重慶工商大學(xué) 陳千

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新能力，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展、全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化的重要把握。我國(guó)2018年的R&D資金投入達(dá)到全國(guó)第二，而R&D人力投入則達(dá)到了全國(guó)第一。黨的十九屆五中全會(huì)提出要大力增強(qiáng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力建設(shè)，并指明建設(shè)的明確要求和建設(shè)重點(diǎn)與方向來(lái)發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新能力。政府R&D補(bǔ)貼則是影響技術(shù)創(chuàng)新能力的一個(gè)關(guān)鍵性因素，其體現(xiàn)了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)注度、支持力度和地區(qū)發(fā)展?jié)摿?。從研究方法分析，可以采用普通的線性回歸模型、非線性回歸模型、門限效應(yīng)模型、空間溢出效應(yīng)模型等各種方法來(lái)進(jìn)行研究。從研究角度出發(fā)，研究可從宏微觀兩個(gè)方面來(lái)進(jìn)行分析。

從宏觀層面來(lái)看，劉怡芳，吳國(guó)萍(2016)[1]、周希彤(2018)[2]等利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，證明了政府R&D補(bǔ)貼對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用。潘雄鋒等(2020)[3]發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間集聚效應(yīng)。從微觀層面來(lái)看王康，周孝(2017)[4]根據(jù)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來(lái)發(fā)現(xiàn)R&D支出和人力資本支出對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有正相關(guān)關(guān)系。Li(2017)[5]表明政府R&D補(bǔ)貼可刺激企業(yè)的R&D投資。楊武等(2019)[6]發(fā)現(xiàn)R&D資本和人員投入存在門限效應(yīng)。本文則先收集相關(guān)省級(jí)數(shù)據(jù)，然后再根據(jù)相關(guān)理論知識(shí)建立空間面板模型，最終對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證分析進(jìn)而得出結(jié)論。

二、政府R&D補(bǔ)貼對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)分析

（一）理論分析

進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)需要R&D資金投入和R&D人員投入。本文根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建出技術(shù)創(chuàng)新投入（資本和勞動(dòng)力）與產(chǎn)出之間的關(guān)系，政府R&D補(bǔ)貼則是資本投入的一部分。

提出研究假設(shè)：政府R&D補(bǔ)貼對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進(jìn)效應(yīng)。

（二）變量選擇

（1）被解釋變量：發(fā)明專利申請(qǐng)（patent：件）。（2）解釋變量：政府R&D補(bǔ)貼（grdk：萬(wàn)元）；R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的政府資金。（3）控制變量：非政府R&D補(bǔ)貼（ngrdk：萬(wàn)元）；R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的企業(yè)資金、國(guó)外資金和其他資金三部分的總和。R&D人員全時(shí)當(dāng)量（rdl：人年）；從而以200年為基年進(jìn)行人員折算。

（三）樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，均來(lái)源于《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)資料》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》等。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行線性化處理。

（四）空間相關(guān)性分析

1.全局空間自相關(guān)

本文采用莫蘭指數(shù)I來(lái)檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新的全局空間相關(guān)性。

由表1可知，2011-2018年8年的莫蘭指數(shù)I都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明了發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)在全局上具有顯著的空間自相關(guān)性，同時(shí)也說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新在空間上有正向的集聚效應(yīng)。

表1 全局莫蘭指數(shù)Moran’s I

2.局部空間自相關(guān)

本文采用Moran’s I指數(shù)散點(diǎn)圖來(lái)衡量局部空間自相關(guān)性。散點(diǎn)圖四個(gè)象限分別表示了“高-高”“低-高”“低-低”“高-低”四種不同的空間相關(guān)性。本文選取2011年和2018年來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，散點(diǎn)圖可得知大多數(shù)區(qū)域都集中于第一、三象限中。位于第一象限代表技術(shù)創(chuàng)新能力高的省區(qū)與其他技術(shù)創(chuàng)新能力高的地區(qū)相集中；位于第三象限意味著技術(shù)創(chuàng)新能力低的被同樣技術(shù)創(chuàng)新能力低的地區(qū)所包圍。

（五）模型構(gòu)建

本文在基礎(chǔ)模型上引入空間鄰接權(quán)重矩陣來(lái)構(gòu)建空間面板模型?？紤]到變量的空間自相關(guān)性和可能存在的相關(guān)誤差，本文選取空間杜賓模型來(lái)進(jìn)行建模。

首先使用聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)模型進(jìn)行一個(gè)初步回歸。空間自回歸系數(shù)ρ為0.2405且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，證明被解釋變量具有顯著性的空間自相關(guān)性；解釋變量中l(wèi)ngrdk的空間滯后項(xiàng)不顯著，lnngrdk和lnrdl的空間滯后項(xiàng)通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。因此，重新優(yōu)化模型為：

（六）實(shí)證分析

1.Hausman檢驗(yàn)

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為49.29，P值為0.0000小于0.01，則說(shuō)明模型拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。

2.回歸結(jié)果分析

將選取的空間杜賓模型將分成個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)三種不同的類型分別進(jìn)行回歸估計(jì)。

由表2可得知，時(shí)間固定效應(yīng)模型跟個(gè)體固定效應(yīng)模型和雙固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度值很接近，但時(shí)間固定效應(yīng)模型的顯著性更優(yōu)。因此，本文主要以時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行后續(xù)分析。

表2 空間杜賓模型

根據(jù)回歸分析可得：①lngrdk的系數(shù)為0.2801，在1%的置信水平下顯著，足以證明政府R&D補(bǔ)貼對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正向促進(jìn)作用。②lnngrdk的系數(shù)通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)；lnrdl的系數(shù)不顯著。但R&D資金和人員投入都對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力有促進(jìn)作用。③W*lnngrdk的系數(shù)不顯著；W*lnrdl的系數(shù)是通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明R&D人員投入具有空間溢出效應(yīng)。W*lnpatent系數(shù)為正并通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明各地區(qū)間技術(shù)創(chuàng)新存在正的空間溢出效應(yīng)。

進(jìn)一步對(duì)其空間溢出效應(yīng)來(lái)進(jìn)行分析。

根據(jù)表3可知：①lngrdk和lnngrdk的直接效應(yīng)為正且顯著，其研發(fā)資金投入對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力具有促進(jìn)作用。②lnrdl的間接效應(yīng)為負(fù)且顯著，足以證明研發(fā)人員投入有明顯的負(fù)向溢出效應(yīng)，可能是由人員的流動(dòng)所造成的。③lngrdk和lnngrdk的總效應(yīng)為正且顯著，而資本對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的重要性，并對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率較高。

表3 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

三、結(jié)論及啟示

（一）研究結(jié)論

（1）技術(shù)創(chuàng)新具有顯著性的空間正自相關(guān)。本文進(jìn)行全局和局部的莫蘭指數(shù)分析檢驗(yàn)。從全局上分析，技術(shù)創(chuàng)新具有空間正相關(guān)性；從局部分析，大多數(shù)區(qū)域都處于“高-高”或“低-低”范圍內(nèi)，這證明技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的集聚效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。

（2）政府R&D補(bǔ)貼對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進(jìn)效應(yīng)。即政府R&D補(bǔ)貼使得技術(shù)創(chuàng)新的投入增加，進(jìn)而促成高產(chǎn)出。R&D人員投入也對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著性的空間間接溢出效應(yīng)。

（二）啟示

（1）正確合理規(guī)劃我國(guó)政府R&D補(bǔ)貼的結(jié)構(gòu)。我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力和R&D投入還存在著空間差異性，東部地區(qū)明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。因此，合適的研發(fā)補(bǔ)貼投入結(jié)構(gòu)有助于我國(guó)各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力均衡發(fā)展。

（2）各地區(qū)企業(yè)之間應(yīng)加強(qiáng)合作與交流。合作交流使得技術(shù)創(chuàng)新能力水平高的地區(qū)帶動(dòng)鄰接地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力的正向發(fā)展，進(jìn)而可提升技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化程度。