西部地區(qū)中心城市技術(shù)創(chuàng)新擴散效應(yīng)的實證

王飛航，姜安印劉苗

（1.蘭州大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，蘭州730000；2.蘭州理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，蘭州730050）

0 引言

由于西部地區(qū)發(fā)展的不均衡，提升各省的技術(shù)創(chuàng)新能力，發(fā)展省際間的技術(shù)擴散，從而提升整體的經(jīng)濟水平就顯得尤為重要。近幾年的國家支持政策逐漸向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，西部地區(qū)的技術(shù)和經(jīng)濟將更加快速的發(fā)展，區(qū)域間的技術(shù)擴散效應(yīng)也將增強。目前，大量文獻(xiàn)主要考查的是各國間的技術(shù)擴散，和我國部分省域內(nèi)的技術(shù)擴散，對于西部地區(qū)的技術(shù)擴散效應(yīng)研究較少[1-8]。本文在以往研究的基礎(chǔ)上，轉(zhuǎn)換研究視角，以西部地區(qū)12個省市為研究對象，把省際間的技術(shù)擴散、國外直接投資和省內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力同時納入一個模型中作相應(yīng)的實證分析。

1 我國西部地區(qū)技術(shù)擴散現(xiàn)狀

在開放的經(jīng)濟條件下，各地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步不僅來源于區(qū)域內(nèi)技術(shù)擴散和國外的技術(shù)擴散作用，也依賴于自身的研發(fā)和創(chuàng)新，國外直接投資是技術(shù)進(jìn)步的重要來源之一，國內(nèi)的技術(shù)轉(zhuǎn)移和科研投入也會使區(qū)域技術(shù)進(jìn)步，這些因素都會在區(qū)域技術(shù)擴散中發(fā)揮重要的作用，成為技術(shù)擴散的重要渠道。

技術(shù)進(jìn)步從來源渠道上可以包括兩種途徑，一種是自主創(chuàng)新，另一種是技術(shù)擴散。自主創(chuàng)新主要是通過自身的研發(fā)投入而獲得，而技術(shù)擴散主要是通過技術(shù)市場交易、人力資源流動和外商投資等方式來實現(xiàn)。以下從近三年地區(qū)的研發(fā)投入量、有效發(fā)明專利數(shù)、外商直接額和技術(shù)市場成交額四個方面的數(shù)據(jù)分析西部地區(qū)12個省市的技術(shù)擴散現(xiàn)狀。表1中數(shù)字1至12代表西部地區(qū)12個省市。

表1 西部地區(qū)12個省市的數(shù)字代號

近三年西部地區(qū)研發(fā)投入量、有效發(fā)明專利數(shù)、外商直接額和技術(shù)市場成交額分別都處在遞增的狀態(tài)，由于西部地區(qū)各省市發(fā)展的不均衡性，各省的增長幅度不同，從下頁圖1至圖4中可看出，四個指標(biāo)數(shù)據(jù)的對比分析中，陜西和四川兩個省是發(fā)展最好的，從各個指標(biāo)數(shù)據(jù)衡量，其技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)擴散效應(yīng)都是比較強的。

圖1 西部地區(qū)12個省份2012—2014年的研發(fā)投入量

圖2 西部地區(qū)12個省份2012—2014年的有效專利發(fā)明數(shù)

從研發(fā)投入量看，在2014年，四川是最高的，為4493285萬元，其次是陜西，為3667730萬元，因為在四川和陜西省內(nèi)，有較多的高校和研究院，可以促進(jìn)研究成果更快更好地轉(zhuǎn)化為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動力，提升區(qū)域技術(shù)水平的提高，促進(jìn)經(jīng)濟的增長。從有效專利發(fā)明數(shù)看，四川近兩年的有效發(fā)明專利數(shù)急劇攀升，陜西和重慶也取得了較好的成果。充分體現(xiàn)了國家的研發(fā)投入取得了較好地成果，并且運用到產(chǎn)業(yè)升級上，提高了區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新能力和經(jīng)濟發(fā)展水平。從外商直接投資看，四川和重慶投資額度較高，2014年分別達(dá)到828億美元和675億美元，其次是陜西，達(dá)到了447億美元，這三個省市較為突出。從技術(shù)市場成交合同額看，陜西的技術(shù)市場是最活躍的，在2013年，達(dá)到了3620612萬元的最高值，2014年有所下降，其次是四川，同樣在2013年達(dá)到了最高值，為2705993萬元。因此，來自國內(nèi)其他省市的技術(shù)擴散，在近幾年對陜西、四川、重慶和內(nèi)蒙古的技術(shù)進(jìn)步都起到了較強的促進(jìn)作用。

圖3 西部地區(qū)12個省份2012—2014年的外商直接投資

圖4 西部地區(qū)12個省份2012—2014年的技術(shù)市場成交合同額

總結(jié)以往國內(nèi)外學(xué)者對技術(shù)擴散效應(yīng)的研究方法，有以下幾種：統(tǒng)計指標(biāo)對比，專業(yè)技術(shù)評價和產(chǎn)品分析，調(diào)查問卷和計量經(jīng)濟分析等。其中，最具綜合性的應(yīng)該是計量經(jīng)濟分析，它一般以測量全要素生產(chǎn)率為目標(biāo)，因為全要素生產(chǎn)率可以反映一個區(qū)域和行業(yè)的整體技術(shù)進(jìn)步水平，全要素生產(chǎn)率的提高才是技術(shù)擴散效應(yīng)的最終結(jié)果。

2 模型設(shè)定與實證分析

2.1 模型設(shè)定

本文中的區(qū)域技術(shù)擴散問題，借鑒Coe&Helpman的貿(mào)易溢出計量模型（簡稱CH模型），這個模型最初的目的是評價國外的技術(shù)優(yōu)勢如何影響國內(nèi)經(jīng)濟增長的，模型的基本假設(shè)是：技術(shù)知識是通過貿(mào)易傳遞的，也就是貿(mào)易產(chǎn)生了知識溢出[9]。CH模型的表述形式如下：

其中，i=1,2,3,…，代表國家；Fit表示第i國在第t期的全要素生產(chǎn)率；表示第i國在第t期的國內(nèi)研發(fā)資本存量；表示在第t期用CH方法計算的通過貿(mào)易路徑溢出到第i國的國外研發(fā)資本存量；α0i為常數(shù)項；α1i表示第i國的國內(nèi)研發(fā)資本存量對本國全要素生產(chǎn)率的彈性；α2i表示國外溢出研發(fā)對本國全要素生產(chǎn)率的彈性；εit表示隨機擾動項。

考慮到本文的研究特點，需要對CH模型進(jìn)行改進(jìn)和擴展，本文主要是針對我國西部地區(qū)12個省市的技術(shù)創(chuàng)新能力差異，研究技術(shù)擴散效應(yīng)。對于地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力，將地區(qū)的研發(fā)資本支出和有效發(fā)明專利數(shù)引入模型，對于技術(shù)擴散方面，由于擴散的來源不同，分為國內(nèi)其他省市的技術(shù)擴散和來自國外的技術(shù)擴散。則擴展的模型表達(dá)式如下：

其中，TFPit是指我國西部地區(qū)各省市i在t年的全要素生產(chǎn)率，衡量廣義的技術(shù)進(jìn)步狀況；ln表示各省市i在第t年的研究與開發(fā)資本支出；n表示各省市i在第t年的有效發(fā)明專利數(shù)；ln表示來自國內(nèi)其他省市的技術(shù)擴散，用國內(nèi)流向省市i的技術(shù)市場成交合同額衡量；ln表示來自國外的技術(shù)擴散，用各省市i在第t年的外商直接投資額衡量，α0i為模型常數(shù)項，α1i、α2i、α3i、α4i為相應(yīng)變量對全要素生產(chǎn)率的彈性。為改善模型的擬合情況，減少異方差，給所有指標(biāo)均取對數(shù)。

2.2 數(shù)據(jù)選取

對于全要素生產(chǎn)率TFP的計算，本文用索洛余值法，采用傳統(tǒng)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)和新古典增長理論，模型的假定是，在?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步的條件下，規(guī)模報酬不變[10]。Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Yit、Kit、Lit分別表示第i省第t年的總產(chǎn)出、資本存量和勞動投入，α、β分別表示生產(chǎn)函數(shù)中資本和勞動力的產(chǎn)出彈性，Ait為技術(shù)進(jìn)步率，代表全要素生產(chǎn)率（TFP）或技術(shù)進(jìn)步。因此，各省的TFP的測算公式應(yīng)為：

總產(chǎn)出Yit用各省的GDP來表示，勞動投入Lit用各省的就業(yè)人數(shù)表示，資本投入Kit用永續(xù)盤存發(fā)估算，公式為Kit=Ki,t-1(1-δ)，其中用區(qū)域固定資本投資額表示，并采用各省市的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減，折算成2005年不變價格計算的實際值，經(jīng)濟折舊率取9.6%[11]，基年資本存量的估算，以2005年各省固定資本投資額除以10%作為該省的初始資本存量[11]。由于西藏地區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此在以西部地區(qū)為研究對象時，不考慮西藏地區(qū)，對其余11個省市的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行計算，得到的11個省市2005—2014年的全要素生產(chǎn)率的值如表2所示。

表2 11個省市2005—2014年的全要素生產(chǎn)率

本文是對西部地區(qū)12個省市2005—2014年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，各省市的GDP、人均GDP、GDP指數(shù)、固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、國外直接投資和就業(yè)人數(shù)等指標(biāo)數(shù)據(jù)基本都來自于各省市的統(tǒng)計年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，各省市的研發(fā)投入、有效發(fā)明專利數(shù)和技術(shù)市場成交合同額等數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

2.3 模型估計

對于面板數(shù)據(jù)的分析，有三種不同的估計方法，分別為混合數(shù)據(jù)模型（Pooled OLS）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機效應(yīng)模型（RE），這幾種模型的區(qū)別在于截距項和誤差項的假設(shè)不同。模型的選擇是由相關(guān)檢驗的結(jié)果決定的，混合數(shù)據(jù)模型和固定效應(yīng)模型的選擇由F檢驗決定，固定效應(yīng)模型的假設(shè)是認(rèn)為個體間存在顯著差異，但對于特定的個體而言，組內(nèi)不存在時間序列上的差異，混合數(shù)據(jù)模型是假定對于所有截面成員，截距項和解釋變量的系數(shù)都相同，即在截面上無個體影響和結(jié)構(gòu)變化，如果組間個體的差異不明顯，一般選用混合數(shù)據(jù)模型估計。固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的選擇一般考察隨機效應(yīng)的Hausman檢驗結(jié)果，在這兩個模型的選擇中，可以參考Judge所做的判斷，當(dāng)樣本的時期觀測數(shù)目較大而截面?zhèn)€數(shù)較小時，則通過兩個模型估計所得的參數(shù)值之間區(qū)別不大，而當(dāng)截面?zhèn)€數(shù)較大，樣本時期較小時，兩模型估計結(jié)果就會有明顯的差異，如果選取的截面成員可以看做是從一個較大樣本中隨機抽取出來的，則選取隨機效應(yīng)模型比價合適，否則選用固定效應(yīng)模型比較合適。

本文用Eviews6.0分析軟件，分別對數(shù)據(jù)分別用以上三種方法分析，所用數(shù)據(jù)均經(jīng)過了平穩(wěn)性檢驗，表3中的最后一行是對三種模型的檢驗結(jié)果，其中F檢驗的統(tǒng)計量概率值非常小，是顯著的，表示固定效應(yīng)模型好于混合數(shù)據(jù)模型；Hausman檢驗是顯著的，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，Hausman隨機效應(yīng)檢驗的原假設(shè)是：固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的估計量沒有實質(zhì)上的差異，表明固定效應(yīng)模型好于隨機效應(yīng)模型。綜合上面這些檢驗結(jié)果，說明固定效應(yīng)模型為最優(yōu)的模型。

由表3的分析結(jié)果可以看出，可決系數(shù)R2值達(dá)到87.24%，說明模型的整體擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)值呈高度顯著性，說明模型總體上非常顯著，檢驗結(jié)果比較正常，滿足要求。在固定效應(yīng)模型分析結(jié)果中，根據(jù)t值可以判斷西部地區(qū)的研發(fā)資本支出、有效發(fā)明專利數(shù)、國內(nèi)其他省市的技術(shù)擴散和FDI對全要素生產(chǎn)率的彈性均是顯著的，顯著性水平分別為1%、5%、5%和10%。從系數(shù)上看，常數(shù)項表示的是西部地區(qū)的11個省市的平均技術(shù)進(jìn)步水平，估計值為-0.7247，說明西部地區(qū)的平均技術(shù)進(jìn)步水平還有待提高；地區(qū)研發(fā)資本支出的系數(shù)估計值為0.1307，正值且非常顯著，說明西部地區(qū)的研發(fā)投入對地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步有很大程度的促進(jìn)作用，可能因為西部地區(qū)的高校和研究所較多，研發(fā)投入產(chǎn)學(xué)研一體化的發(fā)展，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；有效發(fā)明專利數(shù)的系數(shù)-0.029，為負(fù)并且比較顯著，說明西部地區(qū)的有效專利并沒有促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長，沒有對地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步起到積極作用，可能因為西部地區(qū)的區(qū)域條件限制，并沒有把有效的專利運用到生產(chǎn)發(fā)展的過程中；來自國內(nèi)和國外的技術(shù)擴散分別用國內(nèi)其他省市流入的技術(shù)市場成交合同額和FDI表示，系數(shù)分別為0.041053和0.071141均為正，即技術(shù)擴散對區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響為正向的，其中來自國內(nèi)的技術(shù)擴散的顯著性比國外的高，但是國外的技術(shù)擴散對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用更強一些。綜上所述，各因素對西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步的綜合影響仍以促進(jìn)其增長為主，且回歸分析所得結(jié)果的各種檢驗均比較合理，說明該回歸分析是科學(xué)的，合理的。

表3 面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3 結(jié)論

本文運用面板數(shù)據(jù)的計量經(jīng)濟分析方法研究了西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)擴散與經(jīng)濟增長的關(guān)系，通過實證分析，可以得到以下結(jié)論：（1）地區(qū)研發(fā)投入的支出形成的技術(shù)創(chuàng)新對西部地區(qū)的技術(shù)擴散和經(jīng)濟增長有著非常顯著的作用；（2）來自國內(nèi)外的技術(shù)擴散都能顯著地促進(jìn)西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，來自國內(nèi)技術(shù)交易市場的技術(shù)擴散對西部地區(qū)的促進(jìn)作用更顯著一些，西部地區(qū)在國家政策的引導(dǎo)下，國內(nèi)技術(shù)交易市場額逐年攀升，使得來自國內(nèi)的技術(shù)擴散對西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步越來越重要，是西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的一個重要來源；（3）外商直接投資對全要素增長率的增長有拉動作用，外商直接投資帶來的技術(shù)擴散，包括先進(jìn)的技術(shù)和成熟的管理經(jīng)驗，可以提高對先進(jìn)技術(shù)的利用能力，因西部地區(qū)的技術(shù)利用能力較弱，所以國外的技術(shù)擴散可以提升區(qū)域的技術(shù)利用能力。

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