區域經濟增長與技術創新內生性研究

宗剛+高瑀

摘要：基于內生增長理論，選取2003—2014年中國30個省域的面板數據，構建聯立方程組模型，實證分析區域經濟增長與技術創新之間的內生關系。研究發現，技術創新對經濟增長作用存在倒U型關系，區域經濟增長對技術創新水平的影響存在倒J型關系。研發投入、市場化程度、第二產業占比、人力資本程度在促進技術創新水平上有重要的作用。市場化指數對技術創新有顯著的促進作用，人力資本對技術創新存在著門檻效應，具有知識溢出效應，且對技術創新的影響力沿著東—中—西部依次遞減，西部研發投入對技術創新的增加效果最為明顯，彈性系數大于中東部。

關鍵詞：區域經濟增長；技術創新；內生性；聯立方程；市場化指數；人力資本

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

改革開放以來，我國經濟建設取得了巨大成就，現仍處于高速增長階段，但是也應該看到，過去的發展建立在依托投資、依賴資源、粗放型發展的基礎上，這種非可持續發展方式必然會阻礙經濟長期持續穩定的發展。熊彼特[1]指出創新是經濟發展的不竭動力，創新能夠促進經濟增長，他從經濟與技術相結合的角度，探討了技術創新在經濟發展過程中的作用，認為技術創新能夠解釋經濟周期的現象。傅家驥[2]指出技術創新是產業升級和經濟結構轉型的重要手段，是實現經濟持續增長的手段，在國家經濟增長過程中持續發揮技術創新效應。已有研究充分表明技術創新對區域經濟增長具有重要的作用。區域經濟增長與技術創新之間本質上是一種相互促進相互影響的內生增長關系，因此，研究區域經濟增長與技術創新的內生性顯得尤為重要，既能探究技術創新和區域經濟增長在彼此中的地位，又能為政府的宏觀調控提供決策依據。

一、文獻回顧

已有文獻分析了技術創新的影響因素。Blomestrome[3]認為FDI能帶來技術創新所需要的人力資本因素，并且對技術創新有顯著的正效應。Huang[4]實證分析了墨西哥、中國等發展中國家，證明FDI對東道國的技術創新并不存在顯著的正向效應。Pomer[5]利用內生增長模型，認為FDI對發展中國家具有技術溢出效應，能夠保持經濟的持續增長。Borensztein[6]等指出FDI技術溢出效應取決于發展中國家當地的人力資本水平。Breton[7]運用動態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]等測算了物質資本對經濟增長的影響力度，得出1978—2004年貢獻度達到80%。潘云文[9]測算了1990—2011年技術進步對山東省經濟增長的貢獻。陶愛萍[10]等建立了知識溢出與產業集聚的互動機制，運用聯立方程模型檢驗了知識溢出與產業集聚之間的相互關系，并根據實證結果提出應促進產業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個省級面板數據，構建聯立方程組模型實證分析環境規制和經濟增長之間的關系，提出分地區環境規制與經濟數量效應無差異，環境規制的經濟增長質量效應具有明顯的分區域特點，王潤泉[12]等運用聯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生關系，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濟增長之間的關系，李靚等[14]基于1990—2013年的時間數列數據，分析了蔬菜零售價格的形成因素。

筆者以選取2003—2014年中國省域面板數據，依據內生增長理論，構建區域經濟增長與技術創新的聯立方程模型，實證分析區域經濟增長與技術創新之間的內生關系。

二、模型建立和變量選取

關于技術創新與經濟增長之間關系的研究很多，目前大多采用單一方程研究，如面板數據、時間序列數據等單一方程模型，對互為因果關系的變量研究不足，無法解釋內生性變化。

聯立方程模型則是通過把一組變量聯合決定的另一組變量組合在一起進行測量，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系，在聯立方程模型中，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，在聯立方程模型中，估計其中一個方程的參數時要同時兼顧其他方程的參數，充分利用不同方程之間的聯動信息，與單方程相比，更具有良好的統計特性。

區域經濟增長與技術創新之間互為因果關系，即區域經濟增長影響技術創新的水平，而技術創新又影響著區域經濟增長，其簡約表達式為：

E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）

其中，E代表區域經濟增長，F代表技術創新，XE表示影響區域經濟增長的相關要素，XF表示影響技術創新的相關要素。

根據美國數學家柯布（C.W.Cobb）和經濟學家保羅·道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布—道格拉斯生產函數為研究區域經濟增長的一般模型，其形式如下：

Y=AKαLβZθeμ（2）

其中，Y表示區域經濟增長，A代表技術進步，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出彈性系數，Z為影響區域經濟增長的控制變量，μ為隨機干擾項。

兩邊取對數，得到如下模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）

筆者建立的具體聯立方程模型如下：

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，筆者選取固定資本存量、勞動力、外來資本、市場開放程度、技術創新、市場化程度作為影響區域經濟增長的主要解釋變量，選取外來資本、研發經費、區域經濟增長、人力資源水平、經濟結構作為影響技術創新的主要解釋變量。各變量的描述性統計如表1所示。

變量PGDPi，t用來衡量第i個地區第t個時期的區域經濟增長水平，表示區域人均GDP，采用平減指數進行處理。變量Ki，t用來衡量第i個地區第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個地區第t個時期的勞動力投入水平，筆者采用從業人員數來測度勞動力投入水平。變量FDIi，t用來衡量第i個地區第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，根據各年的匯率折算成人民幣。變量OPENi，t用來衡量第i個地區第t個時期的市場開放程度，筆者采用人均進出口貿易總額來測度區域開放程度。變量PAi，t用來衡量第i個地區第t個時期的技術創新水平，筆者采用專利授權量來測度區域技術創新水平。變量MIi，t用來衡量第i個地區第t個時期的市場化程度，筆者采用樊綱等根據政府與市場的關系、非國有經濟的發展、要素市場的發育程度、產品市場的發育程度和市場中介組織的發育和法律制度環境測算。變量RDi，t用來衡量第i個地區第t個時期的研發投入水平，筆者采用R&D經費內部支出來測度區域研發投入水平。變量Li，t用來衡量第i個地區第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歷教育的年限總和的平均數，其中，文盲半文盲人均受教育年限為0，小學為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個地區第t個時期的經濟結構，筆者采用第二產業占比重來測度區域經濟結構。

三、模型估計

1. 方法選取。聯立方程模型的估計方法主要分為單方程估計法和系統估計法，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，首先對每個方程進行2SLS估計，根據前兩步的估計，得到對整個系統的擾動項的協方差矩陣估計，因此，對整個聯立方程進行廣義最小二乘法（GLS）估計。該方法是2SLS和SUR的結合，既考慮了方程內的聯立偏差問題，又考慮了跨方程的相關性，具體步驟為：第一階段，用OLS法估計簡化式方程，求內生變量的估計式；第二階段，將所求內生變量的估計值代入結構方程，運用OLS得到參數的2SLS估計量；第三階段，用廣義最小二乘法求結構參數的估計量。估計結果如表2所示。

2. 結果分析。區域經濟增長方程的估計結果表明：（1）全社會固定資產投資、市場開放程度有顯著的推動作用，根據表3，全社會固定資產投資對區域經濟增長的彈性系數為0.359，市場開放程度對區域經濟增長的彈性系數為0.2。（2）技術創新對區域經濟增長有顯著的促進作用，技術創新能夠提高企業核心競爭力，擴大對外貿易，優化產業結構升級，從而促進經濟增長。技術創新每增加1%，區域經濟增長水平將增加0.376%。（3）實際利用外商投資、從業人員數、市場化指數對經濟的增長效果均顯著，但作用都為負。FDI對區域經濟增長水平的回歸系數為負，表明我國以市場換技術策略并未成功，中國仍難掌握真正的核心技術，外資投入行業講求高回報，主要集中在金融以及制藥、金屬、通信和媒體等行業；從全國層面來看，由于從業人員中以勞動密集型人員居多，這些人員并未對區域經濟增長水平起到正向的促進作用，從業人員數量相對過剩，技術人員較少，因此，并未像技術創新一樣對區域經濟增長起到顯著的促進效應；目前我國市場經濟地位仍未獲得歐美國家確認，在一定程度上說明市場化程度還不夠高，市場化改革進行需進一步完善，在一些不發達省份，經濟中非市場的因素仍占有重要比例，政府主導應進一步向政府引導轉變。

技術創新方程的估計結果表明：（1）從全國層面來講，研發投入、市場化程度、第二產業占比、人力資本程度在促進技術創新水平上有重要的作用。研發經費的投入、人均受教育水平能帶來技術創新水平的提高，這符合理論和實際情況，人均受教育程度越高，越有利于研發水平的提高；市場化指數與技術創新同向增加，表明技術創新需要一個相對自由的環境，競爭力度的擴大會促使技術研發的自發進行，是保障和維護技術進步和技術創新的重要條件；伴隨著產業結構的變遷，第二產業總產值占比對技術創新的彈性系數為0.508；外來資本無形當中能夠帶來技術的轉移，同時對我國的研發水平帶來一定程度的提高，從而促進當地的技術創新，每增加1%，技術創新水平會增加0.117%。（2）區域經濟增長對技術創新水平的影響不顯著。考慮中國地區經濟之間的非均衡發展，為了更好地了解目前我國區域經濟增長與技術創新之間的關系，對東、中、西部模型進行單獨分析，每個區域都有自己獨特的空間特性，筆者采用傳統東、中、西部之間的區域劃分，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、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南。

從表3回歸結果中可以看出，在東部地區區域經濟增長貢獻因素中，全社會固定資產投資、市場開放程度、市場化指數呈現正效應且效果顯著；從業人員、技術創新表現為負效應，很可能的原因是從業人員數量較多質量卻參差不齊，從業人員不僅包括科技研發人才，也包括技術含量低的工作崗位人員，另外，專利授權既包括國內申請者，也包括國外申請者，專利授權后要么是轉化效率偏低，要么是專利在國外使用，與國內市場形成競爭關系；FDI表現為負效應且效果不顯著。技術創新主要是靠區域經濟增長、市場化指數；人力資本和經濟結構表現為負效應；FDI、研發經費投入對技術創新效果不顯著。

中部地區區域經濟增長主要依靠全社會固定資產投資、技術創新，從業人員、市場化指數呈現出負效應，FDI和市場開放程度為負效應且作用不明顯。中部技術創新主要依靠FDI、研發投入、人力資本、市場指數，區域經濟增長對技術創新表現為抑制作用。

西部地區區域經濟增長主要依靠全社會固定資產投資、市場開放程度，從業人員表現為負效應，FDI、技術創新、市場指數不顯著。FDI、研發經費投入、人力資本對西部技術創新的影響存在顯著效應，區域經濟增長對技術創新起反作用。

從東、中、西部區域總的結果來看，結合技術創新對區域經濟增長系數與技術創新的散點圖（見圖1），可以看出，技術創新對區域經濟增長作用存在倒U型關系，從三個區域經濟增長對技術創新的作用來看，結合區域經濟增長對技術創新影響系數與區域經濟增長的散點圖（見圖2），區域經濟增長對技術創新水平呈現倒J型關系，各分方程的各變量回歸系數相差較大，與東部地區相比，人力資本對技術創新有利，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，人力資本素質提升到一定階段，即達到臨界值之后，人力資本的增加會阻礙技術創新水平，這也表明人力資本對技術創新存在著門檻效應；中、西部經濟結構對技術創新的影響比東部影響較強，表明第二產業占比大的地區，技術創新提升越快。FDI對技術創新的影響力沿著東—中—西部遞減，表明存在著技術追趕效應；西部研發投入對技術創新的增加效果最為明顯，彈性系數大于中東部。

四、結論及建議

通過實證分析發現，技術創新對中國區域經濟增長有顯著的正向效應，且存在倒U型關系，區域經濟增長對技術創新的發展可能存在門檻效應，中西部目前還未達到拐點，因此，東部呈現顯著的促進效應，而中西部暫時為抑制效應。從整體上來講，技術創新對經濟增長的貢獻最大，全社會固定資產投資次之，最次是市場開放程度，市場化指數對技術創新的貢獻最大，依次是人力資本、FDI、研發投入和經濟結構。鑒于此，結合東、中、西部發展的差異性，相應對策建議為：首先，就全國層面來講，以企業為技術創新主體，加強研發經費投入，加強專利保護制度，促進專利成果的轉化，保障技術創新的可持續發展；固定資產投資繼續保持穩步增長勢頭；以“一帶一路”為突破點，保持與區域合作發展態勢；減少政策干預，力爭擴大市場經濟程度；優化經濟結構，促進經濟轉型；合理利用外資，有意識地引導外資進入高新技術和新興產業領域，協調國外先進技術轉移到國內。其次，從區域層面來講，區域經濟增長對技術創新具有門檻效應充分表明，中西部應加快經濟增長速度，縮小與東部之間的差距，當經濟增長達到臨界點時，中西部將對技術創新起正向促進效應；當人均受教育年限提高到一定程度時，將不再增加技術創新產出，現階段中西部應進一步提高人口素質，擴大區域受教育水平，使人才數量趕超東部，東部則應進一步提高人才質量；西部應厘清政策和市場分工，加快非國有經濟的發展，提升市場化指數水平。

參考文獻：

[1]約瑟夫·熊彼特.經濟發展理論[M].北京：商務印書館，1991：145-148.

[2]傅家驥主編.技術創新學[M].北京：清華大學出版社，1998：76-83.

[3]Blomstr？觟m M，Persson H. Foreign investment and spillover efficiency in an underdeveloped economy：Evidence from the Mexican manufacturing industry[J].World Development，1983，11（83）：493-501.

[4]Huang C.，Teng K，Tsai P.. Inward and outward foreign direct investment and poverty：East Asia vs. Latin America[J].Review of World Economics，2010，146（4）：763-779.

[5]Romer. Endogenous Technological Change[J]. Journal of Political Economy.1990，98：71-102.

[6]Borensztein，Gregorio，Lee. How does foreign direct investment affect economic growth[J]. Journal of International Economics. 1998，45：115-135.

[7]Breton T R.Human capital and growth in Japan：Converging to the steady state in a 1% world[J].Journal of the Japanese & International Economies，2015，（36）：73-89.

[8]鄭世林，張宇，曹曉.中國經濟增長源泉再估計：1953-2013[J].人文雜志，2015，（11）：30-40.

[9]潘云文，李慶軍，于莉娟，曹玉美.山東省科技進步貢獻率的測算及對策研究[J].科學與管理，2013，（6）：79-83.

[10]陶愛萍，李青釗.產業集聚與知識溢出的交互作用：基于聯立方程的實證檢驗[J].華東經濟管理，2016，（3）：77-82.

[11]黃清煌，高明.環境規制對經濟增長的數量和質量效應——基于聯立方程的檢驗[J].經濟學家，2016，（4）：53-62.

[12]王潤泉.子女教育期望與農民工城市定居意愿——基于全國7個城市調查數據[J].農業技術經濟，2016，（3）：75-84.

[13]陳得文，苗建軍.空間集聚與區域經濟增長內生性研究——基于1995—2008年中國省域面板數據分析[J].數量經濟技術經濟研究，2010，（9）：82-93.

[14]李靚，穆月英.基于聯立方程的中國蔬菜價格形成研究[J].經濟問題，2016，（4）：105-110.

責任編輯：李金霞