摘 要：構(gòu)建關(guān)于RD投入的擴(kuò)展的柯布-道格拉斯函數(shù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，多元線性回歸證明了各省知識(shí)溢出效應(yīng)的存在性和知識(shí)溢出效應(yīng)程度的差異性。在此基礎(chǔ)上，選取RD投入、地理距離、運(yùn)輸條件、專利授權(quán)量、地區(qū)生產(chǎn)值等影響因子，實(shí)證發(fā)現(xiàn)知識(shí)溢出效應(yīng)與地區(qū)的RD投入、運(yùn)輸條件、GDP顯著正相關(guān)，與空間距離負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：知識(shí)溢出；存在性；影響因素

中圖分類號(hào)：F12 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）28-0010-03

引言

知識(shí)溢出是指一個(gè)部門或企業(yè)在對(duì)外進(jìn)行經(jīng)濟(jì)和業(yè)務(wù)交往活動(dòng)時(shí)，知識(shí)和技術(shù)自然輸出和外露的一種現(xiàn)象。由于知識(shí)作為一種特殊的生產(chǎn)投入要素，可以低成本地不斷復(fù)制，使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由資源依賴型向可持續(xù)增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)變成為可能。黨和國(guó)家對(duì)于國(guó)家和區(qū)域創(chuàng)新體系的建設(shè)給予了高度重視，各地方政府也積極響應(yīng)中央的號(hào)召，積極投入到當(dāng)?shù)刂R(shí)創(chuàng)新系統(tǒng)的構(gòu)建中。因此，深入研究知識(shí)溢出的存在性及影響因素具有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)知識(shí)溢出理論的研究就未曾間斷。一方面，為證明知識(shí)溢出的存在，Jaffe（1986）首創(chuàng)了專利數(shù)據(jù)與專利引用方式來直觀衡量企業(yè)間知識(shí)溢出；馬野青和林寶玉（2007）運(yùn)用專利引用追蹤法來衡量知識(shí)溢出；陳繼勇和盛楊懌（2008）在測(cè)算知識(shí)溢出效應(yīng)時(shí)采用計(jì)算地區(qū)間的全要素生產(chǎn)率的方法；鄧明和錢爭(zhēng)鳴（2009）測(cè)度了中國(guó)省市間的知識(shí)溢出。另一方面，學(xué)者們也對(duì)知識(shí)溢出的影響因素進(jìn)行了積極探索，Verspage（2002）發(fā)現(xiàn)影響知識(shí)溢出的因素技術(shù)差距、地理差距等；此外，冼國(guó)明和嚴(yán)兵（2005）利用1998—2003年省際層面的外資相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明外資對(duì)中國(guó)的專利申請(qǐng)數(shù)量有著明顯的正溢出效應(yīng)。綜上，已有研究在探索知識(shí)溢出效應(yīng)方面的貢獻(xiàn)是非常顯著的，但仍存在不足：第一，未從空間異質(zhì)的角度討論各地區(qū)不同的知識(shí)溢出程度；第二，探索知識(shí)溢出的影響因素時(shí)，僅從單個(gè)或少數(shù)角度考慮，未對(duì)影響因素進(jìn)行全面考慮與深入分析?；诖?，本文首先采用計(jì)量的方法，借鑒Griliches所提出的方法，對(duì)中國(guó)各省市的知識(shí)溢出效應(yīng)分別進(jìn)行測(cè)度，深入并詳細(xì)探討導(dǎo)致各地知識(shí)溢出出現(xiàn)差異的影響因素，從而對(duì)中國(guó)區(qū)間的知識(shí)溢出效應(yīng)有很好的把握。

一、知識(shí)溢出存在性的實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

依據(jù)傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯函數(shù)

Y=ALαKβ （1）

其中Y代表產(chǎn)出，L代表勞動(dòng)要素，K代表資本要素，A代表全要素生產(chǎn)率。以內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，假設(shè)RD投入是決定地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響因素，我們可認(rèn)為RD通過兩個(gè)方面的途徑來推動(dòng)某地區(qū)全要素生產(chǎn)率A來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一方面是通過該地區(qū)本身的RD投入而產(chǎn)生的直接效應(yīng)，即本地區(qū)企業(yè)通過RD投入提升自身生產(chǎn)率，從而提高全要生產(chǎn)率A；另一方面是其他地區(qū)的RD投入而產(chǎn)生的間接效應(yīng)也稱溢出效應(yīng)，即其他地區(qū)RD投入通過產(chǎn)生技術(shù)溢出，帶動(dòng)本地區(qū)生產(chǎn)效率的提高，進(jìn)而推動(dòng)全要素生產(chǎn)率A的提高。根據(jù)這一理論，我們建立可建立RD投入內(nèi)生化的知識(shí)推動(dòng)模型如下：

A=B（1+λrdw）rdθn （2）

其中，B為殘余值，rdn代表影響全要素生產(chǎn)率A的其他因素；rdn代表本地區(qū)RD投入；θ為本地區(qū)RD投入的彈性系數(shù)，反映了本地區(qū)RD投入對(duì)本地全要素生產(chǎn)率的直接促進(jìn)效應(yīng)；rdn代表其他地區(qū)的RD投入；λ為其系數(shù)，表示其他地區(qū)的RD投入對(duì)本地全要素生產(chǎn)率的間接效應(yīng)，也即我們所要證明的溢出效應(yīng)；λ的不同符號(hào)反映了不同的知識(shí)溢出狀況：當(dāng)λ=0時(shí)，表示知識(shí)溢出效應(yīng)不存在，即說明只有本地的RD投入才能通過推動(dòng)生產(chǎn)率的提高促進(jìn)全要素生產(chǎn)率A的增長(zhǎng)，進(jìn)而使得產(chǎn)出Y提高；當(dāng)λ>0，表明正知識(shí)溢出效應(yīng)的存在，即其他地區(qū)的RD投入對(duì)本地的生產(chǎn)率的增長(zhǎng)起到積極的促進(jìn)作用；若λ<0，則表明負(fù)知識(shí)溢出效應(yīng)的存在，此時(shí)其他地區(qū)的RD投入不僅不能推動(dòng)本地全要素生產(chǎn)率A的提高，反而會(huì)起到阻礙作用。

將（1）、（2）式合并，就構(gòu)建出了關(guān)于RD投入的擴(kuò)展的柯布—道格拉斯函數(shù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型為：

Y=B（1+λrdw）rdθnLαKβ （3）

對(duì)式（3）兩邊取自然對(duì)數(shù)得：

lnY=lnB+ln（1+λrdw）+αlnL+βlnK+θlnrdn （4）

當(dāng)x很小時(shí)，log（1+x）=x，同時(shí)α+β=1。所以，我們可對(duì)上式進(jìn)行整理得：

ln■=ε+λrdw+βln■+θlnrdn （5）

即為證明知識(shí)溢出是否存在的基本計(jì)量模型。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

為證明知識(shí)溢出存在的同時(shí)，探索知識(shí)溢出效應(yīng)在中國(guó)的空間差異，本文從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲取各省份的相關(guān)數(shù)據(jù)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性與計(jì)量的方便，數(shù)據(jù)所選取的時(shí)間段為2003—2012年。其中，選取各省份的GDP，并按2003年的（基期）使商品零售價(jià)格指數(shù)做價(jià)格提出處理來反映模型中的Y，各省份的從業(yè)人員數(shù)反映L，K則由各省份的社會(huì)固定資產(chǎn)投資總值在固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)按2003（基期）做價(jià)格處理后來表示。本省份和其他省份的RD投入則借鑒王玲和Szirmai等文獻(xiàn)的方法，采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算。

（三）模型估計(jì)

在搜集了數(shù)據(jù)之后，對(duì)文章的基本模型（5）式進(jìn)行多元線性回歸分析，以湖南地區(qū)為例，得到實(shí)證結(jié)果：

ln（■）=0.9835+0.4329rdw+1.2983ln（■）+0.6286lnrdn （6）

其中，標(biāo)準(zhǔn)誤差分別為0.6529、3.2871.0.0437；T統(tǒng)計(jì)值分別為2.1362.3.2693.13.953；修正R2為0.9782，F(xiàn)=283.6522，DW=1.6293。

檢驗(yàn)結(jié)果表明修正的可決系數(shù)和F統(tǒng)計(jì)量都較高，且各解釋變量在5%的顯著水平下均通過檢驗(yàn)，說明所建立的模型擬合較好。同時(shí)，從（6）式中可以很明顯地看出，λ=0.4329，說明其他省份的RD投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，湖南省的全要素生產(chǎn)率就可提高0.4329個(gè)百分點(diǎn)，從而說明湖南省是存在知識(shí)溢出效應(yīng)的。θ=0.6286，反映出湖南省本省的RD投入對(duì)全要素生產(chǎn)率促進(jìn)的直接效應(yīng)程度。

我們主要探討知識(shí)溢出的存在性，即參數(shù)的大小，將其他各省區(qū)實(shí)證后的λ統(tǒng)計(jì)結(jié)果整理（見表1）：

結(jié)果表明，各地區(qū)的知識(shí)溢出程度存在較為顯著的差異，在此基礎(chǔ)上，我們展開對(duì)知識(shí)溢出的影響因素的探討。

二、知識(shí)溢出效應(yīng)影響因素的實(shí)證分析

產(chǎn)業(yè)集聚下的知識(shí)溢出受到多方面的因素影響，如研發(fā)投入、勞動(dòng)力流動(dòng)、距離大小等。綜合來看，知識(shí)溢出效應(yīng)的影響因素主要可概況為知識(shí)的屬性、知識(shí)溢出途徑、宏觀環(huán)境因素和微觀主體因素這些方面。鑒于篇幅有限，本文主要選取RD投入、地理距離、運(yùn)輸條件、專利授權(quán)量、地區(qū)生產(chǎn)值等影響因子進(jìn)行實(shí)證分析。為了檢驗(yàn)各影響因子與知識(shí)溢出效應(yīng)的關(guān)聯(lián)度及有效性，我們把各種影響因子作為變量納入生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建知識(shí)溢出效應(yīng)的計(jì)量模型：

F=F（rd，d，tc，pn，gdp，δ，sell.assets）

對(duì)函數(shù)進(jìn)行微分及對(duì)數(shù)變形整理得：

ln（F）=C+？鄣1ln（rd）+？鄣2ln（d）+？鄣3ln（tc）+？鄣4ln（pn）+？鄣5ln（gdp）+？鄣6ln（δ）+？鄣7ln（sell）+？鄣8ln（assets）+ε

取對(duì)數(shù)后，解釋變量前的系數(shù)所表示的是彈性概念，可以用來表示影響程度。模型中具體變量的經(jīng)濟(jì)意義為：

F作為模型中的解釋變量，代表地區(qū)產(chǎn)業(yè)的全員勞動(dòng)生產(chǎn)率。

RD是指在科學(xué)技術(shù)領(lǐng)域，為增加知識(shí)總量（包括人類文化和社會(huì)知識(shí)的總量），以及運(yùn)用這些知識(shí)去創(chuàng)造新的應(yīng)用進(jìn)行的系統(tǒng)的創(chuàng)造性的活動(dòng)，包括基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展三類活動(dòng)，RD投入是知識(shí)創(chuàng)新的源泉。在實(shí)證過程中，本文采用各省的研發(fā)的投入與研發(fā)人員的比值表示各地區(qū)的研發(fā)投入效率（rd）。

地理距離（d）是指兩地之間的距離，用各省的省會(huì)或自治區(qū)首府城市所在地的實(shí)際距離來表示。但由于區(qū)域之間人口流動(dòng)對(duì)距離測(cè)度存在較大影響，因此，本文選取各省會(huì)城市間的鐵路距離來表示。

運(yùn)輸條件（tc）是考慮各地交通狀況對(duì)知識(shí)交流的影響，本文采用各省全年的貨物運(yùn)輸周轉(zhuǎn)量來表示。

專利授權(quán)量（pn）以每個(gè)省份的每年三種專利的總授權(quán)量數(shù)表示，代表了知識(shí)創(chuàng)新成果的一部分，一個(gè)地區(qū)專利數(shù)量的多少也能在某一程度上表明知識(shí)溢出效應(yīng)的大小。

地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）代表了一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平，是知識(shí)溢出效應(yīng)的宏觀層面的反映。但GDP涵蓋了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的所有方面，因此本文選取各省RD投入占GDP的比值反映知識(shí)溢出效應(yīng)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。

知識(shí)吸收能力（δ）取決于知識(shí)溢出方對(duì)知識(shí)溢出接收方的生產(chǎn)率影響效果的變化。一般來說，參數(shù)δ與F應(yīng)成顯著的正相關(guān)關(guān)系，表示知識(shí)吸收能力的提高會(huì)促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

銷售收入（sell）反映各地區(qū)的銷售情況，資產(chǎn)（assets）包括固定資產(chǎn)和流動(dòng)資產(chǎn)。

依據(jù)模型，我們采用軟件SPSS13.0進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果（如表2和表3所示）。數(shù)據(jù)分別來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒以及鐵路和民航時(shí)刻表，時(shí)間跨度為2003—2012年。

從表2、表3的實(shí)證結(jié)果中我們可以看出：rd的投入與知識(shí)溢出效應(yīng)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明各地區(qū)的知識(shí)溢出的獲取必須在一定程度上依靠rd投入；d的系數(shù)為負(fù)，這表明d與知識(shí)溢出效應(yīng)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即空間距離的擴(kuò)大在一定程度上會(huì)造成知識(shí)溢出效應(yīng)的衰減；tc的系數(shù)為正且通過顯著性檢驗(yàn)，表明交通運(yùn)輸條件的好壞與知識(shí)溢出效應(yīng)成正比，交通運(yùn)輸條件越好，知識(shí)溢出效應(yīng)越強(qiáng)，就越能促進(jìn)生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)；pn的系數(shù)顯著為正且通過檢驗(yàn)，意味著專利授權(quán)量越多在一定程度上能提高生產(chǎn)率；gdp在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，并且系數(shù)為負(fù)，說明地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)差距與知識(shí)溢出效應(yīng)呈負(fù)相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)差距對(duì)知識(shí)的溢出起到阻礙作用；δ則在1%的水平上系數(shù)為正且通過檢驗(yàn)，表示吸收能力越強(qiáng)，就越有利于知識(shí)的溢出；sell通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，說明銷售收入的增長(zhǎng)對(duì)知識(shí)的溢出起到積極作用；assets沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這意味著各地區(qū)的流動(dòng)資產(chǎn)和固定資產(chǎn)的總和并未對(duì)知識(shí)溢出效應(yīng)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的直接影響。

結(jié)語

本文以各省區(qū)從其他省區(qū)RD投入中生產(chǎn)率的獲益程度證明了知識(shí)溢出的存在，并對(duì)影響知識(shí)溢出效應(yīng)的因素分別進(jìn)行了實(shí)證和定性分析，發(fā)現(xiàn)知識(shí)溢出與RD投入、地理距離、知識(shí)吸收能力等一系列因素有關(guān)。因此，為了使各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有持續(xù)的動(dòng)力，應(yīng)有針對(duì)性地從這些影響因素著手，積極構(gòu)建科學(xué)合理的知識(shí)溢出體系，增大企業(yè)研發(fā)投入，發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)并加快產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級(jí)，保障區(qū)域內(nèi)知識(shí)溢出效應(yīng)發(fā)揮其應(yīng)有的潛能。

參考文獻(xiàn)：

[1] Griliches Z.The search for RD spillovers[R].National Bureau of Economic Research，1992.

[2] 陳繼勇，雷欣.基于知識(shí)溢出的FDI地區(qū)非均衡分布[J].經(jīng)濟(jì)管理，2009，（6）：23-28.

[3] 鄧明，錢爭(zhēng)鳴.中國(guó)省際知識(shí)存量、知識(shí)生產(chǎn)與知識(shí)的空間溢出[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，（5）：42-53.

[4] 王立平.中國(guó)高校RD知識(shí)溢出的實(shí)證研究——以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[J].中國(guó)軟科學(xué)，2005，（12）：54-59.

[5] 吳波.FDI知識(shí)溢出與本土集群企業(yè)成長(zhǎng)——基于嘉善木業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的實(shí)證研究[J].管理世界，2008，（10）：87-95.

[6] 馬野青，林寶玉.在華FDI的知識(shí)溢出效應(yīng)——基于專利授權(quán)數(shù)量的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007，（5）：20-25.

[責(zé)任編輯 吳高君]