腐敗對創(chuàng)新能力差距的影響:來自于中國的證據(jù)

摘要：腐敗對創(chuàng)新究竟產(chǎn)生了怎樣的影響還沒有受到經(jīng)濟(jì)學(xué)界足夠的關(guān)注，但這一問題會影響到整個(gè)國家的區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。利用萬廣華發(fā)展的以回歸為基礎(chǔ)的分解框架，文章考察了1993年～200４年地區(qū)創(chuàng)新能力的現(xiàn)狀，估計(jì)了影響創(chuàng)新能力差距的各個(gè)因素對整個(gè)差距的貢獻(xiàn)率，特別強(qiáng)調(diào)了腐敗的影響。發(fā)現(xiàn)，地區(qū)創(chuàng)新能力差距呈現(xiàn)波動的趨勢，腐敗程度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率顯著為正，并且隨著時(shí)間而加強(qiáng)；地理位置、科研投入、市場化程度對于創(chuàng)新能力差距具有顯著的貢獻(xiàn)，而外商直接投資和開放度的貢獻(xiàn)不明顯。

關(guān)鍵詞：腐?。粍?chuàng)新能力差距；分解；中國

中圖分類號：F112.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

目前的研究已經(jīng)廣泛認(rèn)識到，自20世紀(jì)90年代以來，中國的腐敗程度沒有得到有效的遏制，相反，近年來腐敗狀況卻有所惡化。圖1顯示，用透明國際指數(shù)CPI表示1978-2007年中國腐敗程度呈現(xiàn)的兩個(gè)發(fā)展階段特征，1978-1995年中國CPI指數(shù)由由5.78下降至2.35，這表明在該階段腐敗程度在不斷升高；1996-2007年中國CPI指數(shù)由2.43上升至3.5，這表明在該階段腐敗程度有所下降，但與改革開放初期的腐敗程度相比，還是比較高的。因此，腐敗已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的一個(gè)“毒瘤”，會產(chǎn)生各種不良后果，目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界的研究主要集中在腐敗對經(jīng)濟(jì)增長的影響方面。Shleifer and Vishny(1994)[1]認(rèn)為腐敗導(dǎo)致了更低的經(jīng)濟(jì)增長，因?yàn)檎麄€(gè)國家有才能的人都去從事尋租活動，這是經(jīng)濟(jì)增長緩慢的真正原因。Mauro(1995)[2]第一次采用實(shí)證方法去研究腐敗與投資、腐敗與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。他利用58個(gè)國家的跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，腐敗與投資、經(jīng)濟(jì)增長率之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Mauro (1997)[3]認(rèn)為，腐敗會減少教育和健康上的支出。Tanzi and Davoodi(1997)[4]研究了腐敗對公共財(cái)政的影響，發(fā)現(xiàn)腐敗會增加私人投資的成本。Gupta et . al (1998)[5]認(rèn)為，腐敗會導(dǎo)致貧困、不平等和更低的經(jīng)濟(jì)增長。Wei (1997，2000)[6]-[7]認(rèn)為，腐敗具有稅收的作用，對外商投資具有負(fù)面影響。有偏的稅收體制會降低社會支出、享受教育機(jī)會和衛(wèi)生保健的不公平，這些都會導(dǎo)致不平等和貧困。Mauro(1998)[8]認(rèn)為，腐敗會誘使政府官員在分配公共資源時(shí)往往按照能否獲取賄賂、獲取賄賂的多少這一標(biāo)準(zhǔn)，而不是我們通常所說的社會福利標(biāo)準(zhǔn)。IBRD 在1999年調(diào)查了轉(zhuǎn)軌國家中3000個(gè)企業(yè)，發(fā)現(xiàn)腐敗和反競爭行為是創(chuàng)辦新企業(yè)的最大障礙。賄賂增加了運(yùn)營成本和生產(chǎn)成本，從而導(dǎo)致了企業(yè)低利潤乃至虧損。很少有人關(guān)注腐敗對創(chuàng)新的影響，而這個(gè)問題又是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的核心。創(chuàng)新是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長的動力源泉，Romer等人在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論中已經(jīng)做了詳細(xì)的闡述，目前對于腐敗與經(jīng)濟(jì)增長的研究并沒有深入到問題的內(nèi)部去尋找原因，關(guān)鍵是腐敗對創(chuàng)新究竟產(chǎn)生了怎樣的影響，這也是文章研究的核心問題。如果一個(gè)國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到腐敗的困擾，低下的創(chuàng)新能力會導(dǎo)致整個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長緩慢。腐敗相當(dāng)于是給創(chuàng)新活動增加了一項(xiàng)成本，在沒有腐敗問題的前提下，創(chuàng)新活動的回報(bào)率會很高。每個(gè)人都是理性的經(jīng)濟(jì)人，附加的成本和由于腐敗所產(chǎn)生的創(chuàng)新低回報(bào)率自然會減少創(chuàng)新活動。另外，腐敗為資源提供了一種可替代的使用方式。如果腐敗變得更有利可圖，人們就越容易受到激勵，將資源直接用于腐敗活動而不是創(chuàng)新活動（Dipietro，2001）[9]。

目前關(guān)于腐敗對創(chuàng)新影響的文獻(xiàn)比較少，Glass and Wu(2002)[10]在產(chǎn)品周期模型中檢驗(yàn)了腐敗對外商直接投資和創(chuàng)新的影響，認(rèn)為腐敗有利于吸引外商直接投資并且鼓勵了創(chuàng)新活動。Celikel-Esser(2007)[11]利用2005年跨國截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了歐盟成員國治理對創(chuàng)新的影響，采用的是世界銀行的治理指標(biāo)體系，檢驗(yàn)結(jié)果顯示治理績效提高有利于創(chuàng)新。綜上所述，目前關(guān)于腐敗對創(chuàng)新影響的文獻(xiàn)還存在一些不足，主要體現(xiàn)在實(shí)證研究方面，Glass and Wu(2002) [10]是一篇運(yùn)用理論模型來探討腐敗對創(chuàng)新影響的文獻(xiàn)，缺少一定的實(shí)證檢驗(yàn)支持；Celikel-Esser(2007) [11]的研究采用的是跨國橫截面研究，僅僅能反映某一年的情況，無法從時(shí)間動態(tài)的角度去把握兩者的關(guān)系，另外，在計(jì)量檢驗(yàn)中采用的是簡單的一元回歸，方法上存在較大缺陷?？紤]到上述文獻(xiàn)的不足，我們將采用1993-2004年中國省級面板數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)腐敗對創(chuàng)新的影響效應(yīng)，同時(shí)利用Wan(2002，2004)[12]-[13]發(fā)展的以回歸為基礎(chǔ)的分解方法，估計(jì)腐敗對整個(gè)省際創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率，這在之前關(guān)于中國省級創(chuàng)新能力的研究文獻(xiàn)中是沒有的，這也是文章對中國創(chuàng)新能力研究的一個(gè)主要貢獻(xiàn)。

總的來說，文章從一個(gè)新的角度去研究1993-2004年腐敗對省際創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)。具體來說包括以下幾個(gè)研究問題：1993-2004年中國省際創(chuàng)新能力差距的狀況如何？如何變化？腐敗對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率如何以及貢獻(xiàn)率隨時(shí)間推移如何變化？

文章其余部分結(jié)構(gòu)如下：第二節(jié)分析創(chuàng)新能力決定函數(shù)；第三節(jié)討論創(chuàng)新能力差距分解的結(jié)果；第四節(jié)給出文章的政策含義。

二、解釋地區(qū)創(chuàng)新能力差距

1990年以來，無論是專利申請授權(quán)總量，還是發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利申請授權(quán)數(shù)量均呈快速增長的態(tài)勢（見表1）。1990-2004年，專利申請授權(quán)量由22588項(xiàng)上升至190238項(xiàng)，年均增長率為%；發(fā)明專利申請授權(quán)量由3838項(xiàng)上升至49360項(xiàng)，年均增長率為%；實(shí)用新型專利申請授權(quán)量由16952項(xiàng)上升至70623項(xiàng)，年均增長率為%；外觀設(shè)計(jì)專利申請授權(quán)量由1798項(xiàng)上升至70255項(xiàng)，年均增長率為%。其中增長較快的部分是，其增長速度均超過專利總量的增長速度。這反映了近15年來，中國創(chuàng)新能力有了較大程度的增強(qiáng)。

從全國來看，中國自主創(chuàng)新能力有了大幅度提高，但區(qū)域間創(chuàng)新數(shù)量的差異還是比較大的。以總專利數(shù)量來看，1993年總專利最多的省份是北京，總專利最少的省份是青海，兩者之間的差距是58.06；到了2004年，兩者之間的差距擴(kuò)大到128.64。在對創(chuàng)新能力的度量上，我們沒有采用絕對的專利申請數(shù)量而是選取了相對的每百萬人口擁有的專利申請數(shù)量，原因在于，對于一個(gè)行業(yè)來說，真正反映創(chuàng)新能力的不是專利總量，而是專利的平均量，這與反映一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)是平均收入而不是收入總量是一個(gè)道理。我們采用基尼系數(shù)來表示地區(qū)創(chuàng)新能力差距，圖2描繪了1993-2004年用每百萬人擁有的總專利數(shù)量來衡量的地區(qū)創(chuàng)新能力差距，總的來看，隨著時(shí)間的推移，我國地區(qū)創(chuàng)新能力差距呈現(xiàn)波動趨勢。，那么究竟是哪些因素影響著創(chuàng)新能力差距呢？腐敗在其中的作用又如何呢？

為了得到腐敗與創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，首先必須建立一個(gè)創(chuàng)新能力決定函數(shù)，然后將地區(qū)差距的指標(biāo)計(jì)算方法應(yīng)用于函數(shù)的兩端進(jìn)行分解。在借鑒以前腐敗文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，我們認(rèn)為可以采用每百萬人口中的腐敗案件數(shù)量度量中國分省的腐敗程度（吳一平，2008）[15]。從最簡單的 生產(chǎn)函數(shù)中我們可以發(fā)現(xiàn)，影響產(chǎn)出數(shù)量的主要因素就是投入要素的數(shù)量。那么，影響創(chuàng)新能力的一個(gè)關(guān)鍵要素就是科研投入，包括科技人員和科技經(jīng)費(fèi)。隨著科技投入量的增加，那么創(chuàng)新能力也會逐漸增強(qiáng)。我們分別采用每百萬人口中的科技人員數(shù)量和每百萬人口擁有的科技經(jīng)費(fèi)來表示科研投入，單位分別是人和萬元。改革開放30年來，中國已經(jīng)成為外商直接投資的主要接受國和國際貿(mào)易的主要受益國，它們同樣對中國創(chuàng)新能力產(chǎn)生了一定的影響（Li， Liu and Parker，2001; Chuang and Hsu，2004，Tong and Hu，2003;Hu and Jefferson，2006）[16]-[19]。我們分別采用外商直接投資占GDP的比重和進(jìn)出口貿(mào)易總值與GDP的比值來表示，其中，我們把以美元計(jì)價(jià)的實(shí)際利用外資額乘以當(dāng)年人民幣匯率均價(jià)換算成以人民幣計(jì)價(jià)的實(shí)際利用外商直接投資額，進(jìn)出口貿(mào)易總值也通過人民幣匯率均價(jià)換算成以人民幣計(jì)價(jià)的貿(mào)易額。中國是一個(gè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌國家，市場機(jī)制還不完善，阻礙了資源的合理配置。對于創(chuàng)新活動而言，如果沒有一個(gè)完善的技術(shù)產(chǎn)權(quán)交易市場，專利發(fā)明者的勞動成果就無法轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的財(cái)富收入，這必然會挫傷發(fā)明者的積極性。因此，市場化程度的高低也是影響創(chuàng)新能力的一個(gè)重要因素，我們用其他經(jīng)濟(jì)單位職工占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎臼袌龌潭取?61489;另外，國家實(shí)施的經(jīng)濟(jì)政策和頒發(fā)的法律對創(chuàng)新能力也有影響。國家所實(shí)施的經(jīng)濟(jì)政策和頒布的法律都屬于制度層面，而制度是否完善對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有十分重要的作用。North等新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家對于制度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了一系列卓有成效的研究，政府頒布和實(shí)施的一些政策法規(guī)對于自主創(chuàng)新也產(chǎn)生了不同的影響。就中國而言，最主要的政策法規(guī)就是專利法的頒布實(shí)施和科教興國戰(zhàn)略的實(shí)施。我們用虛擬變量來表示它們，具體來說，開始實(shí)行新的專利法的年份即1993、2001、2003年取1，其他年份取0；#61490;科教興國戰(zhàn)略開始實(shí)施的年份即1998年之后包括1998年取1，其他年份取0。最后，地理位置也會影響創(chuàng)新能力，我們需要引入東部的虛擬變量來控制地理因素和基礎(chǔ)設(shè)施因素。#61491;具體來說，東部地區(qū)取1，其他地區(qū)取0。

我們使用的1993-2004年的省級數(shù)據(jù)來自各年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國檢察年鑒》[20]-[22]和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為了保證數(shù)據(jù)的一致性，重慶和四川的數(shù)據(jù)合并在一起，西藏由于缺乏完整的數(shù)據(jù)而沒有被包含在內(nèi)。因此，文章的研究包含了29個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)。

接下來，我們對文章中所使用的相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，以獲得一手的感性認(rèn)識（見表3）。從各變量的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果來看，被解釋變量LnPatent的標(biāo)準(zhǔn)差為1.1191；在解釋變量中，Lnper，LnExp，Open和LnCorrp的標(biāo)準(zhǔn)差較大，分別為0.7555，1.1331，0.2989和0.3843，；而FDI和Institu的標(biāo)準(zhǔn)差較小，分別為0.0416和0.0151。

在文章中，我們將采用面板數(shù)據(jù)方法進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。具體程序如下：1、我們采用Likelihood Ratio Test檢驗(yàn)是否存在異方差；2、我們采用Wooldridge test檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)； 3、我們采用Hausman test來檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)； 4、我們采用Pesaran’s CD test（FE/RE） 檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否存在橫截面相關(guān)；5、如果面板數(shù)據(jù)存在異方差或自相關(guān)，并且存在橫截面相關(guān)，那么我們將采用Driscoll and Kraay (1998)[23]的方法加以修正；反之，如果不存在橫截面相關(guān)，那么我們將采用Rogers(1993)[24]的方法加以修正。我們在處理計(jì)量模型時(shí)所使用的是Stata9.2軟件。

按照上述處理方法，我們首先對方程Ⅰ-Ⅳ進(jìn)行異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)，LR 檢驗(yàn)的結(jié)果顯示方程都不存在異方差，wooldridge test顯示方程都存在自相關(guān)；接著我們用Hausman test檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷念悇e，結(jié)果顯示方程是隨機(jī)效應(yīng)；最后，那么我們采用隨機(jī)效應(yīng)的Pesaran’s CD test來檢驗(yàn)橫截面之間是否存在相關(guān)性，結(jié)果顯示方程的截面存在很強(qiáng)的相關(guān)性。因此，我們采用Driscoll and Kraay (1998) [23]的方法來處理模型。

在計(jì)量檢驗(yàn)中，我們采用逐步代入解釋變量的方法。在方程Ⅰ中，我們不加入其他任何解釋變量，直接檢驗(yàn)科技人員和科技經(jīng)費(fèi)與創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，LnPer的系數(shù)為-1.6106，并且十分顯著，這表明科技人員并沒有對創(chuàng)新能力的提高發(fā)揮正面作用，原因可能有以下幾個(gè)：（1）中國的科研機(jī)構(gòu)大多是國有性質(zhì)，人浮于事的情況十分嚴(yán)重，導(dǎo)致這些科技人員對創(chuàng)新能力的貢獻(xiàn)很??；（2）中國目前的腐敗狀況比較嚴(yán)重，對于科研機(jī)構(gòu)的影響也是比較大的，與通過創(chuàng)新活動來獲得收益相比，#61489;科技人員可能更愿意通過尋租等手段來獲取收益。LnExp的系數(shù)為0.9708，科技經(jīng)費(fèi)不斷增加對創(chuàng)新能力的提高發(fā)揮了積極作用。并且，在方程Ⅱ-Ⅳ中，這一關(guān)系并沒有發(fā)生任何改變。在方程Ⅱ中，我們引入了外商直接投資、開放度和地理位置這三個(gè)變量，F(xiàn)DI的系數(shù)為-5.6039，這表明外商直接投資并沒有產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)，反而削弱了創(chuàng)新能力。原因可能是多方面的，姚洋和章奇（2001）[25]認(rèn)為，外商直接投資的溢出效應(yīng)更可能來自于外資企業(yè)和國內(nèi)企業(yè)間的人員流動或其他信息流動，技術(shù)更多的是在跨國公司內(nèi)部進(jìn)行，因此外商直接投資對于傳播先進(jìn)技術(shù)的作用不大；潘文卿（2003）[26]發(fā)現(xiàn)外商直接投資的溢出效應(yīng)存在一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門檻，只有當(dāng)某地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過這一門檻時(shí)，外商直接投資的溢出效應(yīng)才是正向的。因此，從目前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況來看，外商直接投資尚未產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)。Open的系數(shù)為-0.5640，說明對外貿(mào)易并沒有成為技術(shù)轉(zhuǎn)移的渠道，沒有對創(chuàng)新能力的提高產(chǎn)生影響。Local的系數(shù)為1.1063，地理位置在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中一直占有重要地位，東部地區(qū)自改革開放以來獲得了國家大量的資金資助以及優(yōu)惠政策的照顧，因此創(chuàng)新能力增強(qiáng)也較快。在方程Ⅲ中，我們引入了三個(gè)制度（政策）變量即市場化程度、專利法和科教興國戰(zhàn)略。結(jié)果顯示，這三個(gè)制度（政策）變量對促進(jìn)創(chuàng)新能力都發(fā)揮了正面作用。在方程Ⅳ中，我們控制其它變量，檢驗(yàn)腐敗對創(chuàng)新能力的影響。LnCorrp的系數(shù)為-0.5063，這表示腐敗程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)新能力會下降0.5063個(gè)百分點(diǎn)，這種負(fù)面影響還是較大的。

三、地區(qū)創(chuàng)新能力差距的分解

基于回歸方程的分解就是將一個(gè)回歸模型與Shorrocks(1999)[27]的Shapley框架結(jié)合起來。其基本思路就是將因變量的不平等程度分解成回歸方程中殘差的貢獻(xiàn)和自變量的貢獻(xiàn)（萬廣華，2006）[28]。由于要分析的是創(chuàng)新能力的差距而不是創(chuàng)新能力的對數(shù)的差距，因此我們需要先求解 。對方程（1）兩邊求指數(shù)，可得：

在使用度量差距指標(biāo)的情況下，即使將常數(shù)項(xiàng)和與時(shí)間趨勢相關(guān)的項(xiàng)從上式中剔除，也不會影響差距的度量及其分解（萬廣華，2006）。殘差對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)由 給出，其中 表示根據(jù)回歸模型估計(jì)結(jié)果得到的創(chuàng)新能力預(yù)測值。那么，我們用來進(jìn)行Shapley分解的方程可以表示為：

接下來，我們以基尼系數(shù)作為指標(biāo)來說明創(chuàng)新能力差距的分解結(jié)果，結(jié)果見表5?？偟膭?chuàng)新能力差距表現(xiàn)出略微的下降趨勢，總的創(chuàng)新能力差距和殘差所引起的創(chuàng)新能力差距之間的差代表創(chuàng)新能力決定函數(shù)中自變量的影響，殘差的影響代表了被排除在外的變量對創(chuàng)新能力差距的影響。因此，我們的模型是比較成功的，表5最后一列顯示，我們最高可以解釋80.68%的總創(chuàng)新能力差距，大多數(shù)年份都在70%以上。

我們使用世界發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究院（UNU-WIDER）開發(fā)的JAVA程序，我們得到表6報(bào)告的分解結(jié)果。表7給出了各個(gè)自變量對總創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)度的排序。很顯然，地理位置總是很重要的，到現(xiàn)在已經(jīng)對整個(gè)創(chuàng)新能力差距構(gòu)成27%的貢獻(xiàn)，成為最大的影響因素。但地理位置對于創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率隨著時(shí)間推移正在逐漸下降，這可能于中國近年來實(shí)施的均等化的經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)，比如西部大開發(fā)戰(zhàn)略等，這在一定程度上會削弱地理因素的貢獻(xiàn)，各地區(qū)出現(xiàn)地理?xiàng)l件的收斂態(tài)勢?？萍冀?jīng)費(fèi)對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率基本上處于第二的位置（2002和2003年處于第三的位置），科技經(jīng)費(fèi)對于創(chuàng)新能力差距構(gòu)成了17%的貢獻(xiàn)，但科技經(jīng)費(fèi)對于創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率隨著時(shí)間推移正在逐漸下降，這反映中國政府越來越重視對不發(fā)達(dá)地區(qū)的科技投入?？萍既藛T是科研投入的另一主要成分，20年代90初期，它排在第五的位置，后來逐漸上升到第二或第三，這反映中國目前科技人才在地區(qū)之間分布嚴(yán)重不均衡，大量的科技人才越來越集中在東部沿海地區(qū)。市場化程度對于創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，已經(jīng)從1993年第三的位置下降到2004年的第七的位置，中國的經(jīng)濟(jì)體制改革從改革之初的沿海地區(qū)逐漸向內(nèi)地?cái)U(kuò)展，縮小了地區(qū)之間市場化程度的差距，市場化程度對創(chuàng)新能力差距僅貢獻(xiàn)了0.84%。全球化的兩個(gè)指標(biāo)開放度和外商直接投資對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率基本處于第六和第七的位置，是最不重要的兩個(gè)因素，這表明它們并沒有顯著增強(qiáng)東部沿海地區(qū)的創(chuàng)新能力；但同時(shí)我們也發(fā)現(xiàn)，外商直接投資和開放度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，這說明它們對中國科技創(chuàng)新的外溢效應(yīng)正在慢慢形成。腐敗程度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)基本處于第四或第五的位置，到現(xiàn)在已經(jīng)對創(chuàng)新能力差距構(gòu)成了5.66%的貢獻(xiàn)。1993-1997年腐敗程度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，但從1997年以來這一貢獻(xiàn)率開始不斷增加，這是值得我們特別關(guān)注的。我們現(xiàn)在考慮增強(qiáng)創(chuàng)新能力僅僅從投入要素的角度去努力是不行的，如果沒有一個(gè)好的政治治理環(huán)境比如腐敗程度較高，會使得投入要素的使用效率大大降低。因此，反腐敗和提高政治治理績效對于增強(qiáng)創(chuàng)新能力具有重要意義！

四、結(jié)束語

文章描述了1993-2004年中國的地區(qū)間創(chuàng)新能力差距的變化趨勢。我們利用Wan(2002，

2004) [12]-[13]提出的基于回歸的分析框架，對中國的地區(qū)間創(chuàng)新能力差距提供了一個(gè)解釋，特別強(qiáng)調(diào)了腐敗的影響。我們選擇中國省級面板數(shù)據(jù)，采用Driscoll and Kraay (1998) [23]的方法來處理模型，減少了誤差，得到的分解結(jié)果也很合理。有幾個(gè)發(fā)現(xiàn)值得特別注意：第一，腐敗具有削弱創(chuàng)新能力的作用，腐敗程度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率顯著為正，并且隨著時(shí)間而加強(qiáng)；第二，地理位置和科技經(jīng)費(fèi)是導(dǎo)致地區(qū)間創(chuàng)新能力差距的最重要的兩個(gè)因素，但它們的相對貢獻(xiàn)基本保持不變；第三，以非國有化為特征的市場化程度對地區(qū)間創(chuàng)新能力差距的相對貢獻(xiàn)在逐漸減弱；第四，科技人員、外商直接投資和開放度對地區(qū)間創(chuàng)新能力差距的有顯著作用，并且相對貢獻(xiàn)在逐漸增強(qiáng)。雖然中國的地區(qū)間創(chuàng)新能力差距在縮小，但仍然處于一個(gè)比較高的水平之上。

這個(gè)研究的政策含義非常清楚。Coe， Helpman and Hoffmaister (1995); Griffith， Redding and Reenen (2001)[29]-[30]已經(jīng)詳細(xì)論述了創(chuàng)新對于經(jīng)濟(jì)增長的重要作用，由于中國各個(gè)地區(qū)的資源稟賦、歷史文化等都存在較大差異，適合發(fā)展的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)也不一樣，如果不采取措施縮小地區(qū)間的創(chuàng)新能力差距，必然會加劇區(qū)域經(jīng)濟(jì)不平衡的發(fā)展。如何才能縮小地區(qū)間創(chuàng)新能力差距呢？通過分解結(jié)果可知，科技人員、外商直接投資和開放度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率和相對貢獻(xiàn)都在不斷增強(qiáng)，而地理因素和科技經(jīng)費(fèi)的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，因此，我們可以通過取消進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資的傾斜政策、在中西部地區(qū)實(shí)施相應(yīng)的人才優(yōu)惠政策，來提高中西部的貿(mào)易和外商直接投資的流入以及吸引科技人才去中西部創(chuàng)業(yè)。那么是否我們通過努力來縮小地區(qū)間在科技人員、外商直接投資和開放度方面的差距就能夠達(dá)到目的呢？結(jié)果并非如此。我們另外還發(fā)現(xiàn)，腐敗程度對創(chuàng)新能力差距的貢獻(xiàn)率和相對貢獻(xiàn)也在不斷增強(qiáng)，并且Smarzynska and Wei (2000)[31]發(fā)現(xiàn)腐敗對外商直接投資具有負(fù)面作用，腐敗也會降低科技人員的效率，因?yàn)樗敢鈴氖聦ぷ饣顒佣皇抢^續(xù)創(chuàng)新。即使中國地區(qū)間科技人員、科技經(jīng)費(fèi)、外商直接投資的差距在不斷縮小，如果腐敗程度依然有很大差距的話，那么地區(qū)間創(chuàng)新能力差距也不會縮小。因此，我們可以發(fā)現(xiàn)，腐敗在縮小創(chuàng)新能力差距方面具有非常重要的租用，關(guān)鍵是它會間接影響到科技人員、科技經(jīng)費(fèi)、外商直接投資和開放度的能否發(fā)揮效用?？偠灾?，縮小中國地區(qū)間創(chuàng)新能力差距不僅要重視科技人員、科技經(jīng)費(fèi)等經(jīng)濟(jì)因素的作用，更需要關(guān)注腐敗等政治治理因素對創(chuàng)新能力差距的影響，否則我們無法實(shí)現(xiàn)在較長時(shí)間內(nèi)縮小創(chuàng)新能力差距的目標(biāo)，這會影響到中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的。

[注釋]

①沙安文、沈春麗和鄒恒甫主編：《中國地區(qū)差異的經(jīng)濟(jì)分析》，第262頁。

②1985年1月19日批準(zhǔn)、公布，1985年4月1日施行，1992年12月12日修訂，1993年1月1日施行，2001年6月15日第二次修訂，2001年7月1日施行，2002年12月28日通過對第101條和第108條的修改，2003年2月1日施行。

③東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、江蘇、遼寧、浙江、福建、上海、海南、廣東。

④創(chuàng)新具有很強(qiáng)的不確定性，投入努力的結(jié)果并不一定獲得相應(yīng)的收益，加上目前中國缺少專利保護(hù)制度，這種不確定性進(jìn)一步增大了。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Shleifer， A. and Vishny， R.W..Politicians and firms [J].Quarterly Journal of Economics， 1994，109(4):995–1026.

[2]Mauro， P..Corruption and growth[J].Quarterly Journal of Economics， 1995，110(3):681–712.

[3]Mauro P..The Effects of Corruption on Growth， Investment， and Government Expenditure: A Cross-Country Analysis[Z]. in Corruption and the Global Economy， ed. by Kimberly Ann Elliott (Washington: Institute for International Economics)，1997.

[4]Tanzi， Vito， and Hamid Davoodi.Corruption， Public Investment， and Growth[R].IMF Working Paper 97/139 (Washington: International Monetary Fund)，1997.

[5]Gupta， Sanjeev， Hamid Davoodi， Rosa Alonso-Terme. Does Corruption Affect Income Inequality and Poverty?[R]. IMF Working Paper 98/76，1998.

[6]Wei， S.J..Why is Corruption So Much More Taxing Than Tax? Arbitrariness Kills.[R].NBER Working Paper， No. 6255，1997.

[7]Wei， S.-J..How Taxing Is Corruption on International Investors?[J].The Review of Economics and Statistics， 2000， 82(1): 1-11.

[8]Mauro， P..Corruption and the composition of government expenditure [J].Journal of Public Economics，1998，69(2): 263–279.

[9]William Dipietro. Why Corruption is Likely to Stifle Creativity and Innovation[R]. Academy of Business Disciplines 2001 Proceedings Paper， 2001.

[10]Amy Glass and Wu Xiaodong，. Does Corruption Discourage Foreign Direct Investment and Innovation[R].The University of North Carolina Working Paper， 2002.

[11]Funda Celikel-Esser.The Link Between Innovation Performance and Governance[R].JRC ST Report，2007.

[12]Wan， guanghua.Regression-based Inequality Decomposition: Pitfalls and a Solution Procedure[Z].Discussion Paper， UNU-WIDER，2002.

[13]Wan， guanghua.Accounting for Income Inequality in Rural China[J]. Journal of Comparative Economics， 2004，32(2): 348-363.

[14]國家統(tǒng)計(jì)局.中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒（1994-2005）[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1994-2005.

[15]吳一平.財(cái)政分權(quán)、腐敗與治理[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2008，7(3):1045-1060.

[16]Li， X.， X. Liu， and D. Parker.Foreign direct investment and productivity spillovers in the Chinese manufacturing sector [J].Economic Systems， 2001， 25(4):305–321.

[17]Chuang， Y.-C.， and P.-F. Hsu.FDI， trade， and spillover efficiency: evidence from China’s manufacturing sector[J].Applied Economics， 2004， 36:1103–1115.

[18]Tong， S. Y.， and A. Y. Hu .Do Domestic Firms Benefit from Foreign Direct Investment? Initial Evidence from Chinese Manufacturing[Z].mimeo， The University of Hong Kong，2003.

[19]Hu， A. G. and Gary H. Jefferson.A Great Wall of Patents: What’s behind China’s Recent Patent Explosion?[R].Brandies University Working Paper，2006.

[20]國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1994-2005）[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1994-2005.

[21]國家統(tǒng)計(jì)局.中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒（1994-2005）[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，1994-2005.

[22]《中國檢察年鑒》編輯部.中國檢察年鑒(1994-2005)[M].北京：中國檢察出版社，1994-2005.

[23]Driscoll， J.and A. C. Kraay.Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent data [J].Review of Economics and Statistics ， 1998，80:549-560.

[24]Roger， W.H..Regression standard errors in clustered samples[J].Stata Technical Bulletin，1993， 13: 19-23.

[25]姚 洋，章 奇.中國工業(yè)企業(yè)技術(shù)效率分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001(10):13-19.

[26]潘文卿.外商投資對中國工業(yè)部門的外溢效應(yīng)：基于面板數(shù)據(jù)的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003(6):3-7.

[27]Shorrocks， A.F..Decomposition procedures for distributional analysis: A unified framework based on the Shapley value[Z].mimeo， University of Essex，1999.

[28]萬廣華.經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入不均等：方法和證據(jù)[M].上海：上海三聯(lián)書店、上海人民出版社，2006.

[29]Coe， David T.， Elhanan Helpman， and Alexander W. Hoffmaister. North-South RD Spillovers[R].NBER Working Paper， No. 5048，1995.

[30]Griffith Rachel， Stephen Redding， and John Van Reenen. Mapping the Two Faces of RD: Productivity Growth in a Panel of OECD Countries [J].The Institute for Fiscal Studies， Working Paper， 02/00，2001.

[31]Smarzynska， B. and S. Wei， S..Corruption and Composition of Foreign Direct Investment: Firm-level Evidence[R].NBER Working Papers: 7969，2000.

The Effect of Corruption on Disparities in Innovation Capability: Evidence from China

Wu Yiping

(Zhejiang Finance and Economics University， Hangzhou 310018，China)

Abstract: The effect of Corruption on innovation is not paid enough attention to， which is negative for coordinated development of regional economy. Relying on a decomposition framework developed by Wan， this paper explores spatial distribution of innovation capability in China during 1993 to 2004 and estimates the contribution rate of factors affecting disparities in innovation capability to total disparities， especially the corruption. It is found that at the regional level， China’s disparities in innovation capability fluctuated. The contribution rate of corruption to disparities in innovation capability is significant and strengthening over time. Location， science and research input and marketlization are significant contributors to the disparities in innovation capability， FDI and economic openness degree is a insignificant contributor.

Key words: Corruption; Disparities in innovation capability; Decomposition; China