肖林興

(中國社科院，中國 北京 102488)

一、引言

提高技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長中所占的比重，是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變的根本內(nèi)涵。從1992年起，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式就成為了歷年政府經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)，但我國經(jīng)濟(jì)增長的轉(zhuǎn)變進(jìn)程一直比較緩慢，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對物質(zhì)資本和勞動力要素的依賴程度改善有限(蔡昉，2005)，［1］反映技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率(TFP)增速在近年來也較為疲軟。對于提高我國技術(shù)創(chuàng)新能力的制約因素，國內(nèi)的學(xué)術(shù)界進(jìn)行了深入的探討。有學(xué)者認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)固化、人力資本水平較低是阻礙中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要原因(張?jiān)窙常?011)。［2］也有學(xué)者指出，上述因素是當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的表現(xiàn)，而不是阻礙提高技術(shù)創(chuàng)新能力的根源(李平等，2011)。［3］盡管存在分歧，但對技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究能夠?yàn)槲覈慕?jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型提供有益的參考，具有重要的實(shí)踐意義。

在技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動因素研究中，市場需求的引致作用因?yàn)榫哂辛己玫奈⒂^基礎(chǔ)，成為相關(guān)研究的重要的切入點(diǎn)。Schmookler(1966)［4］指出，創(chuàng)新活動和其他所有的經(jīng)濟(jì)活動一樣，都是為了追求利潤?；谄髽I(yè)利潤最大化的假設(shè)，市場需求的擴(kuò)大會激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入以獲得壟斷利潤。在宏觀層面，利潤最大化動機(jī)和市場需求也在國家技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的研究中發(fā)揮了重要作用(Aghion和Howitt，1992)。［5］在國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究中，范紅忠(2007)［6］提出的有效需求規(guī)模假說最具有代表性。范紅忠(2007)通過收入差距等因素對一國的需求市場進(jìn)行修正，得到有效的需求規(guī)模。基于48個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，作者實(shí)證檢驗(yàn)了有效需求規(guī)模與研發(fā)投入、技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系，結(jié)果支持了需求對國家技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用。

和本文研究思路最相關(guān)的工作，是佟家棟等(2012)［7］的研究。佟家棟等(2012)將需求劃分為國內(nèi)需求和出口需求，分別檢驗(yàn)了它們與我國工業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系。結(jié)果表明，國內(nèi)需求的擴(kuò)大顯著促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，而出口需求卻不利于技術(shù)水平的提高。然而，該研究并沒有對國內(nèi)需求和出口需求的差異性做進(jìn)一步的理論解釋。更進(jìn)一步，對于發(fā)展中國家而言，需求規(guī)模的擴(kuò)大并不足以保證國家技術(shù)水平的提高。由于與跨國企業(yè)存在較大的技術(shù)差距，本土企業(yè)即使加大研發(fā)投入也難以生產(chǎn)出性能更加優(yōu)越的產(chǎn)品，進(jìn)而無法從需求規(guī)模的擴(kuò)大中獲益。從企業(yè)的利潤動機(jī)出發(fā)，這會導(dǎo)致本土企業(yè)不進(jìn)行大規(guī)模的研發(fā)投入，并最終使得國家的自主創(chuàng)新能力停滯不前。

本文的研究，將從企業(yè)競爭優(yōu)勢的角度說明國內(nèi)需求更有利于技術(shù)進(jìn)步的原因。在發(fā)展中國家需求升級的過程中，不同收入水平的國內(nèi)消費(fèi)者對產(chǎn)品的質(zhì)量、價格偏好不同，形成了互不重疊的產(chǎn)品市場。本土企業(yè)和跨國企業(yè)憑借各自不同的競爭優(yōu)勢，分別占據(jù)低收入－低品質(zhì)和高收入－高品質(zhì)市場。通過建立一個熊彼特創(chuàng)新模型，本文證明了本土企業(yè)在獨(dú)立于跨國企業(yè)的細(xì)分市場能夠通過創(chuàng)新獲得壟斷利潤，因此有進(jìn)行創(chuàng)新投入的動機(jī)，研發(fā)投入規(guī)模與市場規(guī)模之間具有同向變化的關(guān)系。理論分析還表明研發(fā)轉(zhuǎn)化率和研發(fā)單位成本對研發(fā)投入有影響。對我國1979年以來的技術(shù)進(jìn)步實(shí)證研究支持了理論分析的結(jié)論。

二、基于熊彼特創(chuàng)新模型的理論分析

在發(fā)展中國家消費(fèi)升級的過程中，收入水平相對較低的居民更傾向于購買價格較低、品質(zhì)稍差、同時功能齊全的產(chǎn)品，而收入水平較高的居民則對高品質(zhì)、高價格的產(chǎn)品有更多的偏好。在絕大多數(shù)情況下，本土企業(yè)在高收入細(xì)分市場中難以與擁有研發(fā)、營銷和品牌優(yōu)勢的跨國企業(yè)直接競爭，也難以從高收入細(xì)分市場規(guī)模的擴(kuò)大中受益。相反，低收入細(xì)分市場規(guī)模的擴(kuò)大則能夠有效的激勵本土企業(yè)加大創(chuàng)新活動的投入:一方面，本土企業(yè)的技術(shù)水平能夠滿足消費(fèi)者對產(chǎn)品功能、性能的需求;另一方面，跨國公司因?yàn)槌杀?、?guī)模和投資收益率等方面的限制，無法大幅降低產(chǎn)品售價，難以滿足這一部分消費(fèi)者對價格的要求并進(jìn)入低收入細(xì)分市場。因此，在消費(fèi)升級的過程中，本土企業(yè)實(shí)際上與跨國企業(yè)分屬于不同的細(xì)分市場，能夠避免與技術(shù)水平全面占優(yōu)的對手之間的直接競爭，獲得能夠逐步培育自身創(chuàng)新能力的成長空間。隨著低收入細(xì)分市場的規(guī)模增長，越來越多的本土企業(yè)能夠從事設(shè)計研發(fā)、市場營銷和品牌建設(shè)等高附加值的生產(chǎn)環(huán)節(jié)。經(jīng)過一段時間的積累，本土企業(yè)的研發(fā)能力以及配套產(chǎn)業(yè)的支撐能力都將得到顯著的提高;反映在宏觀層面上，則是國家自主創(chuàng)新水平的提升。

基于熊彼特創(chuàng)新模型框架，能夠?qū)Ρ就疗髽I(yè)在低收入細(xì)分市場中的行為進(jìn)行建模，并分析行業(yè)技術(shù)進(jìn)步與市場規(guī)模、研發(fā)轉(zhuǎn)化率、單位研發(fā)成本等因素之間的關(guān)系。由于大量的實(shí)證研究證明了技術(shù)進(jìn)步率與研發(fā)資本存量之間有穩(wěn)定的雙對數(shù)關(guān)系(Khan 等，2010;Englander 等，1998)，［8］［9］因此為了分析邏輯的簡明，本文的理論分析將用研發(fā)資本存量替代技術(shù)進(jìn)步率。

(一)消費(fèi)者偏好與市場規(guī)模

在低收入細(xì)分市場中，消費(fèi)者集合記為，其中不同的消費(fèi)者用小寫字母表示，其可支配收入記為。消費(fèi)者需要的商品分為基本品和高檔品兩類，其中基本品的用途包括居民消費(fèi)、高檔品生產(chǎn)原料以及高檔品研發(fā)支出。消費(fèi)者的效用滿足下面的柯布－道格拉斯形式:

其中，α∈(0，1)，ci(t)是基本品的消費(fèi)量，q(t)是高檔品的質(zhì)量，xi(t)是高檔品的消費(fèi)量。不失一般性，為了簡化標(biāo)記，本文將基本品的價格記為1，高檔品的相對價格記為p(t)，在滿足預(yù)算約束條件時，消費(fèi)者對基本品和高檔品的最優(yōu)消費(fèi)量分別為:

在供給市場，本土企業(yè)不斷創(chuàng)新推出新品，新產(chǎn)品的品質(zhì)為λq(t)，λ＞0。因?yàn)樾庐a(chǎn)品的質(zhì)量優(yōu)于舊產(chǎn)品，其定價p(t)也能夠高于舊產(chǎn)品的價格p0(t)。更為具體的，新產(chǎn)品的定價p(t)要保證消費(fèi)者的效用不低于使用舊產(chǎn)品的效用，即滿足下式:

假設(shè)所有企業(yè)都能夠供應(yīng)任意數(shù)量的產(chǎn)品，那么上式實(shí)際上描述了一個貝特朗(Bertrand)雙頭壟斷的博弈。市場均衡時貝特朗壟斷模型將滿足兩個條件:1)上式的等號成立——如果等號不成立，那么技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)能夠稍微提高價格，在不損失市場份額的前提下增加利潤;2)舊產(chǎn)品定價等于成本(p0(t)=1)——如果舊產(chǎn)品定價高于成本，說明還有一半的市場屬于技術(shù)較落后的企業(yè)，那么技術(shù)領(lǐng)先的企業(yè)將有動力通過稍微降低價格以占領(lǐng)整個市場。利用市場均衡的兩個條件，將(2.1)式代入(2.3)式，可以求解出高檔品的市場定價為:

將上述結(jié)果代入(2.2)，可以得到技術(shù)領(lǐng)先的企業(yè)的利潤為:

其中M(t)=∑i∈Imi(t)是所有消費(fèi)者的總收入。

(二)最大化利潤動機(jī)與研發(fā)投入

在研發(fā)投入方面，處于壟斷地位的技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)和其他競爭對手將表現(xiàn)出不同的偏好。Arrow(1962)［10］證明了，當(dāng)存在專利保護(hù)等排他性的技術(shù)使用機(jī)制時，技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)會缺乏進(jìn)行研發(fā)投入的動機(jī)，而其他競爭對手則有很強(qiáng)的動機(jī)進(jìn)行創(chuàng)新活動的投入。由于在市場中處于壟斷地位，技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)在現(xiàn)有技術(shù)條件下已經(jīng)能夠獲得大于零的壟斷利潤π0;如果進(jìn)行創(chuàng)新活動并取得技術(shù)突破，新產(chǎn)品將帶來更大的壟斷利潤π1，研發(fā)投入的預(yù)期收益為π1-π0。而對于競爭者而言，由于在現(xiàn)有技術(shù)條件下其利潤為0，因此進(jìn)行研發(fā)投入的預(yù)期收益為π1，大于技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)的研發(fā)預(yù)期收益?；贏rrow(1962)的結(jié)論，本文假設(shè)技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)的研發(fā)投入為0，而其他競爭者將持續(xù)進(jìn)行研發(fā)投入，以改變技術(shù)相對落后的局面。

其他競爭者持續(xù)的研發(fā)投入，將使得行業(yè)的整體技術(shù)突破率保持在一個較為穩(wěn)定的水平。事實(shí)上，盡管企業(yè)個體的研發(fā)能力千差萬別，難以用一個概率模型統(tǒng)一描述;但是對于由眾多企業(yè)組成的行業(yè)而言，技術(shù)進(jìn)步是一個平穩(wěn)的隨機(jī)事件，能夠用簡單的概率模型刻畫。在行業(yè)整體研發(fā)資本存量R一定的前提下，技術(shù)突破出現(xiàn)的概率b為固定值;隨著整體研發(fā)資本存量的增加，行業(yè)出現(xiàn)技術(shù)突破的概率也會相應(yīng)提高，即滿足如下的關(guān)系式:

在上式中，γ刻畫了實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)化的難易程度。例如，在汽車、醫(yī)藥等技術(shù)和資本密集型行業(yè)，要取得技術(shù)突破需要每年數(shù)十億美元的研發(fā)投入和長達(dá)數(shù)年的研發(fā)積累;而在互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)，研發(fā)新產(chǎn)品的資金門檻將低很多。

此外，(2.6)式中的φ(·)是研發(fā)活動的生產(chǎn)函數(shù)，具有單調(diào)遞增的特性。也就是說，投入的研發(fā)資源越多，(2.6)式所示的技術(shù)突破概率越高。而對這個生產(chǎn)函數(shù)更進(jìn)一步的約束——規(guī)模收益的特點(diǎn)，學(xué)術(shù)界還存在爭論。一部分學(xué)者認(rèn)為，研發(fā)活動的生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模收益遞減的，因?yàn)槊绹?Nadiri，1993;Kortum，1993;Griliches，1994)［11］［12］［13］和 西 歐(Evenson，1993)［14］等主要 OECD 國家的歷史數(shù)據(jù)表明，研發(fā)活動的生產(chǎn)效率出現(xiàn)了下滑。造成這種現(xiàn)象的原因主要有兩種:一方面，隨著科技水平的提高，創(chuàng)新的復(fù)雜度越來越高，同樣的研發(fā)投入難以維持技術(shù)進(jìn)步的速率不變(Kortum，1997;Segerstrom，1998);［15］［16］另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，產(chǎn)品種類不斷增加。在總量一定的研發(fā)資源被分?jǐn)偟椒N類不斷增加的產(chǎn)品領(lǐng)域后，研發(fā)活動的專注度和效率都會出現(xiàn)下降(Ha 和 Howitt，2007)。［17］然而，另一部分學(xué)者認(rèn)為，研發(fā)活動具有規(guī)模收益不變的特性。Madsen(2007)［18］根據(jù)1980年中期以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為不能排除研發(fā)活動的規(guī)模收益不變性。因此，本文認(rèn)為φ(·)既可以是規(guī)模收益不變的，也可以是規(guī)模收益遞減的。

其他競爭者進(jìn)行研發(fā)的目的，是為了最大化其預(yù)期收益。將所有其他競爭者當(dāng)作一個整體來看，可以建立如下目標(biāo)函數(shù):

其中，V(t)是取得技術(shù)突破后，未來獲得的壟斷利潤的現(xiàn)值;R(t)是研發(fā)所投入資源存量，pR是研發(fā)資源的價格。令μ為約束條件的庫恩 -塔克乘數(shù)，可以得到如下形式的拉格朗日函數(shù):

對(2.8)式求R(t)的導(dǎo)數(shù)，可以得到目標(biāo)函數(shù)的庫恩-塔克條件:

很顯然，模型關(guān)注的是行業(yè)研發(fā)投入大于0的情形，因此(2.9)式的不等號成立，且?guī)於?塔克乘數(shù)μ=0。庫恩 -塔克條件有如下的形式:

另外，技術(shù)領(lǐng)先地位的價值V(t)是未來壟斷利潤的現(xiàn)值，即:

其中是無風(fēng)險收益率。因?yàn)樾袠I(yè)的技術(shù)水平以概率b(t)不斷提高，技術(shù)領(lǐng)先地位帶來的壟斷利潤將面臨一定的風(fēng)險——一旦出現(xiàn)新的產(chǎn)品，舊產(chǎn)品的利潤將減少為0。因?yàn)榧夹g(shù)突破的概率b(t)在數(shù)值上接近于0，因此壟斷利潤的波動符合泊松分布(Poisson Distribution)。利用泊松分布的性質(zhì)，可以得出壟斷利潤的波動標(biāo)準(zhǔn)差為b(t)。為了補(bǔ)償未來收益的波動，公式(2.10)中的折現(xiàn)率在無風(fēng)險收益率f的基礎(chǔ)上加上了b(t)。

聯(lián)立(2.9*)式和(2.10)式，可以得到均衡時行業(yè)研發(fā)投入的微分方程表達(dá)式:

(三)均衡研發(fā)投入的比較靜態(tài)分析

式(2.11)所描述的均衡時研發(fā)投入總量R滿足三條性質(zhì):(1)是市場規(guī)模M的增函數(shù);(2)是研發(fā)轉(zhuǎn)化系數(shù)市場規(guī)模γ的增函數(shù);(3)是研發(fā)資源價格pR的減函數(shù)。因?yàn)槭袌鲆?guī)模M和壟斷利潤π是簡單的正比關(guān)系，本文在下面的證明中將用π代替M，以保持公式的簡潔性。

為了考察R和π的函數(shù)關(guān)系，不妨假設(shè)γ和pR是常數(shù)。對(2.11)式微分可得:

φ(·)單調(diào)遞增，因此 φ′(R)＞ 0。更進(jìn)一步，φ(·)的規(guī)模收益特性使得其二階導(dǎo)數(shù)φ″(R)=0(規(guī)模收益不變時)，或者φ″(R)＜0(規(guī)模收益遞減時)。因此，(2.12)大于零恒成立，行業(yè)的整體研發(fā)投入是壟斷利潤的增函數(shù)(等價于是市場規(guī)模M的增函數(shù))。

在考察R和γ的函數(shù)關(guān)系時，不妨假設(shè)壟斷利潤π和研發(fā)資源價格pR是常數(shù)。對(2.11)式稍作變形并微分可得:

與(2.12)的分析類似，因?yàn)棣?·)具有單調(diào)遞增，以及規(guī)模收益不變或遞減的特性，(2.13)大于零恒成立，行業(yè)的整體研發(fā)投入是創(chuàng)新轉(zhuǎn)化系數(shù)γ的增函數(shù)。

在考察R和pR的函數(shù)關(guān)系時，不妨假設(shè)壟斷利潤π和研發(fā)轉(zhuǎn)化系數(shù)γ是常數(shù)。對(2.11)式微分可得:

因?yàn)?φ′(R)＞ 0，φ″(R)≤0，上式小于零恒成立，即行業(yè)整體研發(fā)投入是研發(fā)資源價格的減函數(shù)。

如果令研發(fā)生產(chǎn)函數(shù)φ(R(t))=R(t)，則可以得到行業(yè)研發(fā)投入的解析表達(dá)式。將線性生產(chǎn)函數(shù)代入(2.11)中，行業(yè)研發(fā)投入的均衡解如下式所示。很顯然，它滿足前述證明的3條性質(zhì)。

比較靜態(tài)分析得到的3條性質(zhì)，有著很豐富的經(jīng)濟(jì)含義。第一條性質(zhì)表明，行業(yè)的整體研發(fā)投入水平隨著市場規(guī)模的增加而增加。市場規(guī)模越大，企業(yè)創(chuàng)新的潛在收益就越大，其進(jìn)行創(chuàng)新活動的意愿也會愈發(fā)強(qiáng)烈。但值得注意的是，需求規(guī)模的這種引致效用，只有在本土企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的前提下才成立。發(fā)展中國家的內(nèi)需市場能夠?yàn)楸就疗髽I(yè)提供具有競爭優(yōu)勢的環(huán)境，因此具有技術(shù)引致效用;而在出口(全球)市場中，本土企業(yè)只有在低附加值環(huán)節(jié)具有競爭優(yōu)勢，因而即便市場規(guī)模不斷擴(kuò)大，也不會激勵本土企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入。

第二條性質(zhì)表明，不同類型的內(nèi)需市場，對技術(shù)進(jìn)步的引致作用也會存在差距。在發(fā)展中國家轉(zhuǎn)型初期，因?yàn)楸就疗髽I(yè)的技術(shù)水平、資本實(shí)力較弱，因此其創(chuàng)新活動只有在技術(shù)門檻和資金門檻較低(即研發(fā)轉(zhuǎn)化率較高)的行業(yè)才具有競爭力?？梢灶A(yù)見，發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步，將首先發(fā)生在大眾消費(fèi)品領(lǐng)域;隨著社會技術(shù)人才和研發(fā)資本的不斷積累，技術(shù)和資本密集領(lǐng)域才會成為國家技術(shù)進(jìn)步的拉動行業(yè)。

第三條性質(zhì)表明，在研發(fā)所需的資源(如高技術(shù)人才、資本等)總體處于稀缺的情況下，資源的分配是否合理將對國家技術(shù)進(jìn)步有重要的影響。作為通用的生產(chǎn)要素，人力資源和資本并不是自動流向高創(chuàng)新性的部門，而是流向要素回報率高的部門。在一些不合理的制度安排下，一些非創(chuàng)新行業(yè)(如房地產(chǎn)、大型基建等)反而能夠提供更高的要素回報率，從而提高研發(fā)資源的單位成本，擠占創(chuàng)新部門的研發(fā)資源，最終對國家的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不利影響。

三、實(shí)證研究

(一)計量模型

利用我國1979—2008改革開放30年以來的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，本節(jié)將對理論模型的結(jié)論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，基本的計量模型設(shè)置如下:

其中，TFP(t)是全要素生產(chǎn)率，反映了我國不同年份的總體技術(shù)水平;Yc(t)、YI(t)和YE(t)分別是每年的私人和政府消費(fèi)總額、投資總額和出口總額。因?yàn)檫M(jìn)口產(chǎn)品是由外國企業(yè)生產(chǎn)，不會通過需求引致效應(yīng)提高本土企業(yè)的創(chuàng)新動力，因此不作為我國全要素生產(chǎn)率的影響因素考慮。此外，之所以將國內(nèi)需求進(jìn)一步劃分為消費(fèi)和投資兩種，是因?yàn)樗鼈儗?yīng)的產(chǎn)品種類和消費(fèi)者偏好差異很大，可能對發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步有不同程度的促進(jìn)效用。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證研究所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，包括模型(3.1)右邊的消費(fèi)總額(支出法GDP中的最終消費(fèi))、投資總額(支出法GDP中的資本形成總額)和出口總額;以及計算(3.1)式左邊全要素生產(chǎn)率(TFP)所需的各省份GDP、從業(yè)人數(shù)以及固定資本形成總額(用于計算固定資本存量)。所有數(shù)據(jù)均按不變價格計算。

本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA－Malmquist)方法計算我國1979—2008年以來的全要素生產(chǎn)率變動。DEA－Malmquist方法是一種非參數(shù)分析方法，無需預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)的具體形式。該方法假設(shè)“所有經(jīng)濟(jì)體面對同一技術(shù)前沿”，基于一組投入產(chǎn)出樣本數(shù)據(jù)估計技術(shù)前沿，并通過線性優(yōu)化計算各經(jīng)濟(jì)體和技術(shù)前沿之間的距離。對某一經(jīng)濟(jì)體而言，這一距離不斷減少，就意味著技術(shù)水平的進(jìn)步;反之則意味著技術(shù)水平的退化。

將我國各省份和直轄市的投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)作為DEA－Malmquist方法的輸入樣本，就能夠估計我國總體的全要素生產(chǎn)率增速。由于國內(nèi)要素市場具有較好的流動性，各省份和直轄市可以認(rèn)為是面對同一技術(shù)前沿，這保證了使用DEA－Malmquist方法計算我國全要素生產(chǎn)率的合理性(肖林興，2013)。［19］在估算出每年的全要素生產(chǎn)率增速后，本文記2008年的全要素生產(chǎn)率為1，進(jìn)一步計算出各年的相對全要素生產(chǎn)率。在進(jìn)行計算時，本文用除海南和西藏以外各省區(qū)市的不變價格GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)，以從業(yè)人數(shù)和不變價格資本存量作為投入指標(biāo)。資本存量通過如下方式計算:

參考張軍等(2004)［20］的建議，本文使用固定資本形成總額作為固定資本投資的估計。盡管在統(tǒng)計資料中存貨也屬于資本存量的范疇，但它對再生產(chǎn)環(huán)節(jié)沒有貢獻(xiàn)，因此不納入本文的投入指標(biāo)。資本存量的估計采用永續(xù)存盤法得到，公式如下:

其中，下標(biāo)i、t分別代表省區(qū)市和年份;K是資本存量，I是投資，δ是固定資本折舊率。為了計算資本存量時間序列，我們需要確定固定資本折舊率和基期的資本存量 Ki，0。本文參考胡永泰(1998)、［21］王小魯?shù)?2009)［22］的工作，假定折舊率為5%;基期(1978年)的固定資本存量則采用Harberger提出的方法估算:

其中K0為基年資本存量，I0為期初投資額，δ0為基年折舊率，g0為基年之前給定期間的資本增長率。

(三)計量結(jié)果

對數(shù)據(jù)進(jìn)行的ADF單位根檢驗(yàn)表明，全要素生產(chǎn)率、消費(fèi)總額、投資總額和出口總額單整階數(shù)相同，滿足了進(jìn)行回歸分析的前提條件。利用AIC法則確定單位根檢驗(yàn)的滯后期數(shù)，各項(xiàng)數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

表3.1 數(shù)據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對模型(3.1)進(jìn)行最小二乘法(OLS)估計，估計結(jié)果如下表第一行所示。盡管模型具有很高的擬合優(yōu)度，但從DW統(tǒng)計量可以看出殘差存在自相關(guān)性，各系數(shù)的顯著水平可能存在過高的問題。為了獲得可靠的估計結(jié)果，需要對模型進(jìn)行廣義差分變換，結(jié)果如下表第二行所示。對殘差序列進(jìn)行LM和游程檢驗(yàn)，均不存在自相關(guān)性1。①［23］更進(jìn)一步，對殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其在1% 的顯著水平上不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的。這意味著全要素生產(chǎn)率、消費(fèi)總額、投資總額和出口總額具有長期的協(xié)整關(guān)系，下表所示的估計結(jié)果是有意義的。

表3.2 實(shí)證模型估計結(jié)果(因變量為)

在三種細(xì)分需求中，消費(fèi)需求具有統(tǒng)計顯著的彈性系數(shù)0.150，即消費(fèi)需求增長1%，將帶動全要素生產(chǎn)率提高0.15%。投資需求對全要素生產(chǎn)率有正面的促進(jìn)作用，其彈性系數(shù)為0.082;出口需求對全要素生產(chǎn)率有負(fù)面影響，其彈性系數(shù)為－0.04，這兩種影響因素的顯著水平分別為11%和12%，接近10%的顯著水平。Granger檢驗(yàn)表明，三種類型的需求均為全要素生產(chǎn)率的原因，而全要素生產(chǎn)率不是它們的原因，具體結(jié)果如下表所示。

表3.3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果很好的支持了理論分析的結(jié)論。首先，消費(fèi)市場的用戶群體廣，對產(chǎn)品的質(zhì)量和價格偏好差異性較大，能夠?yàn)楸就疗髽I(yè)避免跨國公司的直接競爭創(chuàng)造條件，進(jìn)而提高本土企業(yè)的創(chuàng)新轉(zhuǎn)化率。其次，投資市場所需要的產(chǎn)品一般為大型機(jī)械、核心工業(yè)零部件等產(chǎn)品，這類產(chǎn)品一旦出現(xiàn)質(zhì)量問題將對用戶的生產(chǎn)經(jīng)營造成很大影響，因此產(chǎn)品性能將是用戶購買決策最重要的影響因素。在這一細(xì)分市場，本土企業(yè)需要與跨國公司直接競爭，由于存在較大的技術(shù)差距，其創(chuàng)新轉(zhuǎn)化率比較低，進(jìn)行研發(fā)投入的動機(jī)也不強(qiáng)。第三，在出口市場，本土企業(yè)缺乏本地化優(yōu)勢，在技術(shù)上也處于劣勢，因此在高附加值環(huán)節(jié)的競爭中完全處于下風(fēng)，創(chuàng)新轉(zhuǎn)化率極低。因此，在出口市場，本土企業(yè)一般只能參與附加值最低的加工環(huán)節(jié)，長期來看有可能會使發(fā)展中國家陷入“低附加值－低技術(shù)陷阱”(孟祺和隋楊，2010)。［24］根據(jù)理論模型的分析，創(chuàng)新轉(zhuǎn)化率的大小將對研發(fā)投入產(chǎn)生很大的影響，進(jìn)而影響全要素生產(chǎn)率的提高，即ac＞a1＞aE。

更進(jìn)一步，本文的理論和實(shí)證分析能夠?yàn)榻陙砦覈厣a(chǎn)率增速一直處于較低水平提供一種合理的解釋——消費(fèi)需求不足限制了我國本土企業(yè)的研發(fā)投入。自1998年以來，我國的全要素生產(chǎn)率的增速長期維持低位;同時，我國的消費(fèi)率也從1998年開始持續(xù)下降。

圖3.1 1979—2008我國消費(fèi)、投資和出口率變化

通過對支出法GDP恒等式進(jìn)行簡單變換，可以將總體全要素生產(chǎn)率增速進(jìn)一步分解。首先，可以將GDP增速分解為不同類型的產(chǎn)出規(guī)模增速:

其中，下標(biāo)C、I、Ex和Imp分別代表消費(fèi)、投資、出口和進(jìn)口。

其次，根據(jù)柯布—道格拉斯(C－D)生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)成，可以將不同類型的產(chǎn)出增速進(jìn)一步分解為全要素生產(chǎn)率、資本和勞動投入的增速，如下所示:

其中，i表示總體、消費(fèi)、投資和出口等不同的產(chǎn)出類型。

聯(lián)立上述兩個公式，就能夠得到總體全要素生產(chǎn)率的分解表達(dá)式，如下式所示:

其中進(jìn)口商品生產(chǎn)者的技術(shù)進(jìn)步與國內(nèi)總體TFP變化無關(guān)，不體現(xiàn)在上式中。

從上式可以看出，消費(fèi)需求的不足將從兩個方面影響我國全要素生產(chǎn)率的提高。一方面，由于消費(fèi)類商品的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步率相對最大，因此其份額YC/Y的下降將導(dǎo)致總體TFP增速的下滑。另一方面，消費(fèi)類商品的份額不斷下降，意味著投資、出口類生產(chǎn)的要素回報率較高，人力資源和資本等稀缺要素更多地流入了這兩類生產(chǎn)活動中，進(jìn)而推高了式(2.14)中的單位研發(fā)成本，降低了本土企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入的動機(jī)。這會導(dǎo)致消費(fèi)類商品的產(chǎn)出技術(shù)進(jìn)步率A/A下滑，并對總體 TFP增速產(chǎn)生負(fù)面影響。

四、結(jié)論及政策建議

本文通過建立一個熊彼特創(chuàng)新模型，分析了國內(nèi)需求促進(jìn)發(fā)展中國家技術(shù)進(jìn)步的作用機(jī)理。理論分析表明，國內(nèi)需求的市場規(guī)模、研發(fā)創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化率和研發(fā)資源的單位成本對技術(shù)進(jìn)步有重要的影響?；诶碚摲治龅慕Y(jié)論，本文利用中國1979—2008年的全要素生產(chǎn)率(TFP)和消費(fèi)、投資、出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對不同類型的需求市場對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用進(jìn)行了實(shí)證研究。分析表明:第一，國內(nèi)需求(消費(fèi)和投資)的增長對TFP的提高有正面的促進(jìn)作用，而出口需求的增長對TFP的提高有負(fù)面的作用;第二，消費(fèi)需求比投資需求對TFP的促進(jìn)作用更為顯著。其中，消費(fèi)需求每增長1%，將會促使TFP增長0.15%，而投資需求每增長1%，TFP將會提高0.08%;第三，消費(fèi)需求占GDP份額的下降，是我國近年來總體TFP增速停滯不前的一個重要原因。從本文的研究結(jié)果來看，為了提高我國的技術(shù)水平，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，需要對當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)做出一定的調(diào)整。

首先，應(yīng)該降低出口在我國GDP中的比重。不可否認(rèn)，“出口導(dǎo)向”的發(fā)展模式支撐了我國多年的經(jīng)濟(jì)高速增長。然而，這種增長模式的弊端在近年也逐漸明顯，主要體現(xiàn)在:1)過高的外貿(mào)依存度使得我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行會受到國際市場波動的顯著影響。例如，2008年的全球金融危機(jī)，使得我國出口額出現(xiàn)了13個月的負(fù)增長，并對我國的GDP增長產(chǎn)生了重大影響;2)勞動力成本上漲，勞動密集型的出口產(chǎn)業(yè)不再具備全球比較優(yōu)勢。2002年在東部沿海地區(qū)出現(xiàn)的“民工荒”標(biāo)志著勞動力無限供給時代的結(jié)束，大量的加工企業(yè)出現(xiàn)倒閉或外遷的情況，跨國公司也開始將加工工廠遷往成本更低的東南亞;3)更重要的是，長期參與低附加值環(huán)節(jié)的國際分工，有可能使我國陷入低技術(shù)陷阱。統(tǒng)計表明，我國出口中加工貿(mào)易的份額占比長期處于50%左右的高位。這種貿(mào)易模式會形成對高技術(shù)中間產(chǎn)品的依賴，嚴(yán)重削弱我國本土企業(yè)的創(chuàng)新能力。

其次，應(yīng)當(dāng)控制投資需求的擴(kuò)大，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，提高投資效率。當(dāng)前，由于我國的人均資本存量仍然偏低，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)也有進(jìn)一步完善的空間，因此應(yīng)當(dāng)保持較高水平的投資率。然而，由于存在投資結(jié)構(gòu)不合理、投資效率低下等現(xiàn)象，近年來我國投資需求的高速增長也造成了低端產(chǎn)能過剩、高端產(chǎn)能不足等問題。更重要的是，大量的資源投入投資部門，形成了對消費(fèi)等部門的擠占效應(yīng)，對我國的提高自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生了不利的影響。

最后，應(yīng)該努力提高消費(fèi)在GDP中的比重。消費(fèi)需求是拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，是我國抵御全球經(jīng)濟(jì)波動的重要力量，更是促進(jìn)我國自主創(chuàng)新能力提高的推手。當(dāng)前，我國的消費(fèi)率經(jīng)歷了多年的持續(xù)下滑，消費(fèi)需求一直低迷，而究其根源，則是中國居民收入占GDP首次分配比例過低(Kujis，2006)。［25］因此，要提高消費(fèi)水平，應(yīng)該做到，1)提高居民的收入水平，通過建立合理的分配制度，提高勞動工資在GDP中的分配比重;2)加強(qiáng)社會保障，包括醫(yī)療、住房和就業(yè)等保障，消除居民消費(fèi)的后顧之憂;3)完善城鄉(xiāng)統(tǒng)籌等手段，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，提高農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向;4)完善消費(fèi)環(huán)境，通過鼓勵電子商務(wù)等新型消費(fèi)業(yè)態(tài)、改進(jìn)消費(fèi)信貸政策等手段將居民的潛在消費(fèi)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)購買力。

注釋:

①進(jìn)行廣義差分變換后，DW統(tǒng)計量不適合用于自回歸檢驗(yàn)(古扎拉蒂和波特，2010)。

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