政府R&D投入、創新能力對長三角經濟增長的影響

孫 東，周怡君

（1.南京大學 經濟學院，江蘇 南京 210093；2.東南大學 機械工程學院，江蘇 南京 210096）

改革開放三十多年來，我國抓住了以出口導向為特征的第一波經濟全球化，成為二戰后經濟全球化最大的贏家之一[1]。但是，繁榮背后也存在巨大的隱憂：一是經濟增長仍然依賴生產要素的高投入和資源的高消耗，粗放型特點明顯，隨著高成本時代的到來，低價工業化模式已經難以為繼；二是對外技術依存度較高，大量關鍵設備依賴進口，一些產業產品的核心技術受制于人，利潤分配受控于人[2]。因此，轉變經濟發展方式成為國家發展的核心戰略，科技創新是轉變經濟發展方式的主要抓手。

一、文獻回顧

20世紀50年代，索洛找到了一種能夠近似地判斷科技進步對經濟增長貢獻的方法，即索洛余值法。80年代，羅默的內生增長理論更是將科技進步對經濟發展研究推向了高潮。內生增長理論認為，經濟增長最持久的源泉在于知識生產和人力資本積累，技術進步和創新是一個國家經濟發展的長期動力。我國學者借鑒國外研究的理論與方法，對我國科技創新和經濟增長的相關問題進行研究，其中，對長三角科技創新的研究頗多。吳福象、劉志彪（2008）發現，各種優質要素集聚，產生了要素集聚的外部經濟性，提高了長三角城市群的研發和創新效率，驅動了長三角城市群的經濟增長[3]。魏守華、姜寧、吳桂生（2009）從產業維度、區域維度研究了內生創新努力和本土技術溢出對長三角高新技術產業的影響[4]。高麗娜、蔣伏心（2011）通過對寧鎮揚區域創新要素集聚與經濟增長的關系研究發現，創新要素的集聚與擴散產生了區域經濟協同發展效應，促進了區域經濟增長[5]。朱選功、郭為（2010）發現長三角等沿海地區，創新能力對于經濟增長的貢獻遠遠高于內陸省份，創新能力成為解釋沿海地區經濟增長的重要原因[6]。

但是，在已有的相關研究中，一是對于政府R&D投入的關注不夠，而政府R&D投入不僅是社會R&D投入的重要組成部分，更對未來科技發展具有導向作用；二是對于投入僅考慮的當期，忽略了以往投入也會有不同程度的影響。因此，本文在考慮固定資產投資、勞動力投入、人力資本等因素基礎上，重點研究政府R&D投入、創新能力對經濟增長的影響；而對R&D投入、資本投入，本文采用永續盤存法計算的存量。

二、研究模型及數據來源

長三角相關的統計年鑒中，2002年至今的政府R&D投入數據缺失較多，但政府財政科技投入數據齊全。本文借鑒余泳澤（2011）的方法，用政府財政科技投入代替政府R&D投入，后文所講的政府R&D投入實際是政府科技投入數據。這是由于政府財政科技投入包含政府R&D投入，并與政府R&D投入保持一個穩定的比例關系[7]。

（一）研究模型

研究區域經濟增長、技術進步的經典模型是C-D函數（柯布-道格拉斯函數），本文也采用該理論模型。

為研究政府支持、創新能力、人力資本等因素對經濟增長的影響，本文對模型（1）進行了擴展。引入政府R&D投入代表政府對創新的支持；引入專利授權量代表創新能力；引入專業人員占就業人員的比重代表人力資本的影響。除專業人員比重外，本文對其他變量都取對數。變量取對數后不改變計量分析的結果，且可以增加時間序列數據的平穩性、減小數據的共線性[8]。擴展后方程：

（2）式中①，gdpit為第i個城市第t期的國民生產總值；Lit為第i個城市第t期全社會就業人數；kit為第i個城市第t期的固定資產存量；govit為第i個城市第t期的政府R&D投入存量；patentit為第i個城市第t期的專利授權數；hperit為第i個城市第t期的專業技術人員占從業人員比重；εit為隨機誤差項。

（二）數據來源及說明

數據來自相關年度的《長江和珠江三角洲及港澳臺統計年鑒》、《江蘇統計年鑒》、《浙江統計年鑒》和《長三角年鑒》。為增加可比性，GDP、當年新增固定資產投資、當年財政科技投入等數據，均根據2002-2011年長三角16個城市各自CPI進行了平減。

（2）式中kit為資本存量，是根據張軍（2004）等人方法采用永續盤存法計算得出，計算方程為：

其中選擇當年固定資產投資為Iit，δ折舊率取15%②，基期為2002年?；诘馁Y本存量是基期的固定資產投資除以折舊率和考察年度投資的平均增長率，即k0＝I0/（折舊率＋It的平均增長率）[9]。政府R&D投入存量也采用永續盤存法計算，方法同資本存量。

三、實證過程及結果

（一）面板數據單位根檢驗

當各時間序列變量非平穩時，利用普通最小二乘法（OLS）的面板數據模型進行回歸時，會產生面板數據“偽回歸”問題。本文采用2類常見的面板單位根檢驗方法，即LLC檢驗、IPS法，對面板數據序列變量對數的平穩性進行判斷，如果出現2種檢驗結果不一致，補充了ADF檢驗，以便進一步確定變量是否平穩。檢驗結果如表1所示，對變量取對數后，lnGDP、lnK、lnGov、lnpatent在2類檢驗中都是平穩無單位根的；lnL、hper雖然出現了2類檢驗結論不一致，但經過補充其他方法檢驗后，這2個變量也是平穩，或者是說弱平穩的。

表1 面板數據的單位根檢驗結果

各變量對數后經單位根檢驗，平穩（或弱平穩）、拒絕單位根存在，因此，可直接用面板數據模型進行回歸分析。

（二）實證結果

本文利用Eviews7軟件，對方程（2）進行了回歸，得到回歸結果如表2。

表2 模型回歸的結果

從表2看，三種模型回歸結果都比較理想，而且各模型的變量系數大多通過顯著性檢驗，但是專利授權量在三種模型中，系數都不顯著。說明以專利授權量為代表的創新能力，對長三角區域經濟增長的貢獻不明顯。三個模型中，固定效應和隨機效應模型的R2都大于混合模型，解釋力度都好于混合模型。固定效應與隨機效應模型比較，不但固定效應模型R2大于隨機效應模型的R2，而且Husman檢驗值為53.12，在1%顯著性水平下拒絕個體隨機效應，即Husman檢驗確定應選擇固定效應模型。因此，本文后續的討論都是以固定效應模型為例。

四、實證結果的簡要分析

（一）政府R&D投入的影響

表2顯示在考察年度內，政府R&D投入的資本存量，對區域經濟發展作用非常顯著，彈性系數為0.20，遠大于勞動力的投入（彈性系數為0.07）。究其原因，政府R&D投入不僅引致企業的R&D投入，而且政府在基礎研究等領域的投入，推動了基礎學科的發展，成為科技進步的重要源泉，為經濟發展提供強大的支撐。

（二）創新能力的影響

本文發現一個需要重視的結論是，在考察年度內長三角16個城市專利授權量與經濟增長的關系不明顯，也就是創新能力對經濟增長沒有顯著促進作用?？紤]到專利從授權到產生經濟效應會有不同的滯后期[10]，本文對專利授權數分別取滯后1-3期建立模型，結果同樣，專利授權系數都沒有通過顯著性檢驗③。我國一些學者也發現專利對經濟增長作用不顯著，如鞠樹成（2005）、胡堅（2012）等學者都發現我國專利授權對經濟增長促進作用不明顯[11-12]，存在“專利悖論”。究其原因，專利授權只代表創新優勢，只有產業化才能轉變為產業優勢，才能帶動經濟增長。而我國不少地區只重視專利申請，忽視了專利成果的轉化，對專利技術的商業化問題未給予足夠的重視。

（三）模型中其他因素的影響

（1）人力資本的影響。表2的結果表明，在考察年度專業人員強度的彈性系數為0.65，即專業人員強度每增加1個百分點，GDP增長0.65個百分點，這充分說明了人才第一資源的作用。

（2）資本存量的影響。從表2看，資本存量在考察年度內對長三角的經濟增長具有非常顯著的作用，其彈性系數為0.32。一定程度上說明在考察期內，長三角的經濟增長主要還是依靠投資推動的，也為長三角轉型升級提供了政策依據。

（3）勞動力投入的影響。表2顯示，在考察年度內，長三角勞動力投入顯著促進了區域經濟增長，其彈性系數為0.07。與其他變量比較看，勞動力的彈性系數不僅小于資本投入，小于政府R&D投入，特別是遠小于專業人數比例。說明與普通勞動者相比，高素質的勞動力對經濟發展的人均貢獻更大。因此，我們必須努力提高全社會勞動者的素質。

五、相關建議

根據本文的研究結論，筆者認為加快自主創新能力建設，促進經濟發展轉變，需要采取以下措施：

（1）加快科研成果轉化，提高專利技術水平，將創新產出轉化為現實生產力。要進一步推動科研成果的轉化，組建產學研聯盟，避免科研目標不明、產學研脫節的現象，使R&D投入的增加能更有效地促進經濟增長。

（2）政府要加大R&D投入引導社會科技資金投入，提高全社會的研發投入強度。財政科技資金重點投向經濟社會發展的關鍵領域、民生領域，發揮財政資金的引導和激勵作用，引導企業和民間資本在科技創新方面的投入，增加全社會R&D強度。

（3）提高長三角區域勞動力素質，充分發揮人才第一資源的作用。人才是技術依附的載體，是核心競爭力的表現，創新人才是創新能力的主要支撐。不僅要采取團隊引進方式，吸引海內外核心人才、學術帶頭人等高端人才的集聚，而且重視對企業職工、進城務工人員的技能培訓，提高全社會勞動者的素質。

致 謝：

作者特別感謝南京大學經濟學院劉志彪教授、卜茂亮老師給予的悉心指導。

注 釋：

① R&D經費投入和科技人員投入都經常被作為人力資本變量，來考查對經濟增長的影響。森棟公夫等人研究發現，在創新投入中科技經費投入與科技人員投入之間存在很強的替代性，高度相關。因此，本文擴展模型（2）只引入了專業人員強度，忽略了R&D經費投入，避免面臨的共線性。

② 折舊率δ的選取國內外學者采取了多個數值，沒有統一的定論。本文參考白俊紅、江可申、李婧等學者的研究，采用15%的折舊率。

③ 我國學者研究發現專利對經濟發展作用的滯后期不盡相同，大多在滯后1-3期。本文研究中，對于專利授權量分別取滯后1期、2期、3期建立模型，發現滯后1-3期的專利授權回歸系數都不顯著，依然支持本文專利對經濟增長作用不明顯的結論。由于篇幅原因以上部分在文章中略去。

[1]劉志彪.基于內需的經濟全球化：中國分享第二波全球化紅利的戰略選擇[J].南京大學學報（社科版），2012（2）：51-59.

[2]辜勝阻，李華，洪群聯.創新型國家建設中的制度創新與企業技術創新[J].江海學刊，2010（6）：72-78.

[3]吳福象，劉志彪.城市化群落驅動經濟增長的機制研究——來自長三角16個城市的經驗證據[J].經濟研究，2008（11）：126-136.

[4]魏守華，姜寧，吳貴生.內生創新努力、本土技術溢出與長三角高技術產業創新績效[J].中國工業經濟，2009（2）：25-34.

[5]高麗娜，蔣伏心.創新要素集聚與擴散的經濟增長效應分析——以江蘇寧鎮揚地區為例[J].南京社會科學，2011（10）：30-36.

[6]朱選功，郭為.基于分省面板的地區創新力與省際經濟增長研究[J].地域研究與開發，2010（2）：1-5.

[7]余泳澤.創新要素集聚、政府支持與科技創新效率——基于省域數據的空間面板計量分析[J].經濟評論，2011（2）：94-101.

[8]江靜.中國省際R&D強度差異的決定與比較——基于1998-2004年的實證分析[J].南京大學學報，2006（3）：13-25.

[9]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000[J].經濟研究，2004（10）：35-44.

[10]裴玲玲，陳萬明，王正新.江蘇省R&D投入帶動經濟增長的時滯分析[J].華東經濟管理，2011（11）：6-8.

[11]鞠樹成.中國專利產出與經濟增長關系的實證研究[J].科學管理研究，2005（10）：100-103.

[12]胡堅.產業結構調整視域下“專利悖論”破解研究[J].科技進步與對策，2012（2）：53-56.