創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出與實體經(jīng)濟發(fā)展

巫 強,張金華,鄭江淮

(南京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、問題的提出

實體經(jīng)濟部門為國民經(jīng)濟提供實實在在的各類物質(zhì)產(chǎn)品或服務(wù)，實體經(jīng)濟包括各類制造業(yè)，也包括大多數(shù)服務(wù)業(yè)。與其相對應(yīng)，金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等行業(yè)則被歸入虛擬經(jīng)濟的范疇。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2015年我國實體經(jīng)濟規(guī)模占國內(nèi)生產(chǎn)總值的86%。實體經(jīng)濟不僅是國民經(jīng)濟的重要組成部分，更是國民經(jīng)濟的命脈和基礎(chǔ)，它決定了一個國家的國際競爭力和長遠(yuǎn)的發(fā)展空間。實體經(jīng)濟發(fā)展的重要意義已被中央意識到，早在2011年12月，中央經(jīng)濟工作會議就提出“牢牢把握發(fā)展實體經(jīng)濟這一堅實基礎(chǔ)”。陳健和龔曉鶯[1]提出，近年來，我國經(jīng)濟運行出現(xiàn)較為嚴(yán)重的“脫實向虛”傾向，以房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)為代表，大量資金進入并停滯在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，導(dǎo)致資產(chǎn)價格偏高，各類金融資產(chǎn)的投機行為盛行，而正處于邁向全球價值鏈中高端關(guān)鍵時期的制造業(yè)卻無法獲得足夠的資金支持。其直接表現(xiàn)就是近年來金融業(yè)占GDP的比重越來越大，而制造業(yè)占比迅速下滑。從更為宏觀的角度分析，黃群慧[2]認(rèn)為，中國目前存在制造業(yè)結(jié)構(gòu)性供需失衡、服務(wù)業(yè)和工業(yè)發(fā)展失衡、實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡三個層面上的實體經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡。2016年中央經(jīng)濟工作會議也指出，我國目前經(jīng)濟運行主要矛盾的根源在于重大結(jié)構(gòu)性失衡，強調(diào)“著力振興實體經(jīng)濟”。振興實體經(jīng)濟，核心是要堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，也就是要以創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展。這與黨的十八大提出實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，強調(diào)推動以科技創(chuàng)新為核心的全面創(chuàng)新，以及發(fā)揮科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻是一致的。

創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展影響的研究雖然是經(jīng)濟學(xué)理論研究的新問題，但是由于實體經(jīng)濟本身是國民經(jīng)濟的主體，所以對該問題的研究可大量借鑒創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的研究成果。在經(jīng)濟增長理論的研究中，創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響研究產(chǎn)生諸多理論成果。從索洛的技術(shù)進步理論到諾思的制度創(chuàng)新理論，再到羅默和盧卡斯的內(nèi)生增長理論，創(chuàng)新作為經(jīng)濟增長源泉之一已經(jīng)成為理論界的共識，毛其淋和方森輝[3]的研究也證實這一點。Grossman 和Helpman[4]認(rèn)為，有目的性的、追求利潤的知識投資在長期經(jīng)濟增長過程中起關(guān)鍵作用。但Segerstrom[5]指出，創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的促進作用可能存在門檻。對于模仿創(chuàng)新而言，Aghion等[6]認(rèn)為，適度的模仿創(chuàng)新能促進經(jīng)濟增長，過度的模仿創(chuàng)新會抑制經(jīng)濟增長。對于特定行業(yè)而言，Sanyal和 Ghosh[7]指出，市場競爭越激烈，企業(yè)越有動機去創(chuàng)新，從而規(guī)避競爭。這種逃避競爭所導(dǎo)致的創(chuàng)新將提高行業(yè)整體技術(shù)水平和生產(chǎn)效率，促進經(jīng)濟增長。

盡管這些成果能為創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展提供研究啟示，但并未直接回答創(chuàng)新如何驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的問題。對該問題的研究，首先，要界定創(chuàng)新。創(chuàng)新概念范圍廣泛，包括技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新等多層次的創(chuàng)新活動；創(chuàng)新主體多元化，不僅有企業(yè)，還包括大學(xué)、科研院所等多方面主體。本文力圖聚焦以實體經(jīng)濟企業(yè)為主體的技術(shù)創(chuàng)新活動，區(qū)分創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出這兩類創(chuàng)新變量，而不是寬泛意義上的創(chuàng)新概念。其次，要深入刻畫創(chuàng)新影響實體經(jīng)濟發(fā)展的具體機理。本文分別論證創(chuàng)新投入主要在需求側(cè)影響實體經(jīng)濟發(fā)展，而創(chuàng)新產(chǎn)出主要在供給側(cè)影響實體經(jīng)濟發(fā)展，這兩種影響機理都存在地區(qū)差異；并且考慮到創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在的投入產(chǎn)出關(guān)系，提出創(chuàng)新投入會通過創(chuàng)新產(chǎn)出間接影響實體經(jīng)濟發(fā)展，拆分創(chuàng)新投入影響實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)；另外提出創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的正向促進作用可能隨著時間而衰減。最后，要采用數(shù)據(jù)樣本去驗證相應(yīng)的影響機理。本文構(gòu)建2005—2015年我國30個省份的省級面板數(shù)據(jù)，采用靜態(tài)面板模型估計實證方程，重點運用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)方法驗證相應(yīng)的理論假設(shè)。

二、理論機理與研究假設(shè)

企業(yè)是創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的主體，盡管企業(yè)的創(chuàng)新活動體現(xiàn)在技術(shù)、產(chǎn)品、管理和經(jīng)營模式等諸多方面，但技術(shù)創(chuàng)新無疑是企業(yè)創(chuàng)新活動的核心部分。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能提高自身資本產(chǎn)出比和勞動產(chǎn)出比，擴大自身生產(chǎn)規(guī)模。紀(jì)玉山等[8]認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新成果可能在集聚于同一地區(qū)的企業(yè)之間，或在同行業(yè)之間轉(zhuǎn)移和擴散，那么該企業(yè)微觀的技術(shù)創(chuàng)新就能成為宏觀上實體經(jīng)濟規(guī)模擴張與發(fā)展水平提升的動力來源。同時，王瑾[9]指出，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新如果發(fā)生在特定地區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)中，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模擴張將進一步拉動上下游產(chǎn)業(yè)的增長，從而推動區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展。萬勇[10]也提出類似觀點，即企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能通過優(yōu)化區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變增長方式，推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。除此之外，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新也有助于提升實體經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量，如范柏乃等[11]就強調(diào)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新通過提高產(chǎn)品技術(shù)含量、增強企業(yè)核心競爭力、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和燙平經(jīng)濟危機四個方面提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，這顯然也有助于提升實體經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量。

除了上述支持創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的文獻外，本文強調(diào)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動也是一個投入—產(chǎn)出過程，包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面。創(chuàng)新投入包括實施創(chuàng)新活動所需要投入的各種要素，如研發(fā)人才、資金、實驗室和設(shè)備等。創(chuàng)新投入增加能從需求側(cè)直接拉動實體經(jīng)濟發(fā)展，如實驗室建造、設(shè)備制造與維修以及研發(fā)人才培訓(xùn)都需要投入相應(yīng)的要素，也需要投入各類原材料，這又會擴大對上游供應(yīng)商的產(chǎn)品需求，帶動相應(yīng)產(chǎn)品的供給。由此，創(chuàng)新投入增加會形成對產(chǎn)業(yè)鏈上下游各類物質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)的需求，從需求側(cè)促進實體經(jīng)濟發(fā)展。企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出直接體現(xiàn)為新技術(shù)，這些新技術(shù)被運用在企業(yè)自身生產(chǎn)運營，可以直接提高生產(chǎn)效率，增加單位時間內(nèi)的產(chǎn)出，這就構(gòu)成實體經(jīng)濟的一部分，促進實體經(jīng)濟發(fā)展；企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出也可能是新產(chǎn)品，如果是終端環(huán)節(jié)的新產(chǎn)品，這代表實體經(jīng)濟內(nèi)產(chǎn)品種類的增加，是實體經(jīng)濟發(fā)展的一種體現(xiàn)；如果是中間環(huán)節(jié)的新產(chǎn)品，它就被運用到下游行業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，提高后者的生產(chǎn)效率，后者生產(chǎn)規(guī)模擴張，也表現(xiàn)為實體經(jīng)濟發(fā)展。無論是新技術(shù)還是新產(chǎn)品，創(chuàng)新產(chǎn)出都是從供給側(cè)促進實體經(jīng)濟發(fā)展，這與創(chuàng)新投入從需求側(cè)促進實體經(jīng)濟發(fā)展有差異。當(dāng)然，企業(yè)創(chuàng)新也可能是“創(chuàng)造性破壞”，沖擊傳統(tǒng)行業(yè)，導(dǎo)致部分實體經(jīng)濟萎縮。但總體看來，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的正面促進作用要超過其對實體經(jīng)濟發(fā)展的負(fù)面影響，基于以上論述，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出增加均直接促進實體經(jīng)濟發(fā)展。

創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用可能存在地區(qū)差異，其主要原因是各地區(qū)的制度環(huán)境、經(jīng)濟社會發(fā)展水平和地理區(qū)位差異較大，這些都影響創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展作用的發(fā)揮程度。東部地區(qū)市場化程度和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平更高，科研院所眾多，集聚大量創(chuàng)新要素和高科技企業(yè)，形成較為完善的區(qū)域創(chuàng)新體系。在這種區(qū)域環(huán)境下，創(chuàng)新投入從需求側(cè)，創(chuàng)新產(chǎn)出從供給側(cè)促進實體經(jīng)濟發(fā)展的兩種影響機制都能更好地發(fā)揮出來。如東部地區(qū)市場化程度更高，制度性的交易成本更低，這有利于企業(yè)更方便地獲得各類創(chuàng)新要素，也有利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出更方便地擴散到下游行業(yè)，這些都更加有利于實體經(jīng)濟發(fā)展。相比較而言，中西部地區(qū)在整體制度環(huán)境和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平上都滯后于東部地區(qū)，區(qū)域創(chuàng)新體系也不如東部地區(qū)完善，這限制了創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展正向作用的發(fā)揮?；谝陨险撌觯P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：我國創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展存在地區(qū)差異，東部地區(qū)比中西部地區(qū)的促進作用更加顯著。

企業(yè)創(chuàng)新活動是將各類創(chuàng)新投入要素或資源轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出成果，如聘用研發(fā)工程師研發(fā)新技術(shù)或新產(chǎn)品，這本質(zhì)上也是一種投入—產(chǎn)出過程。換言之，創(chuàng)新投入是創(chuàng)新產(chǎn)出的投入品，前者顯然會影響后者，盡管創(chuàng)新過程存在風(fēng)險，但總體上創(chuàng)新投入更多，企業(yè)就能有更多的機會獲得創(chuàng)新產(chǎn)出。假設(shè)1已經(jīng)論證創(chuàng)新產(chǎn)出通過供給側(cè)驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展，這就意味著創(chuàng)新投入可能存在通過創(chuàng)新產(chǎn)出影響實體經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)。該間接效應(yīng)是否顯著，首先取決于創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的效率，接著取決于創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的程度。這就要求實證研究去分解并識別創(chuàng)新投入影響實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)?；谝陨险撌觯P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：創(chuàng)新投入增加會通過提高創(chuàng)新產(chǎn)出，從而間接促進實體經(jīng)濟發(fā)展。

創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進我國實體經(jīng)濟發(fā)展的作用幅度可能會隨著時間的推移而發(fā)生變化。其背后的邏輯是，經(jīng)過40年的改革開放，我國企業(yè)創(chuàng)新活動已經(jīng)發(fā)生重大的階段轉(zhuǎn)變，從模仿創(chuàng)新階段轉(zhuǎn)變?yōu)樵紕?chuàng)新階段，這種階段轉(zhuǎn)變導(dǎo)致我國企業(yè)創(chuàng)新難度和風(fēng)險加大，從而創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的作用逐步衰減。過去我國實體經(jīng)濟企業(yè)技術(shù)水平距離世界技術(shù)前沿相對較遠(yuǎn)，企業(yè)創(chuàng)新更多是跟隨國外領(lǐng)先企業(yè)，從事模仿、消化再吸收。如學(xué)習(xí)其產(chǎn)品外觀、生產(chǎn)工藝與流程，逐步掌握產(chǎn)品生產(chǎn)的核心技術(shù)。當(dāng)前，我國實體經(jīng)濟企業(yè)有相當(dāng)部分已經(jīng)接近世界技術(shù)前沿，甚至少數(shù)企業(yè)已經(jīng)達到世界技術(shù)前沿，其創(chuàng)新活動在世界范圍內(nèi)與先進企業(yè)并跑，乃至領(lǐng)跑。這些企業(yè)就已經(jīng)進入原始創(chuàng)新階段，無法再跟隨國外先進企業(yè)學(xué)習(xí)模仿，只能在世界技術(shù)前沿自主決定研發(fā)方向，自主摸索研發(fā)步驟和路徑?；谝陨险撌?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：我國創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進效應(yīng)可能會隨時間的推移逐步衰減。

三、研究設(shè)計

(一)計量模型與估計方法

在區(qū)分創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出后，創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的機制包括創(chuàng)新投入促進實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)和創(chuàng)新投入通過創(chuàng)新產(chǎn)出來促進實體經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)。本文選取2005—2015年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，設(shè)定實證模型檢驗假設(shè)1和假設(shè)2，如式(1)和式(2)所示：

lnREit=α0+α1lnINNIMPit+λZit+εit

(1)

lnREit=β0+β1lnINNOUPit+λZit+εit

(2)

其中，i為省份，t為年份。RE表示實體經(jīng)濟發(fā)展。INNIMP表示創(chuàng)新投入，INNOUP表示創(chuàng)新產(chǎn)出，待估計系數(shù)α1、β1分別表示創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的彈性影響。Z為控制變量，依次為城鎮(zhèn)化水平、政府干預(yù)、收入水平、人力資本、省會首位度、外商直接投資和對外開放度。λ為控制變量的待估計系數(shù)。εit為隨機誤差項，假設(shè)其服從正態(tài)分布且獨立。

本文借鑒溫忠麟等[12]的做法來驗證假設(shè)3。間接效應(yīng)既可以指經(jīng)過某個特定中介變量的中介效應(yīng), 也可以指部分或所有中介效應(yīng)的和。創(chuàng)新活動也是投入產(chǎn)出過程，先有創(chuàng)新投入，后有創(chuàng)新產(chǎn)出，因此，創(chuàng)新投入可能通過創(chuàng)新產(chǎn)出來間接影響實體經(jīng)濟發(fā)展。具體模型分別如式(3)和式(4)所示：

lnINNOUPit=γ0+γ1lnINNIMPit+λZit+εit

(3)

(4)

為了驗證假設(shè)4，本文在式(1)、式(2)中分別加入時間趨勢項t、t與創(chuàng)新投入的交互項、t與創(chuàng)新產(chǎn)出的交互項，得到式(5)和式(6)。交互項系數(shù)α3、β3反映隨著時間的變化，創(chuàng)新活動對實體經(jīng)濟發(fā)展影響的變化，用以驗證假設(shè)4。

lnREit=α0+α1lnINNIMPit+α2t+α3t×lnINNIMPit+λZit+εit

(5)

lnREit=β0+β1lnINNOUPit+β2t+β3t×lnINNOUPit+λZit+εit

(6)

(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為實體經(jīng)濟發(fā)展(RE)。國內(nèi)學(xué)者李曉西和楊琳[13]、伍超明[14]與黃群慧[2]采用部門觀界定實體經(jīng)濟。狹義實體經(jīng)濟特指制造業(yè)，廣義實體經(jīng)濟指除了房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)的其他所有行業(yè)。劉志彪[15]用媒介觀來界定實體經(jīng)濟，把以商品和服務(wù)的生產(chǎn)、流通、消費和生產(chǎn)能力投資等循環(huán)為中介的增值性活動定義為實體經(jīng)濟，把以資產(chǎn)和貨幣符號為中介的增值性活動定義為虛擬經(jīng)濟。媒介觀雖然界定更為準(zhǔn)確，但在實證研究中難以量化。本文借鑒張林[16]的做法，用各省每年GDP減去房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)增加值，得到剩余行業(yè)的產(chǎn)值來衡量實體經(jīng)濟發(fā)展。該指標(biāo)計算的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

核心解釋變量為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新投入采用兩個指標(biāo)衡量，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出(E)和新產(chǎn)品研發(fā)投入(RD)；創(chuàng)新產(chǎn)出也用兩個指標(biāo)衡量，即專利數(shù)量(Pat)和新產(chǎn)品銷售收入(Sa)。這些都是企業(yè)層面指標(biāo)，符合機理分析聚焦企業(yè)創(chuàng)新的要求，數(shù)據(jù)均來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。為綜合衡量各省的創(chuàng)新活動，本文還采用加權(quán)求和方法，把這四個指標(biāo)合成一個新指標(biāo)，定義為區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)。各指標(biāo)的權(quán)重由熵值賦權(quán)法予以確定，具體權(quán)重為lnE占0.280、lnRD占0.390、lnPat占0.150、lnSa占0.180。

控制變量中，城鎮(zhèn)化水平(Urban)用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?，人力資本(Eduper)用各省6歲及以上人口的平均受教育年限衡量，數(shù)據(jù)都來自于《中國人口統(tǒng)計年鑒》。政府干預(yù)(Budget)用各省財政一般預(yù)算占GDP比重衡量，省會首位度(Con)用省會城市GDP占全省GDP比重衡量，對外開放度(IE)用進出口總額(按相應(yīng)年份最后一個匯率公布日的收盤匯率換算成人民幣)占GDP比重來衡量，數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。收入水平(GDPper)用人均GDP衡量，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。外商直接投資(FDI)是將每年各省吸收FDI美元金額按相應(yīng)年份最后一個匯率公布日的收盤匯率換算成人民幣，并計算其占GDP的比重，除匯率相關(guān)數(shù)據(jù)來源于東方財富網(wǎng)的中國銀行外匯牌價外，其他數(shù)據(jù)來自Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫。時間趨勢項由年份減去2004計算而得。

由于實體經(jīng)濟發(fā)展、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出衡量指標(biāo)的絕對值差異較大，為緩解這種數(shù)據(jù)特征導(dǎo)致有偏估計的負(fù)面影響，本文對數(shù)化處理實體經(jīng)濟發(fā)展、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出衡量指標(biāo)。對數(shù)化處理可緩解自相關(guān)和異方差，數(shù)據(jù)變得更加平穩(wěn)，也使創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出變量估計系數(shù)解釋為彈性。考慮到原始數(shù)據(jù)可得性等問題，本文選取2005—2015年30個省份的面板數(shù)據(jù)，西藏由于缺失值較多，被排除在外。表1列出了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。我國實體經(jīng)濟發(fā)展從2005年的18萬億增長到2015年的64萬億，實體經(jīng)濟發(fā)展的增速呈現(xiàn)倒W型的特征。分地區(qū)來看，東部地區(qū)的實體經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模最大，中部次之，西部最弱。實體經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模對數(shù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為9.132和0.955，這說明我國省份之間的實體經(jīng)濟發(fā)展差距較大。但中西部省份實體經(jīng)濟發(fā)展增速超過東部發(fā)達省份，反映出中西部地區(qū)對東部地區(qū)的追趕。從五個創(chuàng)新衡量指標(biāo)對數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來看，各省之間的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和區(qū)域創(chuàng)新能力存在較大差異。且它們的標(biāo)準(zhǔn)差均大于實體經(jīng)濟發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)差，說明各省之間創(chuàng)新活動的差異比實體經(jīng)濟的差異更大。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=330)

四、實證結(jié)果與分析

(一)總效應(yīng)檢驗

本文選取省級面板數(shù)據(jù)用于估計式(1)和式(2)，該數(shù)據(jù)為短面板和平衡面板，適合采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤固定效應(yīng)方法。本文也采用隨機效應(yīng)估計和混合回歸估計方法，但F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果均支持固定效應(yīng)方法，所以，本文只匯報固定效應(yīng)方法的估計結(jié)果，如表2所示。

表2 創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)(N=330)

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**和***分別表示通過10%、5%和1%顯著性水平檢驗。下同。

從表2可以看出，列(1)—列(5)中核心解釋變量的系數(shù)均通過1%的顯著性水平檢驗，假設(shè)1成立。無論是創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出，還是區(qū)域創(chuàng)新能力，都正向促進實體經(jīng)濟發(fā)展。創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展這一國家重大發(fā)展戰(zhàn)略的確有其扎實的理論基礎(chǔ)。這與張林[13]采用空間計量方法得到的結(jié)論一致。另外，從整體來看，在加入所有控制變量后，列(2)—列(5)的R2都在0.900以上，列(1)的R2也達到0.898，說明這5個模型對實體經(jīng)濟發(fā)展的解釋力較強。列(1)和列(2)中，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展會提高0.227；新產(chǎn)品研發(fā)投入增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展提高0.270。這證明創(chuàng)新投入增加帶動對相應(yīng)產(chǎn)品和服務(wù)的需求，正向驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展。列(3)和列(4)中，專利數(shù)量增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展提高0.243；新產(chǎn)品銷售收入增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展也提高0.207。這說明創(chuàng)新產(chǎn)出一方面既是實體經(jīng)濟的組成部分，另一方面又能被應(yīng)用于相應(yīng)產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)供給中，提高后者的生產(chǎn)效率，擴大后者的生產(chǎn)規(guī)模，這也創(chuàng)造更多的社會價值，正向驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展。相比較而言,創(chuàng)新投入對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用比創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用大。這符合創(chuàng)新投入促進實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)大于通過創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)的直覺。列(5)區(qū)域創(chuàng)新能力估計系數(shù)顯著為0.369，說明區(qū)域創(chuàng)新能力增加1個單位，實體經(jīng)濟發(fā)展提高369。這既是對列(1)—列(4)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗，也是進一步證明整體上創(chuàng)新能力提升對于實體經(jīng)濟發(fā)展的正向促進作用。

(二)總效應(yīng)的分地區(qū)檢驗

考慮到我國地理環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)差異性，本文將所有省份劃分東、中、西三個地區(qū)，分別檢驗創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)，并進行比較。其中，東部地區(qū)包括北京、河北、天津、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南11個省份。地區(qū)檢驗也采用2005—2015年的省級面板數(shù)據(jù)，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗均表明固定效應(yīng)方法最優(yōu)，所以，本文僅匯報使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)方法的估計結(jié)果，回歸結(jié)果如表3所示。

從表3 Panel A可以看出，整體上列(1)—列(5)的R2均在0.900以上，模型有較強的解釋力。列(1)、列(2)、列(3)和列(5)中創(chuàng)新變量的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，只有列(4)新產(chǎn)品銷售收入的估計系數(shù)在5%水平上顯著為正。列(1)—列(5)中創(chuàng)新變量的估計系數(shù)均保持為正，穩(wěn)健證明無論是創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出，還是創(chuàng)新的綜合衡量指標(biāo)，這三者的提高都正向促進實體經(jīng)濟發(fā)展。列(1)—列(4)中，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展提高0.241；新產(chǎn)品研發(fā)投入增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展將提高0.346；專利數(shù)量增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展提高0.257；新產(chǎn)品銷售收入增加1%，實體經(jīng)濟發(fā)展也提高0.219。列(5)表明，區(qū)域創(chuàng)新能力增加1個單位，實體經(jīng)濟發(fā)展將提高446。將表3東部地區(qū)回歸結(jié)果與表2全國回歸結(jié)果相比較，東部地區(qū)創(chuàng)新變量的估計系數(shù)均高于全國創(chuàng)新變量的估計系數(shù)，這說明，東部地區(qū)創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用比全國平均水平更高，假設(shè)2得到驗證，創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展在東部落實得更好。

從表3 Panel B可以看出，整體R2均在0.900以上，最高達到0.963，說明列(1)—列(5)解釋力較強。創(chuàng)新對中部地區(qū)實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用也非常明顯。列(1)、列(3)和列(5)中創(chuàng)新變量估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，列(2)、列(4)創(chuàng)新變量估計系數(shù)在5%的水平上顯著為正。具體來看，列(1)—列(4)證明，中部各省企業(yè)科技活動內(nèi)部支出、新產(chǎn)品研發(fā)投入、專利數(shù)量或產(chǎn)品銷售收入增加1%，依次將促進實體經(jīng)濟發(fā)展提高0.222、0.200、0.219和0.248。中部省份創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用比創(chuàng)新投入的促進作用更大。列(5)區(qū)域創(chuàng)新能力的估計系數(shù)為0.294，說明中部各省綜合的創(chuàng)新能力提升1個單位，將促進實體經(jīng)濟發(fā)展提高294。如果比較表3 Panel B創(chuàng)新變量估計系數(shù)與表2、表3 Panel A相應(yīng)估計系數(shù)，前者相對較小，中部地區(qū)只有新產(chǎn)品銷售收入的估計系數(shù)比全國和東部都大。這說明中部地區(qū)創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用多數(shù)低于東部地區(qū)，也低于全國平均水平。這也證明假設(shè)2的成立，不同地區(qū)由于發(fā)展水平、制度環(huán)境等方面的差異，導(dǎo)致創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用在不同地區(qū)有差異。

從表3 Panel C可以看出，西部地區(qū)創(chuàng)新變量的估計系數(shù)均為正，且絕大多數(shù)估計系數(shù)都通過顯著性檢驗，這說明，整體上創(chuàng)新活動在西部地區(qū)依然有效促進實體經(jīng)濟發(fā)展。列(2)—列(4)表明，西部地區(qū)新產(chǎn)品研發(fā)投入、專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入增加1%，將促進其實體經(jīng)濟發(fā)展提高程度依次為0.124、0.176和0.100。列(5)中區(qū)域創(chuàng)新能力提高1個單位，能促進西部地區(qū)實體經(jīng)濟發(fā)展提高214。列(2)、列(4)和列(5)解釋變量的估計系數(shù)均在1%水平上顯著，列(3)專利數(shù)量的估計系數(shù)在10%水平上顯著。列(1)中企業(yè)科技活動內(nèi)部支出的估計系數(shù)為0.030，但并沒有通過顯著性檢驗，所以，對于西部地區(qū)而言，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出增加對其實體經(jīng)濟發(fā)展的影響不夠顯著。表3 Panel C和前面表格相比，西部地區(qū)創(chuàng)新活動對實體經(jīng)濟發(fā)展的正向促進作用相對較為薄弱，這不僅體現(xiàn)在表3 Panel C中列(1)企業(yè)科技活動內(nèi)部支出的估計系數(shù)沒通過顯著性檢驗，而且體現(xiàn)在各創(chuàng)新變量的估計系數(shù)絕對值整體上均小于前面表格的相應(yīng)估計系數(shù)。

表3 分地區(qū)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對實體經(jīng)濟總效應(yīng)的估計結(jié)果

注：限于篇幅，控制變量的檢驗結(jié)果未在表格中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

綜合來看，無論是創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、還是區(qū)域創(chuàng)新能力，東部地區(qū)創(chuàng)新指標(biāo)對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用均領(lǐng)先全國；中部地區(qū)只有新產(chǎn)品銷售收入對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用超過全國平均水平，其他4個創(chuàng)新衡量指標(biāo)促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用均低于全國平均水平。西部地區(qū)5個創(chuàng)新衡量指標(biāo)的估計系數(shù)均低于中部地區(qū)，更低于全國和東部地區(qū)水平，創(chuàng)新驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展的作用相對而言并未充分發(fā)揮。假設(shè)2得到充分證明，我國東中西部間創(chuàng)新活動對實體經(jīng)濟發(fā)展的影響存在差異，東部地區(qū)較中西部地區(qū)而言，這種促進作用更加顯著和強烈。

(三)間接效應(yīng)檢驗

為檢驗假設(shè)3，本文分別估計式(3)和式(4)，區(qū)分創(chuàng)新投入影響實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。由于創(chuàng)新投入指標(biāo)包括企業(yè)科技活動內(nèi)部支出(E)和新產(chǎn)品研發(fā)投入(RD)，且創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)也包括專利數(shù)量(Pat)和新產(chǎn)品銷售收入(Sa)，所以，本文將專利數(shù)量(Pat)和新產(chǎn)品銷售收入(Sa)作為中介變量，先估計企業(yè)科技活動內(nèi)部支出(E)通過這兩者影響實體經(jīng)濟發(fā)展的兩種中介效應(yīng)，這兩者相加就得到企業(yè)科技活動內(nèi)部支出(E)影響實體經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)；然后估計新產(chǎn)品研發(fā)投入(RD)通過這兩者影響實體經(jīng)濟發(fā)展的另外兩種中介效應(yīng)，同樣加總這兩種中介效應(yīng)就得到新產(chǎn)品研發(fā)投入(RD)影響實體經(jīng)濟發(fā)展的間接效應(yīng)。為簡化起見，本文不匯報式(3)和式(4)的所有估計結(jié)果，而是將其關(guān)鍵系數(shù)的估計結(jié)果匯總，如表4所示。

表4 創(chuàng)新投入促進實體經(jīng)濟的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)估計

從表4可以看出，創(chuàng)新投入指標(biāo)為企業(yè)科技活動內(nèi)部支出時，其中介效應(yīng)、間接效應(yīng)和直接效應(yīng)的估計系數(shù)均顯著為正，而且，這三種效應(yīng)均通過顯著性檢驗。企業(yè)科技活動內(nèi)部支出這一創(chuàng)新投入指標(biāo)存在通過創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的兩種中介效應(yīng)，加總這兩種中介效應(yīng)得到間接效應(yīng)為0.285。同時，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出還存在促進實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)，為0.379。由此，企業(yè)科技活動內(nèi)部支出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的比例為57%∶43%，這就是將企業(yè)科技活動內(nèi)部支出這一創(chuàng)新投入影響實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)后的比例。

與此相對應(yīng)的是，新產(chǎn)品研發(fā)投入這一創(chuàng)新投入指標(biāo)的兩種中介效應(yīng)檢驗中，相應(yīng)估計系數(shù)并不顯著為正；盡管加總這兩種中介效應(yīng)也可得到其間接效應(yīng)為0.052，但并沒有通過顯著性檢驗，所以，各省新產(chǎn)品研發(fā)投入這一創(chuàng)新投入指標(biāo)對實體經(jīng)濟發(fā)展不存在顯著的間接效應(yīng)，它不會通過創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，即專利數(shù)量(Pat)和新產(chǎn)品銷售收入(Sa)，來影響各省實體經(jīng)濟發(fā)展。這可能說明我國企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入增加并沒有顯著地影響專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入。另外，新產(chǎn)品研發(fā)投入對各省實體經(jīng)濟發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為正，其估計系數(shù)為0.558，這說明新產(chǎn)品研發(fā)投入雖然不間接促進實體經(jīng)濟發(fā)展，但依然通過拉動對研發(fā)投入品的需求，從而直接促進實體經(jīng)濟發(fā)展。

(四)總效應(yīng)衰減檢驗

本文選取2005—2015年省級面板數(shù)據(jù)估計式(5)和式(6)來檢驗假設(shè)4，同樣采用F檢驗和Hausman檢驗判斷混合回歸、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)三種估計方法的優(yōu)劣，結(jié)果表明固定效應(yīng)方法更優(yōu)。穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)估計結(jié)果如表5所示，判斷創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用是否隨著時間的推移而衰減。從表5可以看出，列(1)—列(5)的R2均在0.900以上，解釋力較強。創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)依然存在，兩個創(chuàng)新投入指標(biāo)——企業(yè)科技活動內(nèi)部支出和新產(chǎn)品研發(fā)投入，兩個創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)——專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入的估計系數(shù)均顯著為正，并且列(1)企業(yè)科技活動內(nèi)部支出的估計系數(shù)通過5%的顯著性檢驗，列(2)—列(4)核心解釋變量的估計系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗。列(5)中區(qū)域創(chuàng)新能力的估計系數(shù)為0.253，也通過1%的顯著性檢驗，這說明，各省整體的創(chuàng)新能力提升也會驅(qū)動實體經(jīng)濟發(fā)展。更為關(guān)鍵的是表5中交互項的估計系數(shù)，它們能反映隨著時間的變化，創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和區(qū)域創(chuàng)新能力促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用將如何發(fā)生變化。列(1)和列(2)中交互項的估計系數(shù)分別為-0.009、-0.009，均通過1%的顯著性檢驗，說明創(chuàng)新投入指標(biāo)，無論是企業(yè)科技活動內(nèi)部支出，還是新產(chǎn)品研發(fā)投入增加促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用會隨著時間的推移而衰減，也就是說，近些年來，這種創(chuàng)新投入促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用在下降。這證明假設(shè)4，其背后的主要原因在于：我國已經(jīng)從模仿創(chuàng)新階段走向原始創(chuàng)新階段，創(chuàng)新難度加大，同樣幅度的創(chuàng)新投入對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用下降。列(5)中交互項估計系數(shù)顯著為負(fù)，為-0.008，表明整體上各省區(qū)域創(chuàng)新能力提升對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用也在衰減。這也支持證明假設(shè)4成立。列(3)和列(4)中交互項估計系數(shù)為-0.003和-0.004，但沒有通過顯著性檢驗，說明創(chuàng)新產(chǎn)出兩個衡量指標(biāo)上升對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用并沒有顯著呈現(xiàn)出隨時間衰減的特征。另外，列(1)—列(5)中創(chuàng)新變量的估計系數(shù)與交互項的估計系數(shù)之和依然為正，說明盡管創(chuàng)新促進實體經(jīng)濟發(fā)展的作用在衰減，但整體上創(chuàng)新依然能促進實體經(jīng)濟發(fā)展。近些年，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略上升為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展重大戰(zhàn)略之一，這恰恰是對該實證結(jié)論有力的政策回應(yīng)。創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的提出要求我國把發(fā)展的政策重心真正放到創(chuàng)新上來，為創(chuàng)新提供更為有利的外部環(huán)境，防止創(chuàng)新促進實體經(jīng)濟發(fā)展作用的進一步衰減。

表5 創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出促進實體經(jīng)濟發(fā)展的總效應(yīng)衰減檢驗(N=330)

五、結(jié) 論

本文構(gòu)建我國2005—2015年間30個省份的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)方法實證檢驗創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對實體經(jīng)濟發(fā)展的影響。結(jié)果表明，無論是創(chuàng)新投入還是創(chuàng)新產(chǎn)出增多，或是綜合的區(qū)域創(chuàng)新能力提升都能促進實體經(jīng)濟發(fā)展。分地區(qū)來看，東中西三大地區(qū)創(chuàng)新要素和區(qū)域創(chuàng)新能力也都能顯著地促進實體經(jīng)濟發(fā)展。只是整體上東部地區(qū)的促進作用更為強烈和顯著，中部次之，西部較弱。同時，創(chuàng)新投入指標(biāo)中企業(yè)科技活動內(nèi)部支出對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用既有直接效應(yīng)，又有間接效應(yīng)；新產(chǎn)品研發(fā)投入雖然不間接促進實體經(jīng)濟發(fā)展，但依然通過拉動對研發(fā)投入品的需求而直接促進實體經(jīng)濟發(fā)展。在加入時間趨勢項后，創(chuàng)新投入兩個指標(biāo)、區(qū)域創(chuàng)新能力與時間趨勢的交互項系數(shù)均顯著為負(fù)，但創(chuàng)新產(chǎn)出兩個指標(biāo)與時間趨勢的交互項系數(shù)不顯著為負(fù)，這一定程度上說明創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展的促進作用在衰減，我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的提出恰逢其時。