戶艷輝 ，周明慧

（1.燕山大學 經(jīng)濟管理學院，河北 秦皇島 066004，2.燕山大學 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究中心，河北 秦皇島 066004）

一、引言

提高全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP）是促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。研究與開發(fā)（Research and Development，R&D）活動是全要素生產(chǎn)率提升的重要源泉。隨著R&D投入規(guī)模不斷擴大，R&D資源的優(yōu)化配置成為科技投入轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力的關(guān)鍵因素。研究R&D結(jié)構(gòu)變動對全要素生產(chǎn)率增長具有重要意義。面臨京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施和雄安新區(qū)建設的重要歷史機遇，河北省當前正處于新舊動能轉(zhuǎn)換，去產(chǎn)能、調(diào)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵階段。2017年，河北省三次產(chǎn)業(yè)占比為9.8∶48.4∶41.8，工業(yè)仍然處于主導地位。研究河北省各研發(fā)主體R&D投入對河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，將有助于加強對河北省R&D投入結(jié)構(gòu)和工業(yè)發(fā)展質(zhì)量的認識，為合理配置R&D資源提供針對性的政策建議。

二、文獻回顧

與本文相關(guān)的文獻主要涉及R&D投入對生產(chǎn)率的影響及R&D結(jié)構(gòu)效應兩個方面。

R&D投入對生產(chǎn)率的影響。Syrquin（1986）最早強調(diào)生產(chǎn)要素再配置對TFP具有意義[1]。Banerjee和 Duflo（2005）、Hsieh 和 Klenow（2009）、Doraszelski和Jaumandreu（2013）分別構(gòu)建不同的模型闡述資源錯誤配置如何降低全要素生產(chǎn)率[2-4]。K?nig等（2016）探索微觀企業(yè)創(chuàng)新行為與宏觀生產(chǎn)率演變的互動機制[5]。Benhabib等（2017）研究創(chuàng)新和技術(shù)擴散如何相互作用來內(nèi)生決定生產(chǎn)率的增長[6]。國內(nèi)學者對R&D投入對生產(chǎn)率的影響實證分析較多，但結(jié)論并不一致。吳延兵（2006，2008）、宗慶慶和周亞虹（2013）、程惠芳和陸嘉俊（2014）通過產(chǎn)業(yè)和企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入對我國產(chǎn)業(yè)和企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有顯著的促進作用[7-10]。張海洋（2005）、李小平和朱鐘棣（2006）通過行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，行業(yè)R&D資本對全要素生產(chǎn)率有負面影響[11-12]。謝建國和周露昭（2009）指出，扭曲性的技術(shù)發(fā)展政策導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)的不匹配，是導致中國R&D投入與TFP呈現(xiàn)負向關(guān)系的重要原因[13]。孫曉華和王昀（2014）則將此現(xiàn)象歸結(jié)于R&D投入規(guī)模的門檻效應[14]。

R&D結(jié)構(gòu)效應研究較少。嚴成樑和龔六堂（2013）研究后發(fā)現(xiàn)相對于應用研究和試驗發(fā)展而言，基礎(chǔ)研究更有利于促進我國經(jīng)濟增長；相對于科研機構(gòu)和企業(yè)R&D支出而言，高等學校R&D支出對我國經(jīng)濟增長的促進作用更顯著[15]。蔣殿春和王曉嬈（2015）使用動態(tài)面板模型比較分析了不同執(zhí)行部門和類型的R&D投入對全要素生產(chǎn)率的影響[16]。焦翠紅和陳鈺芬（2018）發(fā)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)RD資源配置效率整體偏低，相較于企業(yè)和高等學校而言,科研機構(gòu)R&D配置份額的增加更有利于促進區(qū)域TFP增長[17]。

現(xiàn)有文獻大部分是站在較為宏觀的角度，進行行業(yè)間或省際之間的比較，鮮有文獻從某個具體省份的角度出發(fā)。

三、河北省R&D經(jīng)費支出和人員投入結(jié)構(gòu)

（一）河北省R&D經(jīng)費支出狀況

由于R&D外部經(jīng)費支出對于接受方而言變?yōu)槠鋬?nèi)部支出，為避免重復，研究中所有涉及到經(jīng)費支出指R&D內(nèi)部經(jīng)費。表1顯示了河北省2003—2016年R&D經(jīng)費支出狀況?？梢钥闯鰪?003—2016年R&D經(jīng)費支出逐年穩(wěn)定增長，由2003年38.053億元逐年增長至2016年的383.427 38億元，增長了10倍以上。2004年R&D經(jīng)費支出增長率為15%，2005—2011年 R&D經(jīng)費支出增速較快，平均為24.13%，2012—2016年R&D經(jīng)費支出增長率下降，穩(wěn)定在10%左右。

具體分析河北省各主體R&D經(jīng)費支出情況。工業(yè)企業(yè)占比最大，經(jīng)費支出逐年穩(wěn)步增長，增速呈波動下降趨勢。2003—2014年工業(yè)企業(yè)占比由31.7%逐步上升至83%，2015年及2016年占比下降至80%。支出金額由2003年的12.064 7億元增長了25倍，2016年達到308.660 76億元，河北省工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出的走勢與河北省總R&D經(jīng)費支出的走勢基本一致。

高等院校和科學研究與開發(fā)機構(gòu)R&D經(jīng)費支出占比較少，增速較慢，波動幅度較小，高等院校R&D經(jīng)費支出由2003年3.55億元增加至2016年15.900 7億元，科研機構(gòu)經(jīng)費支出由2003年的6.941億元增加至2016年38.387 9億元。雖然高校和科研機構(gòu)R&D經(jīng)費支出呈現(xiàn)不斷上升趨勢，但2003—2014年經(jīng)費支出占比卻呈波動下降趨勢，2015年開始占比才有所增加。

（二）河北省R&D人員投入狀況

本文采用R&D人員全時當量來衡量河北省R&D人力資本的狀況。R&D人員全時當量是國際上較為常用的衡量科技人力投入的指標，通常指R&D全時人員工作量與非全時人員按實際工作時間折算的工作量之和，其中R&D全時人員指全年從事R&D活動累積工作時間占全部工作時間的90%及以上人員。表2為2003—2016年河北省R&D人員全時當量的相關(guān)數(shù)據(jù)。可以看出，2003—2016年，R&D人員全時當量總體呈逐步上升趨勢，2003—2008年河北人員R&D全時當量增速較為平緩，增長率在5%附近波動，2008年R&D人員全時當量為46 811人，2009—2014年增速開始加快，在15%左右波動，最高時高達21%，2015年起增速放緩，2016年為111 384人，比2003年擴大了3.28倍。

表2 2003—2016年河北省R&D人員全時當量 單位：人

具體分析各主體R&D活動人員全時當量情況，工業(yè)企業(yè)R&D人員投入占比最大且逐年增長，2003—2008年河北人員R&D全時當量增速較為平緩，增長率在1%附近波動，占比逐漸由62.7%下降至54.2%，在2009年增速開始加快，波動在10%以上，最高達21%，占比也開始逐漸加大，2015—2016年增速放緩，分別為6%和4%，占比逐漸穩(wěn)定在74%左右。

高等院校和科研機構(gòu)R&D人員全時當量人數(shù)較少，增速較緩，均在1%左右小幅度波動。高等院校人員由2003年的5 988人增加至2016年的10 682人，科研院所人數(shù)由2003年的4 055人增加至2016年的9 236人。雖然高校和科研機構(gòu)R&D人員數(shù)量呈現(xiàn)不斷上升趨勢，但占比卻呈波動下降趨勢，高校人員占比由2003年17.4%降至2016年的9.6%，科研院所人員占比由2003年11.8%降至2016年的8.3%。

四、河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算

（一）基本模型

本文采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)來測度河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率。其基本形式為：

其中，Y為產(chǎn)出，K為資本投入，L為勞動力投入，A為技術(shù)水平，即全要素生產(chǎn)率。t為時間，為資本產(chǎn)出彈性，為勞動產(chǎn)出彈性。

兩邊取對數(shù)，得到：

（二）數(shù)據(jù)處理及說明

1.產(chǎn)出。根據(jù)C-D函數(shù)，產(chǎn)出應為現(xiàn)實的產(chǎn)出，衡量現(xiàn)實的產(chǎn)出所運用的指標應為以不變價格計算出的國民生產(chǎn)總值或者國內(nèi)生產(chǎn)總值。本文以2003年為基期，使用工業(yè)生產(chǎn)者價格指數(shù)PPI進行平減，得到以2003年不變價格所計算的工業(yè)產(chǎn)值。

2.勞動投入。國內(nèi)外研究普遍采用勞動人數(shù)、勞動工資和勞動時間來確定勞動要素的數(shù)量。本文采用河北省工業(yè)就業(yè)人數(shù)來作為勞動投入指標。

3.資本投入。資本投入用資本存量來衡量，本文采用國際通用的“永續(xù)盤存法”，利用每年的工業(yè)固定資產(chǎn)投資額來估計河北省工業(yè)的資本存量，工業(yè)固定資產(chǎn)投資額利用總固定資產(chǎn)投資額乘以工業(yè)增加值占比算出。定義當期的工業(yè)資本存量的公式為：

其中，Kt代表第t年的資本存量，It代表第t年的工業(yè)固定資產(chǎn)投資額，啄代表固定資產(chǎn)折舊率，Pt代表第t年的固定資產(chǎn)價格指數(shù)。

本文采用Kohli的研究方法來估計資本存量的最初值，最初值的估值公式為：

數(shù)據(jù)均來源于2003—2017年中國統(tǒng)計年鑒和河北統(tǒng)計局經(jīng)濟年鑒。

（三）工業(yè)全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果

根據(jù)上述公式，利用普通最小二乘法（OLS）進行回歸，計算出生產(chǎn)函數(shù)的資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性，進而得到2003—2016年的工業(yè)全要素生產(chǎn)率，結(jié)果如表3所示。

表3 TFP及TFP增長率

2003—2016年河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的年度均值為1，其中大于1的年份有9年，小于1的年份有5年。各年表現(xiàn)并不穩(wěn)健，波動較為嚴重，且具有明顯的階段性特征。2003—2008年河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升。但受國際金融危機影響，2009年有明顯的下跌，全要素生產(chǎn)率值僅為1.045 9，之后逐漸回升，于2010年達到峰值1.298 6，而后逐漸回落，整體與宏觀經(jīng)濟走勢吻合。

五、R&D投入結(jié)構(gòu)對工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響分析

（一）模型構(gòu)建

R&D投入主體分別為科學與研究機構(gòu)、高等院校、工業(yè)企業(yè)和其他。國內(nèi)外大量文獻的研究結(jié)果表明R&D投入結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率增長具有重大作用，可將全要素生產(chǎn)率定義為：

其中，TFP為全要素生產(chǎn)率，AR為常數(shù)項，RE表示工業(yè)企業(yè)R&D投入，RS表示科研機構(gòu)R&D投入，RH表示高校R&D投入，RO表示其他主體R&D投入，為隨機誤差項。

兩邊取對數(shù)得：

得到不同主體R&D資本投入運對工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響模型：

不同主體R&D勞動力孕對工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響模型：

（二）數(shù)據(jù)處理及說明

1.R&D投入。R&D投入包括勞動力和資本投入兩個方面。本文以各研發(fā)主體人員全時當量衡量R&D人員投入。

以資本存量衡量R&D資本投入。本文借鑒吳延兵（2006）采用永續(xù)盤存法計算各研發(fā)主體的資本投入。以用河北省2003—2016年R&D經(jīng)費支出增長的平均值表示R&D投入的平均增長率；以原材料購進價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的加權(quán)平均值作為R&D資本價格指數(shù)；折舊率啄采用國際通用的15%。使用上述指標確定的R&D資本存量測算結(jié)果如表4所示。

表4 河北省R&D資本存量

2.全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)來源于上述測算結(jié)果。

（三）相關(guān)檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗及滯后階數(shù)的確定。為避免出現(xiàn)偽回歸，需要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF檢驗方法。得到結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，二階差分后各變量均達到平穩(wěn)。

2.協(xié)整檢驗。除了檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對同階平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)，還需要檢驗其協(xié)整性，即研究序列的長期均衡關(guān)系。研究采用模型殘差進行ADF檢驗的方法，對變量長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系進行檢驗。數(shù)據(jù)進行處理，被解釋變量lnTFP與資本解釋變量得到殘差時間序列為RESIK，與勞動力解釋變量得到殘差時間序列為RESIL，分別平穩(wěn)檢驗，從而判斷模型是否協(xié)整。結(jié)果如表6所示。結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，投入與知識產(chǎn)出之間存在長期均衡關(guān)系。從表中可以看出，各被解釋變量與解釋變量均通過了協(xié)整檢驗。在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上可直接對變量進行回歸。

（四）各研發(fā)主體R&D資本投入對工業(yè)TFP的影響

1.OLS回歸分析。表7為河北省工業(yè)TFP對各研發(fā)主體R&D資本投入的回歸結(jié)果，當期與投入第一年F檢驗通過1%檢驗水平且R2分別為0.742 613和0.868 499，擬合優(yōu)度較好，可以解釋被解釋變量TFP。第二年通過10%的檢驗水平，但R2僅為0.449 885，擬合度較低，第三年回歸效果不理想?？梢缘贸鼋Y(jié)論，TFP與各研發(fā)主體R&D資本投入的當期及滯后1年的模型建立線性關(guān)系。

表5 一階差分單位根檢驗結(jié)果

表6 協(xié)整檢驗結(jié)果

表7 R&D經(jīng)費OLS回歸分析結(jié)果

工業(yè)企業(yè)R&D資本投入在當期，滯后1年、滯后2年時均對工業(yè)TFP產(chǎn)生顯著正影響。科研機構(gòu)R&D資本投入在當期、滯后1年、滯后2年對TFP增長具有正向作用，在滯后1年時對工業(yè)TFP影響最為顯著。高等院校在當期至滯后2年均對河北省工業(yè)TFP具有顯著負效應，但系數(shù)逐漸減小，說明高校創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)調(diào)整對生產(chǎn)率的促進需要很長時間才發(fā)揮作用。其他研發(fā)主體的資本投入在當期和滯后1期對TFP產(chǎn)生顯著正向影響。

整體分析回歸結(jié)果，工業(yè)企業(yè)R&D資本投入對工業(yè)TFP的促進作用從第2年顯現(xiàn)?？蒲袡C構(gòu)R&D資本投入對工業(yè)全要生產(chǎn)率的影響能夠持續(xù)3年，高校創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)調(diào)整對生產(chǎn)率的促進需要很長時間才能發(fā)揮作用。

2.逐步回歸分析。在多元回歸模型中，由于影響河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素較多，有的因素可能對TFP沒有顯著的影響。OLS回歸分析也顯示各主體影響程度并不顯著，未通過檢驗水平。所以構(gòu)建逐步回歸分析模型，篩選出最具有顯著影響的解釋變量。

表8 R&D經(jīng)費投入逐步回歸分析結(jié)果

表8可以看出，逐步回歸當期模型中科研機構(gòu)R&D資本投入通過5%的顯著性檢驗，高等院校R&D經(jīng)費支出通過1%的顯著性檢驗，其余指標未通過顯著性檢驗，當期R2為0.742 613，擬合優(yōu)度一般。

滯后1年回歸模型中工業(yè)企業(yè)R&D資本投入通過5%的顯著性檢驗，其余變量均通過1%的顯著性檢驗，滯后1年R2為0.868 499擬合優(yōu)度較好。

滯后2年工業(yè)企業(yè)、科研機構(gòu)和高等院校R&D資本投入均通過10%的顯著性檢驗，但滯后2年R2為0.000 055，可信度過低。

（五）各研發(fā)主體R&D勞動力投入對工業(yè)TFP的影響

1.OLS回歸分析。表9為分析工業(yè)企業(yè)、科研機構(gòu)、高等院校和其他機構(gòu)R&D勞動力投入對工業(yè)TFP的當期及滯后2年的回歸情況。從表9中可以看出，當期及滯后1年之內(nèi)的調(diào)整R2分別為0.33和0.20，檢驗水平較低，且其F檢驗的P值均遠遠高于1%的顯著水平，滯后2年調(diào)整R2為0.82，擬合優(yōu)度較好。說明不同主體R&D勞動力投入在當期及滯后一年之內(nèi)均對TFP影響并不明顯。滯后兩年R&D勞動力投入對TFP影響較為顯著。

表9 R&D勞動力投入OLS回歸分析結(jié)果

就各主體而言，工業(yè)企業(yè)R&D勞動力投入在當期、滯后1年對TFP增長影響均不明顯，滯后2年對TFP增長具有微弱的負影響?？蒲袡C構(gòu)和其他主體R&D勞動力投入在當期至滯后2年中均對工業(yè)TFP產(chǎn)生顯著正影響，但僅在滯后2年通過了5%的顯著性檢驗。高校在當期、滯后1年至2年中，高校系數(shù)出現(xiàn)負值，但僅在滯后2年通過了5%顯著性檢驗。

可以得出結(jié)論，TFP與各主體R&D勞動力投入的在各時間點的模型整體回歸效果一般，但可靠程度會隨著時間升高，R&D勞動力投入對TFP的影響具有明顯的滯后性。

2.逐步回歸分析。從表10可以看出，逐步回歸當期沒有變量通過檢驗，滯后1年模型分別保留了高等院校和其他主體兩個變量，滯后2年模型保留了工業(yè)企業(yè)和其他主體兩個變量，調(diào)整R2分別為0.34和0.46，模型擬合優(yōu)度很低。

表10 R&D經(jīng)費投入逐步回歸分析結(jié)果

滯后1年和滯后2年模型中，其他主體R&D勞動力投入均通過5%的顯著性檢驗，變量對工業(yè)全要素生產(chǎn)率均起正向作用。高等院校R&D勞動力投入在滯后1年，工業(yè)企業(yè)在滯后2年模型中，通過了5%顯著性檢驗，但系數(shù)為負。逐步回歸結(jié)果與OLS回歸的結(jié)果相統(tǒng)一。

六、結(jié)論及建議

根據(jù)上述分析，關(guān)于河北省R&D投入結(jié)構(gòu)對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響得出如下實證結(jié)論：

1.工業(yè)企業(yè)是創(chuàng)新的主體。工業(yè)企業(yè)經(jīng)費支出和人員投入占比最大，2016年經(jīng)費支出和人員投入占比分別為80.5%和74.5%，其發(fā)展趨勢決定了河北省總R&D經(jīng)費支出總體走勢，高等院校和科研機構(gòu)無論是在R&D經(jīng)費支出還是人員投入上都不能與工業(yè)企業(yè)相提并論。

2.河北省工業(yè)發(fā)展質(zhì)量仍有進一步發(fā)展的空間。2003—2016年河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的年度均值為1，波動較為嚴重，且具有明顯的階段性特征。2003—2008年河北省工業(yè)全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升。2009年有明顯的下跌，之后逐漸回升，于2010年達到峰值1.298 6，而后逐漸回落，整體與宏觀經(jīng)濟走勢吻合。

3.各研發(fā)主體R&D投入對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不盡相同。R&D資本投入對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較為顯著。工業(yè)企業(yè)和科研機構(gòu)R&D資本投入對工業(yè)全要素生產(chǎn)率起促進作用，工業(yè)企業(yè)資本投入的促進作用從第2年顯現(xiàn)，科研機構(gòu)R&D資本投入的影響能夠持續(xù)3年，高等院校資本投入對工業(yè)全要素生產(chǎn)率起到負向作用，但影響逐年減弱。各主體R&D勞動力投入對全要素生產(chǎn)率的影響并不明顯，但可靠程度會隨著時間升高。工業(yè)企業(yè)R&D勞動力投入在當期、滯后1年對全要素生產(chǎn)率影響均不明顯，滯后2年對全要素生產(chǎn)率增長具有微弱的負影響。科研機構(gòu)和其他主體R&D勞動力投入在當期至滯后2年中均對工業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著正影響，但僅在滯后2年通過了5%的顯著性檢驗。高等院校在當期、滯后1—2年中，系數(shù)出現(xiàn)負值，但僅在滯后2年通過了5%顯著性檢驗。

綜上，為促進全要素生產(chǎn)率的提高，可采取針對性措施調(diào)整R&D投入結(jié)構(gòu)，優(yōu)化R&D資源配置。

第一，引導企業(yè)發(fā)揮創(chuàng)新主體的作用。企業(yè)資本是研發(fā)資金的主要來源，政府應引導企業(yè)資金的投資方向，協(xié)調(diào)企業(yè)資金的投資領(lǐng)域，鼓勵企業(yè)增加研發(fā)資金，擴大研發(fā)活動規(guī)模，開發(fā)新產(chǎn)品和新工藝，提高產(chǎn)出水平，發(fā)揮主體作用。政府可以對激勵政策給予關(guān)鍵支持，形成激勵機制。

第二，加大科研成果轉(zhuǎn)化力度。值得注意的是，高等院校的資本和勞動力投入對全要素生產(chǎn)率的增長影響系數(shù)均為負。這可能存在資源浪費方面的原因，更大的可能是由于高等院校的科研轉(zhuǎn)化能力不足造成的。政府在加強高等院?？蒲薪?jīng)費監(jiān)管機制的同時，更需提高高等院?？蒲谐晒霓D(zhuǎn)化能力。建立科研成果信息發(fā)布平臺，鼓勵科研成果轉(zhuǎn)移中間機構(gòu)的設立，有效匹配高等院?？蒲谐晒推髽I(yè)的需求，充分發(fā)揮中間機構(gòu)的溝通協(xié)調(diào)作用。

第三，重視創(chuàng)新人才的培養(yǎng)與激勵。創(chuàng)新人員投入對全要素生產(chǎn)率的提高至關(guān)重要，但具有明顯的滯后性。如何培養(yǎng)創(chuàng)新人才并制定長效的激勵機制是解決問題的關(guān)鍵。提高科研人員的薪酬待遇，注重團隊建設，不斷培養(yǎng)創(chuàng)新人才的新生力量。建立健全科學規(guī)范的評價體系，評價過程公開透明，公平公正，評價指標注重長期性。鼓勵試錯，增加創(chuàng)新失敗的容忍度，為科研人員創(chuàng)造寬松的創(chuàng)新環(huán)境。重視知識產(chǎn)權(quán)保護，維護科研人員的利益。