區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生性研究

宗剛+高瑀

摘要：基于內(nèi)生增長理論，選取2003—2014年中國30個省域的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建聯(lián)立方程組模型，實證分析區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)生關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長作用存在倒U型關(guān)系，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響存在倒J型關(guān)系。研發(fā)投入、市場化程度、第二產(chǎn)業(yè)占比、人力資本程度在促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平上有重要的作用。市場化指數(shù)對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用，人力資本對技術(shù)創(chuàng)新存在著門檻效應(yīng)，具有知識溢出效應(yīng)，且對技術(shù)創(chuàng)新的影響力沿著東—中—西部依次遞減，西部研發(fā)投入對技術(shù)創(chuàng)新的增加效果最為明顯，彈性系數(shù)大于中東部。

關(guān)鍵詞：區(qū)域經(jīng)濟增長；技術(shù)創(chuàng)新；內(nèi)生性；聯(lián)立方程；市場化指數(shù)；人力資本

中圖分類號：F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2017）02-0101-05

改革開放以來，我國經(jīng)濟建設(shè)取得了巨大成就，現(xiàn)仍處于高速增長階段，但是也應(yīng)該看到，過去的發(fā)展建立在依托投資、依賴資源、粗放型發(fā)展的基礎(chǔ)上，這種非可持續(xù)發(fā)展方式必然會阻礙經(jīng)濟長期持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。熊彼特[1]指出創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的不竭動力，創(chuàng)新能夠促進(jìn)經(jīng)濟增長，他從經(jīng)濟與技術(shù)相結(jié)合的角度，探討了技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展過程中的作用，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新能夠解釋經(jīng)濟周期的現(xiàn)象。傅家驥[2]指出技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要手段，是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的手段，在國家經(jīng)濟增長過程中持續(xù)發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。已有研究充分表明技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要的作用。區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新之間本質(zhì)上是一種相互促進(jìn)相互影響的內(nèi)生增長關(guān)系，因此，研究區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生性顯得尤為重要，既能探究技術(shù)創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟增長在彼此中的地位，又能為政府的宏觀調(diào)控提供決策依據(jù)。

一、文獻(xiàn)回顧

已有文獻(xiàn)分析了技術(shù)創(chuàng)新的影響因素。Blomestrome[3]認(rèn)為FDI能帶來技術(shù)創(chuàng)新所需要的人力資本因素，并且對技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正效應(yīng)。Huang[4]實證分析了墨西哥、中國等發(fā)展中國家，證明FDI對東道國的技術(shù)創(chuàng)新并不存在顯著的正向效應(yīng)。Pomer[5]利用內(nèi)生增長模型，認(rèn)為FDI對發(fā)展中國家具有技術(shù)溢出效應(yīng)，能夠保持經(jīng)濟的持續(xù)增長。Borensztein[6]等指出FDI技術(shù)溢出效應(yīng)取決于發(fā)展中國家當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平。Breton[7]運用動態(tài)的索洛模型分析日本1969—1997年人力資本對人均GDP的影響。鄭世林[8]等測算了物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的影響力度，得出1978—2004年貢獻(xiàn)度達(dá)到80%。潘云文[9]測算了1990—2011年技術(shù)進(jìn)步對山東省經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)。陶愛萍[10]等建立了知識溢出與產(chǎn)業(yè)集聚的互動機制，運用聯(lián)立方程模型檢驗了知識溢出與產(chǎn)業(yè)集聚之間的相互關(guān)系，并根據(jù)實證結(jié)果提出應(yīng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚與知識溢出的良性互動。黃清煌[11]等人基于2001—2013年中國30個省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建聯(lián)立方程組模型實證分析環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，提出分地區(qū)環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟數(shù)量效應(yīng)無差異，環(huán)境規(guī)制的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應(yīng)具有明顯的分區(qū)域特點，王潤泉[12]等運用聯(lián)立方程模型實證分析了子女教育期望與城市定居意愿之間的內(nèi)生關(guān)系，陳得文等[13]運用GMM三階段最小二乘法分析了1995—2008年中國空間集聚和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，李靚等[14]基于1990—2013年的時間數(shù)列數(shù)據(jù)，分析了蔬菜零售價格的形成因素。

筆者以選取2003—2014年中國省域面板數(shù)據(jù)，依據(jù)內(nèi)生增長理論，構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新的聯(lián)立方程模型，實證分析區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新之間的內(nèi)生關(guān)系。

二、模型建立和變量選取

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究很多，目前大多采用單一方程研究，如面板數(shù)據(jù)、時間序列數(shù)據(jù)等單一方程模型，對互為因果關(guān)系的變量研究不足，無法解釋內(nèi)生性變化。

聯(lián)立方程模型則是通過把一組變量聯(lián)合決定的另一組變量組合在一起進(jìn)行測量，以便解決單一方程中因變量和自變量之間部分無法解釋的關(guān)系，在聯(lián)立方程模型中，有兩個或更多的方程組成，每個方程的被解釋變量互為其他方程的解釋變量，在聯(lián)立方程模型中，估計其中一個方程的參數(shù)時要同時兼顧其他方程的參數(shù)，充分利用不同方程之間的聯(lián)動信息，與單方程相比，更具有良好的統(tǒng)計特性。

區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新之間互為因果關(guān)系，即區(qū)域經(jīng)濟增長影響技術(shù)創(chuàng)新的水平，而技術(shù)創(chuàng)新又影響著區(qū)域經(jīng)濟增長，其簡約表達(dá)式為：

E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）

其中，E代表區(qū)域經(jīng)濟增長，F(xiàn)代表技術(shù)創(chuàng)新，XE表示影響區(qū)域經(jīng)濟增長的相關(guān)要素，XF表示影響技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)要素。

根據(jù)美國數(shù)學(xué)家柯布（C.W.Cobb）和經(jīng)濟學(xué)家保羅·道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為研究區(qū)域經(jīng)濟增長的一般模型，其形式如下：

Y=AKαLβZθeμ（2）

其中，Y表示區(qū)域經(jīng)濟增長，A代表技術(shù)進(jìn)步，K為資本存量，L為勞動要素，α、β分別為資本存量和勞動要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)，Z為影響區(qū)域經(jīng)濟增長的控制變量，μ為隨機干擾項。

兩邊取對數(shù)，得到如下模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）

筆者建立的具體聯(lián)立方程模型如下：

lnPGDPi，t=αi，t+β1lnKi，t+β2LNLABORi，t+β3lnFDIi，t+ β4lnOPENi，t+β5lnPAi，t+β6lnMIi，t+εi，tlnPAi，t=ωi，t+φ1lnFDIi，t+φ2lnRDi，t+φ3lnPGDPi，t+ φ4lnLi，t+φ5lLnMIi，t+φ6lnSi，t+ζI，T（4）

參考已有文獻(xiàn)，筆者選取固定資本存量、勞動力、外來資本、市場開放程度、技術(shù)創(chuàng)新、市場化程度作為影響區(qū)域經(jīng)濟增長的主要解釋變量，選取外來資本、研發(fā)經(jīng)費、區(qū)域經(jīng)濟增長、人力資源水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)作為影響技術(shù)創(chuàng)新的主要解釋變量。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

變量PGDPi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的區(qū)域經(jīng)濟增長水平，表示區(qū)域人均GDP，采用平減指數(shù)進(jìn)行處理。變量Ki，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的固定資本存量水平，筆者采用全社會固定資產(chǎn)投資來測度固定資本存量水平。變量LABORi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的勞動力投入水平，筆者采用從業(yè)人員數(shù)來測度勞動力投入水平。變量FDIi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的外來資本投入，筆者采用實際利用外商投資額來測度外來資本投入水平，根據(jù)各年的匯率折算成人民幣。變量OPENi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的市場開放程度，筆者采用人均進(jìn)出口貿(mào)易總額來測度區(qū)域開放程度。變量PAi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的技術(shù)創(chuàng)新水平，筆者采用專利授權(quán)量來測度區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平。變量MIi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的市場化程度，筆者采用樊綱等根據(jù)政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、要素市場的發(fā)育程度、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度和市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境測算。變量RDi，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的研發(fā)投入水平，筆者采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出來測度區(qū)域研發(fā)投入水平。變量Li，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的人力資源水平，筆者采用人均受教育年限來測度區(qū)域人力資源水平，人均受教育年限是指某一特定年齡段人群接受學(xué)歷教育的年限總和的平均數(shù)，其中，文盲半文盲人均受教育年限為0，小學(xué)為6、初中為9、高中為12、大專及以上為16。變量Si，t用來衡量第i個地區(qū)第t個時期的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，筆者采用第二產(chǎn)業(yè)占比重來測度區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。

三、模型估計

1. 方法選取。聯(lián)立方程模型的估計方法主要分為單方程估計法和系統(tǒng)估計法，具體又可分為普通最小二乘法（OLS）、間接最小二乘法（ILS）、工具變量法（IV）、兩階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）。筆者采用三階段最小二乘法計算，首先對每個方程進(jìn)行2SLS估計，根據(jù)前兩步的估計，得到對整個系統(tǒng)的擾動項的協(xié)方差矩陣估計，因此，對整個聯(lián)立方程進(jìn)行廣義最小二乘法（GLS）估計。該方法是2SLS和SUR的結(jié)合，既考慮了方程內(nèi)的聯(lián)立偏差問題，又考慮了跨方程的相關(guān)性，具體步驟為：第一階段，用OLS法估計簡化式方程，求內(nèi)生變量的估計式；第二階段，將所求內(nèi)生變量的估計值代入結(jié)構(gòu)方程，運用OLS得到參數(shù)的2SLS估計量；第三階段，用廣義最小二乘法求結(jié)構(gòu)參數(shù)的估計量。估計結(jié)果如表2所示。

2. 結(jié)果分析。區(qū)域經(jīng)濟增長方程的估計結(jié)果表明：（1）全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度有顯著的推動作用，根據(jù)表3，全社會固定資產(chǎn)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.359，市場開放程度對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.2。（2）技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的促進(jìn)作用，技術(shù)創(chuàng)新能夠提高企業(yè)核心競爭力，擴大對外貿(mào)易，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而促進(jìn)經(jīng)濟增長。技術(shù)創(chuàng)新每增加1%，區(qū)域經(jīng)濟增長水平將增加0.376%。（3）實際利用外商投資、從業(yè)人員數(shù)、市場化指數(shù)對經(jīng)濟的增長效果均顯著，但作用都為負(fù)。FDI對區(qū)域經(jīng)濟增長水平的回歸系數(shù)為負(fù)，表明我國以市場換技術(shù)策略并未成功，中國仍難掌握真正的核心技術(shù)，外資投入行業(yè)講求高回報，主要集中在金融以及制藥、金屬、通信和媒體等行業(yè)；從全國層面來看，由于從業(yè)人員中以勞動密集型人員居多，這些人員并未對區(qū)域經(jīng)濟增長水平起到正向的促進(jìn)作用，從業(yè)人員數(shù)量相對過剩，技術(shù)人員較少，因此，并未像技術(shù)創(chuàng)新一樣對區(qū)域經(jīng)濟增長起到顯著的促進(jìn)效應(yīng)；目前我國市場經(jīng)濟地位仍未獲得歐美國家確認(rèn)，在一定程度上說明市場化程度還不夠高，市場化改革進(jìn)行需進(jìn)一步完善，在一些不發(fā)達(dá)省份，經(jīng)濟中非市場的因素仍占有重要比例，政府主導(dǎo)應(yīng)進(jìn)一步向政府引導(dǎo)轉(zhuǎn)變。

技術(shù)創(chuàng)新方程的估計結(jié)果表明：（1）從全國層面來講，研發(fā)投入、市場化程度、第二產(chǎn)業(yè)占比、人力資本程度在促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平上有重要的作用。研發(fā)經(jīng)費的投入、人均受教育水平能帶來技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，這符合理論和實際情況，人均受教育程度越高，越有利于研發(fā)水平的提高；市場化指數(shù)與技術(shù)創(chuàng)新同向增加，表明技術(shù)創(chuàng)新需要一個相對自由的環(huán)境，競爭力度的擴大會促使技術(shù)研發(fā)的自發(fā)進(jìn)行，是保障和維護(hù)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新的重要條件；伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷，第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占比對技術(shù)創(chuàng)新的彈性系數(shù)為0.508；外來資本無形當(dāng)中能夠帶來技術(shù)的轉(zhuǎn)移，同時對我國的研發(fā)水平帶來一定程度的提高，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新水平會增加0.117%。（2）區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響不顯著?？紤]中國地區(qū)經(jīng)濟之間的非均衡發(fā)展，為了更好地了解目前我國區(qū)域經(jīng)濟增長與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，對東、中、西部模型進(jìn)行單獨分析，每個區(qū)域都有自己獨特的空間特性，筆者采用傳統(tǒng)東、中、西部之間的區(qū)域劃分，東部為北京、天津、上海、廣東、江蘇、浙江、福建、山東、河北、遼寧、海南；西部為四川、重慶、甘肅、青海、寧夏、貴州、新疆、廣西、山西、云南、西藏；中部為湖北、湖南、江西、山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南。

從表3回歸結(jié)果中可以看出，在東部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)因素中，全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度、市場化指數(shù)呈現(xiàn)正效應(yīng)且效果顯著；從業(yè)人員、技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，很可能的原因是從業(yè)人員數(shù)量較多質(zhì)量卻參差不齊，從業(yè)人員不僅包括科技研發(fā)人才，也包括技術(shù)含量低的工作崗位人員，另外，專利授權(quán)既包括國內(nèi)申請者，也包括國外申請者，專利授權(quán)后要么是轉(zhuǎn)化效率偏低，要么是專利在國外使用，與國內(nèi)市場形成競爭關(guān)系；FDI表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)且效果不顯著。技術(shù)創(chuàng)新主要是靠區(qū)域經(jīng)濟增長、市場化指數(shù)；人力資本和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)；FDI、研發(fā)經(jīng)費投入對技術(shù)創(chuàng)新效果不顯著。

中部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長主要依靠全社會固定資產(chǎn)投資、技術(shù)創(chuàng)新，從業(yè)人員、市場化指數(shù)呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，F(xiàn)DI和市場開放程度為負(fù)效應(yīng)且作用不明顯。中部技術(shù)創(chuàng)新主要依靠FDI、研發(fā)投入、人力資本、市場指數(shù)，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)為抑制作用。

西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長主要依靠全社會固定資產(chǎn)投資、市場開放程度，從業(yè)人員表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，F(xiàn)DI、技術(shù)創(chuàng)新、市場指數(shù)不顯著。FDI、研發(fā)經(jīng)費投入、人力資本對西部技術(shù)創(chuàng)新的影響存在顯著效應(yīng)，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新起反作用。

從東、中、西部區(qū)域總的結(jié)果來看，結(jié)合技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長系數(shù)與技術(shù)創(chuàng)新的散點圖（見圖1），可以看出，技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長作用存在倒U型關(guān)系，從三個區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新的作用來看，結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新影響系數(shù)與區(qū)域經(jīng)濟增長的散點圖（見圖2），區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)倒J型關(guān)系，各分方程的各變量回歸系數(shù)相差較大，與東部地區(qū)相比，人力資本對技術(shù)創(chuàng)新有利，中部略大于西部，這可能是因為隨著人均受教育水平的增加，人力資本素質(zhì)提升到一定階段，即達(dá)到臨界值之后，人力資本的增加會阻礙技術(shù)創(chuàng)新水平，這也表明人力資本對技術(shù)創(chuàng)新存在著門檻效應(yīng)；中、西部經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響比東部影響較強，表明第二產(chǎn)業(yè)占比大的地區(qū)，技術(shù)創(chuàng)新提升越快。FDI對技術(shù)創(chuàng)新的影響力沿著東—中—西部遞減，表明存在著技術(shù)追趕效應(yīng)；西部研發(fā)投入對技術(shù)創(chuàng)新的增加效果最為明顯，彈性系數(shù)大于中東部。

四、結(jié)論及建議

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對中國區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的正向效應(yīng)，且存在倒U型關(guān)系，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展可能存在門檻效應(yīng)，中西部目前還未達(dá)到拐點，因此，東部呈現(xiàn)顯著的促進(jìn)效應(yīng)，而中西部暫時為抑制效應(yīng)。從整體上來講，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)最大，全社會固定資產(chǎn)投資次之，最次是市場開放程度，市場化指數(shù)對技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)最大，依次是人力資本、FDI、研發(fā)投入和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。鑒于此，結(jié)合東、中、西部發(fā)展的差異性，相應(yīng)對策建議為：首先，就全國層面來講，以企業(yè)為技術(shù)創(chuàng)新主體，加強研發(fā)經(jīng)費投入，加強專利保護(hù)制度，促進(jìn)專利成果的轉(zhuǎn)化，保障技術(shù)創(chuàng)新的可持續(xù)發(fā)展；固定資產(chǎn)投資繼續(xù)保持穩(wěn)步增長勢頭；以“一帶一路”為突破點，保持與區(qū)域合作發(fā)展態(tài)勢；減少政策干預(yù)，力爭擴大市場經(jīng)濟程度；優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型；合理利用外資，有意識地引導(dǎo)外資進(jìn)入高新技術(shù)和新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，協(xié)調(diào)國外先進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移到國內(nèi)。其次，從區(qū)域?qū)用鎭碇v，區(qū)域經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新具有門檻效應(yīng)充分表明，中西部應(yīng)加快經(jīng)濟增長速度，縮小與東部之間的差距，當(dāng)經(jīng)濟增長達(dá)到臨界點時，中西部將對技術(shù)創(chuàng)新起正向促進(jìn)效應(yīng)；當(dāng)人均受教育年限提高到一定程度時，將不再增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，現(xiàn)階段中西部應(yīng)進(jìn)一步提高人口素質(zhì)，擴大區(qū)域受教育水平，使人才數(shù)量趕超東部，東部則應(yīng)進(jìn)一步提高人才質(zhì)量；西部應(yīng)厘清政策和市場分工，加快非國有經(jīng)濟的發(fā)展，提升市場化指數(shù)水平。

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責(zé)任編輯：李金霞