孫 東，周怡君

（1.南京大學 經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210093；2.東南大學 機械工程學院，江蘇 南京 210096）

改革開放三十多年來，我國抓住了以出口導向為特征的第一波經(jīng)濟全球化，成為二戰(zhàn)后經(jīng)濟全球化最大的贏家之一[1]。但是，繁榮背后也存在巨大的隱憂：一是經(jīng)濟增長仍然依賴生產(chǎn)要素的高投入和資源的高消耗，粗放型特點明顯，隨著高成本時代的到來，低價工業(yè)化模式已經(jīng)難以為繼；二是對外技術依存度較高，大量關鍵設備依賴進口，一些產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的核心技術受制于人，利潤分配受控于人[2]。因此，轉變經(jīng)濟發(fā)展方式成為國家發(fā)展的核心戰(zhàn)略，科技創(chuàng)新是轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的主要抓手。

一、文獻回顧

20世紀50年代，索洛找到了一種能夠近似地判斷科技進步對經(jīng)濟增長貢獻的方法，即索洛余值法。80年代，羅默的內(nèi)生增長理論更是將科技進步對經(jīng)濟發(fā)展研究推向了高潮。內(nèi)生增長理論認為，經(jīng)濟增長最持久的源泉在于知識生產(chǎn)和人力資本積累，技術進步和創(chuàng)新是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的長期動力。我國學者借鑒國外研究的理論與方法，對我國科技創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的相關問題進行研究，其中，對長三角科技創(chuàng)新的研究頗多。吳福象、劉志彪（2008）發(fā)現(xiàn)，各種優(yōu)質要素集聚，產(chǎn)生了要素集聚的外部經(jīng)濟性，提高了長三角城市群的研發(fā)和創(chuàng)新效率，驅動了長三角城市群的經(jīng)濟增長[3]。魏守華、姜寧、吳桂生（2009）從產(chǎn)業(yè)維度、區(qū)域維度研究了內(nèi)生創(chuàng)新努力和本土技術溢出對長三角高新技術產(chǎn)業(yè)的影響[4]。高麗娜、蔣伏心（2011）通過對寧鎮(zhèn)揚區(qū)域創(chuàng)新要素集聚與經(jīng)濟增長的關系研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新要素的集聚與擴散產(chǎn)生了區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展效應，促進了區(qū)域經(jīng)濟增長[5]。朱選功、郭為（2010）發(fā)現(xiàn)長三角等沿海地區(qū)，創(chuàng)新能力對于經(jīng)濟增長的貢獻遠遠高于內(nèi)陸省份，創(chuàng)新能力成為解釋沿海地區(qū)經(jīng)濟增長的重要原因[6]。

但是，在已有的相關研究中，一是對于政府R&D投入的關注不夠，而政府R&D投入不僅是社會R&D投入的重要組成部分，更對未來科技發(fā)展具有導向作用；二是對于投入僅考慮的當期，忽略了以往投入也會有不同程度的影響。因此，本文在考慮固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、人力資本等因素基礎上，重點研究政府R&D投入、創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響；而對R&D投入、資本投入，本文采用永續(xù)盤存法計算的存量。

二、研究模型及數(shù)據(jù)來源

長三角相關的統(tǒng)計年鑒中，2002年至今的政府R&D投入數(shù)據(jù)缺失較多，但政府財政科技投入數(shù)據(jù)齊全。本文借鑒余泳澤（2011）的方法，用政府財政科技投入代替政府R&D投入，后文所講的政府R&D投入實際是政府科技投入數(shù)據(jù)。這是由于政府財政科技投入包含政府R&D投入，并與政府R&D投入保持一個穩(wěn)定的比例關系[7]。

（一）研究模型

研究區(qū)域經(jīng)濟增長、技術進步的經(jīng)典模型是C-D函數(shù)（柯布-道格拉斯函數(shù)），本文也采用該理論模型。

為研究政府支持、創(chuàng)新能力、人力資本等因素對經(jīng)濟增長的影響，本文對模型（1）進行了擴展。引入政府R&D投入代表政府對創(chuàng)新的支持；引入專利授權量代表創(chuàng)新能力；引入專業(yè)人員占就業(yè)人員的比重代表人力資本的影響。除專業(yè)人員比重外，本文對其他變量都取對數(shù)。變量取對數(shù)后不改變計量分析的結果，且可以增加時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性、減小數(shù)據(jù)的共線性[8]。擴展后方程：

（2）式中①，gdpit為第i個城市第t期的國民生產(chǎn)總值；Lit為第i個城市第t期全社會就業(yè)人數(shù)；kit為第i個城市第t期的固定資產(chǎn)存量；govit為第i個城市第t期的政府R&D投入存量；patentit為第i個城市第t期的專利授權數(shù)；hperit為第i個城市第t期的專業(yè)技術人員占從業(yè)人員比重；εit為隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

數(shù)據(jù)來自相關年度的《長江和珠江三角洲及港澳臺統(tǒng)計年鑒》、《江蘇統(tǒng)計年鑒》、《浙江統(tǒng)計年鑒》和《長三角年鑒》。為增加可比性，GDP、當年新增固定資產(chǎn)投資、當年財政科技投入等數(shù)據(jù)，均根據(jù)2002-2011年長三角16個城市各自CPI進行了平減。

（2）式中kit為資本存量，是根據(jù)張軍（2004）等人方法采用永續(xù)盤存法計算得出，計算方程為：

其中選擇當年固定資產(chǎn)投資為Iit，δ折舊率取15%②，基期為2002年。基期的資本存量是基期的固定資產(chǎn)投資除以折舊率和考察年度投資的平均增長率，即k0＝I0/（折舊率＋It的平均增長率）[9]。政府R&D投入存量也采用永續(xù)盤存法計算，方法同資本存量。

三、實證過程及結果

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

當各時間序列變量非平穩(wěn)時，利用普通最小二乘法（OLS）的面板數(shù)據(jù)模型進行回歸時，會產(chǎn)生面板數(shù)據(jù)“偽回歸”問題。本文采用2類常見的面板單位根檢驗方法，即LLC檢驗、IPS法，對面板數(shù)據(jù)序列變量對數(shù)的平穩(wěn)性進行判斷，如果出現(xiàn)2種檢驗結果不一致，補充了ADF檢驗，以便進一步確定變量是否平穩(wěn)。檢驗結果如表1所示，對變量取對數(shù)后，lnGDP、lnK、lnGov、lnpatent在2類檢驗中都是平穩(wěn)無單位根的；lnL、hper雖然出現(xiàn)了2類檢驗結論不一致，但經(jīng)過補充其他方法檢驗后，這2個變量也是平穩(wěn)，或者是說弱平穩(wěn)的。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果

各變量對數(shù)后經(jīng)單位根檢驗，平穩(wěn)（或弱平穩(wěn)）、拒絕單位根存在，因此，可直接用面板數(shù)據(jù)模型進行回歸分析。

（二）實證結果

本文利用Eviews7軟件，對方程（2）進行了回歸，得到回歸結果如表2。

表2 模型回歸的結果

從表2看，三種模型回歸結果都比較理想，而且各模型的變量系數(shù)大多通過顯著性檢驗，但是專利授權量在三種模型中，系數(shù)都不顯著。說明以專利授權量為代表的創(chuàng)新能力，對長三角區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻不明顯。三個模型中，固定效應和隨機效應模型的R2都大于混合模型，解釋力度都好于混合模型。固定效應與隨機效應模型比較，不但固定效應模型R2大于隨機效應模型的R2，而且Husman檢驗值為53.12，在1%顯著性水平下拒絕個體隨機效應，即Husman檢驗確定應選擇固定效應模型。因此，本文后續(xù)的討論都是以固定效應模型為例。

四、實證結果的簡要分析

（一）政府R&D投入的影響

表2顯示在考察年度內(nèi)，政府R&D投入的資本存量，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展作用非常顯著，彈性系數(shù)為0.20，遠大于勞動力的投入（彈性系數(shù)為0.07）。究其原因，政府R&D投入不僅引致企業(yè)的R&D投入，而且政府在基礎研究等領域的投入，推動了基礎學科的發(fā)展，成為科技進步的重要源泉，為經(jīng)濟發(fā)展提供強大的支撐。

（二）創(chuàng)新能力的影響

本文發(fā)現(xiàn)一個需要重視的結論是，在考察年度內(nèi)長三角16個城市專利授權量與經(jīng)濟增長的關系不明顯，也就是創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長沒有顯著促進作用?？紤]到專利從授權到產(chǎn)生經(jīng)濟效應會有不同的滯后期[10]，本文對專利授權數(shù)分別取滯后1-3期建立模型，結果同樣，專利授權系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗③。我國一些學者也發(fā)現(xiàn)專利對經(jīng)濟增長作用不顯著，如鞠樹成（2005）、胡堅（2012）等學者都發(fā)現(xiàn)我國專利授權對經(jīng)濟增長促進作用不明顯[11-12]，存在“專利悖論”。究其原因，專利授權只代表創(chuàng)新優(yōu)勢，只有產(chǎn)業(yè)化才能轉變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，才能帶動經(jīng)濟增長。而我國不少地區(qū)只重視專利申請，忽視了專利成果的轉化，對專利技術的商業(yè)化問題未給予足夠的重視。

（三）模型中其他因素的影響

（1）人力資本的影響。表2的結果表明，在考察年度專業(yè)人員強度的彈性系數(shù)為0.65，即專業(yè)人員強度每增加1個百分點，GDP增長0.65個百分點，這充分說明了人才第一資源的作用。

（2）資本存量的影響。從表2看，資本存量在考察年度內(nèi)對長三角的經(jīng)濟增長具有非常顯著的作用，其彈性系數(shù)為0.32。一定程度上說明在考察期內(nèi)，長三角的經(jīng)濟增長主要還是依靠投資推動的，也為長三角轉型升級提供了政策依據(jù)。

（3）勞動力投入的影響。表2顯示，在考察年度內(nèi)，長三角勞動力投入顯著促進了區(qū)域經(jīng)濟增長，其彈性系數(shù)為0.07。與其他變量比較看，勞動力的彈性系數(shù)不僅小于資本投入，小于政府R&D投入，特別是遠小于專業(yè)人數(shù)比例。說明與普通勞動者相比，高素質的勞動力對經(jīng)濟發(fā)展的人均貢獻更大。因此，我們必須努力提高全社會勞動者的素質。

五、相關建議

根據(jù)本文的研究結論，筆者認為加快自主創(chuàng)新能力建設，促進經(jīng)濟發(fā)展轉變，需要采取以下措施：

（1）加快科研成果轉化，提高專利技術水平，將創(chuàng)新產(chǎn)出轉化為現(xiàn)實生產(chǎn)力。要進一步推動科研成果的轉化，組建產(chǎn)學研聯(lián)盟，避免科研目標不明、產(chǎn)學研脫節(jié)的現(xiàn)象，使R&D投入的增加能更有效地促進經(jīng)濟增長。

（2）政府要加大R&D投入引導社會科技資金投入，提高全社會的研發(fā)投入強度。財政科技資金重點投向經(jīng)濟社會發(fā)展的關鍵領域、民生領域，發(fā)揮財政資金的引導和激勵作用，引導企業(yè)和民間資本在科技創(chuàng)新方面的投入，增加全社會R&D強度。

（3）提高長三角區(qū)域勞動力素質，充分發(fā)揮人才第一資源的作用。人才是技術依附的載體，是核心競爭力的表現(xiàn)，創(chuàng)新人才是創(chuàng)新能力的主要支撐。不僅要采取團隊引進方式，吸引海內(nèi)外核心人才、學術帶頭人等高端人才的集聚，而且重視對企業(yè)職工、進城務工人員的技能培訓，提高全社會勞動者的素質。

致 謝：

作者特別感謝南京大學經(jīng)濟學院劉志彪教授、卜茂亮老師給予的悉心指導。

注 釋：

① R&D經(jīng)費投入和科技人員投入都經(jīng)常被作為人力資本變量，來考查對經(jīng)濟增長的影響。森棟公夫等人研究發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)新投入中科技經(jīng)費投入與科技人員投入之間存在很強的替代性，高度相關。因此，本文擴展模型（2）只引入了專業(yè)人員強度，忽略了R&D經(jīng)費投入，避免面臨的共線性。

② 折舊率δ的選取國內(nèi)外學者采取了多個數(shù)值，沒有統(tǒng)一的定論。本文參考白俊紅、江可申、李婧等學者的研究，采用15%的折舊率。

③ 我國學者研究發(fā)現(xiàn)專利對經(jīng)濟發(fā)展作用的滯后期不盡相同，大多在滯后1-3期。本文研究中，對于專利授權量分別取滯后1期、2期、3期建立模型，發(fā)現(xiàn)滯后1-3期的專利授權回歸系數(shù)都不顯著，依然支持本文專利對經(jīng)濟增長作用不明顯的結論。由于篇幅原因以上部分在文章中略去。

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