R&D強度對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/h1>
2016-09-06 06:26:07王家明
中國石油大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版) 2016年1期
丁 浩，王家明
（中國石油大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島266580）
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R&D強度對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/p>
丁 浩，王家明
（中國石油大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島266580）
在引入R&D強度的擴展柯布道格拉斯函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建多元線性回歸模型，研究中國東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個省市自治區(qū)的R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響及區(qū)域差異。研究表明，四區(qū)域R&D強度與經(jīng)濟增長之間均呈正相關(guān)，但區(qū)域差異明顯。東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的影響最為顯著；東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，R&D產(chǎn)出彈性均低于東部地區(qū)；西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高。今后應(yīng)繼續(xù)貫徹實施國家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，加大R&D投入并配套相應(yīng)的物質(zhì)資本投入，完善區(qū)域發(fā)展帶動機制，促進區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展。
R&D強度；經(jīng)濟增長；區(qū)域?qū)Ρ?；柯布道格拉斯函?shù)
一、引言
探尋經(jīng)濟增長的驅(qū)動因素一直是經(jīng)濟學(xué)的研究重心所在。經(jīng)典的經(jīng)濟增長理論認為經(jīng)濟增長取決于資本（Capital）和勞動力（Labor）的增加，但新經(jīng)濟增長理論認為技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量，提高R&D強度能從根本上促進經(jīng)濟增長。因此國內(nèi)外學(xué)者針對R&D強度或R&D投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開了廣泛的研究。
國外對 R&D與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究始于Romer、Aghion和 Jaffe等人。Aghion等認為提高R&D強度對經(jīng)濟增長有積極的促進作用［1］；Jaffe等認為某產(chǎn)業(yè)R&D增加可促進該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和其他產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高，從而促進經(jīng)濟增長［2］。國內(nèi)對該領(lǐng)域的研究在近5年才逐漸增多，主要集中在R&D對經(jīng)濟增長貢獻率和R&D效應(yīng)滯后期等方面，其中R&D對經(jīng)濟增長貢獻率研究又分為針對全國范圍的和某區(qū)域的研究。朱強運用脈沖法和面板法對中國R&D對經(jīng)濟增長的貢獻率進行了研究，結(jié)果顯示，R&D投入與地區(qū)經(jīng)濟增長存在雙向效應(yīng)［3］；盧方元和靳丹丹研究了中國R&D對經(jīng)濟增長的影響，得出了R&D人員投入比R&D經(jīng)費投入的產(chǎn)出彈性高、R&D投入的短期波動對經(jīng)濟增長的短期波動有正影響的結(jié)論［4］；孫東和周怡君運用永續(xù)盤存法和柯布道格拉斯函數(shù)研究了R&D投入、創(chuàng)新能力對長三角經(jīng)濟增長的影響，研究結(jié)果表明，R&D存量等對經(jīng)濟增長作用顯著，但存在“專利悖論”現(xiàn)象［5］；陳紅玲和羅炳彥運用柯布道格拉斯函數(shù)對教育投入、R&D經(jīng)費支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，認為教育對GDP的影響地區(qū)差異不明顯，而科技對經(jīng)濟增長的影響則具有明顯的區(qū)域差異［6］；孫潔和姜興坤利用柯布道格拉斯函數(shù)研究科技人才對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，得出東部地區(qū)科技人才對經(jīng)濟增長促進作用最顯著的結(jié)論，并建議在培養(yǎng)、引進科技人才的基礎(chǔ)上配套相關(guān)的物質(zhì)資本投入［7］；裴玲玲等運用灰色關(guān)聯(lián)理論分析研究了江蘇省R&D投入帶動經(jīng)濟增長的時滯年限，得出江蘇省時滯年限為3年左右，同時年份與帶動作用呈負相關(guān)的結(jié)論［8］。
綜合國內(nèi)外研究現(xiàn)狀可以看出，國外對R&D與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究比較早，而國內(nèi)相關(guān)研究起步較晚，多數(shù)研究的是R&D投入對全國或某個區(qū)域的影響，區(qū)域?qū)Ρ炔幻黠@，數(shù)據(jù)年限滯后。本文基于2003—2014年的面板數(shù)據(jù)，運用引入R&D強度的擴展柯布道格拉斯函數(shù)，研究中國東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個省市自治區(qū)的R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響及區(qū)域差異。采用R&D強度指標可剔除因經(jīng)濟發(fā)展水平不同R&D投入不一的問題，可及時更新數(shù)據(jù)，進行區(qū)域?qū)Ρ?，有一定的理論意義和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。
二、模型構(gòu)建與指標選取
（一）模型構(gòu)建
經(jīng)典的經(jīng)濟增長理論模型能滿足“?？怂怪行浴奔僭O(shè)條件的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文亦選取此模型為基礎(chǔ)進行實證研究。該模型的基本形式為：
式中，Y為解釋變量即經(jīng)濟產(chǎn)出；A表示技術(shù)水平；K表示物質(zhì)資本；L表示一般勞動；α表示產(chǎn)出對物質(zhì)資本的彈性；β為產(chǎn)出勞動力的彈性，且滿足0＜α，β＜1。
本文研究對象為R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，因此在柯布道格拉斯經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上引入R&D強度要素，構(gòu)建擴展柯布道格拉斯模型：
式中，γ為產(chǎn)出對R&D強度的彈性。對式（2）兩邊各取自然對數(shù)得到：
整理后可得：
式中，C為常數(shù)項；ε為隨機誤差項［6］。
（二）指標選取
上述構(gòu)建的模型涉及Y、K、L、R&D四個變量，它們分別代表經(jīng)濟產(chǎn)出、物質(zhì)資本、一般勞動和科技研發(fā)投入。下面根據(jù)變量定義和前人的研究成果對每個變量進行描述，以便后期的數(shù)據(jù)處理與實證分析。
Y代表經(jīng)濟產(chǎn)出，目前大都采用GDP和人均GDP對經(jīng)濟產(chǎn)出進行描述，而GDP總量與本地區(qū)人口存在一定的因果關(guān)系，并不能完全反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，筆者認為人均GDP較GDP總量更能反映經(jīng)濟產(chǎn)出的實際水平，因此選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的人均GDP作為變量Y的指標（以下GDP均表示人均GDP）。
K代表物質(zhì)資本，物質(zhì)資本變量主要包括資本形成額和資本存量，而采用資本存量指標時，難以對初始存量進行定義，因此本文選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的固定資本形成額作為變量K的指標。
L代表一般勞動，即為經(jīng)濟產(chǎn)出而進行的勞動力投入。鑒于農(nóng)村勞動力就業(yè)的特殊性，難以進行精確的數(shù)據(jù)表述，本文選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)人數(shù)作為衡量一般勞動L變量的指標。
R&D代表研發(fā)投入，研發(fā)投入變量主要包括R&D投入和R&D強度。鑒于R&D投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平有很大的相關(guān)性，而R&D強度是R&D投入占GDP的比重，能反映區(qū)域?qū)萍佳邪l(fā)的投入強度和重視程度，因此本文采取R&D強度作為衡量研發(fā)投入變量的指標（以下R&D均表示R&D強度）。
三、數(shù)據(jù)分析、檢驗與模型回歸
（一）數(shù)據(jù)分析
為充分體現(xiàn)區(qū)域R&D強度對經(jīng)濟增長貢獻度的差異，本文按照《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》、《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》等相關(guān)文件，將中國區(qū)域（港澳臺除外）劃分為東北、東部、中部和西部四大地區(qū)。其中東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧三省，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、河南、湖南、湖北、安徽、江西，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、重慶、四川、西藏、廣西、云南、貴州。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》選取各省市自治區(qū)2003—2014年的數(shù)據(jù)，并對各數(shù)據(jù)按照區(qū)域分別進行加總后取自然對數(shù)，得到四區(qū)域Y、K、L和R&D的數(shù)據(jù)。表1為四區(qū)域主要指標值的描述性統(tǒng)計。
表1 主要指標值的描述性統(tǒng)計
在模型回歸分析之前需對數(shù)據(jù)進行計量檢驗分析。為了防止偽回歸現(xiàn)象，使得到的回歸結(jié)果可以真實地反映因變量和解釋變量之間的關(guān)系，本文通過一系列檢驗來保證數(shù)據(jù)的可用性［6］。
1.單位根檢驗
運用 Eviews7.0對 ln GDP、ln R&D、ln K和 ln L進行單位根檢驗，主要通過 LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗和Hadri檢驗進行，檢驗結(jié)果見表2。
表2 變量單位根檢驗結(jié)果
檢驗過程中通過Schwarz法則自動選擇變量的滯后項，表2中數(shù)據(jù)均為P值，顯著性水平為0.05。通過檢驗可以看出，四個變量的部分檢驗超過了0.05，接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)的時間序列。但四個變量的一階差分均在0.05的顯著性水平之內(nèi)，表明一階差分序列為平穩(wěn)時間序列，可以進行下一步的協(xié)整關(guān)系檢驗。
2.協(xié)整關(guān)系檢驗
協(xié)整關(guān)系檢驗的目的是檢驗變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系。本文主要采取 Pedroni檢驗和Kao檢驗進行變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表3。
表3 變量協(xié)整檢驗結(jié)果
由表3可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，Pedroni檢驗中只有Panel v-Statistic的P值大于0.05，而Kao檢驗ADF的P值小于0.05，表明拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在協(xié)整關(guān)系。
車輛在高速運行過程中，車體外氣流沖擊門頁與車體之間的縫隙和兩門頁之間的縫隙，形成了一種含有多種頻率成分的空氣漩渦。門縫隙大小的變化及車輛運行速度的變化引起氣流的強弱變化，并在車廂內(nèi)形成不同頻率的嘯叫聲。
綜合以上檢驗可以得出，本文所用數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，且ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在長期平穩(wěn)關(guān)系，可以進行下一步的回歸分析。
（三）模型選擇
面板數(shù)據(jù)的模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，對本文的數(shù)據(jù)進行計量分析需先確定本文的面板數(shù)據(jù)符合哪種模型。F檢驗可用來區(qū)分混合模型和固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗可用來區(qū)分固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型［7］，因此需要對本文的數(shù)據(jù)進行F檢驗和Hausman檢驗，F(xiàn)檢驗結(jié)果見表4，Hausman檢驗結(jié)果見表5。
表4 樣本數(shù)據(jù)的F檢驗
由表4可以看出，F(xiàn)檢驗P值小于顯著性水平默認值0.05，拒絕原假設(shè)“混合模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
表5 樣本數(shù)據(jù)的Hausman檢驗
由表5可以看出，Hausman檢驗P值小于顯著性水平默認值0.05，拒絕原假設(shè)“隨機效應(yīng)模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
綜合F檢驗和Hausman檢驗可以得出，本文的數(shù)據(jù)符合固定效應(yīng)模型。
（四）模型回歸
本文應(yīng)用最小二乘法對東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)據(jù)分別進行回歸，回歸結(jié)果見表6。
由表6可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度均在99%之上，說明模型合理有效。同時四區(qū)域整體的擬合P值均在顯著性水平 0.05以內(nèi)，DW 值分別為2.818 621、2.204 612、2.073 858、2.214 521，在上下臨界值之間，說明模型不存在自相關(guān)性。
表6 四區(qū)域模型回歸結(jié)果
四、分析與討論
柯布道格拉斯經(jīng)典模型中，各變量的回歸系數(shù)即為產(chǎn)出彈性，因此通過式（4）和表6可以得出四區(qū)域各投入要素的產(chǎn)出彈性，詳見表7。
表7 四區(qū)域各投入要素產(chǎn)出彈性
由表7可知，東北地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.8931，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.496 9，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.084 7，同時α+β+γ=2.474 7＞1，規(guī)模報酬遞增；東部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.748 7，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.291 4，R&D的產(chǎn)出彈性γ為3.205 7，同時α+β+γ=4.245 8＞1，規(guī)模報酬遞增；中部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.834 6，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.308 8，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.393 4，α+β+γ=2.536 8＞1，規(guī)模報酬遞增；西部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.844 0，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.437 2，R&D的產(chǎn)出彈性γ為0.331 3，α+β+γ=1.612 5＞1，規(guī)模報酬遞增。
綜上分析可以得出，本文模型的回歸結(jié)果大致符合中國經(jīng)濟增長實際，物質(zhì)資本、一般勞動和R&D均對各區(qū)域經(jīng)濟存在一定的促進作用，并且規(guī)模報酬遞增，這說明各地區(qū)經(jīng)濟增長潛力較大。由表7還可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各要素對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響差異比較大。
東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的影響最為顯著。由表7可知，東部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠高于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，這說明東部地區(qū)R&D投入對經(jīng)濟增長的貢獻度很大。但東部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性遠低于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，并不意味著東部地區(qū)物質(zhì)資本投入少，這可由邊際效益遞減理論來解釋：東部地區(qū)物質(zhì)資本已經(jīng)投入到一定規(guī)模。也正因如此，東部地區(qū)物質(zhì)資本投入高，基礎(chǔ)設(shè)施齊全，R&D重視程度和投入也就相對較高，R&D強度對經(jīng)濟增長的貢獻最為顯著。
東北地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性低于東部。由表7可知，東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，并且α、β值均高于東部地區(qū)，γ值則遠低于東部地區(qū)，說明東北地區(qū)、中部地區(qū)物質(zhì)資本和一般勞動對經(jīng)濟增長的貢獻率比較大，但R&D對經(jīng)濟增長的貢獻率遠低于東部地區(qū)。
西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高。由表7可知，西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠遠低于東部地區(qū)、東北地區(qū)和中部地區(qū)，主要原因是西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平總體較低，物質(zhì)資本和一般勞動力的投入相對較少，基礎(chǔ)設(shè)施、科技園區(qū)等設(shè)施不完善，造成西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性較低。西部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高說明西部地區(qū)發(fā)展方式相對粗放，經(jīng)濟增長驅(qū)動結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化。
五、結(jié)論與建議
（一）結(jié)論
本文通過引入R&D強度的擴展道格拉斯函數(shù)研究R&D強度對經(jīng)濟增長的影響并進行區(qū)域?qū)Ρ?，主要得出以下結(jié)論：
東北、東部、中部和西部四區(qū)域R&D強度均對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有積極的促進作用，但區(qū)域差異很大，其中東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的帶動作用最顯著。
物質(zhì)資本投入與R&D產(chǎn)出彈性呈正相關(guān)變動，但仍存在物質(zhì)資本投入到一定程度邊際效益遞減現(xiàn)象，比如東部地區(qū)。
東北地區(qū)和中部地區(qū)各要素之間對經(jīng)濟增長的帶動作用相差不大，說明二者經(jīng)濟增長的驅(qū)動方式類似。
（二）建議
本文通過R&D投入對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻率對比研究，提出如下建議：
繼續(xù)貫徹實施西部大開發(fā)、中部崛起和振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，發(fā)揮國家戰(zhàn)略對經(jīng)濟增長的促進作用，加大東部地區(qū)對其他區(qū)域的帶動作用，完善區(qū)域帶動機制，促進區(qū)域經(jīng)濟均衡可持續(xù)發(fā)展。
在保持經(jīng)濟增長的前提下，增加物質(zhì)資本的投入，通過豐厚的物質(zhì)資本及完善的技術(shù)設(shè)施和人才優(yōu)惠政策來吸引高科技人才，促進經(jīng)濟又好又快發(fā)展。
由于西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高，所以應(yīng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，西部地區(qū)應(yīng)提高R&D的投入及強度，增加R&D的貢獻度，平衡物質(zhì)資本、一般勞動和R&D的投入強度，實現(xiàn)均衡發(fā)展。
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［4］盧方元，靳丹丹.我國R&D投入對經(jīng)濟增長的影響——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（3）：149-157.
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責(zé)任編輯：張巖林
Regional Comparison Study of the Im pact of R&D Intensity on Econom ic Grow th
DING Hao，WANG Jiaming
（School of Economics&Management，China University of Petroleum，Qingdao，Shandong 266580，China）
Based on the Cobb Douglas function introduced to the intensity of R&D，themultiple linear regression model is constructed to research the dynamic impact of R&D intensity on economic growth and regional differences of 31 provinces and areas in the northeast，eastern，central and western regions in China.The conclusions are：in the four regions，there is a positive correlation between R&D intensity and economic growth，but the regional differences are significant and R&D impact on economic growth in the eastern region is the most significant；the output elasticity of factors of the northeast region and the central region shows little difference，and is lower than that of the eastern region；the R&D output elasticity of the western region is the lowest，butmaterial capital output elasticity is relatively high.Finally，we put forward the countermeasures to promote the regional economic equilibrium growth.
R&D intensity；economic growth；regional comparison；Cobb Douglas function
F061.5
A
1673-5595（2016）01-0017-05
10.13216/j.cnki.upcjess.2016.01.0004
2015-04-08
山東省自然科學(xué)基金項目（ZR2013GM025）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助項目（14CX06039B）
丁 浩（1960—），男，河南鄧州人，中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟與管理。
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丁 浩，王家明
（中國石油大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島266580）
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R&D強度對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/p>
丁 浩，王家明
（中國石油大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島266580）
在引入R&D強度的擴展柯布道格拉斯函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建多元線性回歸模型，研究中國東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個省市自治區(qū)的R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響及區(qū)域差異。研究表明，四區(qū)域R&D強度與經(jīng)濟增長之間均呈正相關(guān)，但區(qū)域差異明顯。東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的影響最為顯著；東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，R&D產(chǎn)出彈性均低于東部地區(qū)；西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高。今后應(yīng)繼續(xù)貫徹實施國家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，加大R&D投入并配套相應(yīng)的物質(zhì)資本投入，完善區(qū)域發(fā)展帶動機制，促進區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展。
R&D強度；經(jīng)濟增長；區(qū)域?qū)Ρ?；柯布道格拉斯函?shù)
一、引言
探尋經(jīng)濟增長的驅(qū)動因素一直是經(jīng)濟學(xué)的研究重心所在。經(jīng)典的經(jīng)濟增長理論認為經(jīng)濟增長取決于資本（Capital）和勞動力（Labor）的增加，但新經(jīng)濟增長理論認為技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量，提高R&D強度能從根本上促進經(jīng)濟增長。因此國內(nèi)外學(xué)者針對R&D強度或R&D投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開了廣泛的研究。
國外對 R&D與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究始于Romer、Aghion和 Jaffe等人。Aghion等認為提高R&D強度對經(jīng)濟增長有積極的促進作用［1］；Jaffe等認為某產(chǎn)業(yè)R&D增加可促進該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和其他產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高，從而促進經(jīng)濟增長［2］。國內(nèi)對該領(lǐng)域的研究在近5年才逐漸增多，主要集中在R&D對經(jīng)濟增長貢獻率和R&D效應(yīng)滯后期等方面，其中R&D對經(jīng)濟增長貢獻率研究又分為針對全國范圍的和某區(qū)域的研究。朱強運用脈沖法和面板法對中國R&D對經(jīng)濟增長的貢獻率進行了研究，結(jié)果顯示，R&D投入與地區(qū)經(jīng)濟增長存在雙向效應(yīng)［3］；盧方元和靳丹丹研究了中國R&D對經(jīng)濟增長的影響，得出了R&D人員投入比R&D經(jīng)費投入的產(chǎn)出彈性高、R&D投入的短期波動對經(jīng)濟增長的短期波動有正影響的結(jié)論［4］；孫東和周怡君運用永續(xù)盤存法和柯布道格拉斯函數(shù)研究了R&D投入、創(chuàng)新能力對長三角經(jīng)濟增長的影響，研究結(jié)果表明，R&D存量等對經(jīng)濟增長作用顯著，但存在“專利悖論”現(xiàn)象［5］；陳紅玲和羅炳彥運用柯布道格拉斯函數(shù)對教育投入、R&D經(jīng)費支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，認為教育對GDP的影響地區(qū)差異不明顯，而科技對經(jīng)濟增長的影響則具有明顯的區(qū)域差異［6］；孫潔和姜興坤利用柯布道格拉斯函數(shù)研究科技人才對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，得出東部地區(qū)科技人才對經(jīng)濟增長促進作用最顯著的結(jié)論，并建議在培養(yǎng)、引進科技人才的基礎(chǔ)上配套相關(guān)的物質(zhì)資本投入［7］；裴玲玲等運用灰色關(guān)聯(lián)理論分析研究了江蘇省R&D投入帶動經(jīng)濟增長的時滯年限，得出江蘇省時滯年限為3年左右，同時年份與帶動作用呈負相關(guān)的結(jié)論［8］。
綜合國內(nèi)外研究現(xiàn)狀可以看出，國外對R&D與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究比較早，而國內(nèi)相關(guān)研究起步較晚，多數(shù)研究的是R&D投入對全國或某個區(qū)域的影響，區(qū)域?qū)Ρ炔幻黠@，數(shù)據(jù)年限滯后。本文基于2003—2014年的面板數(shù)據(jù)，運用引入R&D強度的擴展柯布道格拉斯函數(shù)，研究中國東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個省市自治區(qū)的R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響及區(qū)域差異。采用R&D強度指標可剔除因經(jīng)濟發(fā)展水平不同R&D投入不一的問題，可及時更新數(shù)據(jù)，進行區(qū)域?qū)Ρ?，有一定的理論意義和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。
二、模型構(gòu)建與指標選取
（一）模型構(gòu)建
經(jīng)典的經(jīng)濟增長理論模型能滿足“?？怂怪行浴奔僭O(shè)條件的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文亦選取此模型為基礎(chǔ)進行實證研究。該模型的基本形式為：
式中，Y為解釋變量即經(jīng)濟產(chǎn)出；A表示技術(shù)水平；K表示物質(zhì)資本；L表示一般勞動；α表示產(chǎn)出對物質(zhì)資本的彈性；β為產(chǎn)出勞動力的彈性，且滿足0＜α，β＜1。
本文研究對象為R&D強度對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，因此在柯布道格拉斯經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上引入R&D強度要素，構(gòu)建擴展柯布道格拉斯模型：
式中，γ為產(chǎn)出對R&D強度的彈性。對式（2）兩邊各取自然對數(shù)得到：
整理后可得：
式中，C為常數(shù)項；ε為隨機誤差項［6］。
（二）指標選取
上述構(gòu)建的模型涉及Y、K、L、R&D四個變量，它們分別代表經(jīng)濟產(chǎn)出、物質(zhì)資本、一般勞動和科技研發(fā)投入。下面根據(jù)變量定義和前人的研究成果對每個變量進行描述，以便后期的數(shù)據(jù)處理與實證分析。
Y代表經(jīng)濟產(chǎn)出，目前大都采用GDP和人均GDP對經(jīng)濟產(chǎn)出進行描述，而GDP總量與本地區(qū)人口存在一定的因果關(guān)系，并不能完全反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，筆者認為人均GDP較GDP總量更能反映經(jīng)濟產(chǎn)出的實際水平，因此選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的人均GDP作為變量Y的指標（以下GDP均表示人均GDP）。
K代表物質(zhì)資本，物質(zhì)資本變量主要包括資本形成額和資本存量，而采用資本存量指標時，難以對初始存量進行定義，因此本文選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的固定資本形成額作為變量K的指標。
L代表一般勞動，即為經(jīng)濟產(chǎn)出而進行的勞動力投入。鑒于農(nóng)村勞動力就業(yè)的特殊性，難以進行精確的數(shù)據(jù)表述，本文選取全國各省市自治區(qū)、地區(qū)的城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)人數(shù)作為衡量一般勞動L變量的指標。
R&D代表研發(fā)投入，研發(fā)投入變量主要包括R&D投入和R&D強度。鑒于R&D投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平有很大的相關(guān)性，而R&D強度是R&D投入占GDP的比重，能反映區(qū)域?qū)萍佳邪l(fā)的投入強度和重視程度，因此本文采取R&D強度作為衡量研發(fā)投入變量的指標（以下R&D均表示R&D強度）。
三、數(shù)據(jù)分析、檢驗與模型回歸
（一）數(shù)據(jù)分析
為充分體現(xiàn)區(qū)域R&D強度對經(jīng)濟增長貢獻度的差異，本文按照《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》、《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》等相關(guān)文件，將中國區(qū)域（港澳臺除外）劃分為東北、東部、中部和西部四大地區(qū)。其中東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧三省，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、河南、湖南、湖北、安徽、江西，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、重慶、四川、西藏、廣西、云南、貴州。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》選取各省市自治區(qū)2003—2014年的數(shù)據(jù)，并對各數(shù)據(jù)按照區(qū)域分別進行加總后取自然對數(shù)，得到四區(qū)域Y、K、L和R&D的數(shù)據(jù)。表1為四區(qū)域主要指標值的描述性統(tǒng)計。
表1 主要指標值的描述性統(tǒng)計
在模型回歸分析之前需對數(shù)據(jù)進行計量檢驗分析。為了防止偽回歸現(xiàn)象，使得到的回歸結(jié)果可以真實地反映因變量和解釋變量之間的關(guān)系，本文通過一系列檢驗來保證數(shù)據(jù)的可用性［6］。
1.單位根檢驗
運用 Eviews7.0對 ln GDP、ln R&D、ln K和 ln L進行單位根檢驗，主要通過 LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗和Hadri檢驗進行，檢驗結(jié)果見表2。
表2 變量單位根檢驗結(jié)果
檢驗過程中通過Schwarz法則自動選擇變量的滯后項，表2中數(shù)據(jù)均為P值，顯著性水平為0.05。通過檢驗可以看出，四個變量的部分檢驗超過了0.05，接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)的時間序列。但四個變量的一階差分均在0.05的顯著性水平之內(nèi)，表明一階差分序列為平穩(wěn)時間序列，可以進行下一步的協(xié)整關(guān)系檢驗。
2.協(xié)整關(guān)系檢驗
協(xié)整關(guān)系檢驗的目的是檢驗變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系。本文主要采取 Pedroni檢驗和Kao檢驗進行變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表3。
表3 變量協(xié)整檢驗結(jié)果
由表3可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，Pedroni檢驗中只有Panel v-Statistic的P值大于0.05，而Kao檢驗ADF的P值小于0.05，表明拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在協(xié)整關(guān)系。
車輛在高速運行過程中，車體外氣流沖擊門頁與車體之間的縫隙和兩門頁之間的縫隙，形成了一種含有多種頻率成分的空氣漩渦。門縫隙大小的變化及車輛運行速度的變化引起氣流的強弱變化，并在車廂內(nèi)形成不同頻率的嘯叫聲。
綜合以上檢驗可以得出，本文所用數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，且ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在長期平穩(wěn)關(guān)系，可以進行下一步的回歸分析。
（三）模型選擇
面板數(shù)據(jù)的模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，對本文的數(shù)據(jù)進行計量分析需先確定本文的面板數(shù)據(jù)符合哪種模型。F檢驗可用來區(qū)分混合模型和固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗可用來區(qū)分固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型［7］，因此需要對本文的數(shù)據(jù)進行F檢驗和Hausman檢驗，F(xiàn)檢驗結(jié)果見表4，Hausman檢驗結(jié)果見表5。
表4 樣本數(shù)據(jù)的F檢驗
由表4可以看出，F(xiàn)檢驗P值小于顯著性水平默認值0.05，拒絕原假設(shè)“混合模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
表5 樣本數(shù)據(jù)的Hausman檢驗
由表5可以看出，Hausman檢驗P值小于顯著性水平默認值0.05，拒絕原假設(shè)“隨機效應(yīng)模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
綜合F檢驗和Hausman檢驗可以得出，本文的數(shù)據(jù)符合固定效應(yīng)模型。
（四）模型回歸
本文應(yīng)用最小二乘法對東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)據(jù)分別進行回歸，回歸結(jié)果見表6。
由表6可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度均在99%之上，說明模型合理有效。同時四區(qū)域整體的擬合P值均在顯著性水平 0.05以內(nèi)，DW 值分別為2.818 621、2.204 612、2.073 858、2.214 521，在上下臨界值之間，說明模型不存在自相關(guān)性。
表6 四區(qū)域模型回歸結(jié)果
四、分析與討論
柯布道格拉斯經(jīng)典模型中，各變量的回歸系數(shù)即為產(chǎn)出彈性，因此通過式（4）和表6可以得出四區(qū)域各投入要素的產(chǎn)出彈性，詳見表7。
表7 四區(qū)域各投入要素產(chǎn)出彈性
由表7可知，東北地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.8931，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.496 9，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.084 7，同時α+β+γ=2.474 7＞1，規(guī)模報酬遞增；東部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.748 7，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.291 4，R&D的產(chǎn)出彈性γ為3.205 7，同時α+β+γ=4.245 8＞1，規(guī)模報酬遞增；中部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.834 6，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.308 8，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.393 4，α+β+γ=2.536 8＞1，規(guī)模報酬遞增；西部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.844 0，一般勞動的產(chǎn)出彈性β為0.437 2，R&D的產(chǎn)出彈性γ為0.331 3，α+β+γ=1.612 5＞1，規(guī)模報酬遞增。
綜上分析可以得出，本文模型的回歸結(jié)果大致符合中國經(jīng)濟增長實際，物質(zhì)資本、一般勞動和R&D均對各區(qū)域經(jīng)濟存在一定的促進作用，并且規(guī)模報酬遞增，這說明各地區(qū)經(jīng)濟增長潛力較大。由表7還可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各要素對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響差異比較大。
東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的影響最為顯著。由表7可知，東部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠高于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，這說明東部地區(qū)R&D投入對經(jīng)濟增長的貢獻度很大。但東部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性遠低于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，并不意味著東部地區(qū)物質(zhì)資本投入少，這可由邊際效益遞減理論來解釋：東部地區(qū)物質(zhì)資本已經(jīng)投入到一定規(guī)模。也正因如此，東部地區(qū)物質(zhì)資本投入高，基礎(chǔ)設(shè)施齊全，R&D重視程度和投入也就相對較高，R&D強度對經(jīng)濟增長的貢獻最為顯著。
東北地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性低于東部。由表7可知，東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，并且α、β值均高于東部地區(qū)，γ值則遠低于東部地區(qū)，說明東北地區(qū)、中部地區(qū)物質(zhì)資本和一般勞動對經(jīng)濟增長的貢獻率比較大，但R&D對經(jīng)濟增長的貢獻率遠低于東部地區(qū)。
西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高。由表7可知，西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠遠低于東部地區(qū)、東北地區(qū)和中部地區(qū)，主要原因是西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平總體較低，物質(zhì)資本和一般勞動力的投入相對較少，基礎(chǔ)設(shè)施、科技園區(qū)等設(shè)施不完善，造成西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性較低。西部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高說明西部地區(qū)發(fā)展方式相對粗放，經(jīng)濟增長驅(qū)動結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化。
五、結(jié)論與建議
（一）結(jié)論
本文通過引入R&D強度的擴展道格拉斯函數(shù)研究R&D強度對經(jīng)濟增長的影響并進行區(qū)域?qū)Ρ?，主要得出以下結(jié)論：
東北、東部、中部和西部四區(qū)域R&D強度均對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有積極的促進作用，但區(qū)域差異很大，其中東部地區(qū)R&D對經(jīng)濟增長的帶動作用最顯著。
物質(zhì)資本投入與R&D產(chǎn)出彈性呈正相關(guān)變動，但仍存在物質(zhì)資本投入到一定程度邊際效益遞減現(xiàn)象，比如東部地區(qū)。
東北地區(qū)和中部地區(qū)各要素之間對經(jīng)濟增長的帶動作用相差不大，說明二者經(jīng)濟增長的驅(qū)動方式類似。
（二）建議
本文通過R&D投入對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻率對比研究，提出如下建議：
繼續(xù)貫徹實施西部大開發(fā)、中部崛起和振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，發(fā)揮國家戰(zhàn)略對經(jīng)濟增長的促進作用，加大東部地區(qū)對其他區(qū)域的帶動作用，完善區(qū)域帶動機制，促進區(qū)域經(jīng)濟均衡可持續(xù)發(fā)展。
在保持經(jīng)濟增長的前提下，增加物質(zhì)資本的投入，通過豐厚的物質(zhì)資本及完善的技術(shù)設(shè)施和人才優(yōu)惠政策來吸引高科技人才，促進經(jīng)濟又好又快發(fā)展。
由于西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對較高，所以應(yīng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，西部地區(qū)應(yīng)提高R&D的投入及強度，增加R&D的貢獻度，平衡物質(zhì)資本、一般勞動和R&D的投入強度，實現(xiàn)均衡發(fā)展。
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責(zé)任編輯：張巖林
Regional Comparison Study of the Im pact of R&D Intensity on Econom ic Grow th
DING Hao，WANG Jiaming
（School of Economics&Management，China University of Petroleum，Qingdao，Shandong 266580，China）
Based on the Cobb Douglas function introduced to the intensity of R&D，themultiple linear regression model is constructed to research the dynamic impact of R&D intensity on economic growth and regional differences of 31 provinces and areas in the northeast，eastern，central and western regions in China.The conclusions are：in the four regions，there is a positive correlation between R&D intensity and economic growth，but the regional differences are significant and R&D impact on economic growth in the eastern region is the most significant；the output elasticity of factors of the northeast region and the central region shows little difference，and is lower than that of the eastern region；the R&D output elasticity of the western region is the lowest，butmaterial capital output elasticity is relatively high.Finally，we put forward the countermeasures to promote the regional economic equilibrium growth.
R&D intensity；economic growth；regional comparison；Cobb Douglas function
F061.5
A
1673-5595（2016）01-0017-05
10.13216/j.cnki.upcjess.2016.01.0004
2015-04-08
山東省自然科學(xué)基金項目（ZR2013GM025）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助項目（14CX06039B）
丁 浩（1960—），男，河南鄧州人，中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟與管理。
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