我國省際研發(fā)投入溢出效應(yīng)的實證分析

尹宗成，陳玉淮

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟管理學(xué)院；b.人文社會科學(xué)學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、引 言

新經(jīng)濟增長理論出現(xiàn)以來，技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的關(guān)系已引起學(xué)者的極大關(guān)注。技術(shù)進步的一個重要源泉是自主研究與開發(fā)(R&D)，并且自主研發(fā)對經(jīng)濟增長的貢獻也得到了一定程度的印證。但對于落后的發(fā)展中國家來說，由于受到經(jīng)濟發(fā)展水平的限制，完全依靠自主研發(fā)來促進本土技術(shù)進步是不現(xiàn)實的。因此，來自發(fā)達國家的技術(shù)擴散(溢出)便成為發(fā)展中國家技術(shù)進步的重要來源(代謙、別朝霞，2006)［1］。

Coe和Helpman(1995)采用國際R&D溢出回歸方法，使用22個國家1971-1990年間的面板數(shù)據(jù)估計了這些國家間通過貿(mào)易流動溢出的國家研發(fā)資本的數(shù)量，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)R&D對技術(shù)進步的彈性為8%，而國際R&D的彈性為12%，說明國內(nèi)和國際R&D資本都是生產(chǎn)率增長的重要源泉［2］；Keller(2002)發(fā)現(xiàn)8個OECD國家行業(yè)自身的R&D和外國的R&D對行業(yè)的全要素生產(chǎn)率都存在顯著的正向影響［3］。

國內(nèi)的研究中，李小平、朱鐘棣(2006)就國際R&D溢出對中國工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步增長、技術(shù)效率增長和全要素生產(chǎn)率增長的影響作了實證分析，得出的結(jié)論是：國際R&D通過國際貿(mào)易渠道顯著地促進了中國工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率的增長［4］；郭孝剛等(2007)在構(gòu)建R&D溢出模型的基礎(chǔ)上，檢驗了外國R&D溢出、我國的研發(fā)投入對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)外國R&D溢出對我國制造業(yè)生產(chǎn)率的當(dāng)期影響不顯著，但對以后年份生產(chǎn)率提高有較大作用［5］。

對一個國家的不同地區(qū)來說，由于區(qū)域經(jīng)濟差異的存在，利用其他地區(qū)的技術(shù)溢出來促進本地區(qū)的技術(shù)進步及經(jīng)濟增長是一個明智的選擇，尤其對經(jīng)濟相對落后的中西部地區(qū)來說更是如此。但通過對現(xiàn)有文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究存在以下問題：一是對技術(shù)溢出的檢驗大多是基于國際視角，而針對中國研發(fā)溢出效應(yīng)檢驗的成果較少；二是對自主研發(fā)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究主要是在產(chǎn)業(yè)層面開展的，涉及區(qū)域經(jīng)濟的較少。目前，我國區(qū)域經(jīng)濟差異過大是我們面臨的重要問題，如何縮小區(qū)域經(jīng)濟差異是政府和學(xué)界都十分關(guān)注的話題；三是在分析研發(fā)溢出效應(yīng)時，對指標(biāo)的度量不夠科學(xué)或精確。如舒元、才國偉(2007)在分析空間距離對溢出效應(yīng)的影響時，用的是省會城市之間的空間垂直距離，這種處理方法可能會夸大技術(shù)溢出效應(yīng)［6］。而黃蘋(2008)則采用鄰接標(biāo)準(zhǔn)來構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，即兩個地區(qū)相鄰取值為1，否則為0，這樣處理也與現(xiàn)實不符［7］。事實上，技術(shù)溢出效應(yīng)主要來自鄰近省份，并且，鄰近省份接壤的邊界越長，相鄰兩省的社會經(jīng)濟交往越廣泛、越密切，產(chǎn)生的溢出效應(yīng)也就越大。鑒于該事實，本文首先建立基于鄰近省份接壤邊界長度的空間矩陣，將研發(fā)投入變量引入增長回歸模型，從而實證分析自主研發(fā)的空間溢出效應(yīng)。

二、模型的設(shè)定及變量說明

在關(guān)于經(jīng)濟增長的實證文獻中，柯布—道格拉斯函數(shù)是最普遍使用的生產(chǎn)函數(shù)形式。而經(jīng)濟增長理論表明，經(jīng)濟增長尤其是長期經(jīng)濟增長的源泉主要來自兩個方面：一是資本、勞動力、土地等要素投入數(shù)量的增加對經(jīng)濟增長的拉動作用；二是由于制度變革、技術(shù)進步等因素提高了要素使用效率，帶來了更高的要素生產(chǎn)率，從而使得相同數(shù)量的要素投入能夠得到更多的產(chǎn)出。因此，一個地區(qū)擴展的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可表示如下：

研發(fā)投入可以通過改變各類要素的使用效率，即全要素生產(chǎn)率A來影響經(jīng)濟增長。而在一個相對開放的經(jīng)濟系統(tǒng)中，一個地區(qū)的全要素生產(chǎn)率不僅受自主研發(fā)投入的影響，而且受其他地區(qū)研發(fā)投入的影響(即研發(fā)溢出效應(yīng))，假設(shè)三者之間存在如下指數(shù)關(guān)系：

其中，RDDit、RDFit分別代表第i省第t年自主研發(fā)投入和其他地區(qū)研發(fā)投入。設(shè)?(·)＝γ1ln(RDDit)＋γ2ln(RDFit)，帶入式(2)后再帶入式(1)，并對兩邊取自然對數(shù)可得：

式(3)便是本文計量檢驗?zāi)Ｐ停街衁it表示樣本期間第i省第t年的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(以2000年不變價格表示)。Kit表示第i省第t年實際的資本存量，測算方法采用Goldsmith(1951)年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法，其基本公式為：其中，Iit代表第 i省第 t年的實際固定資本形成總額，δ為經(jīng)濟折舊率，參照張軍(2004)，將其設(shè)定為9.6%。Lit表示樣本期間第i省第t年的勞動投入，用歷年各省份就業(yè)人數(shù)作為衡量勞動投入的指標(biāo)。Hit為第i省第t年的人力資本存量，由各地區(qū)受教育年限的加權(quán)平均值來刻畫。具體計算時，把小學(xué)、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各地人力資本存量的計算公式為：小學(xué)比重×6＋初中比重×9＋高中比重×12＋大專及以上學(xué)歷比重×16。

本文的核心解釋變量分別是RDD和RDF，RDD用本省R&D投入表示，并將其平減成實際值(2000年不變價)①。計算RDF的關(guān)鍵是如何確定空間權(quán)重矩陣，通常的方法是采用鄰接標(biāo)準(zhǔn)(黃蘋，2008)或空間垂直距離(舒元、才國偉，2007)。如前所述，這些做法存在不妥之處，可能會帶來估計偏差。事實上，技術(shù)溢出效應(yīng)主要來自鄰近省份，并且，鄰近省份接壤的邊界越長，相鄰兩省的社會經(jīng)濟交往越廣泛、越密切，產(chǎn)生的溢出效應(yīng)也就越大。因此，本文構(gòu)建基于鄰近省份接壤邊界長度的空間矩陣來度量自主研發(fā)的空間溢出效應(yīng)，即其中，lij為相鄰的i、j兩省接壤邊界的長度。γ1、γ2分別度量本省研發(fā)投入的增長效應(yīng)和鄰省研發(fā)投入的溢出效應(yīng)。

本文利用中國2000-2011年30個省際面板數(shù)據(jù)②，實證分析自主研發(fā)支出對經(jīng)濟增長的影響以及鄰省研發(fā)支出的溢出效應(yīng)。以上數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。變量的統(tǒng)計描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計描述

三、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

傳統(tǒng)多元回歸分析要求所選數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)帶來的“偽回歸問題”會導(dǎo)致錯誤估計變量之間的關(guān)系。為避免偽回歸，本文同時運用常見的LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四種檢驗方法對三個主要變量(即lnY、lnRDD、lnRDF)的平穩(wěn)性進行了檢驗，檢驗結(jié)果見表2。表2顯示，所有統(tǒng)計量均表明三個主要變量的水平序列均存在單位根，而其一階差分序列無單位根，故得出了變量在一階差分情況下為平穩(wěn)數(shù)據(jù)的結(jié)論，因而可以進行協(xié)整檢驗。

表2 主要變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

(二)面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

由于各變量均是一階單整的，滿足協(xié)整檢驗的前提，本文進一步進行面板協(xié)整檢驗，以確定變量間是否存在長期均衡關(guān)系。基于穩(wěn)健性考慮，本文同時采用Pedroni(2000，2004)和Kao(2000)提出的面板協(xié)整檢驗方法對數(shù)據(jù)進行檢驗(結(jié)果如表3所示)。從表3看，Pedroni的各統(tǒng)計量基本拒絕兩個系統(tǒng)不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，Kao檢驗ADF值也在1%的顯著水平支持長期協(xié)整關(guān)系的存在，這表明變量LnY和LnRDD、LnY和LnRDF之間均存在著長期協(xié)整關(guān)系。

表3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

(三)多元回歸分析

協(xié)整檢驗表明各變量間存在長期協(xié)整關(guān)系，但沒有反映變量間的影響方向和影響程度，需要進行回歸分析。已有的研究成果表明，經(jīng)濟增長不僅受研發(fā)投入的影響，而且與人力資本、物質(zhì)資本和勞動力投入量存在密切的關(guān)系。因此，本文將研發(fā)投入變量引入增長回歸模型，基于計量模型(3)對研發(fā)投入的溢出效應(yīng)進行實證分析。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，本文使用固定效用估計方法對模型進行分析。表4給出了全樣本與分區(qū)域樣本的估計結(jié)果。

表4 自主研發(fā)、研發(fā)溢出影響區(qū)域經(jīng)濟增長的實證估計結(jié)果

1.全樣本估計結(jié)果

從全樣本回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，樣本期間固定資產(chǎn)投資(LnK)與勞動力投入(LnL)在1%的水平上顯著，表明要素投入對中國經(jīng)濟增長起著顯著的直接推動作用，與已有的經(jīng)驗結(jié)果較為一致(Levine&Renelt，1992；沈坤榮、付文林，2005)［8-9］。Borensztein&Hong(1996)認為較高的投資率是推動中國經(jīng)濟尤其是沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟較快增長的重要原因，而勞動投入在中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中同樣起重要作用(包群，2008)［10-11］。并且，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的作用小于勞動力投入的增長作用，該結(jié)論意味著現(xiàn)階段我國經(jīng)濟仍以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主。

人力資本(LnH)的估計系數(shù)為負但不顯著，與已有的關(guān)于經(jīng)濟增長經(jīng)驗文獻的一般結(jié)論存在差異(Mankiw et al.，1992)［12］，但與包群(2008)的實證結(jié)果一致。其原因可能在于人力資本指標(biāo)的度量問題。盡管人力資本積累與受教育年限長短呈正比，然而受教育年限并不能非常準(zhǔn)確反映真實人力資本存量。例如，同樣是接受了16年教育的大學(xué)畢業(yè)生，由于教育質(zhì)量與接受教育效果可能存在較大差異，其人力資本積累并不完全相等。此外，影響人力資本形成的因素是多方面的，其中受教育程度和健康狀況是決定勞動者人力資本擁有量的兩個關(guān)鍵因素(楊建芳等，2006；張軻等，2012)［13-14］。顯然，本文使用受教育年限這一指標(biāo)忽略了在健康、衛(wèi)生方面的人力資本投入，可能會低估人力資本對經(jīng)濟增長的作用。

本文重點分析自主研發(fā)的經(jīng)濟增長效應(yīng)及研發(fā)溢出效應(yīng)。從實證結(jié)果可以看出，自主研發(fā)投入在10%的顯著性水平上促進了本地區(qū)經(jīng)濟增長，而且呈現(xiàn)明顯的研發(fā)溢出效應(yīng)。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)的溢出效應(yīng)大于自主研發(fā)的經(jīng)濟增長效應(yīng)。平均而言，自主研發(fā)投入每提高1個百分點，產(chǎn)出將上升0.0205個百分點，而鄰省研發(fā)投入每提高1個百分點，產(chǎn)出則將上升0.0658個百分點，表明研發(fā)投入的確存在溢出效應(yīng)，與已有的檢驗結(jié)論相吻合(李志宏，2006)［15］。黃蘋(2008)［7］的實證結(jié)果也顯示：省域R&D投入存在空間依賴性，在其他條件不變的前提下，來自鄰近地區(qū)的研發(fā)支出每增加1%，本地區(qū)經(jīng)濟平均增長約0.24%。研發(fā)的溢出效應(yīng)之所以與已有成果相差較大，主要是因為對鄰省研發(fā)投入的度量方法存在很大的差異。

2.分區(qū)域樣本估計結(jié)果

由于中國經(jīng)濟存在著明顯的區(qū)域失衡，因此有必要探討研發(fā)投入與經(jīng)濟增長的關(guān)系是否也存在區(qū)域性差異，并分別估計了東、中、西部地區(qū)研發(fā)投入對經(jīng)濟增長的影響。

由表4可以看出，與全國總體樣本相似，分區(qū)域估計結(jié)果表明固定資產(chǎn)投資和勞動力投入的增長依然是推動區(qū)域經(jīng)濟增長的重要因素。然而，比較不同經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域各要素投入的增長效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，盡管各變量的估計符號均符合理論預(yù)期，但各要素投入對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)存在較大的區(qū)域差異，即不同區(qū)域不同要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻不同。以資本積累(LnK)為例，東部地區(qū)資本積累對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)(0.1904)明顯高于中部地區(qū)(0.0640)，但僅略高于西部地區(qū)(0.1867)。其原因在于，自2000年以來，我國實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，國家加大對西部地區(qū)的投資，同時也動員或引導(dǎo)社會資本向西部地區(qū)投資，資本的快速積累極大地促進了西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。人力資本積累對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響均為負，但從顯著性可以判斷，西部地區(qū)人力資本積累顯著地阻礙了本區(qū)域經(jīng)濟增長，而在東部和中部地區(qū)則未通過顯著性檢驗。

同樣，我們重點關(guān)注自主研發(fā)、研發(fā)溢出與經(jīng)濟增長的關(guān)系在不同區(qū)域的表現(xiàn)。由表4可見，不同區(qū)域自主研發(fā)、研發(fā)溢出的增長效應(yīng)也存在一定的差異，與理論模型的基本結(jié)論一致：不同地區(qū)的要素稟賦、消費偏好、人力資本積累等的差異都將導(dǎo)致自主研發(fā)、研發(fā)溢出的增長效應(yīng)顯著不同。

首先，分析自主研發(fā)投入的經(jīng)濟增長效應(yīng)。就東部地區(qū)而言，變量LnRDD的系數(shù)為0.0797，并在1%水平上顯著，表明自主研發(fā)投入具有顯著的經(jīng)濟促進作用。自主研發(fā)投入每提高1個百分點，本區(qū)域經(jīng)濟將增長0.0797個百分點，而中、西部地區(qū)則分別增長0.0143和0.0012個百分點，但未通過顯著性檢驗。也就是說，自主研發(fā)不僅顯著促進東部地區(qū)經(jīng)濟增長，而且其對經(jīng)濟的推動作用也大于中西部地區(qū)。之所以出現(xiàn)該結(jié)果，主要因為東部地區(qū)的自主研發(fā)強度(R&D支出占GDP的比重)遠遠高于中西部地區(qū)。樣本期間，平均自主研發(fā)強度在1%以上的省份有9個，其中6個屬于東部地區(qū)，北京最高，達6.76%，而中西部地區(qū)絕大多數(shù)省份平均自主研發(fā)強度比較低，如最低的西藏，其樣本期間平均自主研發(fā)強度(0.64%)僅為北京的9.47%。

其次，分析鄰省研發(fā)投入的經(jīng)濟增長效應(yīng)(即研發(fā)投入的溢出效應(yīng))。東、中、西部地區(qū)研發(fā)溢出效應(yīng)(即變量LnRDF的估計系數(shù))分別為0.1593、0.0363和0.0516，并均在1%水平上顯著。該估計結(jié)果意味著，鄰省研發(fā)投入顯著促進了本地區(qū)的經(jīng)濟增長，當(dāng)加權(quán)的鄰省自主研發(fā)投入每提高1個百分點，東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟將分別增長0.1593、0.0363和0.0516個百分點。研發(fā)溢出效應(yīng)存在較大的區(qū)域差異，東部地區(qū)的研發(fā)溢出效應(yīng)遠遠大于中西部地區(qū)，其原因主要有兩點：一是衡量研發(fā)溢出效應(yīng)指標(biāo)的度量。本文采用鄰省邊界長度加權(quán)方法度量研發(fā)溢出變量(LnRDF)，相對而言，由于經(jīng)濟比較發(fā)達等原因，東部地區(qū)的省份不僅自主研發(fā)投入較多，其鄰近省份的研發(fā)投入也相對較多，因此，鄰省研發(fā)溢出效應(yīng)較大。二是人力資本存量的影響。大量研究表明，技術(shù)溢出效應(yīng)與本地區(qū)吸收能力有很大關(guān)系(賴明勇等，2005)［16］，作為衡量吸收能力的重要參數(shù)——人力資本自然影響研發(fā)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，相對而言，東部地區(qū)人力資本明顯高于中西部地區(qū)。

四、結(jié)論與政策含義

在中國經(jīng)濟由計劃向市場、從封閉到開放轉(zhuǎn)型的環(huán)境下，技術(shù)進步對整體經(jīng)濟發(fā)展的作用是極其重要的，而技術(shù)進步的一個重要來源是自主研究與開發(fā)(R&D)。但對于落后的地區(qū)來說，由于受到經(jīng)濟發(fā)展水平的限制，完全依靠自主研發(fā)來推動本區(qū)域技術(shù)進步，從而促進區(qū)域經(jīng)濟增長是不現(xiàn)實的。來自其他地區(qū)，尤其是鄰省的技術(shù)擴散(溢出)是落后地區(qū)技術(shù)進步的重要源泉。

本文利用中國2000-2011年30個省際面板數(shù)據(jù)，將研發(fā)投入變量引入增長回歸模型，實證分析了自主研發(fā)投入對經(jīng)濟增長的影響以及鄰省研發(fā)投入的溢出效應(yīng)。本文的估計結(jié)果顯示，不論是全樣本，還是分區(qū)域，在樣本期間，自主研發(fā)對區(qū)域經(jīng)濟均具有推動作用，但不同經(jīng)濟區(qū)域自主研發(fā)的增長效應(yīng)存在較大差異，鄰省的研發(fā)投入對地區(qū)的經(jīng)濟增長存在顯著的溢出效應(yīng)，其溢出效應(yīng)的大小也因地區(qū)的不同而不同。

本文結(jié)論究竟對區(qū)域創(chuàng)新政策，尤其是落后地區(qū)創(chuàng)新政策的制定有何借鑒意義？首先，本文估計結(jié)果表明自主研發(fā)及鄰省的研發(fā)投入對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著促進作用，該結(jié)論的政策含義是：各地政府在制定區(qū)域創(chuàng)新政策時，應(yīng)注重加大對科技的投入力度，提高研發(fā)投入強度，并積極采取應(yīng)當(dāng)?shù)膬?yōu)惠、補貼等政策，引導(dǎo)社會資本向科技領(lǐng)域投資；其次，自主研發(fā)與經(jīng)濟增長的關(guān)系、研發(fā)溢出效應(yīng)的大小在很大程度上依賴于本地區(qū)要素稟賦、消費者偏好、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)以及人力資本等參數(shù)取值，因此，我們不能將研發(fā)投入視為孤立的外生變量，而是應(yīng)該注重它與其他政策之間形成有效的互補與配套，若將研發(fā)支出從其他互補性政策中單獨分隔開來的做法無助于正確評價研發(fā)支出對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用。

注 釋：

①由于R&D支出主要由固定資產(chǎn)支出和R&D活動人員的消費構(gòu)成，故R&D支出價格指數(shù)由消費物價指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)加權(quán)合成。采用朱平芳、徐偉民(2003)的做法，將消費價格指數(shù)PIc的權(quán)重為55%，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)PIi的權(quán)重為45%，則R&D支出價格指數(shù)PI=0.55PIc+0.45PIi。

②由于沒有與海南省直接接壤的省份，不符合本文RDF的計算條件，故未納入研究范圍。

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