西部地區中心城市技術創新擴散效應的實證

王飛航，姜安印劉苗

（1.蘭州大學經濟學院，蘭州730000；2.蘭州理工大學經濟管理學院，蘭州730050）

0 引言

由于西部地區發展的不均衡，提升各省的技術創新能力，發展省際間的技術擴散，從而提升整體的經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轉移，西部地區的技術和經濟將更加快速的發展，區域間的技術擴散效應也將增強。目前，大量文獻主要考查的是各國間的技術擴散，和我國部分省域內的技術擴散，對于西部地區的技術擴散效應研究較少[1-8]。本文在以往研究的基礎上，轉換研究視角，以西部地區12個省市為研究對象，把省際間的技術擴散、國外直接投資和省內技術創新能力同時納入一個模型中作相應的實證分析。

1 我國西部地區技術擴散現狀

在開放的經濟條件下，各地區的技術進步不僅來源于區域內技術擴散和國外的技術擴散作用，也依賴于自身的研發和創新，國外直接投資是技術進步的重要來源之一，國內的技術轉移和科研投入也會使區域技術進步，這些因素都會在區域技術擴散中發揮重要的作用，成為技術擴散的重要渠道。

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

表1 西部地區12個省市的數字代號

近三年西部地區研發投入量、有效發明專利數、外商直接額和技術市場成交額分別都處在遞增的狀態，由于西部地區各省市發展的不均衡性，各省的增長幅度不同，從下頁圖1至圖4中可看出，四個指標數據的對比分析中，陜西和四川兩個省是發展最好的，從各個指標數據衡量，其技術創新能力和技術擴散效應都是比較強的。

圖1 西部地區12個省份2012—2014年的研發投入量

圖2 西部地區12個省份2012—2014年的有效專利發明數

從研發投入量看，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，有較多的高校和研究院，可以促進研究成果更快更好地轉化為產業發展的動力，提升區域技術水平的提高，促進經濟的增長。從有效專利發明數看，四川近兩年的有效發明專利數急劇攀升，陜西和重慶也取得了較好的成果。充分體現了國家的研發投入取得了較好地成果，并且運用到產業升級上，提高了區域的技術創新能力和經濟發展水平。從外商直接投資看，四川和重慶投資額度較高，2014年分別達到828億美元和675億美元，其次是陜西，達到了447億美元，這三個省市較為突出。從技術市場成交合同額看，陜西的技術市場是最活躍的，在2013年，達到了3620612萬元的最高值，2014年有所下降，其次是四川，同樣在2013年達到了最高值，為2705993萬元。因此，來自國內其他省市的技術擴散，在近幾年對陜西、四川、重慶和內蒙古的技術進步都起到了較強的促進作用。

圖3 西部地區12個省份2012—2014年的外商直接投資

圖4 西部地區12個省份2012—2014年的技術市場成交合同額

總結以往國內外學者對技術擴散效應的研究方法，有以下幾種：統計指標對比，專業技術評價和產品分析，調查問卷和計量經濟分析等。其中，最具綜合性的應該是計量經濟分析，它一般以測量全要素生產率為目標，因為全要素生產率可以反映一個區域和行業的整體技術進步水平，全要素生產率的提高才是技術擴散效應的最終結果。

2 模型設定與實證分析

2.1 模型設定

本文中的區域技術擴散問題，借鑒Coe&Helpman的貿易溢出計量模型（簡稱CH模型），這個模型最初的目的是評價國外的技術優勢如何影響國內經濟增長的，模型的基本假設是：技術知識是通過貿易傳遞的，也就是貿易產生了知識溢出[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期的全要素生產率；表示第i國在第t期的國內研發資本存量；表示在第t期用CH方法計算的通過貿易路徑溢出到第i國的國外研發資本存量；α0i為常數項；α1i表示第i國的國內研發資本存量對本國全要素生產率的彈性；α2i表示國外溢出研發對本國全要素生產率的彈性；εit表示隨機擾動項。

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

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

2.2 數據選取

對于全要素生產率TFP的計算，本文用索洛余值法，采用傳統的Cobb-Douglas生產函數和新古典增長理論，模型的假定是，在希克斯中性技術進步的條件下，規模報酬不變[10]。Cobb-Douglas生產函數為：

其中，Yit、Kit、Lit分別表示第i省第t年的總產出、資本存量和勞動投入，α、β分別表示生產函數中資本和勞動力的產出彈性，Ait為技術進步率，代表全要素生產率（TFP）或技術進步。因此，各省的TFP的測算公式應為：

總產出Yit用各省的GDP來表示，勞動投入Lit用各省的就業人數表示，資本投入Kit用永續盤存發估算，公式為Kit=Ki,t-1(1-δ)，其中用區域固定資本投資額表示，并采用各省市的固定資產投資價格指數進行平減，折算成2005年不變價格計算的實際值，經濟折舊率取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]。由于西藏地區的部分數據缺失，因此在以西部地區為研究對象時，不考慮西藏地區，對其余11個省市的全要素生產率進行計算，得到的11個省市2005—2014年的全要素生產率的值如表2所示。

表2 11個省市2005—2014年的全要素生產率

本文是對西部地區12個省市2005—2014年的面板數據進行實證分析，各省市的GDP、人均GDP、GDP指數、固定資產投資、固定資產投資價格指數、國外直接投資和就業人數等指標數據基本都來自于各省市的統計年鑒，部分數據來自于《中國統計年鑒》，各省市的研發投入、有效發明專利數和技術市場成交合同額等數據來自《中國科技統計年鑒》。

2.3 模型估計

對于面板數據的分析，有三種不同的估計方法，分別為混合數據模型（Pooled OLS）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE），這幾種模型的區別在于截距項和誤差項的假設不同。模型的選擇是由相關檢驗的結果決定的，混合數據模型和固定效應模型的選擇由F檢驗決定，固定效應模型的假設是認為個體間存在顯著差異，但對于特定的個體而言，組內不存在時間序列上的差異，混合數據模型是假定對于所有截面成員，截距項和解釋變量的系數都相同，即在截面上無個體影響和結構變化，如果組間個體的差異不明顯，一般選用混合數據模型估計。固定效應模型和隨機效應模型的選擇一般考察隨機效應的Hausman檢驗結果，在這兩個模型的選擇中，可以參考Judge所做的判斷，當樣本的時期觀測數目較大而截面個數較小時，則通過兩個模型估計所得的參數值之間區別不大，而當截面個數較大，樣本時期較小時，兩模型估計結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，則選取隨機效應模型比價合適，否則選用固定效應模型比較合適。

本文用Eviews6.0分析軟件，分別對數據分別用以上三種方法分析，所用數據均經過了平穩性檢驗，表3中的最后一行是對三種模型的檢驗結果，其中F檢驗的統計量概率值非常小，是顯著的，表示固定效應模型好于混合數據模型；Hausman檢驗是顯著的，應該拒絕原假設，Hausman隨機效應檢驗的原假設是：固定效應模型和隨機效應模型的估計量沒有實質上的差異，表明固定效應模型好于隨機效應模型。綜合上面這些檢驗結果，說明固定效應模型為最優的模型。

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

表3 面板數據分析結果

3 結論

本文運用面板數據的計量經濟分析方法研究了西部地區技術創新、技術擴散與經濟增長的關系，通過實證分析，可以得到以下結論：（1）地區研發投入的支出形成的技術創新對西部地區的技術擴散和經濟增長有著非常顯著的作用；（2）來自國內外的技術擴散都能顯著地促進西部地區全要素生產率的提高，來自國內技術交易市場的技術擴散對西部地區的促進作用更顯著一些，西部地區在國家政策的引導下，國內技術交易市場額逐年攀升，使得來自國內的技術擴散對西部地區的技術進步越來越重要，是西部地區經濟發展的一個重要來源；（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擴散，包括先進的技術和成熟的管理經驗，可以提高對先進技術的利用能力，因西部地區的技術利用能力較弱，所以國外的技術擴散可以提升區域的技術利用能力。

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