孫英杰，林 春

（遼寧大學 經(jīng)濟學院，沈陽 110036）

0 引言

縱觀世界歷史發(fā)展進程，每一次社會結構的變遷都要經(jīng)歷科技革命和產(chǎn)業(yè)變革，科學技術也因此成為推動歷史車輪前進的核心驅動力，這點在馬克思《資本論》中提出的“科學技術是歷史上起推動作用的革命力量”的經(jīng)典論斷中也有所體現(xiàn)。而科技進步對社會結構的最直接促進就是帶來顛覆性的經(jīng)濟增長。亞當·斯密（1773）[1]在其《國富論》的“分工理論”提出科學技術是促進勞動分工和提高勞動熟練程度的載體，進而推動經(jīng)濟增長。這也同后來的“創(chuàng)新活動才是推動經(jīng)濟發(fā)展的根本力量”的論證相吻合[2]。而在Solow（1957）[3]所開創(chuàng)的新古典增長模型中，廣義技術進步的表征—全要素生產(chǎn)率被視為經(jīng)濟增長的唯一源泉。那么，科技進步如何影響全要素生產(chǎn)率呢？Chow（1993）[4]、Borensztein 和 Ostry（1996）[5]研究表明，全要素生產(chǎn)率將成為中國經(jīng)濟快速增長的持續(xù)驅動力，也成為經(jīng)濟持續(xù)增長的引擎[6]和新常態(tài)下推動經(jīng)濟發(fā)展的關鍵[7]?？萍歼M步貢獻率是十三五規(guī)劃綱要草案新增的一項非常重要的指標。因此，當下展開對此問題的探討與研究，其現(xiàn)實意義顯得尤為重大。

通過對已有文獻資料的回顧與梳理，發(fā)現(xiàn)一些學者對此問題的答案已經(jīng)給出了有力的回應。從理論視角出發(fā)，蔡昉（2013）[6]認為實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率支撐型模式下的中國經(jīng)濟增長必須從科技進步中獲得資源重新配置的高效率；從實證的角度出發(fā)，鄧力群（2011）[8]以羅默的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論為基礎，并通過實證檢驗，得出了我國作為科技進步的主要途徑—R&D活動對全要素生產(chǎn)率具有顯著促進作用。進一步通過分地區(qū)實證檢驗，曹澤和李東（2010）[9]仍然得出了正向促進的一致結論，但其溢出效果有所不同。對此不同，楊玲和許傳龍（2016）[10]基于2003—2013年長江經(jīng)濟帶的11個省市短面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗，得出R&D活動是促進全要素生產(chǎn)率（TFP）增長的基本方式和不同類型R&D活動對全要素生產(chǎn)率影響有所差異的結論，并提出了試驗發(fā)展和應用研究對提高全要素生產(chǎn)率存在短期局限性。由此可見，上述文獻似乎幫助我們找到了科技進步如何影響全要素生產(chǎn)率問題的答案，但是本文認為R&D活動只能作為科技進步的一部分，不能以局部論整體，顯然結論不能折服于人。鑒于此，本文采用最具權威性的《全國科技進步統(tǒng)計監(jiān)測報告》里面的綜合科技進步水平指數(shù)來衡量科技進步水平，并從全國和區(qū)域兩個層面進一步論證科技進步與經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率兩者之間的關系。

1 模型構建、變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.1 模型構建

為了檢驗科技進步與中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率之間的關系，本文建立如下基本模型：

其中，TFP是全要素生產(chǎn)率；EFFCH是技術效率；TECH是技術進步；STD是科技進步水平；CV是控制變量；ε是隨機擾動項。

鑒于科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的影響是一個動態(tài)的過程，本文對上述模型修正如下：

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

本文采用DEAP2.1軟件測算2003—2015年中國29個省份的經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率及其分解的指數(shù)，其中，以各省、自治區(qū)、直轄市的資本存量、年末從業(yè)人數(shù)、能源耗費量、工業(yè)廢水排放總量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物排放量作為投入變量；以人均可支配收入作為產(chǎn)出變量。具體指標計算說明參見林春（2016）[11]。

1.2.2 解釋變量

科技進步水平應該是全面反映一個地區(qū)的科技總體水平。本文的科技進步水平指標主要是由全國科技進步統(tǒng)計監(jiān)測及綜合評價課題組編寫的《全國科技進步統(tǒng)計監(jiān)測報告》里面的綜合科技進步水平指數(shù)來衡量，該指數(shù)的測算經(jīng)過了國家科學技術部“九五”、“十五”、“十一五”和“十二五”規(guī)劃等近二十多年的不斷完善和修正，已成為當前衡量科技進步水平最權威的基準標桿，其中包括5個一級指標、12個二級指標和33個三級指標。本文以此科技進步衡量標準為依托，基于全面、多視角的分析框架，以期探討我國東、中和西部地區(qū)的科技進步水平對中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的影響。

1.2.3 控制變量

外商直接投資水平（FDI）：用各地區(qū)實際利用外商直接投資額（投資額按美元的當年平均匯價折算）與各地區(qū)GDP的比值來衡量。

人力資本水平（Labor）：用平均受教育年限來衡量，其計算公式為 Labor=X1×6+X2×9+X3×12+X4×16，其中X1、X2、X3和X4分別為小學、初中、高中中專和大專以上教育程度居民占地區(qū)6歲及以上人口的比重。

城鎮(zhèn)化水平（Urbanization）：用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與各地區(qū)總人口的比值來衡量。

政府干預程度（Government）：用各地區(qū)財政支出/各地區(qū)GDP的比值來衡量。

通貨膨脹率（Inflation）：用各地區(qū)消費價格指數(shù)（CPI）的環(huán)比增長率來衡量，其計算公式為CPI環(huán)比增長率=（本年CPI-上年CPI）/上年CPI。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文所采用的數(shù)據(jù)均來源于2003—2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、各省（市、自治區(qū)）統(tǒng)計年鑒及國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報等。

2 實證分析

2.1 基于“全國層面”的估計結果

從“全國層面”的估計結果來看（見表1），控制了其他變量影響后，方程（4）表明，科技進步與經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率在1%的水平上存在顯著正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長約2.247個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的提高。經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率=經(jīng)濟技術進步×經(jīng)濟技術效率，進一步探討科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率內(nèi)部構成要素的影響。方程（5）和方程（6）表明，科技進步與經(jīng)濟技術進步在1%的水平上存在顯著的正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟技術進步增長約2.952個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟技術進步的提升；而科技進步對經(jīng)濟技術效率卻存在顯著的負相關關系，說明科技進步抑制了經(jīng)濟技術效率的改善。從上述綜合分析可以看出，科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的促進作用是毋庸置疑的，而科技進步通過傳導機制促進內(nèi)在的經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的提高，可以為其新常態(tài)經(jīng)濟“病癥”源源不斷的輸入新鮮血液，這也是當下穩(wěn)步于中高速經(jīng)濟增長的萬全之策?？刂谱兞浚悍匠蹋?）表明，外商直接投資、政府干預和通貨膨脹對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用，但外商直接投資促進效果較差。而人力資本和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用，這與我國現(xiàn)階段的國情相吻合，表現(xiàn)為人力資本結構失衡和過快的城鎮(zhèn)化速度推進，都不能同當下經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展，所以會展現(xiàn)逆道而遲的效果；方程（5）表明，城鎮(zhèn)化和通貨膨脹對經(jīng)濟技術效率產(chǎn)生促進作用，但通貨膨脹促進效果較差。而外商直接投資、人力資本和政府干預卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用；方程（6）表明，外商直接投資、政府干預和通貨膨脹對經(jīng)濟技術進步產(chǎn)生促進作用，但只有通過膨脹促進效果明顯。而人力資本和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟技術進步卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用，導致其原因基本同經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率相一致。

表1 科技進步與中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率估計結果（全國）

2.2 基于“區(qū)域層面”的估計結果

2.2.1 東部地區(qū)估計結果

從東部地區(qū)估計結果來看（見下頁表2），控制了其他變量影響后，方程（4）表明，科技進步與經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率在5%的水平上存在顯著正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長約0.641個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的提高。經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率=經(jīng)濟技術進步×經(jīng)濟技術效率，進一步探討科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率內(nèi)部構成要素的影響。方程（5）和方程（6）表明，科技進步與經(jīng)濟技術進步在1%的水平上存在顯著的正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟技術進步增長約1.072個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟技術進步的提升；而科技進步對經(jīng)濟技術效率卻存在負相關關系，說明科技進步抑制了經(jīng)濟技術效率的改善。東部地區(qū)因具有良好的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境、歷史積淀和人文理念，促成該地區(qū)成為很多先進科學技術設備應用的前沿陣地和改革的先行者，進而該地區(qū)的科技進步水平提升，促使該地區(qū)經(jīng)濟增長態(tài)勢強勁?？刂谱兞浚悍匠蹋?）表明，外商直接投資、政府干預和通貨膨脹對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用，但只有通貨膨脹促進效果顯著。而人力資本和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率卻產(chǎn)生了抑制作用，這點同全國層面的控制變量原因保持一致；方程（5）表明，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟技術效率產(chǎn)生促進作用，并在10%水平上正顯著。而外商直接投資、人力資本、政府干預和通貨膨脹卻產(chǎn)生了抑制作用；方程（6）表明，外商直接投資、政府干預和通貨膨脹對經(jīng)濟技術進步產(chǎn)生促進作用，但只有通貨膨脹促進效果明顯。而人力資本和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟技術進步卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用，所導致的原因同全國層面的影響不謀而合。

表2 科技進步與中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率估計結果（東部）

2.2.2 中西部地區(qū)估計結果

從中西部地區(qū)的估計結果來看（見表3），控制了其他變量影響后，方程（4）表明，科技進步與經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率在1%的水平上存在顯著正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長約1.176個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的提高。經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率=經(jīng)濟技術進步×經(jīng)濟技術效率，進一步探討科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率內(nèi)部構成要素的影響。方程（5）和方程（6）表明，科技進步與經(jīng)濟技術進步在1%的水平上存在顯著的正相關關系，科技進步每增高1%，經(jīng)濟技術進步增長約6.324個百分點，說明科技進步能夠較好地促進經(jīng)濟技術進步的提升；而科技進步對經(jīng)濟技術效率卻存在顯著負相關關系，說明科技進步抑制了經(jīng)濟技術效率的改善。中西部因地處偏遠和相對經(jīng)濟落后，所表現(xiàn)出來的科技進步水平較低，但仍然不能阻擋科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的顯著促進作用，而近些年國家的相關政策傾斜，在一定程度上使該地區(qū)的科技進步水平得到了改善，但需提升的空間依然較大，并且該地區(qū)對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的促進作用要明顯高于東部地區(qū)，可見，該地區(qū)科技進步水平提升的迫切性。因此，加強對區(qū)域科技創(chuàng)新力量的建設實現(xiàn)經(jīng)濟增長的重要保障?？刂谱兞浚悍匠蹋?）表明，外商直接投資、政府干預和通貨膨脹對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用，但外商直接投資促進效果較差。而人力資本和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用，這點同全國層面的控制變量原因仍然保持一致；方程（5）表明，人力資本、城鎮(zhèn)化和通貨膨脹對經(jīng)濟技術效率產(chǎn)生促進作用，但人力資本促進效果較差。而外商直接投資和政府干預卻產(chǎn)生了抑制作用；方程（6）表明，外商直接投資和通貨膨脹對經(jīng)濟技術進步產(chǎn)生促進作用，但促進效果都不明顯。而人力資本、城鎮(zhèn)化和政府干預對經(jīng)濟技術進步卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用，地處較落后、偏遠的中西部地區(qū)，面臨著大量的人才流失、城鎮(zhèn)化的“水土不服”和過度的行政干預等諸多頑癥，導致經(jīng)濟增長的內(nèi)在要素失調(diào)，阻礙了經(jīng)濟技術進步。

表3 科技進步與中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率估計結果（中西部）

表4 科技進步與中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率估計結果

3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述實證結果的穩(wěn)健性，本文將投入強度（即R&D與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值）作為科技進步水平的替代變量，依然采用系統(tǒng)矩方法（SYS-GMM）對其進行估計，其結果見表4。從表中方程（4）至方程（6）的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量—科技進步（投入強度）對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率、經(jīng)濟技術效率和經(jīng)濟技術進步的正負效應與上面的實證結果基本保持一致。另一方面其他控制變量的正負效應和顯著性也同上面的實證結果基本趨于一致性。由此可以推斷，本文所得結論具有較強的穩(wěn)健性。

4 結論

通過上述實證結果得出結論如下：無論從全國層面還是區(qū)域層面看，科技進步對經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率都具有顯著的促進作用，并且不會因為區(qū)域不同而影響作用效果。又進一步從經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的內(nèi)部構成要素來看，科技進步促進經(jīng)濟技術進步的提升，但卻抑制經(jīng)濟技術效率的改善。由此可見，科技進步對中國經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的促進作用仍需進一步調(diào)整和完善。

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