翁超然

（寧波大學商學院，浙江寧波 315000）

一、引言

當前，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展的進行，中國經(jīng)濟正從工業(yè)化的“結構性加速”階段邁入城市化的“結構性減速”階段。于斌斌和金剛（2014）[1]指出，“增速換擋”是新常態(tài)的客觀經(jīng)濟規(guī)律，是中國由粗放型經(jīng)濟結構轉為高質量增長的必要階段。當經(jīng)濟步入“新常態(tài)”階段，怎樣重構經(jīng)濟發(fā)展動力、實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展？黨的十九大報告指出在“建設現(xiàn)代化的經(jīng)濟體系”中，創(chuàng)新驅動和產(chǎn)業(yè)結構升級是兩個重要方面，而創(chuàng)新驅動的核心便是科技創(chuàng)新。然而，創(chuàng)新驅動需要資金的強有力支持，企業(yè)層面來說，由于資金流動性和企業(yè)規(guī)模有限，會更專注于短期商業(yè)利益，缺少對研發(fā)的投入特別是基礎性研究，創(chuàng)新驅動能力不強。而政府可以解決這一矛盾，集中力量辦大事，不僅可以通過資金調配、直接投入的方式提供科技創(chuàng)新支持，同時也可以通過行政手段等途徑支持有能力的企業(yè)，去推動技術升級，充分發(fā)揮政府的引導作用，為中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供重要動力，營建集體創(chuàng)新的良好氛圍和環(huán)境。

因此，處在新的歷史經(jīng)濟周期，探討科技創(chuàng)新投入對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響機制對于供給側結構性改革、經(jīng)濟高質量增長、適度調控合理經(jīng)濟差距具有重要意義。隨著各國經(jīng)濟的發(fā)展，各國都在尋找除了勞動和資本要素以外能帶動經(jīng)濟發(fā)展的新因素。根據(jù)Romer（1990）[2]的研究，一個經(jīng)濟體可以實現(xiàn)內生增長，即不依賴于外部力量的自我持續(xù)增長。內生的技術進步是長期經(jīng)濟增長的動力，即便當勞動和資本要素投入有限的情況下，經(jīng)濟體仍可以通過知識積累、技術進步實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長。因此，如何能做到創(chuàng)新就成了一個國家必須要重視的問題，依據(jù)熊彼特的創(chuàng)新理論，創(chuàng)新是創(chuàng)新活動是由特定的人群——企業(yè)家所執(zhí)行的，而且創(chuàng)新作為商業(yè)化概念，主要產(chǎn)生于微觀的企業(yè)中[3]。而創(chuàng)新又比較依靠投入數(shù)量和效率，由于一項科技創(chuàng)新要有巨大的要素投入，并且創(chuàng)新一般具有正向知識外部性[4]，從制度上來說，我國知識產(chǎn)權保護存在欠缺，這使得社會總體研發(fā)投入沒有處在最佳水平。因此，國家有必要調配R&D 支出，來校準市場扭曲[5]。從政府和企業(yè)角度和成本收益視角，難以否定地都會一定程度上追求R&D 產(chǎn)出效率，而從長期來看真正有效率的產(chǎn)出并非那些具有短期利潤的創(chuàng)新產(chǎn)出，更重要的是那種突破性的創(chuàng)新[6]，是一個對舊事物創(chuàng)造性毀滅的過程，從而生產(chǎn)出新產(chǎn)品或發(fā)現(xiàn)新技術方法。

科技創(chuàng)新投入按照投入方式的區(qū)別，可分為科技創(chuàng)新資本投入和科技人員投入。本文目的是研究科技創(chuàng)新總體投入對我國經(jīng)濟增長的影響，加深對科技創(chuàng)新投入認識，評估創(chuàng)新投入效果，并且分區(qū)域地進行評估，探討其異質性。國內學者就科技創(chuàng)新投入對經(jīng)濟增長影響的研究已經(jīng)較為完善，嚴成樑和龔六堂（2014）[7]估算了科技創(chuàng)新投入的經(jīng)濟貢獻度，并認為我國研發(fā)投入強度比例較低，造成了科技創(chuàng)新的經(jīng)濟貢獻度不高。張積林（2013）[8]評估了科技創(chuàng)新投入的經(jīng)濟效應，得出結果為R&D投入和科技人員數(shù)量對經(jīng)濟增長有正向作用，其中科技人員的投入效果更為顯著。周德田和馮超彩（2020）[9]發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新對中國經(jīng)濟高質量發(fā)展有顯著促進作用，而且發(fā)現(xiàn)該效果存在一定的區(qū)域異質性。王俊松等（2017）[10]發(fā)現(xiàn)我國東部城市的區(qū)域創(chuàng)新能力水平存在地區(qū)空間集聚現(xiàn)象，并且空間上來看存在擴散現(xiàn)象，促進了經(jīng)濟的溢出效應。劉林和張勇（2019）[11]提出假設認為技術創(chuàng)新投入存在空間溢出，并通過實證驗證了科技創(chuàng)新和政府科技投入對區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應。

綜合以往研究發(fā)現(xiàn)，學者們在研究科技創(chuàng)新投入與區(qū)域經(jīng)濟增長往往只考慮單一因素，未將科技創(chuàng)新資本投入、科技人員投入和區(qū)域經(jīng)濟增長納入統(tǒng)一的框架中，同時較少考慮區(qū)域異質性。因此，本文利用全國省際數(shù)據(jù)，建立統(tǒng)一的分析框架研究科技創(chuàng)新投入與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源及模型設定

本文采用中國2000—2017 年各省的數(shù)據(jù)樣本，通過建立模型深入分析科技創(chuàng)新投入和科技創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長的內在關系。

被解釋變量為經(jīng)濟增長水平。人均國內生產(chǎn)總值是被研究學者廣泛采用與衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況的指標。基于此，本文被解釋變量定義為31 個省份人均GDP 作為經(jīng)濟增長指標。

解釋變量為科技創(chuàng)新投入，按投入方式分為科技創(chuàng)新人員投入和科技創(chuàng)新資本投入。對于區(qū)域異質性，實證研究采用固定效應模型對我國東、中、西三個區(qū)域分別進行估計。科技活動是技術進步的有力推進器，科技活動又依賴于R&D 支出的持續(xù)投入研發(fā)費用內部支出已經(jīng)成為我國科技創(chuàng)新資金投入的主導力量。故采用R&D 內部經(jīng)費支出和科技人員全時當量對科技創(chuàng)新投入進行度量。

同時，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取以下指標作為實證的控制變量：（1）投資規(guī)模，以社會固定資產(chǎn)投資總額表示，社會固定資產(chǎn)投資總額以2000年為基期，利用永續(xù)盤存法進行計算：Kit=（1-δ）×Ki（t-1）+Iit，根據(jù)張軍等（2004）[12]的研究為各省域每年的固定資產(chǎn)，并用固定資產(chǎn)價格指數(shù)折算為以2000 年的資本存量。對于基期2000 年的資本存量，本文直接參考單豪杰（2008）[13]推算的各省域2000年的資本存量，為不變價格的實際值；δ 為折舊率，假定為9.6%。（2）人力資本水平，采用人均受教育年限法來衡量。（3）城市化水平，以城鎮(zhèn)人口數(shù)比總人口數(shù)表示。（4）產(chǎn)業(yè)結構，選取第三產(chǎn)業(yè)增加值比第二產(chǎn)業(yè)增加值表示。（5）金融業(yè)發(fā)展，以金融業(yè)增加值占GDP 的比值表示。

表1 總量指標的描述統(tǒng)計

（二）理論模型

一個地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)關系可以用C-D 方程式來表示：

由于C-D 函數(shù)僅關注了兩個生產(chǎn)要素，即資本要素和勞動力要素。在研究生產(chǎn)過程中，忽略了科技投入對產(chǎn)出的影響。如此將會產(chǎn)生很大的誤差，所以有必要對生產(chǎn)函數(shù)進行更替。依據(jù)內生增長理論，一個封閉的經(jīng)濟體可以包括三個部門：中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門、最終產(chǎn)品部門以及研發(fā)部門[14]。由于研發(fā)活動是整個社會經(jīng)濟生產(chǎn)良好運行的引擎，所以，可以用擴展的生產(chǎn)函數(shù)來加以描述：

在式中，Z 代表科技投入變量，且Z=（lnr，lnr&d）與Y 存在相關關系。

考慮數(shù)據(jù)的可比性、可得性與經(jīng)濟學意義，為消除變量之間的異方差問題，保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們對所采用的變量都取對數(shù)形式：

K 為可比價固定資產(chǎn)投資總額即資本投入，L代表人力資本投入，Z 表示科技創(chuàng)新投入，以Y 表示人均國民收入為被解釋變量。其中C 為常數(shù)項，μ為隨機誤差項。

（三）計量模型

為研究科技創(chuàng)新投入對經(jīng)濟增長的影響，本文首先針對假設建立基準模型：

其中，i 為中國30 個省份截面單位；t 為時間；lnGDP 表示各地區(qū)的經(jīng)濟增長程度；lnrd 和lnr 表示科技創(chuàng)新資本投入和科技創(chuàng)新人員投入；Xit為相關控制變量；β0～β2為待估系數(shù)；ε 為隨機擾動項。此外，考慮到經(jīng)濟增長和科技創(chuàng)新投入存在一定的時間連續(xù)性，在模型（1）中加入滯后一期的經(jīng)濟增長，得到動態(tài)面板回歸模型（5），如下所示：

三、實證分析

（一）整體回歸結果及分析

采用2000—2017 年31 個省省際面板數(shù)據(jù)對模型（4）進行基準回歸。對于模型由于每個省的個體情況不同，無法衡量各個要素的影響在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)別差異，存在遺漏變量，故采用固定效應模型。但采用固定效應模型進行估計，存在明顯缺陷，得到的參數(shù)估計將是一個有偏非一致的。采取系統(tǒng)廣義矩估計方法進行參數(shù)估計，它能修正潛在的個體異質性、測量誤差、遺漏變量偏差和內生性問題，因此采用模型（5）。并且通過自回歸檢驗和Sargan 檢驗，來判斷工具變量的有效性。為了說明GMM 動態(tài)面板模型的穩(wěn)健性,故列出了OLS、固定效應、系統(tǒng)GMM 估計的實證結果。本文驗證科技創(chuàng)新投入對中國經(jīng)濟增長的影響。實證回歸結果如表2 所示。

表2 整體回歸

實證結果主要關注科技創(chuàng)新投入的系數(shù)和顯著性。在普通OLS 回歸下，解釋變量的結果較為顯著，固定效應中加入了被解釋變量的滯后項L.lngdp，結果顯示科技創(chuàng)新資本投入的系數(shù)為正，通過了顯著性檢驗，表示科技創(chuàng)新資本投入進步可以促使經(jīng)濟增長。同時，發(fā)現(xiàn)科技人員投入數(shù)量的系數(shù)為負數(shù)且顯著，說明研究人員的數(shù)量對經(jīng)濟增長的正面作用有限，存在負向作用的可能。接著觀察sys-GMM模型可以發(fā)現(xiàn)，AR1 結果為0.002，說明存在一階自相關，AR2 結果表明不存在二階自相關，說明選擇滯后一期的解釋變量作為工具變量滿足假設條件。接著Sargan 的值為0.471 說明，通過了Sargan 檢驗，即工具變量有效，說明模型設立符合條件。再關注滯后一階的被解釋變量，GMM 估計下系數(shù)顯著，說明當年經(jīng)濟增長受到之前的經(jīng)濟水平的影響。在系統(tǒng)GMM 估計下的估計值大于固定效應回歸、小于混合回歸，依照Bond 提出的方法，證明該模型通過了穩(wěn)健性檢驗。Sys-GMM 估計結果顯示，科技創(chuàng)新資本投入系數(shù)顯著為正，說明與科技創(chuàng)新資本的投入能夠促進經(jīng)濟發(fā)展。科技人員投入的效果顯著但是與經(jīng)濟增長呈負相關，說明政府在調配科技人員投入的過程，應該不止關心數(shù)量增長，更注重科技人員效率、隊伍素質質量的提高。同時對科技創(chuàng)新系數(shù)進行比較，可以發(fā)現(xiàn)基準回歸在未考慮前期經(jīng)濟增長的情況下，高估了科技創(chuàng)新的經(jīng)濟影響。

（二）分地區(qū)回歸分析

R&D 支出可以衡量一國或者以地區(qū)科技活動規(guī)模及科技投入強度，其數(shù)據(jù)可以反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?，是綜合實力和競爭力的核心標志。圖1 反映了2000 年和2017 年我國各省R&D 支出占GDP的比例以及人均GDP 的數(shù)值，圖中可以看出近年來R&D 支出占GDP 比重快速上升，反映我國R&D 支出投入力度加大。從地域上來看，東部省份的的研發(fā)投入強度水平保持領先地位，其中北京由于產(chǎn)學研機構的集聚和政策優(yōu)勢R&D 投入強度非常高，長三角區(qū)域省份R&D 投入強度較為平均，說明區(qū)域差距較小，并且中西部地區(qū)由于過去基數(shù)較低，所以近年來的R&D 投入增長速度是顯著的，但與東部依舊存在區(qū)域差距。

在所有的科技活動中R&D 活動占據(jù)核心地位,是推動技術進步的核心力量。圖2 反映2000 年和2017 年我國分省的R&D 內部經(jīng)費支出總額變化，可以看出在2000 年時各地區(qū)數(shù)值相差并不大區(qū)域差距絕對值較小，但當2017 年時我國不同省份的R&D 經(jīng)費支出在空間上呈現(xiàn)集聚的特征，研發(fā)內部經(jīng)費支出集中于東部。東部省份占據(jù)了數(shù)據(jù)前六的位置，西部地區(qū)在總量上與東部地區(qū)支出數(shù)額相去甚遠，如2017 年廣東市的研發(fā)經(jīng)費支出超出了西部所有省份的研發(fā)經(jīng)費支出的總和。

圖1 2000年和2017 年我國各省R&D 支出占GDP 的比例與人均GDP

圖2 2000 年和2017 年我國分省的R&D內部經(jīng)費支出總額（單位：億元）

從圖1、圖2 的數(shù)據(jù)和分析可知，我國三大經(jīng)濟區(qū)域之間的科技創(chuàng)新投入存在巨大差異且地區(qū)間差異存在逐步擴大的趨勢，可能使科技創(chuàng)新投入的經(jīng)濟效應存在區(qū)域異質性。表3 展示了分地區(qū)的回歸結果，我國三大地區(qū)的科技創(chuàng)新投入估計系數(shù)都顯著為正，表明科技創(chuàng)新資本投入對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展是有正相關關系并起到推進作用，且東部沿海省份科技創(chuàng)新投入效果更好，可能的原因是因為隨著經(jīng)濟的發(fā)展知識積累處于存量階段，科技創(chuàng)新需要知識積累，知識存量高的地區(qū)創(chuàng)新資本投入轉化的效果越好，形成馬太效應。從科技人員投入效果來看，中部省份的投入效果具有顯著的正向效應，而在西部和東部省份，科技人員投入系數(shù)均為負數(shù)。這反映出對于東部和西部地區(qū)，科技人員投入推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的潛力尚未發(fā)掘,對于科技人員投入的純粹數(shù)量堆積難以形成顯著的正向反饋。政府應將目標定位于提升科技人員隊伍質量，適當縮減輔助性科技管理類人員，提高行政審批效率，采取措施引進與培養(yǎng)高素質的科研人才，提高其占從業(yè)人員的比例。

四、結論與政策

整體來說，我國的科技創(chuàng)新投入與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系，科技投入是引起經(jīng)濟增長的重要原因。其中科技創(chuàng)新資本投入的增加能夠推動我國經(jīng)濟持續(xù)增長，而科技人員投入數(shù)量的增加的經(jīng)濟效應不明顯。因此，我國在制定有關經(jīng)濟與科技發(fā)展政策時，科技人員投入應該注重人員投入效率的提升，優(yōu)化科技人員隊伍的結構的同時構建合理的行政運行制度，促進科技人員的工作效率。

表3 分地區(qū)回歸結果

鑒于科技創(chuàng)新投入的區(qū)域異質性，即針對不同地區(qū)，科技創(chuàng)新投入對經(jīng)濟的貢獻效果不同的特征。決策者應該因地制宜，因城施策，對不同地區(qū)制定不同科技創(chuàng)新政策。對東部和西部省份，促進科技創(chuàng)新環(huán)境，縮小區(qū)域內創(chuàng)新水平的差距，發(fā)揮科技創(chuàng)新對經(jīng)濟的溢出作用，使創(chuàng)新驅動的作用發(fā)揮出來。

政府在運用財政政策時要重視科研投入的效率和科研成果的轉化能力，實現(xiàn)科技創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的巨大推動作用。同時建立以市場為核心的科技創(chuàng)新體系，需要政府加強法制建設，維護市場公平和創(chuàng)新氛圍，建立針對科技人員創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)人員的獎勵與激勵機制，構建緊密聯(lián)系的產(chǎn)學研體系。