高技術產(chǎn)業(yè)區(qū)域知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率增長

張同斌　　李金凱　　周　浩

(東北財經(jīng)大學 1.經(jīng)濟學院 2.公共管理學院，遼寧 大連 116025)

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高技術產(chǎn)業(yè)區(qū)域知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率增長

張同斌1李金凱1周浩2

(東北財經(jīng)大學 1.經(jīng)濟學院 2.公共管理學院，遼寧 大連 116025)

摘要：在經(jīng)典知識創(chuàng)新函數(shù)的基礎上加入地理因素，根據(jù)新經(jīng)濟地理學的“中心-外圍”理論設置空間權重矩陣，構建空間面板數(shù)據(jù)模型研究知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長、技術效率提升與技術進步的影響。結果發(fā)現(xiàn)：研發(fā)存量對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻總體顯著，但研發(fā)要素的邊際收益遞減、研發(fā)存量較低也導致了部分地區(qū)“研發(fā)生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象的出現(xiàn)。大多數(shù)地區(qū)知識溢出效應對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻并不顯著，在中心與外圍省份之間，高技術產(chǎn)業(yè)中技術差距的過大和過小都不利于知識的溢出。東部各區(qū)域內(nèi)中心與外圍省份之間可以實現(xiàn)優(yōu)勢互補、資源共享，進而實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)技術進步的協(xié)同創(chuàng)新；中部地區(qū)和西部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)則由于研發(fā)資源匱乏、“政產(chǎn)學研”的合作機制不健全等原因，并沒有形成良性的協(xié)同創(chuàng)新機制。

關鍵詞：高技術產(chǎn)業(yè)；知識溢出；協(xié)同創(chuàng)新；全要素生產(chǎn)率增長

一、引言

創(chuàng)新驅動與協(xié)同創(chuàng)新戰(zhàn)略已經(jīng)成為促進我國科技進步和加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要內(nèi)容。特別是能夠有效集聚創(chuàng)新資源和要素，打破創(chuàng)新主體之間壁壘，實現(xiàn)深度合作的協(xié)同創(chuàng)新機制在經(jīng)濟轉型中的作用更加顯著；高技術產(chǎn)業(yè)是實現(xiàn)創(chuàng)新驅動與協(xié)同創(chuàng)新的重要部門，而研發(fā)投入、知識溢出分別是實現(xiàn)技術創(chuàng)新和協(xié)同創(chuàng)新的重要途徑。1995—2011年間，我國高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)(Research and Development，R&D)投入快速增長，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出從17.85億元增長至1237.81億元，年均增長31.19%*數(shù)據(jù)來源：《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒(2002—2012)》(中國統(tǒng)計出版社)與作者計算。。另外，高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入具有外部性，即研發(fā)通過溢出效應影響其他省份或者地區(qū)的創(chuàng)新活動。

雖然我國高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入快速增長，但與發(fā)達國家相比還有較大差距。2011年，我國高技術產(chǎn)業(yè)的R&D強度僅為1.71%，英國和美國在2006年和2007年就分別達到11.1%和16.9%*數(shù)據(jù)來源：《中國高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)》(2012)，中國科技統(tǒng)計網(wǎng)，http://www.sts.org.cn/sjkl/gjscy/index.htm。其中，高技術產(chǎn)業(yè)R&D強度是按照R&D經(jīng)費占高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比重計算的。。同時，我國高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)資源呈現(xiàn)出向東部地區(qū)集中的趨勢，地區(qū)間研發(fā)投入的差距進一步擴大。研發(fā)人員方面，東部地區(qū)R&D人員折合全時當量占全國的比重由2000年的53.64%增加至2011年的82.22%，上升了28.58%。研發(fā)經(jīng)費方面，2000—2011年間東部地區(qū)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占全國的比重由75.26%增長至83.92%，增加了8.66%。

高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)強度較低不利于技術創(chuàng)新，研發(fā)資源向發(fā)達省份集中阻礙了研發(fā)的溢出效應，進而在一定程度上減弱了創(chuàng)新驅動、協(xié)同創(chuàng)新對技術進步的促進作用。因此，對于我國高技術產(chǎn)業(yè)中研發(fā)投入對技術創(chuàng)新貢獻的測度，以及各區(qū)域中知識溢出效應對其他省份創(chuàng)新影響程度的衡量，能夠對我國高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的效果和技術創(chuàng)新的水平做出準確評價。同時，有關我國高技術產(chǎn)業(yè)各區(qū)域內(nèi)協(xié)同創(chuàng)新現(xiàn)狀的定量研究，對于我國創(chuàng)新驅動和協(xié)同創(chuàng)新政策的制定具有重要的參考價值。

二、文獻述評

關于研發(fā)投入的溢出效應對技術創(chuàng)新的影響，國內(nèi)外學者做了大量的研究。在溢出效應的正負方面，正向溢出的觀點：Audretsch et al.(2004)通過實證分析表明創(chuàng)新活動的外部性，即溢出效應會顯著促進技術進步和技術創(chuàng)新；國內(nèi)學者張倩肖等(2007)、吳玉鳴(2009)認為集聚、產(chǎn)學研合作、協(xié)作創(chuàng)新等會提高技術的溢出速度，發(fā)揮知識溢出的正效應。負向溢出的觀點：Mahony et al.(2009)指出，由于存在知識悖論，企業(yè)的研發(fā)投入與收益并不是完全正相關的；葉建亮(2001)認為，過度的知識溢出會導致企業(yè)之間產(chǎn)品模仿嚴重，集群創(chuàng)新活力下降，溢出效應不顯著甚至為負。目前，大多數(shù)研究都認為溢出效應的正效應大于其負效應。溢出效應既可以是基于地理上鄰近關系的，也可以是基于經(jīng)濟上技術差距和吸收能力的(Rachel et al.，2009)。Roberto et al.(2012)研究表明的地理上的鄰近關系是知識溢出進而是協(xié)同經(jīng)濟增長效應的重要渠道。項歌德(2013)、劉志迎等(2013)通過對我國省域R&D空間溢出效應的分析發(fā)現(xiàn)，在考慮鄰近效應后，R&D空間溢出效應十分顯著。大多數(shù)研究認為地理上的鄰近關系是溢出效應的主要途徑。

協(xié)同創(chuàng)新來源于技術創(chuàng)新的“網(wǎng)絡范式”和創(chuàng)新系統(tǒng)理論(Freeman，1991；Radosevic，1998)。在協(xié)同創(chuàng)新的后續(xù)理論研究中，Asheim(2005)對協(xié)同創(chuàng)新和創(chuàng)新系統(tǒng)進行分類，研究了其中的互動特征和創(chuàng)新方式等。彭紀生等(2000)對技術協(xié)同創(chuàng)新的內(nèi)涵、不同層面的協(xié)同框架和協(xié)同度做了界定。陳勁等(2012)、洪銀興(2013)對創(chuàng)新基礎和協(xié)同創(chuàng)新中的創(chuàng)新終端、創(chuàng)新機制等若干重要概念做了說明。在協(xié)同創(chuàng)新的主體研究中，Yang et al.(2008)、Chen et al.(2009)分別建立了校企協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)的動態(tài)機制模型和灰色對稱進化鏈模型，研究產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新體系的穩(wěn)定性等問題。陳曉紅等(2006)、許彩俠(2012)對創(chuàng)新企業(yè)、高校、政府和社會中介服務機構“四主體”的協(xié)同創(chuàng)新體系進行了分析。協(xié)同創(chuàng)新與創(chuàng)新績效的關系研究方面，Sammarra et al.(2008)分析了創(chuàng)新網(wǎng)絡中企業(yè)間的溢出效應及其對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響機制。解學梅(2010)、馮鋒等(2011)研究了中小企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡、科技政策對創(chuàng)新績效的影響。

本文貢獻體現(xiàn)在：首先，在國內(nèi)外文獻梳理的基礎上，將R&D及其溢出效應等多變量納入統(tǒng)一分析框架下，考察全國以及不同經(jīng)濟區(qū)域內(nèi)對全要素生產(chǎn)率、技術效率和技術進步的影響機制，避免較大的區(qū)域異質性導致結論出現(xiàn)偏誤的現(xiàn)象，從而使結論更加可信；其次，本文主要以區(qū)域間以及區(qū)域內(nèi)“經(jīng)濟空間”聯(lián)系為主，構建“中心-外圍”空間權重矩陣，相對于“地理空間”測算方法使得溢出效應計算更加準確；此外，現(xiàn)有文獻對協(xié)同創(chuàng)新的研究大多局限于定性層面，主要描述協(xié)同創(chuàng)新本身特征，并沒有給出協(xié)同創(chuàng)新的具體內(nèi)涵以及本質內(nèi)容，本文則從定量視角研究協(xié)同創(chuàng)新現(xiàn)狀以及協(xié)同創(chuàng)新對技術創(chuàng)新的影響，因而更有意義。

三、區(qū)域知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新產(chǎn)出影響模型的構建

本文在Fischer et al.(2003)的基礎上，結合新經(jīng)濟地理學和空間經(jīng)濟學相關理論，構建我國高技術產(chǎn)業(yè)區(qū)域內(nèi)知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新產(chǎn)出影響的模型。

傳統(tǒng)的知識創(chuàng)新函數(shù)：

Yit=f(RDSit,Xit)

(1)

其中：i=1，2，…，N，表示省份，t=1，2,…，T，表示時間；Yit代表第i省份第t年的創(chuàng)新產(chǎn)出；RDSit為第i省份第t年的研發(fā)存量；Xit表示影響知識產(chǎn)出或技術創(chuàng)新的其他因素。

第t年全部N個省份的研發(fā)向量可以表示為：

RDSit=(RDS1t,RDS2t,…，RDSi-1t,RDSit,RDSi+1t,…,RDSN-1t,RDSNt)

(2)

設定第i個省份與其他省份的地理距離函數(shù)：

(3)

其中，di,j為省份i與省份j之間的距離，γ為距離衰減參數(shù)。

全部省份的地理距離函數(shù)構成空間權重矩陣：

W=(D1,D2,…,Di-1,Di,Di+1,…,DN-1,DN)

(4)

綜合式(2)、(3)、(4)，第t年各省份間的知識溢出效應可表示為W*RDSit。

將知識溢出效應(W*RDSit)加入式(1)，可得改進后的知識創(chuàng)新或技術創(chuàng)新函數(shù)為：

Yit=f(RDSit,W*RDSit,Xit)

(5)

為簡化起見，本文采用柯布-道格拉斯(C-D)函數(shù)形式表達改進后的知識創(chuàng)新函數(shù)，并選擇技術引進消化吸收經(jīng)費支出(ETA)、人力資本(FEP)代表Xit，如式(6)所示：

(6)

將式(6)兩邊取對數(shù)并加入隨機擾動項，可得：

ln Yit=α+ρW lnYit+β1ln RDSit+β2ln(W*RDS)it+β3ln ETAit+β4ln FEPit+μit

(7)

與研發(fā)的溢出效應是各省份研發(fā)空間上的相關關系類似，協(xié)同創(chuàng)新是各省份創(chuàng)新產(chǎn)出之間的相互影響。借鑒知識溢出的表達方法，空間權重矩陣與創(chuàng)新產(chǎn)出對數(shù)的乘積(W*ln Yit)可以表示協(xié)同創(chuàng)新。

在包含知識溢出效應的知識創(chuàng)新模型(7)基礎上，采用空間面板數(shù)據(jù)方法表示協(xié)同創(chuàng)新模型：

ln Yit=α+ρWln Yit+β1ln RDSit+β2ln(W*RDS)it+β3ln ETAit+β4ln FEPit+μit

(8)

ln Yit=α+β1ln RDSit+β2ln(W*RDS)it+β3ln ETAit+β4ln FEPit+μit,μit=λ·W·μit+εit

(9)

式(8)為空間滯后模型，式(9)為空間誤差模型。兩類模型均可以表達高技術產(chǎn)業(yè)知識溢出與協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

四、空間權重矩陣構造與變量選取

(一)空間權重矩陣(W)的構造

在構建模型(8)、(9)之前，首先需要設定空間權重矩陣W。國內(nèi)外文獻中大都采用基于距離的二進制空間權重矩陣。在高技術產(chǎn)業(yè)中，協(xié)同創(chuàng)新和知識溢出具有空間局域性，應考慮創(chuàng)新和知識溢出隨距離變化的模式。本文基于新經(jīng)濟地理學“中心-外圍”理論，采用《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2001—2012)中2000—2011年共12年中各省份技術市場成交合同數(shù)和技術市場技術流向地區(qū)合同數(shù)平均值最大的10個省份作為區(qū)域中心，其余省份按照地域鄰近原則作為中心的外圍省份，空間權重矩陣中，中心與外圍的空間矩陣元素設為1，外圍與外圍、對角線上空間矩陣元素設為0*本文選取的10個中心省份為：北京、天津、遼寧、山東、上海、江蘇、湖北、廣東、四川、陜西。。W矩陣元素wij取值如下：

(10)

該設定一方面能夠表示中心-外圍之間的相互作用，另一方面也說明外圍-外圍省份間雖然地理上鄰近，但其創(chuàng)新和研發(fā)在空間上的相互影響并不顯著。根據(jù)中心-外圍的設定方法，本文將我國劃分為環(huán)渤海和東北、長三角、珠三角、中部地區(qū)、西部地區(qū)五個區(qū)域，分別構建權重矩陣*根據(jù)新經(jīng)濟地理學的“中心-外圍”理論，在進行實證研究時，一般都應將區(qū)域進行劃分，使得區(qū)域中形成“中心-外圍”的結構。在國家統(tǒng)計局東部、中部和西部地區(qū)劃分的基礎上，本文進行以下處理：(1)由于東部地區(qū)省份分布廣泛，一些省份之間沒有地理鄰近關系，溢出效應并不明顯，本文將長三角、珠三角單獨劃分出來；(2)由于環(huán)渤海地區(qū)的內(nèi)蒙古、遼寧與吉林、黑龍江聯(lián)系緊密，因此本文將環(huán)渤海和東北作為一個整體進行分析；(3)考慮到部分地區(qū)省份與其他地區(qū)之間存在地理鄰近關系，也為增大樣本量的考慮，部分區(qū)域之間省份有所重復，該重復劃分方法在國內(nèi)相關實證研究中廣泛采用。最終，得到五大區(qū)域劃分方法為：環(huán)渤海和東北地區(qū)包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東9省市；長三角地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、安徽4省市；珠三角地區(qū)包括福建、江西、湖南、廣東、廣西、海南6??；中部地區(qū)包括安徽、江西、河南、湖北、湖南5??；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏7省市。。

(二)基于DEA-Malmquist指數(shù)及其分解的創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)度量

本文采用《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2002—2010)中28個省1996—2011年的年度數(shù)據(jù)*由于西藏、青海和新疆三省區(qū)數(shù)據(jù)缺失較多，本文未選入。，選取數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)中的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法計算兩個相鄰時期全要素生產(chǎn)率的變動。進一步地，可將Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術效率指數(shù)與技術進步指數(shù)。Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測度了相鄰時期技術的變化，用于表示全要素生產(chǎn)率的增長TFPC、技術效率指數(shù)ECi、技術進步指數(shù)TCi，分別表示相鄰時期技術效率的提升和技術進步，記為PEFC和TECHC。三個指數(shù)TFPC、PEFC和TECHC均可以作為創(chuàng)新產(chǎn)出Y。

采用DEAP 2.1軟件，將各省份高技術產(chǎn)業(yè)實際產(chǎn)出、實際資本存量和勞動力要素數(shù)據(jù)輸入后即可進行效率的測算與分解，最終得到1997—2011年共1260個生產(chǎn)率增長、技術效率提升和技術進步值*由于篇幅限制，本文中沒有列出DEA方法的原理、Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)、技術效率和技術進步指數(shù)的計算結果，需要可向作者索取。。本文計算了各省份的GDP平減指數(shù)對高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值平減得到實際總產(chǎn)值，選取固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對高技術產(chǎn)業(yè)新增固定資產(chǎn)平減后累加得到實際資本存量K，選取高技術產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)作為勞動變量，GDP平減指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)均以1996年為基期。

(三)研發(fā)存量(RDS)的估算

高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)存量是根據(jù)當年和之前高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費支出計算的。與物質資本類似，研發(fā)資本也存在折舊，國內(nèi)外文獻中普遍采用永續(xù)存盤法計算研發(fā)存量。如式(11)所示：

RDSit=RDit+(1-δ)·RDSit-1

(11)

其中，RDSit為第i個省份第t年高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)存量，RDit為第i個省份第t年高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費支出，RDSit-1為第i個省份第t-1年高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)存量。參照張同斌等(2011)的方法，本文中研發(fā)資本的折舊率取值為15%，并計算了研發(fā)支出價格指數(shù)。研發(fā)經(jīng)費支出用研發(fā)支出價格指數(shù)進行平減后計算，研發(fā)支出價格指數(shù)以1996年為基期。

(四)人力資本變量(FEP)和技術引進消化吸收經(jīng)費支出(ETA)的選取

由于缺少教育程度等數(shù)據(jù)，本文采用高技術產(chǎn)業(yè)的R&D活動人員折合全時當量代表人力資本變量(FEP)。高技術產(chǎn)業(yè)的R&D活動人員折合全時當量，由參加R&D項目人員以及應分攤在R&D項目中的管理和服務人員的全時當量相加得到。

本文將高技術產(chǎn)業(yè)技術引進經(jīng)費支出與技術消化吸收經(jīng)費支出加總，記為ETA，表示除自主研發(fā)以外的其他技術經(jīng)費支出。與研發(fā)支出類似，技術引進消化吸收經(jīng)費支出(ETA)變量也采用以1996年為基期的研發(fā)支出價格指數(shù)進行平減。

(五)變量的單位根與協(xié)整檢驗

本文采用面板數(shù)據(jù)的Fisher-ADF檢驗與Fisher-PP檢驗方法對各變量進行單位根檢驗，檢驗結果表明，各變量對數(shù)序列均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列。此外，面板數(shù)據(jù)的Pedroni檢驗和Kao檢驗結果表明，各變量之間存在協(xié)整關系，符合建立計量經(jīng)濟模型的條件。

五、知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長影響的實證分析

(一)我國高技術產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的現(xiàn)狀分析

國內(nèi)外文獻中一般采用 Moran′s I 指數(shù)檢驗空間相關性，本文以高技術產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長對數(shù)(ln TFPC)的 Moran′s I 指數(shù)為例，對區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新的空間相關性，即協(xié)同創(chuàng)新的現(xiàn)狀進行分析。

表1　全要素生產(chǎn)率增長(ln TFPC)的空間相關性檢驗(Moran′I指數(shù)值)

注：***、**、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%水平下顯著；括號內(nèi)為z值；Moran′s I指數(shù)為正，表明ln TFPC 趨于集聚，反之趨于分散。

由表1可得，1997—2011年，我國高技術產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的Moran′s I指數(shù)顯著為正，這表明全要素生產(chǎn)率增長存在著正向的空間自相關和空間依存特征。因此，全國已經(jīng)形成了若干個高技術創(chuàng)新中心，協(xié)同創(chuàng)新特征明顯。

分地區(qū)而言，表1中環(huán)渤海和東北地區(qū)Moran′s I指數(shù)的結果顯示，該區(qū)域基本形成了以北京和天津為中心，遼寧和山東為次中心，其他省份為外圍的格局。與此同時，環(huán)渤海和東北地區(qū)的空間相關性不斷減小，尤其是2005年后，這一趨勢更加明顯。隨著遼寧、山東以及外圍省份的研發(fā)投入增加，全要素生產(chǎn)率增長較快。以2007年高技術產(chǎn)業(yè)增加值增速為例，北京和天津的高技術產(chǎn)業(yè)增加值同比增長了14.2%和2%，而山東和遼寧分別增長了36.3%和40.4%，山東和遼寧高技術產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展削弱了北京和天津的絕對中心地位，協(xié)同創(chuàng)新的模式開始發(fā)生變化。

長三角地區(qū)Moran′s I指數(shù)的結果表明，該地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長總體上為正相關，但空間相關性并不穩(wěn)定，協(xié)同創(chuàng)新沒有固定的變動規(guī)律。這是因為：一方面，江蘇、上海和浙江均是高技術產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達的省份，研發(fā)投入力度大，區(qū)域之間差異較小，高技術研發(fā)由中心向外圍的溢出效應并不明顯，協(xié)同創(chuàng)新受到一定局限；另一方面，長三角地區(qū)各省份之間高技術產(chǎn)業(yè)的雷同度較高，高度的產(chǎn)業(yè)雷同現(xiàn)象導致該區(qū)域高技術創(chuàng)新呈現(xiàn)既競爭又合作的局面，因此，該地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新取決于競爭中資源分配效應與合作中經(jīng)濟規(guī)模效應的強弱。

1997—2004年，珠三角地區(qū)Moran′s I指數(shù)的顯著性不斷下降，協(xié)同創(chuàng)新程度減弱。在這一時期，由于廣東是珠三角高技術產(chǎn)業(yè)的絕對中心，具有經(jīng)濟環(huán)境、制度、人才等多方面的優(yōu)勢，高技術研發(fā)資源向中心集中，不利于外圍省份的技術進步和協(xié)同創(chuàng)新。2005年之后，隨著高技術研發(fā)的邊際成本上升與收益下降，研發(fā)資源開始向外圍的廣西、海南等省份擴散，尤其是“泛珠三角”提出之后，珠三角各省份之間的合作機制逐步建立起來，協(xié)同創(chuàng)新程度開始增強。以廣東和海省高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)存量為例，據(jù)估算，1997年廣東省的研發(fā)存量是海南的119.02倍，2004年上升為727.23倍，2011年則回落至572.62倍。

中部地區(qū)總體上也表現(xiàn)出正的空間相關性，與長三角地區(qū)類似，該地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新中心的聚集程度不高，高技術發(fā)展水平比較接近，研發(fā)投入力度相當。例如，2011年，河南、安徽、湖南和湖北四省的高技術研發(fā)經(jīng)費支出分別是264.5億元、214.6億元、233.2億元、323.0億元。特別地，2004年國家提出中部崛起戰(zhàn)略之后，各項政策開始向中部地區(qū)傾斜，中部地區(qū)各省份高技術產(chǎn)業(yè)競相爭取研發(fā)資源和人力資本，協(xié)同創(chuàng)新效果并不十分顯著。

與中部地區(qū)不同，西部地區(qū)各省份高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新在1997—2011年間的大多數(shù)年份都表現(xiàn)出明顯的聚集現(xiàn)象，陜西和四川一直是西北地區(qū)和西南地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)的絕對中心，兩個技術創(chuàng)新中心的發(fā)展對西部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)的技術進步起到了重要的推動作用。但2009年以來，高水平研發(fā)不足、勞動力成本上升等因素，導致中心對外圍省份的帶動效應減弱，協(xié)同創(chuàng)新的程度下降。

全要素生產(chǎn)率增長對數(shù)Moran′s I指數(shù)的計算結果體現(xiàn)了各地區(qū)乃至全國高技術協(xié)同創(chuàng)新的空間分布特征及“中心-外圍”的變動特征，為分析知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的影響提供了經(jīng)驗證據(jù)。

(二)知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長影響的實證分析

選擇創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)為全要素生產(chǎn)率增長(TFPC)，對模型(8)、(9)進行檢驗與估計，結果如表2所示。

表2　知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長(ln TFPC)影響的估計結果

注：***、**、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%水平下顯著，“—”表示不顯著；括號內(nèi)為t值；對空間面板模型形式的檢驗是通過計算、對比拉格朗日乘數(shù)檢驗(LM test)統(tǒng)計量和穩(wěn)健的LM檢驗(Robust LM test)統(tǒng)計量完成的；由于技術引進消化吸收經(jīng)費支出變量(ETA)和人力資本變量(FEP)不是本文分析的重點，因此沒有列出。下同。

由表2可以得出，全國研發(fā)存量(ln RDS)的增長對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻顯著，數(shù)值為0.011，因此，就全國而言，研發(fā)投入的增加會促進全要素生產(chǎn)率的增長。與全國的情形類似，環(huán)渤海和東北地區(qū)、中部地區(qū)研發(fā)存量對全要素生產(chǎn)率增長的影響也顯著為正，尤其是中部地區(qū)，研發(fā)存量前的系數(shù)顯著，為0.083。然而，高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)達的長三角和珠三角地區(qū)，和高技術產(chǎn)業(yè)相對落后的西部地區(qū)，研發(fā)存量對全要素生產(chǎn)率增長的影響均不顯著。研發(fā)投入和其他要素一樣，也服從先上升后下降的邊際收益遞減規(guī)律，環(huán)渤海和東北地區(qū)、中部地區(qū)的高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平要低于長三角和珠三角地區(qū)，但高于西部地區(qū)，因而其研發(fā)投入的效果顯著。長三角和珠三角地區(qū)研發(fā)要素的邊際收益遞減導致了一定程度的“研發(fā)生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。西部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)存量較低，研發(fā)的規(guī)模效應并未顯現(xiàn)。

如前文分析，空間權重矩陣與研發(fā)存量的乘積(W*RDS)可以代表區(qū)域內(nèi)的知識溢出效應。表2顯示，長三角、環(huán)渤海和東北地區(qū)的知識溢出效應對全要素生產(chǎn)率增長的影響顯著為負，其他地區(qū)知識溢出效應的影響不顯著。在中心省份與外圍省份之間，高技術產(chǎn)業(yè)中技術差距的過大和過小都不利于知識的溢出，即知識溢出隨技術差距擴大呈現(xiàn)倒“U”型的變動規(guī)律。長三角地區(qū)、中部地區(qū)不同省份之間高技術的差距較小，不利于知識的溢出。環(huán)渤海和東北地區(qū)則是由于內(nèi)蒙古、山西等省份基礎配套設施不夠完善等原因，不能有效地吸收北京、天津等中心省份高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)的溢出效應。

ρ或λ代表了區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新的空間相關性，即協(xié)同創(chuàng)新程度對全要素生產(chǎn)率增長的影響。表2中的結果表明，全國、環(huán)渤海和東北、珠三角地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長的促進效果顯著為正，全國和上述兩個區(qū)域中心省份的技術創(chuàng)新程度高，并且適度的技術距離使得“中心-外圍”省份之間可以實現(xiàn)優(yōu)勢互補、資源共享(劉志迎 等，2013)。長三角地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻并不顯著，中部地區(qū)和西部地區(qū)則沒有形成良性的協(xié)同創(chuàng)新機制。長三角地區(qū)、中部地區(qū)在區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的過程中缺乏一個“增長極”，阻礙了區(qū)域內(nèi)協(xié)同創(chuàng)新貢獻的發(fā)揮。西部地區(qū)中，除了四川和陜西以外，其余省份高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平過低，除了不能與四川和陜西兩個中心實現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新外，各省份內(nèi)部“政產(chǎn)學研”的協(xié)同創(chuàng)新機制也不健全，對區(qū)域創(chuàng)新的貢獻遠遠不足。

(三)知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對技術效率提升影響的實證分析

采用全要素生產(chǎn)率分解后得出的技術效率提升指數(shù)和技術進步指數(shù)，可以進一步分析知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長的影響。將創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)確定為技術效率提升(PEFC)，對模型(8)、(9)進行估計，結果如表3所示。

表3　知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對技術效率提升(ln PEFC)影響的估計結果

表3中的估計結果表明：在全國范圍、環(huán)渤海和東北地區(qū)、長三角地區(qū)，高技術產(chǎn)業(yè)中研發(fā)投入增加有利于技術效率的提升，但珠三角、中部地區(qū)和西部地區(qū)研發(fā)投入對技術效率的貢獻并不顯著。其中，長三角地區(qū)研發(fā)投入對技術效率的影響最為顯著，研發(fā)投入每增加1%，技術效率指數(shù)平均增加0.054%。由于我國高技術產(chǎn)業(yè)各細分行業(yè)大多為制造業(yè)，長三角地區(qū)的上海、江蘇和浙江擁有領先的制造基礎設施和現(xiàn)代化的生產(chǎn)設備，高端人才的集中使得該區(qū)域人力資本豐富。此外，長三角地區(qū)促進高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制度完善程度、對外開放程度等因素都是研發(fā)投入貢獻的顯現(xiàn)。

研發(fā)空間溢出效應對技術效率的影響方面，除了珠三角之外，各區(qū)域內(nèi)中心省份向外圍省份知識溢出對技術效率的促進效果均不明顯。表3顯示：珠三角地區(qū)知識溢出效應增加1%，技術效率指數(shù)提升0.039%。作為珠三角地區(qū)中心省份的廣東，自1995年開始，高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值一直穩(wěn)居全國首位。2011年，廣東省高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占全國的26.66%，是整個中西部地區(qū)的1.45倍。廣東省高技術生產(chǎn)活動達到一定規(guī)模后，其生產(chǎn)活動向外圍轉移，同時伴隨著技術和人才的流動，因而作為一種載體促進知識的溢出，進而促進了外圍省份生產(chǎn)效率和技術效率的提升。其他地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)活動和研發(fā)活動總體上仍向區(qū)域內(nèi)中心省份集聚，生產(chǎn)活動和研發(fā)活動的集聚效應大于擴散效應，進而導致知識溢出對技術效率的貢獻不顯著。

技術效率的協(xié)同創(chuàng)新方面，由表3可得：在全國層面、環(huán)渤海和東北地區(qū)、中部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新對技術效率的影響顯著為正，其他地區(qū)不顯著甚至為負。長三角地區(qū)各省份基本形成了完整的高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)體系，產(chǎn)業(yè)鏈完整，生產(chǎn)和技術協(xié)作創(chuàng)新的空間不大。西部地區(qū)的大多數(shù)省份高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)水平過于落后，高技術生產(chǎn)設備的高投資、人力資本的高投入等問題使得其無法達到技術效率協(xié)同創(chuàng)新的門檻，一些相鄰的外圍省份呈現(xiàn)出低水平的“俱樂部趨同”現(xiàn)象，高技術創(chuàng)新收斂或者停滯，抑制了區(qū)域內(nèi)的協(xié)同創(chuàng)新。

(四)知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對技術進步影響的實證分析

選取創(chuàng)新產(chǎn)出(Y)為技術進步指數(shù)(TECHC)，對模型(8)、(9)進行估計，結果如表4所示。

從表4可以看出，各個區(qū)域內(nèi)，高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入對技術進步的貢獻不顯著甚至為負。研發(fā)投入在快速增長的同時，部分地區(qū)還存在著研發(fā)要素配置不合理、管理錯位和時滯效應過長等問題，技術收斂現(xiàn)象凸顯。另外，總體而言，我國高技術產(chǎn)業(yè)仍處于價值鏈的中低端層次，即加工、組裝、制造等勞動密集型環(huán)節(jié)，技術水平相對落后，而研發(fā)資本對高技術生產(chǎn)過程和生產(chǎn)技術的改造不足導致技術進步緩慢。此外，我國高技術產(chǎn)業(yè)中科技成果轉化率低也是研發(fā)對技術進步貢獻不顯著的重要原因。高技術產(chǎn)業(yè)專利申請快速增長的同時，部分專利、科技立項注重技術研發(fā)而忽視了市場需求，并沒有形成技術進步推動與研發(fā)成果應用拉動協(xié)調(diào)發(fā)展的機制。因此，促進我國高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動由價值鏈底部向兩端的轉移，是發(fā)揮研發(fā)存量對技術進步貢獻和避免高技術“低水平陷阱”的重要前提。

表4　知識溢出、協(xié)同創(chuàng)新對技術進步(ln TECHC)影響的估計結果

與研發(fā)存量類似，各區(qū)域高技術產(chǎn)業(yè)中知識溢出效應對技術進步的貢獻也不顯著。在各區(qū)域中心向外圍省份知識溢出的過程中，存在著溢出渠道不通暢和流動機制不健全等問題。中心省份為了保持高技術的競爭優(yōu)勢，會通過制度約束設置門檻，提高研發(fā)資源的轉移成本，減弱研發(fā)的外部性。與此同時，中心省份高技術產(chǎn)業(yè)還會采取加大投入、政策傾斜等方式，引進先進的技術和優(yōu)秀人才，使得研發(fā)資源由外圍向中心的集聚效應大于由中心向外圍的擴散效應，因而不利于外圍省份的技術進步。因此，只有當各區(qū)域內(nèi)中心省份研發(fā)存量對該省份技術進步的貢獻達到一定程度時，才能實現(xiàn)其向外圍的正向溢出效應。

對比表2和表4中的結果可得，技術進步的協(xié)同創(chuàng)新效應與全要素生產(chǎn)率增長的協(xié)同創(chuàng)新效應表現(xiàn)出一致性。全國層面、環(huán)渤海和東北、長三角地區(qū)及珠三角地區(qū)技術進步協(xié)同創(chuàng)新的效果十分顯著，中部地區(qū)和西部地區(qū)不顯著。這說明，在我國東部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)技術進步的過程中，已經(jīng)基本能夠實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)、高?？蒲袡C構、政府的融合，即同一區(qū)域內(nèi)各個省份間、同一省份多個創(chuàng)新主體間能夠實現(xiàn)研發(fā)資源共享與創(chuàng)新活動的合作，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)技術進步的協(xié)同創(chuàng)新。中西部地區(qū)由于研發(fā)資源匱乏、制度不完善等原因，實現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新對技術進步的促進還需要創(chuàng)新主體的共同努力。

六、結論與政策建議

本文在經(jīng)典知識創(chuàng)新函數(shù)的基礎上加入地理因素，根據(jù)新經(jīng)濟地理學的“中心-外圍”理論設置空間權重矩陣，將研發(fā)的空間聯(lián)系表示為經(jīng)濟地理溢出效應，基于空間相關性方法表示協(xié)同創(chuàng)新，通過構建空間面板數(shù)據(jù)模型研究知識溢出和協(xié)同創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長、技術效率提升與技術進步的影響，主要結論如下：

研發(fā)存量對全要素生產(chǎn)率增長、技術效率提升的貢獻總體顯著。研發(fā)要素的邊際收益遞減、研發(fā)存量較低也導致了部分地區(qū)“研發(fā)生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象的出現(xiàn)。高技術產(chǎn)業(yè)中，研發(fā)投入對技術效率的提升與高技術制造基礎設施和生產(chǎn)設備的水平緊密相關。在全國各個區(qū)域內(nèi)，高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入對技術進步的貢獻不顯著甚至為負，我國高技術產(chǎn)業(yè)仍處于價值鏈的中低端層次、科技成果轉化率低是研發(fā)對技術進步貢獻不顯著的重要原因。

不同地區(qū)知識溢出效應對全要素生產(chǎn)率增長、技術效率提升和技術進步呈現(xiàn)差異化的影響，大多數(shù)地區(qū)知識溢出效應的貢獻并不顯著。在中心與外圍省份之間，高技術產(chǎn)業(yè)中技術差距過大和過小都不利于知識的溢出。中心省份高技術生產(chǎn)活動在達到一定規(guī)模后，其生產(chǎn)活動向外圍轉移過程中伴隨著技術和人才的流動，才能實現(xiàn)正向的知識溢出效應。此外，在各區(qū)域中心向外圍省份的知識溢出過程中，還存在著溢出渠道不通暢和流動機制不健全等問題。

協(xié)同創(chuàng)新方面，適度的技術距離使得我國東部各區(qū)域內(nèi)中心與外圍省份之間可以實現(xiàn)優(yōu)勢互補、資源共享，進而實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)技術進步的協(xié)同創(chuàng)新。中部地區(qū)和西部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)則由于研發(fā)資源匱乏、制度不完善、缺乏增長極、“政產(chǎn)學研”的合作機制不健全等原因，并沒有形成良性的協(xié)同創(chuàng)新機制，其中，一些相鄰的外圍省份還沒有達到協(xié)同創(chuàng)新的門檻，呈現(xiàn)出低水平的“俱樂部趨同”現(xiàn)象。

根據(jù)以上結論，本文得到政策啟示如下：

一是針對不同區(qū)域發(fā)展規(guī)律實行差異化的高技術產(chǎn)業(yè)政策。區(qū)域內(nèi)高技術發(fā)展差異較大的地區(qū)應根據(jù)實際情況制定分層次、遞進式的發(fā)展機制，比如在環(huán)渤海和東北地區(qū)內(nèi)，充分發(fā)揮北京、天津的絕對中心位置，構建以山東、遼寧為次要協(xié)作創(chuàng)新技術帶，內(nèi)蒙、山西等外圍省份與中心地區(qū)互為補充的多省份協(xié)作發(fā)展機制；發(fā)展差距較小的地區(qū)應采用網(wǎng)絡式的協(xié)同創(chuàng)新機制，比如在長三角地區(qū)，應該構建以上海、南京、杭州等中心城市為網(wǎng)絡節(jié)點的多區(qū)域共同發(fā)展協(xié)作機制

二是對于技術發(fā)達的東部地區(qū)，繼續(xù)發(fā)揮其先發(fā)優(yōu)勢。政府應進一步加大研發(fā)投入，增加研發(fā)存量，提高研發(fā)強度，發(fā)揮研發(fā)資源規(guī)模效應；在高技術創(chuàng)新的過程中，應該通過提高基礎研究項目所占比重等，形成“自主創(chuàng)新”、“原始創(chuàng)新”與“模仿創(chuàng)新”、“集成創(chuàng)新”的雙向互補機制，但在引進技術消化吸收的同時，應更加注重自主創(chuàng)新和原始創(chuàng)新；在促進溢出效應方面，政府應建立有利于協(xié)同創(chuàng)新中各創(chuàng)新主體發(fā)展的利益共享機制，包括完善知識產(chǎn)權保護制度、規(guī)范合作的法規(guī)政策體系、明確科技成果評估體系等，在保證各創(chuàng)新主體合理利益的基礎上，發(fā)揮多創(chuàng)新主體參與協(xié)同創(chuàng)新的積極性，營造有利于區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新主體間知識轉移的環(huán)境，促進區(qū)域知識聯(lián)盟的形成。

三是全國協(xié)作創(chuàng)新網(wǎng)絡的形成離不開中西部省份的參與。針對中西部地區(qū)缺乏“增長極”的現(xiàn)象，在短期內(nèi)，通過政策傾斜或財稅激勵等方式形成協(xié)作創(chuàng)新的中心省份，構建“研發(fā)-生產(chǎn)”的良性協(xié)作互動機制，即在區(qū)域內(nèi)部，積極促進高技術研發(fā)活動由外圍省份向中心省份的集聚，促進生產(chǎn)活動由中心省份向外圍省份轉移，這樣有利于發(fā)揮中心省份的人力資本優(yōu)勢和外圍省份的勞動力低成本優(yōu)勢，以及生產(chǎn)活動和研發(fā)活動轉移過程中知識溢出效應；在長期，應該逐步消除區(qū)域間技術壁壘，鼓勵區(qū)域內(nèi)中心外圍省份間的高技術合作。

四是在全國范圍內(nèi)構建有效的高技術產(chǎn)業(yè)協(xié)作創(chuàng)新體系。中央和地方政府應該出臺加快促進東部地區(qū)向中西部地區(qū)高技術人才交流、對口扶持、高技術產(chǎn)業(yè)梯度轉移的政策措施，突破高技術知識溢出的地域鄰近限制，疏通高技術知識溢出的路徑。與此同時，還應健全東部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)市場化機制和利益補償機制，避免高技術產(chǎn)業(yè)重復建設和資源浪費的“擁擠外部性”問題，提高高技術研發(fā)資源配置效率。總之，東部地區(qū)和中西部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)應充分利用自身的有利條件，優(yōu)化高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長和技術創(chuàng)新的外部環(huán)境，努力構建區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間分工明確的高技術創(chuàng)新體系，促進研發(fā)的知識溢出與協(xié)同創(chuàng)新。

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(責任編輯張坤)

The Regional Knowledge Spillover, Collaborative Innovation and TFP Growth in High-tech Industry

ZHANG TongBinLI JinKaiZHOU Hao

(Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025)

Abstract:Based on classical knowledge innovation function, this paper adds geographical factors and specifies the spatial weight matrix according to the “core and periphery theory” of new economic geography. The influences of R&D spillover effects and collaborative innovation on TFP growth, technical efficiency upgrading and technical progress are discussed by spatial panel data model. The conclusions show that R&D has a significant contribution on TFP growth, but the diminishing marginal returns of the R&D and the low level of R&D stock lead to the phenomenon of “R&D productivity paradox” in some regions. The spillover effects of R&D do not have significant contributions to TFP growth in most of the regions. Too large or too small technology gap is not conducive to the knowledge spillover between the core and peripheral provinces. As to the collaborative innovation, the core and periphery provinces in eastern China can complement each other′s advantages and then realize regional collaborative innovation. However, high-tech industries in central and western China do not form a virtuous collaborative innovation mechanism due to the limited resources of R&D and inefficient cooperation mechanism of “government-industry-university-institute”.

Keywords:high-tech industry; knowledge spillover; collaborative innovation; TFP growth

收稿日期：2015-11-22

作者簡介：張同斌(1985--)，男，山東濰坊人，經(jīng)濟學博士，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院副教授。

基金項目：國家自然科學基金項目“中國高技術產(chǎn)業(yè)R&D投入對技術創(chuàng)新的內(nèi)在驅動機制研究：結構變化、兩面性與政策效應”(71303035)；遼寧省高等學校優(yōu)秀人才支持計劃“高技術產(chǎn)業(yè)中研發(fā)投入對技術進步的影響機制研究”(WJQ2013025)。

中圖分類號：F276.44

文獻標識碼：A

文章編號：1001-6260(2016)01-0009-10

李金凱(1989--)，男，山東聊城人，東北財經(jīng)大學經(jīng)濟學院碩士生。

周浩(1989--)，男，山東濟寧人，東北財經(jīng)大學公共管理學院碩士生。