吳建軍，黃 丹

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

近年來，我國留學(xué)回國人員規(guī)模持續(xù)擴大，2016年出國留學(xué)人員總數(shù)為54.45萬人，回國人員總數(shù)為43.25萬人，逾八成留學(xué)人員學(xué)成后選擇回國發(fā)展，留學(xué)回國與出國留學(xué)人數(shù)逆差逐漸縮小。歸國留學(xué)生作為國際人力資本流動的典型群體，在海外學(xué)習(xí)期間獲得了更好的教育資源，他們的回流可能會帶來國外先進知識和技術(shù)，這對母國的技術(shù)進步和經(jīng)濟增長具有重要意義。學(xué)術(shù)界對留學(xué)生回流溢出效應(yīng)的研究起步相對較晚，并且在已有少量文獻中也鮮有考慮空間因素。國外學(xué)者對留學(xué)生回流的技術(shù)擴散效應(yīng)的代表性研究有Jungsoo Park[1]315-320和Thank Le[2]315-317等，均通過協(xié)整分析證明留學(xué)生回流是國際技術(shù)擴散的重要渠道。

近年來，隨著我國留學(xué)回國人員規(guī)模持續(xù)擴大，國內(nèi)學(xué)者也開始探討留學(xué)生回流的技術(shù)溢出效應(yīng)，具有代表性的有李平和許家云[3]935-964、陳怡安和楊河清[4]82-93、仇怡和聶萼輝[5]34-42等，他們主要利用Coe and Helpman[6]859-887提出的經(jīng)典國際研發(fā)溢出模型，對留學(xué)生回流引致的技術(shù)溢出效應(yīng)進行實證研究，檢驗手段以不考慮空間地理因素的時間序列或面板回歸為主。李程宇和盧現(xiàn)祥首次研究了回國留學(xué)生的空間聚集效應(yīng)，但文章的重點在于研究留學(xué)生回流對區(qū)域科研產(chǎn)出的溢出效應(yīng)，并未考察回國留學(xué)生對回流地技術(shù)進步的首次溢出效應(yīng)及回流地以外其他地區(qū)技術(shù)進步的二次溢出效應(yīng)。[7]52-60考慮到中國地域遼闊、各省市之間差異較大，留學(xué)生學(xué)成回國以后的流向存在一定的空間聚集效應(yīng)，忽視空間地理因素可能會在研究回流留學(xué)生對技術(shù)進步的影響時出現(xiàn)估計偏誤。為此，本文在考慮空間地理因素的基礎(chǔ)上，選取我國2000—2014年30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)*由于暫時無法獲取中國臺灣、香港、澳門以及1996年以前重慶的相關(guān)數(shù)據(jù)，故此處只選取30個省市區(qū)作為研究對象，重慶市1996年以后的各項指標數(shù)據(jù)并入四川省。，利用全局Moran指數(shù)I和散點圖來考察留學(xué)生回流、研發(fā)溢出存量和全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)特征，再通過構(gòu)建空間杜賓模型來估計回國留學(xué)生對回流地技術(shù)進步的首次溢出效應(yīng)及回流地以外其他地區(qū)技術(shù)進步的二次溢出效應(yīng)。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

(一)基礎(chǔ)模型

對發(fā)展中國家和地區(qū)而言，國際研發(fā)溢出是其技術(shù)進步的重要來源。本文在Coe and Helpman[6]859-887的基礎(chǔ)上重點考察中國留學(xué)生回流的技術(shù)溢出效應(yīng)，構(gòu)建基礎(chǔ)模型如下：

(1)

(二)空間杜賓模型

空間計量經(jīng)濟模型主要包括空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SAR)和空間杜賓模型(SDM)。其中，空間杜賓模型(SDM)不僅考慮了因變量的空間相關(guān)性，還考慮了自變量的空間相關(guān)性。[8]19-31考慮到我國各地區(qū)回流留學(xué)生引致的國外研發(fā)溢出存量具有較強的空間相關(guān)性，某一個地區(qū)的回流留學(xué)生不僅對回流地的技術(shù)進步產(chǎn)生影響，而且還可能對回流地以外其他地區(qū)的技術(shù)進步產(chǎn)生影響。因此，進一步構(gòu)建空間杜賓模型：

(2)

(三)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

將上述空間杜賓模型表示為一般向量形式：

(I-ρW)lnTFPt=αιn+ηlnSt+φWlnSt+εt

(3)

lnTFPt=(I-ρW)-1αιn+(I-ρW)-1[ηlnSt+φWlnSt]+(I-ρW)-1εt

(4)

ιn為n×1階單位陣，εt為隨機誤差項。對于某一特定時點，不同截面單元(i=1，…，n)的因變量對不同截面單元的第k個解釋變量的偏導(dǎo)矩陣為[9]57-68：

(5)

1.直接效應(yīng)。留學(xué)生回流對本地區(qū)技術(shù)進步的平均影響，即回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量的首次溢出效應(yīng)，數(shù)值為矩陣S(W)中主對角線元素之和的平均值：

(6)

2.間接效應(yīng)。留學(xué)生回流對其他地區(qū)技術(shù)進步的平均影響，即回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量的二次溢出效應(yīng)，數(shù)值為矩陣S(W)中非對角線元素和(或列之和)的平均值：

(7)

3.總效應(yīng)。留學(xué)生回流對所有地區(qū)技術(shù)進步的總影響，即回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量的總效應(yīng)，其數(shù)值為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和：

(8)

(四)變量選擇

(五)數(shù)據(jù)來源

本文最終選取2000—2014年中國30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證研究。各變量的原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國對外貿(mào)易統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》以及OECD統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國教科文組織數(shù)據(jù)庫等。

三、實證分析

(一)空間自相關(guān)性檢驗

在空間計量經(jīng)濟學(xué)中， 一般常用Moran指數(shù)I和Moran散點圖來測度變量是否存在空間自相關(guān)性，其中用Moran指數(shù)I來測度全局空間相關(guān)性，用Moran散點圖來測度局部空間相關(guān)性。[11]59-67利用stata14.0軟件來測算2000—2014年我國各地區(qū)回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量及全要素生產(chǎn)率的全局Moran指數(shù)I(見表1)。從檢驗結(jié)果可以看出，2000—2014年間我國回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量和全要素生產(chǎn)率的全局Moran指數(shù)I均通過了顯著性檢驗，且Moran指數(shù)I均大于0，這說明我國留學(xué)生回流引致的國外研發(fā)溢出和全要素生產(chǎn)率都存在著正的空間自相關(guān)性。

表1 全局Moran指數(shù)I

注：“***”“**”“*”分別表示在1%、5%、10%水平下顯著

進一步利用stata14.0繪制2014年我國回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量和全要素生產(chǎn)率的局部Moran散點圖。從圖1可以看出，我國30個省市區(qū)的回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量和全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出顯著的集聚現(xiàn)象。觀察2014年lnf_stu的Moran散點圖可以發(fā)現(xiàn)，絕大部分省市區(qū)聚集在第一象限和第三象限，少數(shù)落在第二、四象限，這說明高—高型(H-H型)和低—低型(L-L型)在我國居于主導(dǎo)地位，即回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量較高的省市與回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量較高的省市相鄰，回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量較低的省市與回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量較低的省市相鄰。[12]29-35其中，屬于H-H型的省市有上海、江蘇、浙江、山東、北京、福建、安徽、天津、江西、湖南、湖北、河南、河北13個省市。這也可以看出我國留學(xué)回國人員的地區(qū)分布呈現(xiàn)出明顯的空間聚集效應(yīng)，他們更傾向于聚集在上海、江蘇、浙江、北京等東部沿海發(fā)達省市。就lntfp而言，2014年全國30個省市區(qū)的全要素生產(chǎn)率基本呈現(xiàn)出“高—高聚集”和“低—低聚集”的空間特征，其中第一象限(H-H型)主要包括上海、江蘇、北京、浙江、天津、遼寧、山東、福建、吉林、黑龍江、海南等東部沿海地區(qū)，第三象限(L-L型)包括云南、寧夏、湖南、湖北、廣西、貴州、山西、甘肅、四川、青海、新疆、西藏、河南13個省市。

(二)空間杜賓模型的回歸結(jié)果

在考慮空間地理因素的基礎(chǔ)上，本文利用stata14.0軟件對我國2000—2014年我國30個省市區(qū)留學(xué)生回流的技術(shù)擴散效應(yīng)進行空間杜賓模型分析，并通過Hausman檢驗進一步確定留學(xué)生回流對技術(shù)進步影響的模型。表2給出了空間杜賓模型固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)以及Hausman檢驗的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)Hausman檢驗值為負值，即不能拒絕原假設(shè)，應(yīng)采用隨機效應(yīng)的空間杜賓模型來進行分析。根據(jù)表2空間杜賓模型隨機效應(yīng)的估計結(jié)果來看，中國回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量在留學(xué)生回流地的影響系數(shù)為0.034 2，通過了10%水平的顯著性檢驗；回流地以外其他地區(qū)的回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量對本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.007 0，未通過顯著性水平檢驗。這說明回流地以外其他地區(qū)的已回國留學(xué)生對本地區(qū)的技術(shù)進步產(chǎn)生促進作用，但影響程度較小，暫時并未發(fā)揮作用。相鄰地區(qū)全要素生產(chǎn)率對本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.129 5，且在5%水平上顯著，說明相鄰地區(qū)的技術(shù)進步對本地區(qū)的技術(shù)進步產(chǎn)生了顯著的正向空間溢出效應(yīng)。國內(nèi)研發(fā)存量、進口貿(mào)易和FDI的系數(shù)均通過1%水平的顯著性檢驗，國外專利申請在5%水平上顯著，且影響系數(shù)均為正值，這說明國內(nèi)研發(fā)存量及進口貿(mào)易、FDI、國外專利申請三大傳統(tǒng)國際技術(shù)擴散渠道對我國技術(shù)進步均有顯著的正向促進作用。相鄰地區(qū)的國內(nèi)研發(fā)存量與本地區(qū)的技術(shù)進步呈正相關(guān)，但未通過顯著性水平檢驗；相鄰地區(qū)通過三大傳統(tǒng)國際技術(shù)擴散渠道引致的國外研發(fā)溢出對本地區(qū)技術(shù)進步的影響均通過顯著性水平檢驗，其中國外專利申請與本地區(qū)技術(shù)進步呈負相關(guān)，進口貿(mào)易和FDI對本地區(qū)技術(shù)進步呈正相關(guān)。

表2 空間杜賓模型的估計結(jié)果

(三)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

對于空間杜賓模型來說，由于空間滯后項的存在，回歸系數(shù)不再反映自變量對因變量的影響，這種影響的表述將變得非常復(fù)雜。[10]17-31因此，為了準確區(qū)分留學(xué)生回流對回流地及回流地以外其他地區(qū)技術(shù)進步的影響程度，需要進一步估算回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。根據(jù)表3可知，回流留學(xué)生對回流地的技術(shù)進步產(chǎn)生了顯著的首次溢出效應(yīng)，但對回流地以外其他地區(qū)的技術(shù)進步并未產(chǎn)生顯著的二次溢出效應(yīng)?；亓髁魧W(xué)生的直接效應(yīng)為0.033 9，在10%水平上顯著，其經(jīng)濟含義表明留學(xué)生回流量每提高一個百分點，留學(xué)生回流地的全要素生產(chǎn)率就會相應(yīng)地提高0.033 9個百分點?；亓髁魧W(xué)生的間接效應(yīng)為0.013，未通過顯著性檢驗，這說明回流留學(xué)生對回流地以外其他地區(qū)的技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯。綜合回流留學(xué)生的首次溢出效應(yīng)和二次溢出效應(yīng)，回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量的總效應(yīng)為0.046 8，在1%水平上顯著，說明留學(xué)生回流對所有地區(qū)的技術(shù)進步有明顯的促進作用，這與我們的理論分析相一致，認為留學(xué)生回流會通過網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、物質(zhì)資本效應(yīng)等促進我國技術(shù)進步和經(jīng)濟增長。

表3 直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)估計

注：“***”“**”“*”分別表示在1%、5%、10%水平下顯著

由表3國內(nèi)研發(fā)投入的空間溢出效應(yīng)來看，某一省市的國內(nèi)研發(fā)投入不僅對該地區(qū)的技術(shù)進步產(chǎn)生了顯著的首次溢出效應(yīng)，而且對其他地區(qū)的技術(shù)進步也產(chǎn)生了顯著的二次溢出效應(yīng)。國內(nèi)研發(fā)資本存量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為0.060 3和0.044 1，分別在1%和5%的置信度水平上顯著，這表明中國某一省市的R&D經(jīng)費投入每增加一個百分點，就會促進該地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提升0.060 3個百分點、其他地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提升0.044 1個百分點。從總效應(yīng)來看，國內(nèi)研發(fā)資本存量的總溢出效應(yīng)為0.104 3，在1%的置信度水平上顯著，說明國內(nèi)研發(fā)投入對所有地區(qū)的技術(shù)進步具有顯著的促進作用。

通過對比國內(nèi)研發(fā)投入與回流留學(xué)生的空間溢出效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)國內(nèi)研發(fā)投入的首次溢出效應(yīng)、二次溢出效應(yīng)和總溢出效應(yīng)均顯著高于回流留學(xué)生的首次溢出效應(yīng)、二次溢出效應(yīng)和總溢出效應(yīng)(0.060 3>0.033 9，0.044 1>0.013，0.104 3>0.046 8)，說明國內(nèi)研發(fā)資本存量比回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量更多地促進了我國全要素生產(chǎn)率的提升，反映了目前中國的技術(shù)進步仍主要取決于國內(nèi)的研發(fā)投入，回流留學(xué)生的作用有待進一步提高。另外，國內(nèi)研發(fā)投入的總效應(yīng)約為回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量總效應(yīng)的2.23倍，這也從側(cè)面反映出目前我國回流留學(xué)生規(guī)模仍然相對較小，未來仍需大力吸引各類留學(xué)生回流?？偠灾?，空間杜賓模型的回歸結(jié)果表明：回流留學(xué)生對回流地的技術(shù)進步具有顯著的促進作用，但對回流地以外其他地區(qū)的技術(shù)進步的促進作用并不顯著，對所有地區(qū)的技術(shù)進步也有明顯的促進作用。

四、結(jié)論與政策建議

在考慮空間地理因素的基礎(chǔ)上，運用2000—2014年中國各省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用全局Moran指數(shù)I和Moran散點圖來考察回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量和全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)特征，并通過構(gòu)建空間杜賓模型來估計中國回國留學(xué)生對回流地及回流地以外其他地區(qū)技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果顯示：2000—2014年我國各地區(qū)回流留學(xué)生研發(fā)溢出存量及全要素生產(chǎn)率均存在正的空間自相關(guān)性，回國留學(xué)生有助于回流地的技術(shù)進步，但對回流地以外其他地區(qū)的技術(shù)進步無顯著促進作用，對所有地區(qū)的技術(shù)進步也有明顯的促進作用。原因可能在于現(xiàn)階段我國仍有大規(guī)模留學(xué)人員滯留海外，留學(xué)回國人員規(guī)模仍需擴大；已回流人員中高層次人才較少，且大多集中在經(jīng)濟、科技實力相對較強的東部沿海發(fā)達省市，僅有少部分回國人員選擇留在經(jīng)濟落后、科技水平低下的偏遠地區(qū)。

另外，我們發(fā)現(xiàn)目前國內(nèi)研發(fā)投入仍是促進中國技術(shù)進步最主要的因素，其重要程度遠遠高于回國留學(xué)生。某一地區(qū)的國內(nèi)研發(fā)投入不僅對該地區(qū)的技術(shù)進步有促進作用，而且對其他地區(qū)的技術(shù)進步也有顯著促進作用，這也充分反映出自身科技投入與自主創(chuàng)新才是地區(qū)技術(shù)進步的核心要素。

綜合上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：首先，各地政府應(yīng)進一步完善吸引留學(xué)生回國的相關(guān)政策及引才計劃，大力吸引留學(xué)生回流，并充分發(fā)揮回國留學(xué)生在技術(shù)創(chuàng)新中的作用；其次，繼續(xù)增加國內(nèi)研發(fā)投入來改善各省市的科研基礎(chǔ)設(shè)施，為歸國人員提供良好的科研環(huán)境；最后，要注重歸國留學(xué)生在地理空間上的分布，針對中西部地區(qū)回國留學(xué)生較少的情況采取特殊的應(yīng)對措施來吸引人才。

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