均地區(qū)生產(chǎn)總值(pgit)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(siit)、資本投入(kfit)、居民收入水平(clit)、研發(fā)經(jīng)費支出強度(rdit)等5個變量為0階單整,而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(tiit)為一階單整。因此,運用Kao協(xié)積檢驗(1999)對變量Δtiit、siit、kfit、clit、rdit和pgit之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗,ADF值為-4.6309(p=0.0000),通過了1%的顯著性檢驗,說明變量資本投資、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的增長率、居民收入水平、研發(fā)經(jīng)費支出強度和人均地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

(二)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果與解釋

為了考察我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因素,分別構(gòu)建了2010-2017年的全國樣本、分區(qū)域靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來分析研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng),驗證我國研發(fā)經(jīng)費支出強度的逆周期特征。根據(jù)似然比LR檢驗,上述面板數(shù)據(jù)構(gòu)建的模型均設(shè)定為固定效應(yīng)模型(FE),如表2和表3所示為全國和分區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響因素的回歸結(jié)果。

根據(jù)表2和表3所示的研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)估計結(jié)果,具體解釋如下:

首先,第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升將有助于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。模型(1)—模型(3)中第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正,說明第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是現(xiàn)階段加快我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要影響因素,特別是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的加快對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用仍十分顯著。當(dāng)引入全部變量后,在其他變量不變的情況下,模型(3)中第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重每提高1%,會提高人均地區(qū)生產(chǎn)總值0.5007個百分點,相比之下,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的增長率每提高1%,僅會提高人均地區(qū)內(nèi)生產(chǎn)總值0.0691個百分點,顯著低于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。這也說明了我國現(xiàn)階段第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的正向促進(jìn)作用還未能全部發(fā)揮出來。與全樣本一致的是,我國東、中、西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升仍是促進(jìn)三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素,特別是對中西部地區(qū)而言,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍以第二產(chǎn)業(yè)為主,第二產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的特征仍較為明顯,其中,西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整成效凸顯,第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重由2013年的37.3%增加到2017年的46.7%。相對于第二產(chǎn)業(yè)而言,東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)主要以附加值高、低能耗的服務(wù)業(yè)為主,其對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向效應(yīng)十分顯著;與全樣本有所差異的是,中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平帶動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用尚未發(fā)揮出來,甚至呈現(xiàn)出一定的負(fù)效應(yīng),原因在于中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一,呈現(xiàn)出明顯的重型化和同質(zhì)化現(xiàn)象,工業(yè)能源消費總量占比高,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同化明顯,導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、短時期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整難度大。

其次,資本投入的增加與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。模型(1)—模型(3)中資本投入的系數(shù)均顯著為正,說明資本投資仍是現(xiàn)階段推動我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。模型(1)中資本投入每增加1%,人均地區(qū)生產(chǎn)總值將提升0.1246個百分點,當(dāng)引入全部變量后,人均地區(qū)生產(chǎn)總值也將増至0.1592個百分點。這說明,多年來擴(kuò)大資本投資一直是推動我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素,這與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段是分不開的。但區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡仍是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要問題,資本投資對我國東部地區(qū)的正向推動效應(yīng)最為明顯,資本投資每擴(kuò)大1%,將促進(jìn)我國東、中、西部人均地區(qū)生產(chǎn)總值分別提升0.4729、0.2195和0.0757個百分點。綜合研判,與東部相比,中西部地區(qū)資本的投資效率偏低,特別是西部地區(qū)資本的產(chǎn)出效率相對較低,這也導(dǎo)致了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距逐步拉大。

再次,居民收入水平的提高是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。模型(2)—模型(3)中居民收入水平的系數(shù)顯著為正,在其他因素不變的條件下,地區(qū)居民收入水平每提高1%,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升0.1634%,原因在于居民收入結(jié)構(gòu)改善且平穩(wěn)增長,特別是農(nóng)村居民收入持續(xù)保持較快增長,一方面拉動了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的消費力度,另一方面縮小了城鄉(xiāng)收入差距,從而提高了居民收入水平,實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效。分區(qū)域來看,我國東、中、西部地區(qū)這一帶動效應(yīng)也十分明顯,人均可支配收入增長1%,三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將分別提升0.3107%、0.2662%和0.2641%。整體來看,東部地區(qū)的收入增長效應(yīng)仍是最為顯著的,這也帶來了較大的市場消費需求,本地市場放大效應(yīng)十分明顯。另外,隨著我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快,中西部地區(qū)的居民收入水平也在逐步提升,特別是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進(jìn)入城鎮(zhèn)地區(qū),獲得了更高的收入,其收入增長帶來的本地市場效應(yīng)又會進(jìn)一步推進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

最后,研發(fā)經(jīng)費支出強度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出一定的負(fù)向效應(yīng)。模型(3)中研發(fā)經(jīng)費支出強度的系數(shù)顯著為負(fù),為-0.076。說明研發(fā)經(jīng)費支出強度與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,仍呈現(xiàn)出較為顯著的逆周期特征。分區(qū)域來看,東部和中部地區(qū)的這一負(fù)向效應(yīng)還是十分顯著的,系數(shù)分別為-0.1692和-0.0839,再次驗證了研發(fā)強度的這一逆周期特征。相比之下,西部地區(qū)由于本地區(qū)的研究與開發(fā)能力有限,研發(fā)經(jīng)費支出強度對人均地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向效應(yīng)并不顯著,系數(shù)未通過顯著性檢驗。整體來看,我國研發(fā)經(jīng)費支出強度整體處于逐步增長態(tài)勢,但絕大部分省市的研發(fā)經(jīng)費支出強度仍低于2%,特別是由于我國各區(qū)域間要素稟賦差異較大,各地區(qū)培育創(chuàng)新主體能力有限,研發(fā)經(jīng)費支出強度不足也成為制約各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長動力轉(zhuǎn)換的主要原因。此外,我國研發(fā)經(jīng)費支出強度低的省份差距呈現(xiàn)逐步縮小趨勢,但研發(fā)經(jīng)費支出強度相對較高的省份差距仍呈逐步擴(kuò)大態(tài)勢,分化趨勢仍較為明顯,這也是制約我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的又一重要原因。

五、結(jié)論與建議

為深入探究研發(fā)強度、本地市場效應(yīng)對我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng),文中以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論為基礎(chǔ),構(gòu)建了兩區(qū)域三要素兩部門模型分析其內(nèi)在相互影響機(jī)理,在此基礎(chǔ)上,運用我國2010-2017年省際面板數(shù)據(jù)模型分析我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素,并驗證研發(fā)強度的逆周期特征。結(jié)論如下:(1)第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是影響我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升仍是促進(jìn)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,特別是對中西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的特征仍較為明顯,值得關(guān)注的是中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)尚未體現(xiàn)出推動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用。(2)擴(kuò)大資本投資一直是推動我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要動力,由于東部地區(qū)資本投資引致的消費規(guī)模和力度較強,本地市場放大效應(yīng)凸顯,由此資本投資對我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向推動效應(yīng)最為明顯。(3)居民收入水平是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升的重要原因。我國東、中、西部地區(qū)這一正向促進(jìn)效應(yīng)均十分明顯,但東部地區(qū)的收入增長效應(yīng)仍是最為顯著的,由此引致的本地市場效應(yīng)更為突出。(4)研發(fā)經(jīng)費支出強度對我國人均地區(qū)生產(chǎn)總值的積極作用尚未發(fā)揮出來,仍然存在研發(fā)經(jīng)費支出與宏觀經(jīng)濟(jì)總量呈反方向變動這一逆周期特征,研發(fā)經(jīng)費支出強度不夠和區(qū)域分化特征是制約我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)動力轉(zhuǎn)換及協(xié)調(diào)發(fā)展的主要短板,一定程度上阻礙了區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

根據(jù)上述研究結(jié)論,本文提出如下建議:

第一,結(jié)合本地區(qū)要素稟賦,加大重點行業(yè)和領(lǐng)域的資本投資力度,運用政策工具推進(jìn)資本的跨區(qū)域有序流動。各地區(qū)應(yīng)加快營造良好的營商環(huán)境,聚焦各地區(qū)重點產(chǎn)業(yè)和領(lǐng)域,構(gòu)建推進(jìn)東中西地區(qū)互動協(xié)調(diào)發(fā)展的全國統(tǒng)一市場;推進(jìn)各區(qū)域重大工程和新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),重點加強對中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的投資力度,加大促進(jìn)中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的政策扶持力度;充分利用域內(nèi)和域外的創(chuàng)新資源,重視科技人才的原始自主創(chuàng)新,打造區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展共同體;激發(fā)社會資本的活力,拓寬多元資本投資渠道,健全多元投入保障機(jī)制,促進(jìn)資本跨區(qū)域有序自由流動。

第二,以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線,以產(chǎn)業(yè)需求為導(dǎo)向,切實推進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長由投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變,實現(xiàn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈向高端化發(fā)展。各地區(qū)應(yīng)加強要素資源配置,集聚智能創(chuàng)新資源,積極通過自主創(chuàng)新推進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級,打造完善可靠的全產(chǎn)業(yè)閉環(huán)供應(yīng)鏈;由單一制造型向“制造+服務(wù)”轉(zhuǎn)變,實現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚和發(fā)展,為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新動力[20]。

第三,打通區(qū)域間、行業(yè)間科技資源的共享渠道,制定匹配本地區(qū)要素稟賦的科技創(chuàng)新政策,提高研發(fā)強度和創(chuàng)新效率。充分發(fā)揮政府引導(dǎo)基金的作用,出臺科技創(chuàng)新精準(zhǔn)扶貧政策,打造跨區(qū)域、跨行業(yè)產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟,激勵企業(yè)自主創(chuàng)新的積極性;加大科技創(chuàng)新資源與研發(fā)經(jīng)費投入,以科技成果轉(zhuǎn)化為導(dǎo)向鼓勵中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,并在政策層面予以相應(yīng)支持;逐步推進(jìn)東部地區(qū)的創(chuàng)新資源向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,優(yōu)化區(qū)域科技資源的合理配置,從而助推我國創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率的整體提升。

第四,多措并舉提升居民可支配收入水平,積極拓展新型消費形態(tài),打造地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新引擎。強化工資收入與企業(yè)效益同向聯(lián)動機(jī)制,落實工資性收入穩(wěn)步提升的政策,完善社會保障機(jī)制,同步推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的社保全覆蓋,努力提升經(jīng)營性、財產(chǎn)性收入對居民的人均可支配收入水平的貢獻(xiàn)率;在持續(xù)推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧的基礎(chǔ)上,拓寬中低收入群體的增收渠道,加大對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度,有效激發(fā)消費的潛力和活力;放寬生活服務(wù)消費領(lǐng)域市場準(zhǔn)入,構(gòu)建生活性服務(wù)業(yè)發(fā)展體系,以產(chǎn)業(yè)能級提升吸引創(chuàng)新型企業(yè)集聚,打造吸納本地就業(yè)與推動消費升級的新引擎;強化技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)產(chǎn)品市場需求的提升,培育壯大新型消費形態(tài),推動消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和升級,以科技創(chuàng)新促進(jìn)區(qū)域消費能力的提升。

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(責(zé)任編輯:鄭州)

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