周 建, 周楊雯倩, 葉 梁

(上海財經(jīng)大學經(jīng)濟學院， 上海 200433)

0 引 言

21世紀以來，科技創(chuàng)新已經(jīng)成為世界各國提高綜合國力的重要戰(zhàn)略支撐和決定性因素，是社會和經(jīng)濟發(fā)展的關鍵[1].正因為如此，有關科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的理論與政策研究引起了相關學者前所未有的關注.中國自改革開放以來經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，綜合國力日益提升，但中國的科技創(chuàng)新能力總體還較薄弱，在世界上缺乏足夠的競爭力和影響力，這也是不爭的事實.近年來，我國處于經(jīng)濟增長動能轉(zhuǎn)換的關鍵時期，創(chuàng)新是引領經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和持續(xù)發(fā)展的強大引擎，因此，科技創(chuàng)新作為提高社會生產(chǎn)和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置.隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的提出，未來經(jīng)濟增長動力必然從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型，形成以創(chuàng)新為核心的全面推動經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的格局，這是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和未來現(xiàn)代化建設的重要保障.由此更加確定了創(chuàng)新對于中國經(jīng)濟發(fā)展引領和推動的重大作用和意義.

創(chuàng)新往往與研發(fā)活動緊密相聯(lián)，研發(fā)活動是創(chuàng)新過程的基礎和不可或缺的過程.我國研發(fā)活動的定義和分類與聯(lián)合國教科文組織基本相同，包括基礎研究、應用研究和試驗發(fā)展.基于研發(fā)活動的內(nèi)涵，根據(jù)其定義、含義和內(nèi)在實質(zhì)進行的分類得到了學術界認可，認為基礎研究與應用研究均以創(chuàng)造知識為目的將其劃分為一類，而區(qū)別于利用已有知識而進行的試驗發(fā)展活動[2-6]，據(jù)此本文將基礎研究和應用研究劃分為基礎類創(chuàng)新，將試驗發(fā)展活動劃分為應用類創(chuàng)新.

已有傳統(tǒng)文獻認為，由于基礎類創(chuàng)新的特性，決定了其在創(chuàng)新活動中只處于基礎地位，不以經(jīng)濟效益為指標，是經(jīng)濟產(chǎn)出和發(fā)展的基石，是后續(xù)研發(fā)活動的根本保證和橋梁，對經(jīng)濟產(chǎn)出沒有直接明顯的效用.而應用類創(chuàng)新在基礎類創(chuàng)新的基礎上，將科研成果轉(zhuǎn)化為可行的工藝或者新產(chǎn)品，形成巨大的經(jīng)濟效應，使社會產(chǎn)出增加，推進經(jīng)濟發(fā)展和社會進步，是直接產(chǎn)生作用的過程.總體來看，創(chuàng)新活動對經(jīng)濟增長的影響主要體現(xiàn)為從量變到質(zhì)變的過程，隨著知識的逐漸積累，知識技術逐漸被物化到物質(zhì)資本和人力資本中，成為經(jīng)濟系統(tǒng)技術要素的一部分，形成社會知識積累和技術進步，從而促進了經(jīng)濟增長.隨后由于溢出等效應演變?yōu)橐粓黾夹g革命，進而引發(fā)社會的產(chǎn)業(yè)革命，進入新的循環(huán).

現(xiàn)代科技創(chuàng)新活動復雜多變，并且對社會和經(jīng)濟發(fā)展十分重要，除了上述傳統(tǒng)一般性觀點的特征之外，還有兩個十分重要的特性現(xiàn)有相關文獻沒有充分注意到：兩類創(chuàng)新之間的反饋效應及其與經(jīng)濟增長的網(wǎng)絡化傳導機制.第一，如圖1所示，事實上，基礎類創(chuàng)新不僅單向影響應用類創(chuàng)新和經(jīng)濟增長，而且應用類創(chuàng)新也會反饋影響基礎類創(chuàng)新，考察不同創(chuàng)新之間真實而客觀的反饋效應彌補了已往文獻只過度強調(diào)創(chuàng)新活動間單一傳導途徑的不足，從而使得創(chuàng)新理論更加符合現(xiàn)實.第二，基礎類創(chuàng)新不僅通過應用類創(chuàng)新間接影響經(jīng)濟增長，而且也可能直接影響經(jīng)濟增長，這也是現(xiàn)有文獻經(jīng)常忽略的.由此可知，不同創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出協(xié)同演化機理，而非傳統(tǒng)文獻的單向直線型關聯(lián)機制.

圖1 兩類創(chuàng)新及其與經(jīng)濟增長的協(xié)同演化機理Fig.1 Two types of innovation and their co-evolution mechanism with economic growth

關于不同創(chuàng)新活動及其與經(jīng)濟增長的內(nèi)在反饋效應及網(wǎng)絡化傳導機制的現(xiàn)實案例，電子商務行業(yè)作為最直接的證據(jù)具有普遍的說服力.該行業(yè)最早產(chǎn)生于20世紀60年代，發(fā)展于90年代，其發(fā)展得益于這幾十年間計算機科學、數(shù)學、控制理論、統(tǒng)計學、網(wǎng)絡理論等眾多領域的基礎類創(chuàng)新的廣泛應用，它們?yōu)殡娮由虅盏默F(xiàn)實產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了重要的基礎和前提保障.從這一發(fā)展過程可以看出，正是伴隨著相關基礎類創(chuàng)新領域知識技術的成熟才會出現(xiàn)近20年電商的蓬勃發(fā)展，同時，電商的快速發(fā)展對我國經(jīng)濟增長和發(fā)展的貢獻和作用越來越大，由此反映出在創(chuàng)新活動中由基礎類創(chuàng)新到應用類創(chuàng)新，進而促進經(jīng)濟發(fā)展傳統(tǒng)的傳導路徑.與此同時，電子商務的發(fā)展導致人們的生活工作模式、思考方式、行為習慣等產(chǎn)生了根本性的變化，很大程度上改變了現(xiàn)有科學研究結(jié)構和產(chǎn)業(yè)結(jié)構.電子商務的突飛猛進發(fā)展，不僅使得現(xiàn)有科技創(chuàng)新能夠不斷融合電子商務的最新應用和實踐成果，提升既有基礎類創(chuàng)新的開發(fā)能力和水平，而且在很大程度上還促使和催生了新興的大數(shù)據(jù)理論、人工智能、“互聯(lián)網(wǎng)+”等各種新的基礎類創(chuàng)新方向，這些新的創(chuàng)新方向?qū)?jīng)濟增長也存在著直接的重要作用.這直接反映了電子商務對基礎類創(chuàng)新具有反饋效應，這一現(xiàn)象也更符合中國長期以來以消化吸收為主的創(chuàng)新模式，即通過新技術的引進催生和引發(fā)新的基礎類創(chuàng)新方向，擴展創(chuàng)新的邊界.綜上表明，電子商務等應用類創(chuàng)新不僅是原有基礎類創(chuàng)新的直接現(xiàn)實商業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化成果，而且也是現(xiàn)有很多新的基礎類創(chuàng)新的緣由和起點，基礎類創(chuàng)新和應用類創(chuàng)新之間不是單向的直線傳導途徑，而是具有反饋效應的復雜傳導途徑.由此，兩類創(chuàng)新活動之間及其與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出具有反饋效應的協(xié)同演化機理.

綜合以上分析可知，現(xiàn)實中基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的影響關系并不像現(xiàn)有一般性文獻所描述的由基礎類創(chuàng)新影響應用類創(chuàng)新，進而影響經(jīng)濟增長的傳導路徑那樣簡單和直接，除此之外，還完全可能存在著應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應，以及基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的直接影響機制，由此形成兩類創(chuàng)新之間的反饋效應，以及兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的網(wǎng)絡化傳導機制.雖然文獻中已有針對創(chuàng)新網(wǎng)絡動態(tài)方面的研究，但是大多是針對產(chǎn)業(yè)內(nèi)或產(chǎn)業(yè)間平行的創(chuàng)新構成的關系網(wǎng)絡[1,7].正是這一被現(xiàn)有文獻忽略，但現(xiàn)實中而不應該被忽略的重要特征構成了本文的研究動機.本文以標準的數(shù)理經(jīng)濟學和現(xiàn)代高級宏觀經(jīng)濟學相關分析體系為基礎，通過引入更為貼近中國現(xiàn)實的創(chuàng)新之間反饋效應及其與經(jīng)濟增長之間的網(wǎng)絡化傳導機制，較為嚴謹?shù)貙深悇?chuàng)新及其與經(jīng)濟增長的協(xié)同演化機理進行系統(tǒng)性分析.在理論研究基礎上，進一步從實證的角度對兩類創(chuàng)新及其經(jīng)濟增長的協(xié)同演化機理進行了計量檢驗，得到了具有政策啟示意義和借鑒價值的重要結(jié)論.

在已有文獻研究的基礎上，本文的創(chuàng)新和學術貢獻主要在以下3方面：第一，突破已有文獻僅僅只考慮基礎類創(chuàng)新單向影響應用類創(chuàng)新，而未能考慮到應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋機制的不足，引入反饋效應，創(chuàng)新性地設定和考慮了符合中國現(xiàn)實特征、具有雙向復合結(jié)構功能的兩類創(chuàng)新的傳導路徑，在現(xiàn)有多部門復雜經(jīng)濟系統(tǒng)中，通過較為嚴格的數(shù)理經(jīng)濟學理論推導、證明和分析了應用類創(chuàng)新和基礎類創(chuàng)新之間的動態(tài)傳導機制和循環(huán)反饋作用機理，并對相關理論性質(zhì)進行了嚴格證明和經(jīng)濟學意義上的理論分析.第二，在生產(chǎn)函數(shù)中同時引入基礎類創(chuàng)新和應用類創(chuàng)新，克服已有文獻一般性只考慮基礎類創(chuàng)新通過影響應用類創(chuàng)新，進而再影響經(jīng)濟產(chǎn)出的單向途徑缺陷.在功能上不僅能夠反映已有文獻的創(chuàng)新作用于產(chǎn)出的單向途徑，而且還能夠拓展反映基礎類創(chuàng)新直接作用于產(chǎn)出等其他多種途徑，將已有文獻中基礎類創(chuàng)新到應用類創(chuàng)新再到產(chǎn)出之間的直線關聯(lián)擴展到三者之間更加接近現(xiàn)實的協(xié)同演化的關聯(lián)結(jié)構，深度刻畫了其中的真實復雜機制.第三，在理論機制研究基礎上，對兩類創(chuàng)新的反饋效應及其與經(jīng)濟增長之間的網(wǎng)絡化傳導機制進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)這些機制的真實存在性，這進一步為本文的理論分析和創(chuàng)新政策研究提供了新的科學證據(jù)和依據(jù).

1 相關文獻評價

在不同的創(chuàng)新分類方式下，關于不同類別創(chuàng)新的研究在現(xiàn)有文獻中逐漸豐富，例如，從企業(yè)的角度而言，盛光華和張志遠[8]從博弈論的角度分析了不同的政府補貼方式對企業(yè)漸進式和突破式創(chuàng)新模式選擇的影響.張潔等[9]用縱向案例對比研究方法，以華為和IBM公司為代表，對比不同制度環(huán)境下領先企業(yè)不同時期的開放式雙元創(chuàng)新活動形成的演進路徑的相似性與差異性.楊曄等[10]從員工技能結(jié)構的視角研究了產(chǎn)品和工藝創(chuàng)新對中小企業(yè)雇傭需求的影響.從創(chuàng)新驅(qū)動因素的角度而言，周晶淼等[11]基于DICE模型，分析了導向性技術創(chuàng)新中不同的動力要素對經(jīng)濟體中相關變量的影響.上述相關研究均未考慮或在定量上分析不同創(chuàng)新之間的相互影響.

考慮到前文所述的兩類創(chuàng)新的反饋效應，就本文的分類方式而言，在內(nèi)生增長模型框架下，雖然關于科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的文獻種類繁多，但是就兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長機制的相關文獻還在進一步探索.在理論上，國外研究方面，Akcigit等[12]在多行業(yè)的模型中將創(chuàng)新部門擴展為應用類創(chuàng)新和基礎類創(chuàng)新兩部門，但是并未考慮兩者之間的反饋效應，僅設定了基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新在行業(yè)間和行業(yè)內(nèi)的溢出效應，也未在模型中考慮到創(chuàng)新之間的溢出機制以及對創(chuàng)新結(jié)構的最優(yōu)狀態(tài)進行分析.但是正如引言中指出，這兩類創(chuàng)新之間存在的交織反饋作用機制十分重要，忽略這一機制在理論和實證上會存在著明顯不足.同時，Prettner和Werner[13]在內(nèi)生增長模型中包含了基礎類創(chuàng)新和應用類創(chuàng)新，并考慮了兩者之間的溢出效應，內(nèi)生化了生育率和教育，并且認為基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長有促進作用，但兩類創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)設定形式上沒有差異，即兩類創(chuàng)新在研發(fā)中有同質(zhì)的作用.為了克服這一缺陷，本文在此方面進行了有價值的區(qū)分.Konishi[14]與Prettner和Werner[13]從福利的角度分析基礎類創(chuàng)新對家庭福利的影響，發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新在穩(wěn)態(tài)福利最大化時的水平低于其在穩(wěn)態(tài)增長最大化時的水平；Gersbach等[15]也是將創(chuàng)新部門擴展為兩類創(chuàng)新，考慮了雙向溢出效應，但模型設定的基礎在于應用類創(chuàng)新由基礎類創(chuàng)新所得到的知識理論或思想前沿而來，并且受到基礎類創(chuàng)新發(fā)展的限制.這些文獻的研究都沒有完全刻畫和反映類似于中國這樣的投資驅(qū)動階段的消化吸收創(chuàng)新模式.在國內(nèi)研究方面，基于半內(nèi)生增長模型框架下，楊立巖和潘慧峰[2]在Jones[16]的模型下進行擴展，區(qū)分了基礎類和應用類創(chuàng)新，其中基礎類創(chuàng)新的產(chǎn)出由相應的人力資本投入決定，并且它決定著經(jīng)濟增長率，因此人力資本是經(jīng)濟增長的真正源泉，而且政府在促進經(jīng)濟增長中可以大有作為.與楊立巖和潘慧峰[2]不同的是，嚴成樑和龔六堂[3]中基礎類創(chuàng)新的增長率不依賴于人口增長，他們在Jones[16]的框架下設定模型，假設基礎類創(chuàng)新不能產(chǎn)生直接的經(jīng)濟效應，但是卻是經(jīng)濟運行不可缺少的，同時應用類創(chuàng)新的生產(chǎn)效率取決于基礎類創(chuàng)新存量，但反向關系并不成立.賀俊等[17]將嚴成樑和龔六堂[3]的研究擴展為開放經(jīng)濟，并從靜態(tài)的角度對參數(shù)進行了分析.孫早和許薛璐[18]在類似的框架下針對應用類創(chuàng)新引入了技術前沿的概念，理論上分析了兩類創(chuàng)新的作用機制.許治和周寄中[19]在AH模型下加入基礎類創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)，闡述了基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的兩種影響途徑，通過比較靜態(tài)分析發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新強度與其生產(chǎn)知識的彈性系數(shù)正相關，而應用類創(chuàng)新投入與基礎類創(chuàng)新的彈性和“干中學”效率負相關.基于以上這些文獻可以看出，目前國內(nèi)理論相關文獻區(qū)分了基礎類創(chuàng)新和應用類創(chuàng)新，僅考慮了基礎類創(chuàng)新對于應用類創(chuàng)新的單向影響，忽略了應用類創(chuàng)新對于基礎類創(chuàng)新的反饋效應和基礎類創(chuàng)新對于經(jīng)濟增長存在的直接效應；國外部分文獻雖然考慮了雙向溢出特征，但是它們并非是本文引言中所闡述的兩類創(chuàng)新之間的反饋效應，這些研究與中國真實的現(xiàn)實情況之間可能存在著較大程度的偏離.因此，在理論上十分有必要對此重要問題進行進一步的深度分析.

在兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長機制這一領域中，除了以上理論機理的分析文獻外，也有部分實證分析的文獻.在實證研究方面，由于研究對象、樣本區(qū)間、研究思路等方面的差異，國內(nèi)外已有文獻在分析不同類別創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用中，所得結(jié)論也是各色各樣，不盡相同，甚至截然相反.例如，國外Czarnitzki和Thorwarth[20]發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長有促進作用，尤其是在高技術公司中，基礎類創(chuàng)新是其經(jīng)營成功的關鍵因素，基礎類創(chuàng)新占比提高對企業(yè)的產(chǎn)出有更大的正向作用，且基礎類創(chuàng)新對高新技術公司有更大的溢出作用，但對低技術公司幾乎沒有影響；類似的，Luintel和Khan[21]認為基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率有正向的促進作用，并且該作用是長期的.另外，You和Jiang[22]發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的正向作用存在滯后性，但認為應用類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長正向作用比基礎類創(chuàng)新更強.然而，Kim等[23]發(fā)現(xiàn)韓國的基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的正向促進作用不顯著；Coad等[24]對西班牙制造企業(yè)樣本進行分析，在研究中發(fā)現(xiàn)不同的公司有其各自的創(chuàng)新研發(fā)策略，格蘭杰因果檢驗支持應用類創(chuàng)新更能促進企業(yè)提高生產(chǎn)率；Solomon[25]也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果，而且還發(fā)現(xiàn)了兩類創(chuàng)新之間的互補性.國內(nèi)葉祥松和劉敬[5]發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新在短期內(nèi)對提高全要素生產(chǎn)率沒有直接影響，從而對經(jīng)濟增長沒有直接影響；然而，嚴成樑和龔六堂[3]與陳鈺芬等[26]卻發(fā)現(xiàn)基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長或效率有促進作用.對于應用類創(chuàng)新對經(jīng)濟的作用而言，賀俊等[17]通過面板數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)應用類創(chuàng)新的比例越高，經(jīng)濟增長的速度越慢，這在葉祥松和劉敬[5]的研究中也得到支持；而陳鈺芬等[26]與孫早和許薛璐[18]等研究則支持應用類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長或效率有正向作用.

綜合以上國內(nèi)外有關創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的理論與實證文獻可以看出，雖然近年來國內(nèi)外相關領域取得了豐碩成果，但是結(jié)合中國的現(xiàn)實特征來看，已有研究主要有兩點顯著不足：第一，現(xiàn)有國內(nèi)文獻理論上普遍只考慮了基礎類創(chuàng)新通過影響應用類創(chuàng)新，進而影響經(jīng)濟增長的單向直接傳導路徑，未能在理論機制上考慮應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應；近年來部分國外研究中雖然包含了兩類創(chuàng)新的反饋效應特征，但是未能準確反映和刻畫中國兩類創(chuàng)新之間的真實現(xiàn)狀，與現(xiàn)實事實所反映出的信息不完全一致.反饋效應從根本上改變了原有文獻中兩類創(chuàng)新單向直線形的狹義傳導路徑的認識，它決定著創(chuàng)新的結(jié)構構成和系統(tǒng)效能.反饋效應在現(xiàn)實中具有真實性，它不應該被忽視.第二，現(xiàn)有文獻理論上普遍忽略了基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的直接作用，未能充分注意到基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間是具有反饋效應的網(wǎng)絡化傳導機制.它隱含著基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間形成了具有內(nèi)在動態(tài)循環(huán)功能的有機統(tǒng)一體，由此根本上突破了原有文獻簡化的單向直線形傳導模式的缺陷，更加符合現(xiàn)實創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間的系統(tǒng)性作用機制.同時，已有國內(nèi)外實證研究，特別是國內(nèi)實證研究，在缺乏基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間具有反饋效應的網(wǎng)絡化傳導機制理論研究的基礎上，有的文獻貿(mào)然將基礎研究、應用研究、試驗發(fā)展等創(chuàng)新變量直接放入計量模型作為解釋變量對經(jīng)濟增長進行回歸實證分析，極大可能會由于缺乏正確的經(jīng)濟學理論行為機理的指導而導致相關經(jīng)驗分析偏離現(xiàn)實，并出現(xiàn)研究結(jié)論的隨意性和不準確性.

2 兩類創(chuàng)新的反饋效應及其與經(jīng)濟增長網(wǎng)絡化傳導機制的理論模型構建

為了能更清晰的闡述經(jīng)濟增長和兩類創(chuàng)新之間的關系，借鑒Romer[27]、Jones[16]、嚴成樑和龔六堂[3]以及周建和周楊雯倩[28]等文獻，考慮兩類創(chuàng)新在經(jīng)濟體中的結(jié)構和反饋效應.模型主要由家庭、最終產(chǎn)品生產(chǎn)商、中間產(chǎn)品生產(chǎn)商以及創(chuàng)新部門構成，在創(chuàng)新部門中存在應用類和基礎類兩類創(chuàng)新活動.由于不討論政策的影響，簡化了對政府部門的設定.

2.1 家庭

假設沒有人口增長，每期家庭的時間稟賦量綱化為1，代表性家庭在預算約束下通過選擇消費C以及用于勞動力再生產(chǎn)的勞動數(shù)量uHH最大化自身的效用，有

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式中C表示消費；ρ表示消費者每期的貼現(xiàn)率；σ表示消費者跨期替代彈性的倒數(shù).u中uY為用于最終產(chǎn)品的生產(chǎn)部分的勞動，uH為用于勞動力再生產(chǎn)部分的勞動，uF為用于基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)部分的勞動，uA為用于應用類創(chuàng)新生產(chǎn)部分的勞動.家庭的預算約束表示為

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式中r是資本K的價格；w是每單位勞動的工資；H為社會勞動力存量；τ表示政府部門對家庭一次性征收的稅，用于支持由政府主導和支持的基礎類創(chuàng)新活動.勞動的積累方程為

(3)

式中ξ表示勞動力再生產(chǎn)的生產(chǎn)率參數(shù).

個體在預算約束下使得效用函數(shù)最大化，由一階條件以及橫截性條件可得

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r-gw=ξ

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式中gC為消費的增長率；gw為工資的增長率.后文均用gi表示變量i的增長率.

2.2 最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門

最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門生產(chǎn)函數(shù)采用Cobb-Douglas規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)函數(shù)形式，借鑒Torre和Marsiglio[29]的Uzawa-Lucas模型中對全要素生產(chǎn)率的擴展，將社會中基礎類創(chuàng)新存量F引入生產(chǎn)函數(shù)中，依據(jù)Funke和Strulik[30]以及Arnold[31]中生產(chǎn)函數(shù)的設定，將其設為

Y=FKβDη(uYH)1-β-η

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式中p(i)為第i種中間品的價格.將最終產(chǎn)品每期的價格單位化，求出式(7)的一階條件，可得到最終產(chǎn)品部門對資本、中間品和勞動的需求函數(shù)為

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(9)

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2.3 中間品生產(chǎn)部門

中間品生產(chǎn)部門用部分最終品作為投入，通過創(chuàng)新部門所生產(chǎn)的技術將其轉(zhuǎn)化為最終生產(chǎn)部門所需的中間商品，由在[0,A]上無限個生產(chǎn)商組成，其所使用創(chuàng)新部門的技術假設存續(xù)無限期.由于其生產(chǎn)商品的特殊和多樣性，將其設定為由一系列壟斷廠商組成.他們購買創(chuàng)新部門的技術用最小的代價將一單位最終品z(i)轉(zhuǎn)化為一單位中間產(chǎn)品x(i).為簡便，假設中間品生產(chǎn)部門可以無成本的將中間品和最終品投入相互轉(zhuǎn)化，并且無折舊，即x(i)=z(i).每一個中間品生產(chǎn)商選擇生產(chǎn)數(shù)量使自己的利潤最大化maxxp(i)x(i)-x(i).由于壟斷者面臨單調(diào)遞減的需求曲線，邊際成本不變的廠商面對需求彈性不變的市場需求，定價由邊際成本加成決定，從而p(i)=1/α.由于技術和需求對于所有中間品生產(chǎn)商來說都是相同的，根據(jù)對稱性，x(i)=x，p(i)=p，所有中間品投入為Ax=αηY，每個中間品生產(chǎn)商的利潤為

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可得

(12)

將式(12)代入式(6)可得最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門的生產(chǎn)函數(shù)

Y1-η=(αη)ηFKβA(1-α)η/α(uYH)1-β-η

(13)

2.4 兩類創(chuàng)新部門

從兩類創(chuàng)新的分類來看，基礎類創(chuàng)新作為應用類創(chuàng)新的基礎，必然會對應用類創(chuàng)新存在影響，但是隨著技術邊界不斷拓展，應用類創(chuàng)新在不斷應用實踐的過程中觸及新興領域，反過來會刺激和催生前沿理論的發(fā)展，形成對基礎類創(chuàng)新的反饋效應，即兩類創(chuàng)新之間不是單向的影響路徑，而是具有反饋效應的復雜傳導途徑.由此可見，應用類創(chuàng)新同時以基礎類創(chuàng)新和自身發(fā)展現(xiàn)狀為基礎，基礎類創(chuàng)新不僅在自身存量的基礎上擴展，而且也可能會由應用類創(chuàng)新催生出新的研究方向，擴展創(chuàng)新的邊界.這一現(xiàn)象不僅具有一般性的特征和意義，而且就中國而言，更符合中國在投資驅(qū)動階段中以消化吸收為主的創(chuàng)新模式，即通過新技術的引進可能會催生和引發(fā)新的基礎類創(chuàng)新方向.因此，在設定兩類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)時會充分考慮這一特性所帶來的差異.

(14)

式中φA為自身的產(chǎn)出彈性；υA為基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新的反饋效應；γA為應用類創(chuàng)新勞動彈性；δ為相應的生產(chǎn)率參數(shù)，δ>0.

基礎類創(chuàng)新在現(xiàn)有科學研究的基礎上進行擴展和深化，但同時也可能會由于應用類創(chuàng)新中前沿技術的應用衍化出新的方向，擴展創(chuàng)新的邊界，由此可見，基礎類創(chuàng)新的生產(chǎn)與應用類創(chuàng)新存在差別.在我國以消化吸收為主的創(chuàng)新模式逐漸向自主創(chuàng)新為主轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實情況下，應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的邊界擴展作用與基礎類創(chuàng)新自身的積累推進作用既可能同時存在，也可能只有基礎類創(chuàng)新自身發(fā)揮作用，這取決于兩類創(chuàng)新之間反饋效應狀態(tài)的變化.因此，考慮到兩類創(chuàng)新相互間的反饋效應在形式上存在著差異，同時又便于模型簡化分析，此處將基礎類創(chuàng)新函數(shù)設定為

(15)

式中υF為應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應；φF和γF與式(14)中定義相同.

式(15)表明，隨著兩類創(chuàng)新存量在基礎類創(chuàng)新函數(shù)中密集度(φ1，φ2)的變化，兩類創(chuàng)新存量在基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)中的作用呈現(xiàn)差異，也就使兩類創(chuàng)新之間的反饋效應呈現(xiàn)出前文所闡述的現(xiàn)實狀態(tài).從中可以看出，基礎類創(chuàng)新的擴張不僅可以在自身的肩膀上，同時也可以由應用類創(chuàng)新應運而生，兩類創(chuàng)新活動在基礎類創(chuàng)新過程中存在互補關系.在經(jīng)濟體中應對其優(yōu)化，可以保證經(jīng)濟實現(xiàn)最優(yōu)增長路徑.假設兩類創(chuàng)新部門的勞動可以自由流動，應用類創(chuàng)新的利潤函數(shù)為

(16)

式中v為應用類創(chuàng)新的價格，大小等于中間品生產(chǎn)部門的利潤折現(xiàn)值

(17)

式(17)表明應用類創(chuàng)新部門向中間品生產(chǎn)部門出售應用類創(chuàng)新所設定的價格等于中間品生產(chǎn)部門未來所有的壟斷利潤之和的現(xiàn)值，使得中間品生產(chǎn)部門是否生產(chǎn)均具有零利潤.將式(17)對時間t求導，可得

即

(18)

進一步根據(jù)應用類創(chuàng)新的利潤函數(shù)，對式(16)求得一階條件為

(19)

由于基礎類創(chuàng)新具有基礎服務性功能，類似于高校和研究所等科研機構，假設相應產(chǎn)出作為社會知識存量不能直接在市場中取得收益，政府財政支持是其經(jīng)費來源的主要途徑，為了簡化分析，假設政府部門收入來源于稅收τ，并用于對基礎類創(chuàng)新活動的支持，可表示為

τ=wuFH

(20)

3 模型求解以及穩(wěn)態(tài)性質(zhì)分析

根據(jù)預算約束式(2)，結(jié)合式(11)、式(16)以及式(20)，可得出

(21)

進一步結(jié)合式(8)和式(9)，可得

(22)

(23)

(24)

gΔ=κ(1-Δ)(gA-gF)

對最終產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)式(13)、利率表達式(8)、工資表達式(9)、式(19)和式(20)，分別取對數(shù)后對時間求導，可求出

(25)

(26)

gw=gY-guY-gH

=υAgF+φAgA+(γA-1)(guA+gH)+

=gT-guF-gH

(27)

由式(11)、式(19)以及式(9)可知

(28)

結(jié)合式(5)，式(22)～式(24)，式(26)～式(28)可以求出相關變量增長率，可知經(jīng)濟系統(tǒng)由K，H，A，F(xiàn)，C，uY，uA，uF變量驅(qū)動.在平衡增長路徑上，均衡數(shù)量序列{C,K,H,A,F,uY,uA,uF}以及均衡價格{pY=1,p(i),r,w,v,i∈[0,A]}滿足以下條件：

1)效用和利潤最大化

a.消費者效用最大化.給定一系列價格，消費序列C使得消費者在預算約束下實現(xiàn)效用最大化.

b.最終產(chǎn)品部門利潤最大化.給定一系列價格，最終產(chǎn)品生產(chǎn)商選擇{uY,K,x(i),i∈[0,A]}使之實現(xiàn)利潤最大化.

c.中間品生產(chǎn)部門利潤最大化.給定最終產(chǎn)品部門對中間品的需求曲線，中間品生產(chǎn)部門決策{p(i),x(i),i∈[0,A]}使之實現(xiàn)利潤最大化.

d.創(chuàng)新部門利潤最大化.給定工資，創(chuàng)新部門投入相應的勞動使之實現(xiàn)利潤最大化.

2)市場出清

a.勞動市場. 最終產(chǎn)品部門、各創(chuàng)新部門以及勞動力再生產(chǎn)所需的勞動總和為勞動力的累積數(shù)量，即(uY+uA+uF+uH)H=H.

c. 創(chuàng)新市場.給定利率，應用類創(chuàng)新產(chǎn)出的價格等于中間品生產(chǎn)部門未來各期的利潤流的折現(xiàn)和.

性質(zhì)1由上述動態(tài)經(jīng)濟過程驅(qū)動的相關變量在平衡增長路徑(BGP)上是恒定的.

根據(jù)θ、?、q、χ在BGP上為常量以及gY=gC=gK且guY=guA=guF=0，可求出所有變量處于平衡增長路徑時的增長率，以及每個部門所用的勞動比例，具體為

(29)

(30)

(31)

(32)

(33)

[(1-φA)(υFΔ+1-υF-φF)-υAΔ]

(34)

式中

M=(σ-1)γAυF[α+η(1-α)]Δ+ασ(1-β-η)(1-φA-υA)υFΔ+(σ-1)γF[α(1-φA)+

由于Δ是兩類創(chuàng)新存量的函數(shù)，隨著Δ大小的不同以及兩類創(chuàng)新增速處于不同的狀態(tài)，兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用也不盡相同.由于gΔ=0可知,必有gA=gF或κ=0或Δ=1成立，因此將3種情形下Δ的取值代入式(32)后，可以得到以下推論.

推論1.1當滿足gA=gF時，則有γA(1-υF-φF)=γF(1-υA-φA)成立，此時Δ可由三次方程確定唯一解(1)從式(23)和式(24)相等可以得出gF，聯(lián)立式(29)后為三元一次方程，則必有實根.由于實現(xiàn)經(jīng)濟增長率最大的為最優(yōu)解，因此必有唯一解.，并且基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)是關于兩類創(chuàng)新的CES生產(chǎn)函數(shù).此時經(jīng)濟產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率為

式中

M=(σ-1)γAυF[α+η(1-α)]Δ+ασ(1-β-η)(1-φA-υA)υFΔ*+(σ-1)γF[α+η(1-α)]×

(1-φA)+ασ(1-β-η)(1-φA)(1-υF-φF)

推論1.2.1在Δ=1成立條件下，此時經(jīng)濟產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率為

式中

M=(σ-1)α[γAυF+γF(1-φF)]+η(1-α)(σ-1)[γA(1-φF)+γFυA]+ασ(1-β-η)×

[(1-φA)(1-φF)-υAυF]

推論1.2.2在κ=0成立條件下，可得Δ=φ1/(φ1+φ2)，則經(jīng)濟產(chǎn)出穩(wěn)態(tài)增長率為

式中

M=(σ-1)γA[α+η(1-α)]υFΔ+ασ(1-β-η)(1-φA-υA)υFΔ+(σ-1)γF[α(1-φA)+

η(1-α)υA]+[η(1-α)(σ-1)γA+ασ(1-β-η)(1-φA)](1-υF-φF)

性質(zhì)2應用類創(chuàng)新(基礎類創(chuàng)新)參數(shù)系統(tǒng)υA、φA、γA(υF、φF、γF)中每一參數(shù)各自對產(chǎn)出增長率的影響具有條件依附性和非恒常性走勢，即每一參數(shù)對產(chǎn)出增長率的影響特征具有條件約束，在不同的約束條件下具有不同的函數(shù)特征和圖形走勢；在同一條件下，不同參數(shù)對產(chǎn)出增長的影響存在差異性.具體結(jié)論如表1所示.

經(jīng)濟增長率在基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)處于不同情形時具有條件依附性和非恒常性走勢.當兩類創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬遞增時，隨著兩類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)逐漸增加使經(jīng)濟增長率趨于無窮，在此不作討論.當兩類創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬遞減或不變的特性時，即滿足υA+φA+γA≤1且υF+φF+γF≤1條件下：1)當υF>0時(見表1中I,a和II,a)，隨著兩類創(chuàng)新存量在各自生產(chǎn)函數(shù)中的彈性φA和φF的增加，其對經(jīng)濟增長的作用越來越大；隨著兩類創(chuàng)新勞動彈性γA、γF的增加，其對增長率的增長作用越來越?。欢鴥深悇?chuàng)新相互間的反饋效應(υA，υF)對增長率的影響形態(tài)則取決于其與γA和γF的關系：若同時滿足υF>(σ-1)γFη(1-α)/[ασ(1-β-η)]，υA>(σ-1)γAα時，隨著υA，υF的增加，其對經(jīng)濟增長的作用越來越大，即當一類創(chuàng)新對另一類創(chuàng)新的反饋效應大于另一類創(chuàng)新勞動彈性的一定比例時，隨其增大，其對經(jīng)濟增長率的作用呈現(xiàn)爆炸式效果.2)當υF<0時，(見表1中I,b和II,b)，隨著基礎類創(chuàng)新函數(shù)參數(shù)(υF、φF、γF)的增加，其對經(jīng)濟增長率有正向作用；隨著應用類創(chuàng)新函數(shù)參數(shù)(υA、φA、γA)的變化，其對經(jīng)濟增長率作用的正負效果隨著υF(擠出程度)大小而定(例如在Δ=1的情形下，當滿足υF<-η(1-α)(1-φF)/α時，則υA、φA、γA逐漸增大,對經(jīng)濟增長率有負向作用).

從生產(chǎn)函數(shù)性質(zhì)來看，1)當υF>0，從表1中I,a和II,a可知，當Δ=φ1/(φ1+φ2)時所確定的經(jīng)濟增長率高于Δ=1時所確定的經(jīng)濟增長率；2)當υF<0時，從表中I,b和II,b可知，Δ=φ1/(φ1+φ2)情形下所決定的經(jīng)濟增長率隨著υF的增大而實現(xiàn)逐漸趨同于Δ=1的情形，并于υF=0處兩者相等，即在υF由負變正的過程中，Δ=φ1/(φ1+φ2)時所確定基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)中關于F的彈性由低水平向高水平轉(zhuǎn)變.因此，應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應υF在擠出到擠入變化的過程中，兩類創(chuàng)新存量結(jié)構對經(jīng)濟增長的作用存在條件性轉(zhuǎn)換，并且應用類創(chuàng)新函數(shù)參數(shù)對經(jīng)濟增長率的作用也存在條件依附性和非恒常性走勢，形成了不同的最優(yōu)經(jīng)濟增長模式.

當兩類創(chuàng)新增長率相等時(即gA=gF，表1中III)，不能單獨看某一參數(shù)的變化，這是由于在參數(shù)變化過程中，需要維持γA(1-υF-φF)=γF(1-υA-φA)等式恒成立，因此，經(jīng)濟增長率隨參數(shù)變化的過程是以關于其中任意兩個參數(shù)的三維圖所呈現(xiàn).若兩類創(chuàng)新中的參數(shù)同時增大，則可使得經(jīng)濟增長率提高，其中勞動彈性(γA、γF)的增加對gY提升的貢獻越來越小，而兩類創(chuàng)新的產(chǎn)出彈性(φA，φF)和反饋效應(υA，υF)的增加對gY提升的貢獻則越來越大.

性質(zhì)3在創(chuàng)新結(jié)構上，兩類創(chuàng)新增長率的關系為

若Δ=φ1/(φ1+φ2)，則有

[γAφ1(1-φF)+γAφ2(1-φF-υF)+

γFυA(φ1+φ2)]gF

若Δ=1，則有

推論3.2在滿足Δ=φ1/(φ1+φ2)，γA(1-φF-υF)>γF(1-φA-υA)條件下，則有gA>gF(見表2).隨著兩類創(chuàng)新存量在基礎類創(chuàng)新函數(shù)中的密集度φ1、φ2不同，兩類創(chuàng)新的增長率關系gA/gF隨著基礎類創(chuàng)新密集度φ2的降低或者應用類創(chuàng)新密集度φ1的增加而降低.因此在應用類創(chuàng)新增長率gA相對更大時，若要進一步提高gA，則應提高基礎類創(chuàng)新密集度φ2；若要進一步提高gF，則應提高應用類創(chuàng)新密集度φ1.

推論3.3在滿足Δ=φ1/(φ1+φ2)，γA(1-φF-υF)<γF(1-φA-υA)條件下，則有gA

表2 推論3.2和推論3.3Table 2 Corollary 3.2 and corollary 3.3

4 實證分析

應用類創(chuàng)新主要包含試驗發(fā)展活動，活動主體是企業(yè)[6]，相應主要產(chǎn)出是以專利為代表[32].這一特征首先主要表現(xiàn)在創(chuàng)新投入上，在樣本期間內(nèi)，企業(yè)用于應用類創(chuàng)新支出的比重約95%，占社會的應用類創(chuàng)新支出的比重為88%，其次表現(xiàn)在創(chuàng)新產(chǎn)出上，企業(yè)專利申請占社會專利申請總量的90%.因此，應用類創(chuàng)新產(chǎn)出選用專利申請量作為代理變量，相關創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)用企業(yè)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)作為代理變量.

基礎類創(chuàng)新包含基礎研究和應用研究活動，主要由高校和科研機構承擔[3-6,17]，從樣本期間內(nèi)的事實數(shù)據(jù)來說，高校和科研機構的基礎類創(chuàng)新經(jīng)費支出占全社會基礎類創(chuàng)新經(jīng)費的比例約為77.4%，但是高校和科研機構的科研經(jīng)費支出僅占社會經(jīng)費支出的27.9%，可見高校和科研機構的全部科研經(jīng)費在社會中的占比偏低，但卻占全社會基礎類創(chuàng)新經(jīng)費的絕大部分，因此，高校和科研機構作為社會基礎類創(chuàng)新的主體是合理的.另外，從研發(fā)活動的定義、內(nèi)涵，以及許合先[33]、陳凱華等[34]等一系列文獻均表明科技論文數(shù)量可以代表我國基礎研究水平，從樣本期間內(nèi)的事實數(shù)據(jù)來說，在成果方面高校和科研機構的專利申請數(shù)量僅占社會專利申請數(shù)量的10%左右，而國外主要檢索工具收錄我國發(fā)表的科技論文數(shù)量約81.98%來源于高校和科研機構，因此，基礎類創(chuàng)新產(chǎn)出選用國外主要檢索工具收錄我國發(fā)表的科技論文數(shù)量作為代理變量，相關創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)用高校和科研機構創(chuàng)新投入之和作為代理變量.

以中國大陸30個省市自治區(qū)(不包含西藏自治區(qū),因其大部分數(shù)據(jù)缺失)的面板數(shù)據(jù)作為對象來進行實證檢驗，樣本區(qū)間為2000年～2018年，數(shù)據(jù)來源于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國科技統(tǒng)計年鑒》.兩類創(chuàng)新存量采用嚴成樑等[35]的方式計算而得，通過永續(xù)盤存法

Ait+1=(1-d)Ait+Pit

式中Pit為第i個省份第t年創(chuàng)新產(chǎn)出增量，表示創(chuàng)新流量；d為創(chuàng)新存量的折舊率.

參考國內(nèi)外大多數(shù)研究的設定，將折舊率分別取值為0%、5%、10%和15%，估算出相關創(chuàng)新存量.由于相關結(jié)果差異不大，篇幅有限，此處只列出15%的結(jié)果.

4.1 應用類創(chuàng)新形成機制的實證模型設定

根據(jù)應用類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)的設定(式(14))，考慮其中所包含的要素，作為應用類創(chuàng)新產(chǎn)出回歸模型構建的基礎.在空間上創(chuàng)新呈現(xiàn)創(chuàng)新集群或者正向的溢出效應[36]，在此對省級面板數(shù)據(jù)的空間特征進行控制，進一步驗證創(chuàng)新的空間影響關系，由此將應用類創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸模型設為

XiAtβA+di+uiAt,t=1,…,T

(35)

4.2 基礎類創(chuàng)新形成機制的實證模型設定

基礎類創(chuàng)新產(chǎn)出的變化不僅受到該類創(chuàng)新存量的影響，而且應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新具有反饋效應.根據(jù)式(15)中所表達的關系，基礎類創(chuàng)新不僅來源于現(xiàn)有的知識體系，而且新技術等應用類創(chuàng)新也可能會使得基礎類創(chuàng)新有持續(xù)的發(fā)展，對基礎類創(chuàng)新具有反饋效應.參考式(15)中所包含的要素，并與應用類創(chuàng)新類似，考慮了創(chuàng)新的空間溢出效應，將基礎類創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸模型設為④

XiFtβF+di+uiFt,t=1,…,T

(36)

4.3 兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長網(wǎng)絡化傳導機制的實

證模型設定

現(xiàn)有大量研究表明省際經(jīng)濟增長存在空間溢出效應[38]，根據(jù)前文可知，理論上應用類創(chuàng)新直接對經(jīng)濟增長有影響，而且基礎類創(chuàng)新也可能對經(jīng)濟增長具有直接影響.根據(jù)式(13)，此處設定經(jīng)濟增長的回歸模型時除了考慮將應用類創(chuàng)新作為解釋變量外，還引入基礎類創(chuàng)新作為解釋變量，建立回歸模型

lnYit=χ1WlnYit+XiYtβY+ζlnAit-1+

(37)

式中Yit為以2000年為基期的人均GDP值；控制變量XiYt為解釋經(jīng)濟增長的其他解釋變量，包括：資本存量(lnKit)，人力資本(lnHit)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重)，政府支出規(guī)模(govexp_gdpit，用政府支出與GDP之比表示)和開放性水平(maoyi_gdpit，用進出口總額與GDP之比表示).資本存量采用張軍等[39]的方法進行核算，并采用以2000年為基期的人均對數(shù)值表示；人力資本采用嚴成樑和龔六堂[3]的方法，通過6歲及以上人口的平均受教育年限來衡量經(jīng)濟中的人力資本水平.教育程度包括小學、初中、高中、大專及以上，不同教育程度對應的教育年限也不同，其中小學為6年，初中為9年，高中為12年，大專及以上為16年.用各類受教育人口占總?cè)丝诘谋壤艘愿黝惤逃龑慕逃晗抻嬎闫骄芙逃晗?，取對?shù)值后作為人力資本的代理變量.兩類創(chuàng)新存量的人均對數(shù)值，采用永續(xù)盤存法進行計算.uiYt是回歸模型的隨機誤差項.

W為經(jīng)標準化處理后的30×30階空間矩陣.為了從多方面體現(xiàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，從自然和經(jīng)濟兩個角度基于多種情況選擇5種空間矩陣進行分析，分別按照空間位置是否鄰接(W1)、地理距離(W2)、經(jīng)濟距離(W3)、經(jīng)濟距離兼區(qū)位因素(W4)、經(jīng)濟距離兼板塊因素(W5)進行設定.空間鄰接矩陣W1表明當?shù)趇和第j個省自然位置相鄰，矩陣中wij=wji=1；地理距離矩陣W2基于省會城市實際地理距離構建；經(jīng)濟距離矩陣W3中wij=(1+2|Lnpgdpi-Lnpgdpj|)-1，其中Lnpgdpi表示第i省人均GDP在樣本時間區(qū)間中平均值的對數(shù)值；經(jīng)濟距離兼區(qū)位因素矩陣W4在經(jīng)濟距離空間矩陣W3的基礎上加入了區(qū)位因素，區(qū)位的劃分為：東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆；東北包括遼寧、吉林和黑龍江，如果兩地所屬區(qū)位相同，則按W3的方法取經(jīng)濟距離作為矩陣元素，否則取0；經(jīng)濟距離兼板塊因素矩陣W5是在W3的基礎上加入了板塊因素，板塊的劃分為：華北地區(qū)包括河北、山西、內(nèi)蒙古、北京、天津；東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江；華東地區(qū)包括山東、江蘇、安徽、浙江、福建、江西、上海；華中地區(qū)包括河南、湖北、湖南；華南地區(qū)包括廣東、廣西、海南；西南地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南；西北地區(qū)包括陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，如果兩地所屬板塊相同，則按W3取經(jīng)濟距離作為空間矩陣元素，否則取0.

4.4 回歸結(jié)果

就空間關系來說，考慮到兩類創(chuàng)新增量和經(jīng)濟增長均存在空間效應，而且兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)網(wǎng)絡化傳導機制，因此3者的誤差項可能具有相互影響并造成參數(shù)估計無效的問題，為此，建立空間面板SUR模型.另外，為了進一步考慮方程系統(tǒng)之間的相關性以及避免信息遺漏，并且更為準確合理地刻畫兩類創(chuàng)新之間的演變機制及其對經(jīng)濟增長的網(wǎng)絡化關聯(lián)效應，還在三個方程的誤差項中考慮空間相關性，以便于對于方程系統(tǒng)中可能存在的外生的空間效應進行更為充分的設定和捕捉，即針對上述模型系統(tǒng)的誤差項進一步設定空間形式：uimt=ΛWuimt+εit,m=A,F,Y.參考現(xiàn)有文獻[40]，對該模型系統(tǒng)進行3SLS估計.同時為了避免控制變量的內(nèi)生性，模型設定中的控制變量采用其滯后1期形式.估計過程中，針對內(nèi)生的空間滯后項采用的工具變量為外生變量的空間滯后項.回歸結(jié)果如表3所示.

表3 兩類創(chuàng)新演變機制及其對經(jīng)濟增長網(wǎng)絡化傳導機制的回歸結(jié)果Table 3 Regression results of evolution mechanisms of two types of innovation and the network transmission mechanism among two types of innovation and economic growth

續(xù)表3Table 3 Continues

對于應用類創(chuàng)新形成機制的回歸結(jié)果而言，其存量對下一期具有顯著的正向影響，而且在5種空間權重設定下其產(chǎn)出彈性φA在90%以上，表明了應用類創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量呈現(xiàn)明顯的動態(tài)慣性特征，應用類創(chuàng)新的產(chǎn)出量顯著依賴于上1期存量；基礎類創(chuàng)新對于應用類創(chuàng)新的反饋效應為正且顯著，在5種空間權重設定下均顯示其影響彈性υA為3%左右.不同空間矩陣下，各省第二產(chǎn)業(yè)比重在方程中對應用類創(chuàng)新產(chǎn)出的影響為正，但第三產(chǎn)業(yè)比重在5種矩陣下對應用類創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不顯著，其原因可能主要在于應用類創(chuàng)新活動大部分集中于工業(yè)企業(yè)，因此，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對其有不可忽視的影響.

圖2 反饋效應Fig.2 Feedback effect

從時間變化的角度來看，各省反饋效應的變化大體呈現(xiàn)4種類型：逐年遞增型、逐年遞減型、正“V”型和倒“V”型.具體來說，遼寧、海南和新疆的反饋效應呈現(xiàn)逐年增加的趨勢，天津、上海、江蘇和湖北呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢，北京、吉林、陜西和甘肅呈現(xiàn)下降后上升的正“V”型變化過程，其余大多省份表現(xiàn)出先上升后下降的倒“V”型變化，且大多在2010年左右達到最大值.圖3(a)-圖3(d)4個圖中針對上述4種情形選取了代表性省份進行繪制，可以看出各省的反饋效應既存在共性，又有呈現(xiàn)差異化的變化趨勢.這一特征是由兩類創(chuàng)新在不同情形下的內(nèi)在演化機制決定的.控制變量中，各省基礎類創(chuàng)新經(jīng)費投入(lprdex_brit)和勞動投入(lprdl_brit)對其產(chǎn)出具有正向作用，而政府對基礎類創(chuàng)新的支持程度(govf_brit)對基礎類創(chuàng)新產(chǎn)出有負向作用，但在不同的矩陣下顯著性存在一定差異，這一結(jié)果與馮宗憲等[38]有類似的結(jié)論，現(xiàn)實中政府干預程度過高在一定程度上可能會導致創(chuàng)新呈現(xiàn)滯后性、片面性、失誤率高和由于尋租被扭曲等特點和現(xiàn)象，因此，在基礎類創(chuàng)新生產(chǎn)中引入市場機制，并充分發(fā)揮企業(yè)和市場的作用十分有必要.

(a)逐年遞增型(代表省份： 海南)(a) Incremental year by year (for province: Hainan)

(b)逐年遞減型(代表省份： 上海)(b) Decreasing year by year type (for province: Shanghai)

(c)正“V”型(代表省份： 甘肅)(c) Is a “V” type (for province: Gansu)

(d)倒“V”型(代表省份： 河北)(d) Inverted “V” type (for province: Hebei)圖3 四種類型的反饋效應Fig.3 There are four types of feedback effect

對于兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長網(wǎng)絡化傳導機制的回歸結(jié)果而言，在5種空間矩陣下，兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長均有促進作用，應用類創(chuàng)新存量對經(jīng)濟增長有直接的促進作用，而基礎類創(chuàng)新存量對經(jīng)濟增長的作用在5種空間矩陣下均為正且顯著，這說明基礎類創(chuàng)新不僅可以通過影響應用類創(chuàng)新進而影響產(chǎn)出，其本身對經(jīng)濟增長也有直接的促進作用，由此找到了基礎類創(chuàng)新直接影響產(chǎn)出的實證證據(jù).同時，在經(jīng)濟學的政策分析內(nèi)涵上，實證計量結(jié)果顯示，5種空間矩陣下，應用類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的彈性范圍在3.08%到6.04%之間，數(shù)值相對接近.基礎類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的彈性范圍在4.82%到7.73%.從中可知，雖然基礎類創(chuàng)新在現(xiàn)實和理論上推進和發(fā)展較應用類創(chuàng)新緩慢，但是它對經(jīng)濟增長的作用比應用類創(chuàng)新更強，在考慮發(fā)展兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長協(xié)同的相關政策時應充分關注、挖掘和利用基礎類創(chuàng)新的作用.

5 結(jié)束語

本文創(chuàng)新性地從中國兩類創(chuàng)新的反饋效應和網(wǎng)絡化傳導機制的視角研究了兩類創(chuàng)新及其與經(jīng)濟增長的協(xié)同演化機理，克服了已有文獻僅考慮基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新的單向作用，進而影響經(jīng)濟增長的簡單直線途徑的顯著不足.通過標準的數(shù)理經(jīng)濟學刻畫和推導，系統(tǒng)分析了兩類創(chuàng)新及其與經(jīng)濟增長的協(xié)同演化機理，在此基礎上，進一步對中國兩類創(chuàng)新的反饋效應及其與經(jīng)濟增長的網(wǎng)絡化傳導機制進行了翔實的實證分析和檢驗，主要結(jié)論如下.

1)理論分析表明，應用類創(chuàng)新(或者基礎類創(chuàng)新)參數(shù)系統(tǒng)中每一參數(shù)各自對產(chǎn)出增長率的影響具有條件依附性和非恒常性走勢.隨著應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應處于不同的狀態(tài)，經(jīng)濟增長會呈現(xiàn)差異.若處于擠入狀態(tài)，提高基礎類創(chuàng)新存量，使兩類創(chuàng)新存量協(xié)同發(fā)展更有利于經(jīng)濟增長；反之，應偏重于應用類創(chuàng)新存量的積累.為了實現(xiàn)兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的持續(xù)性作用，應加強兩類創(chuàng)新生產(chǎn)中各生產(chǎn)要素的利用能力(彈性)，尤其是要增強在新技術上的進一步創(chuàng)新研發(fā)，以實現(xiàn)應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應具有正向作用，并保證兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長正向刺激的協(xié)同作用.

2)在反饋效應和網(wǎng)絡化傳導機制下，創(chuàng)新結(jié)構具有確定的穩(wěn)態(tài)構成.相關結(jié)構中，當兩類創(chuàng)新增長率不同時，二者之比由兩類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)唯一確定，某類創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)中任何一個參數(shù)的增大都會提高該類創(chuàng)新相對于另一類創(chuàng)新增長率的比值，但在不同的情形下，實現(xiàn)兩類創(chuàng)新相對增長率的改變在措施方式上存在著差異.當應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應有正向擠入作用時，提升相應創(chuàng)新生產(chǎn)中各生產(chǎn)要素的利用能力(彈性)有利于提高其增長率；但當應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新呈現(xiàn)較大的負向擠出作用時，基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新作用的增大反而會阻礙應用類創(chuàng)新增長率的提高.

3)實證檢驗表明，中國基礎類創(chuàng)新和應用類創(chuàng)新相互影響，存在著反饋效應.基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新的彈性影響系數(shù)大小約在3%左右，由此驗證了基礎類創(chuàng)新影響應用類創(chuàng)新的傳統(tǒng)性認識.本文進一步拓展了上述認識，發(fā)現(xiàn)應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新也具有十分重要的非線性反饋效應，在我國不同省份不同時點的樣本中，既有應用類創(chuàng)新擠入了基礎類創(chuàng)新，又有應用類創(chuàng)新擠出了基礎類創(chuàng)新，且當兩類創(chuàng)新結(jié)構處于平衡發(fā)展的狀態(tài)時，擠入效應明顯.從時間的角度來看，在2000年～2018年期間，總體上各省的反饋效應雖有共性，但也呈現(xiàn)差異化特征.從兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的影響機制來說，兩類創(chuàng)新對經(jīng)濟增長同時具有十分顯著的重要作用，基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新都會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的直接作用，而非傳統(tǒng)所認為的簡單的單向直線型傳導途徑，三者之間呈現(xiàn)出具有反饋效應的網(wǎng)絡化傳導機制.另外，兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長在各省之間也呈現(xiàn)出顯著的空間溢出效應.

以上結(jié)論具有重要的現(xiàn)實意義和政策啟示價值.

1)兩類創(chuàng)新之間在理論和實證結(jié)果上均顯示了具有反饋效應的雙向傳導路徑.這表明，在我國科技創(chuàng)新政策方面，不僅要強調(diào)基礎類創(chuàng)新對應用類創(chuàng)新的基礎和引領作用，同時也應該關注應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋效應，并由此催生和造就可能的新興基礎類創(chuàng)新方向與分支.因此，在科技創(chuàng)新政策方面，要充分考慮反饋機制，同時結(jié)合實證證據(jù)，根據(jù)各省的差異化特征，合理設計和規(guī)劃基礎類創(chuàng)新與應用類創(chuàng)新的創(chuàng)新結(jié)構及其構成比例，做好系統(tǒng)匹配，使兩類創(chuàng)新的結(jié)構處于平衡發(fā)展的狀態(tài)，促使它們形成良性發(fā)展、相互促進、不斷優(yōu)化的動態(tài)演化格局，從而更好地促進我國科技創(chuàng)新能力提升.在具體政策設計上，需要關注：a)對于作為基礎類創(chuàng)新主體的高校和科研機構與作為應用類創(chuàng)新主體的企業(yè)，需要著重對他們之間的協(xié)同性進行強化，充分鼓勵校企創(chuàng)新合作，搭建合作平臺，推動學校、科研機構等基礎類創(chuàng)新成果應用于企業(yè)等應用類創(chuàng)新活動中，提升應用類創(chuàng)新的增長速度和質(zhì)量.b)鼓勵現(xiàn)有先進的應用類創(chuàng)新成果在高校和科研機構中的進一步研發(fā)，實現(xiàn)質(zhì)量升級或者是新技術方向的突破，達到強化應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新正向反饋效應的目的.基礎類創(chuàng)新不應僅由政府承擔，而應努力構建有效的、保障多層次、多渠道的研發(fā)經(jīng)費供給機制，實現(xiàn)政府投入、企業(yè)投入、銀行貸款、社會集資等多元化多渠道配合.c)高?？蒲袡C構等基礎類創(chuàng)新主體承擔著創(chuàng)新人才的輸出培育功能，真正加強產(chǎn)學研合作力度，促進兩類創(chuàng)新活動相互間的正向反饋機制.在這樣的前提下，從理論分析可知，提升兩類創(chuàng)新的相關政策才能產(chǎn)生正向的協(xié)同作用.

2)基礎類創(chuàng)新不僅通過影響應用類創(chuàng)新進而影響經(jīng)濟增長，而且基礎類創(chuàng)新在理論和實證上也完全可能直接影響經(jīng)濟增長，即兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間存在相互影響的網(wǎng)絡化傳導機制.這說明我國在深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略過程中，應當清醒認識各類科技創(chuàng)新活動對經(jīng)濟增長的直接和間接綜合作用，充分發(fā)揮它們的協(xié)同演化機理，盡可能形成兩類創(chuàng)新之間相互促進的環(huán)境，優(yōu)化并穩(wěn)定兩類創(chuàng)新的結(jié)構和規(guī)模，從而實現(xiàn)不同創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的協(xié)同共促機能的合理性設計.在政策設計上，需要聚焦于：a)在良性循環(huán)促進的創(chuàng)新環(huán)境中，更要重視基礎類創(chuàng)新的發(fā)展和積累，促使經(jīng)濟增長達到更優(yōu)水平.在此過程中，高校、科研機構等部門在基礎類創(chuàng)新中作為執(zhí)行主體需要進一步激活活力，如激發(fā)科研人員的積極性和效率、加大基礎類創(chuàng)新的投入力度、增強對現(xiàn)有前沿新興領域創(chuàng)新成果的深化研究等，以實現(xiàn)基礎類創(chuàng)新成果的加速積累和提升.b)政府應通過實施更加有效的財稅創(chuàng)新政策、鼓勵企業(yè)通過產(chǎn)學研合作等，增加企業(yè)對基礎類創(chuàng)新的重視程度和投入力度，進一步實現(xiàn)和完善應用類創(chuàng)新對基礎類創(chuàng)新的反饋支持功能.一方面，要加強應用類創(chuàng)新的增長和發(fā)展，充分發(fā)揮其生產(chǎn)效率提高對于經(jīng)濟增長的正向促進作用，在政策設計上，通過政府補貼、所得稅減免等方式鼓勵企業(yè)加大研發(fā)經(jīng)費投入、降低創(chuàng)新主體進行創(chuàng)新的成本、擴大市場對新產(chǎn)品的需求潛力和降低創(chuàng)新商業(yè)化實現(xiàn)過程的風險等，有效提升應用類創(chuàng)新的效率.另一方面，還要綜合優(yōu)化兩類創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間存在相互影響的網(wǎng)絡化傳導機制政策設計，以便于更好地在減少研發(fā)與經(jīng)濟增長網(wǎng)絡結(jié)構內(nèi)耗、增大各類研發(fā)創(chuàng)新種類促進經(jīng)濟增長輸出流的過程中，不斷系統(tǒng)地接近或達到基礎類創(chuàng)新、應用類創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間的動態(tài)平衡，以此保障我國科技創(chuàng)新政策和經(jīng)濟增長之間的相洽性和有效性，從而最終實現(xiàn)創(chuàng)新引領經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級，并實現(xiàn)我國經(jīng)濟的平穩(wěn)健康增長.

3)我國兩類創(chuàng)新以及經(jīng)濟增長在空間上均有正向的溢出效應.因為正向的溢出效應會減輕創(chuàng)新和經(jīng)濟增長在區(qū)域間的不充分、不平衡問題，所以我國不同省份、區(qū)域、板塊之間的發(fā)展應突破行政區(qū)劃界線，增加創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化與對外擴散的力度和速度，通過完善和優(yōu)化創(chuàng)新資源的配置，形成不同省份、區(qū)域、板塊之間的協(xié)同創(chuàng)新格局.因此，我國在創(chuàng)新的區(qū)域政策設計和完善上：a)應著眼于加強和促進創(chuàng)新活動的跨區(qū)域合作交流，鼓勵跨區(qū)域機構間形成幫扶關系，利用政治和經(jīng)濟激勵導向開拓扶持渠道、支援形式等，加速帶動欠發(fā)達地區(qū)的創(chuàng)新能力，通過發(fā)揮創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的正向協(xié)同的良性機制作用，不斷縮小地區(qū)間的差距，從而有效地實現(xiàn)我國不同區(qū)域的平衡發(fā)展.b)要加強、優(yōu)化和完善人才、信息、知識等創(chuàng)新要素在不同區(qū)域間的自由流動政策設計.不同區(qū)域間的協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展離不開創(chuàng)新要素的自由流動，因此，區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新格局下要重視創(chuàng)新人才在不同區(qū)域間的交流和合作，通過信息和知識的共享平臺實現(xiàn)人才、知識、要素的自由流動，以便于更好地實現(xiàn)創(chuàng)新資源的有效配置.經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)自主創(chuàng)新能力相對較弱，更應創(chuàng)造良好的政策環(huán)境加速實現(xiàn)吸引優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新要素，不斷提升吸收和消化經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)外溢出的創(chuàng)新要素、創(chuàng)新資源和創(chuàng)新產(chǎn)出的能力，從而更好地實現(xiàn)自身創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的良性協(xié)同演化.