区域经济增长与技术创新内生性研究

宗刚+高瑀

摘要：基于内生增长理论，选取2003—2014年中国30个省域的面板数据，构建联立方程组模型，实证分析区域经济增长与技术创新之间的内生关系。研究发现，技术创新对经济增长作用存在倒U型关系，区域经济增长对技术创新水平的影响存在倒J型关系。研发投入、市场化程度、第二产业占比、人力资本程度在促进技术创新水平上有重要的作用。市场化指数对技术创新有显著的促进作用，人力资本对技术创新存在着门槛效应，具有知识溢出效应，且对技术创新的影响力沿着东—中—西部依次递减，西部研发投入对技术创新的增加效果最为明显，弹性系数大于中东部。

关键词：区域经济增长；技术创新；内生性；联立方程；市场化指数；人力资本

中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2017）02-0101-05

改革开放以来，我国经济建设取得了巨大成就，现仍处于高速增长阶段，但是也应该看到，过去的发展建立在依托投资、依赖资源、粗放型发展的基础上，这种非可持续发展方式必然会阻碍经济长期持续稳定的发展。熊彼特[1]指出创新是经济发展的不竭动力，创新能够促进经济增长，他从经济与技术相结合的角度，探讨了技术创新在经济发展过程中的作用，认为技术创新能够解释经济周期的现象。傅家骥[2]指出技术创新是产业升级和经济结构转型的重要手段，是实现经济持续增长的手段，在国家经济增长过程中持续发挥技术创新效应。已有研究充分表明技术创新对区域经济增长具有重要的作用。区域经济增长与技术创新之间本质上是一种相互促进相互影响的内生增长关系，因此，研究区域经济增长与技术创新的内生性显得尤为重要，既能探究技术创新和区域经济增长在彼此中的地位，又能为政府的宏观调控提供决策依据。

一、文献回顾

已有文献分析了技术创新的影响因素。Blomestrome[3]认为FDI能带来技术创新所需要的人力资本因素，并且对技术创新有显著的正效应。Huang[4]实证分析了墨西哥、中国等发展中国家，证明FDI对东道国的技术创新并不存在显著的正向效应。Pomer[5]利用内生增长模型，认为FDI对发展中国家具有技术溢出效应，能够保持经济的持续增长。Borensztein[6]等指出FDI技术溢出效应取决于发展中国家当地的人力资本水平。Breton[7]运用动态的索洛模型分析日本1969—1997年人力资本对人均GDP的影响。郑世林[8]等测算了物质资本对经济增长的影响力度，得出1978—2004年贡献度达到80%。潘云文[9]测算了1990—2011年技术进步对山东省经济增长的贡献。陶爱萍[10]等建立了知识溢出与产业集聚的互动机制，运用联立方程模型检验了知识溢出与产业集聚之间的相互关系，并根据实证结果提出应促进产业集聚与知识溢出的良性互动。黄清煌[11]等人基于2001—2013年中国30个省级面板数据，构建联立方程组模型实证分析环境规制和经济增长之间的关系，提出分地区环境规制与经济数量效应无差异，环境规制的经济增长质量效应具有明显的分区域特点，王润泉[12]等运用联立方程模型实证分析了子女教育期望与城市定居意愿之间的内生关系，陈得文等[13]运用GMM三阶段最小二乘法分析了1995—2008年中国空间集聚和经济增长之间的关系，李靓等[14]基于1990—2013年的时间数列数据，分析了蔬菜零售价格的形成因素。

笔者以选取2003—2014年中国省域面板数据，依据内生增长理论，构建区域经济增长与技术创新的联立方程模型，实证分析区域经济增长与技术创新之间的内生关系。

二、模型建立和变量选取

关于技术创新与经济增长之间关系的研究很多，目前大多采用单一方程研究，如面板数据、时间序列数据等单一方程模型，对互为因果关系的变量研究不足，无法解释内生性变化。

联立方程模型则是通过把一组变量联合决定的另一组变量组合在一起进行测量，以便解决单一方程中因变量和自变量之间部分无法解释的关系，在联立方程模型中，有两个或更多的方程组成，每个方程的被解释变量互为其他方程的解释变量，在联立方程模型中，估计其中一个方程的参数时要同时兼顾其他方程的参数，充分利用不同方程之间的联动信息，与单方程相比，更具有良好的统计特性。

区域经济增长与技术创新之间互为因果关系，即区域经济增长影响技术创新的水平，而技术创新又影响着区域经济增长，其简约表达式为：

E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）

其中，E代表区域经济增长，F代表技术创新，XE表示影响区域经济增长的相关要素，XF表示影响技术创新的相关要素。

根据美国数学家柯布（C.W.Cobb）和经济学家保罗·道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布—道格拉斯生产函数为研究区域经济增长的一般模型，其形式如下：

Y=AKαLβZθeμ（2）

其中，Y表示区域经济增长，A代表技术进步，K为资本存量，L为劳动要素，α、β分别为资本存量和劳动要素的投入产出弹性系数，Z为影响区域经济增长的控制变量，μ为随机干扰项。

两边取对数，得到如下模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）

笔者建立的具体联立方程模型如下：

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）

參考已有文献，笔者选取固定资本存量、劳动力、外来资本、市场开放程度、技术创新、市场化程度作为影响区域经济增长的主要解释变量，选取外来资本、研发经费、区域经济增长、人力资源水平、经济结构作为影响技术创新的主要解释变量。各变量的描述性统计如表1所示。

变量PGDPi，t用来衡量第i个地区第t个时期的区域经济增长水平，表示区域人均GDP，采用平减指数进行处理。变量Ki，t用来衡量第i个地区第t个时期的固定资本存量水平，笔者采用全社会固定资产投资来测度固定资本存量水平。变量LABORi，t用来衡量第i个地区第t个时期的劳动力投入水平，笔者采用从业人员数来测度劳动力投入水平。变量FDIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的外来资本投入，笔者采用实际利用外商投资额来测度外来资本投入水平，根据各年的汇率折算成人民币。变量OPENi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场开放程度，笔者采用人均进出口贸易总额来测度区域开放程度。变量PAi，t用来衡量第i个地区第t个时期的技术创新水平，笔者采用专利授权量来测度区域技术创新水平。变量MIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场化程度，笔者采用樊纲等根据政府与市场的关系、非国有经济的发展、要素市场的发育程度、产品市场的发育程度和市场中介组织的发育和法律制度环境测算。变量RDi，t用来衡量第i个地区第t个时期的研发投入水平，笔者采用R&D经费内部支出来测度区域研发投入水平。变量Li，t用来衡量第i个地区第t个时期的人力资源水平，笔者采用人均受教育年限来测度区域人力资源水平，人均受教育年限是指某一特定年龄段人群接受学历教育的年限总和的平均数，其中，文盲半文盲人均受教育年限为0，小学为6、初中为9、高中为12、大专及以上为16。变量Si，t用来衡量第i个地区第t个时期的经济结构，笔者采用第二产业占比重来测度区域经济结构。

三、模型估计

1. 方法选取。联立方程模型的估计方法主要分为单方程估计法和系统估计法，具体又可分为普通最小二乘法（OLS）、间接最小二乘法（ILS）、工具变量法（IV）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）。笔者采用三阶段最小二乘法计算，首先对每个方程进行2SLS估计，根据前两步的估计，得到对整个系统的扰动项的协方差矩阵估计，因此，对整个联立方程进行广义最小二乘法（GLS）估计。该方法是2SLS和SUR的结合，既考虑了方程内的联立偏差问题，又考虑了跨方程的相关性，具体步骤为：第一阶段，用OLS法估计简化式方程，求内生变量的估计式；第二阶段，将所求内生变量的估计值代入结构方程，运用OLS得到参数的2SLS估计量；第三阶段，用广义最小二乘法求结构参数的估计量。估计结果如表2所示。

2. 结果分析。区域经济增长方程的估计结果表明：（1）全社会固定资产投资、市场开放程度有显著的推动作用，根据表3，全社会固定资产投资对区域经济增长的弹性系数为0.359，市场开放程度对区域经济增长的弹性系数为0.2。（2）技术创新对区域经济增长有显著的促进作用，技术创新能够提高企业核心竞争力，扩大对外贸易，优化产业结构升级，从而促进经济增长。技术创新每增加1%，区域经济增长水平将增加0.376%。（3）实际利用外商投资、从业人员数、市场化指数对经济的增长效果均显著，但作用都为负。FDI对区域经济增长水平的回归系数为负，表明我国以市场换技术策略并未成功，中国仍难掌握真正的核心技术，外资投入行业讲求高回报，主要集中在金融以及制药、金属、通信和媒体等行业；从全国层面来看，由于从业人员中以劳动密集型人员居多，这些人员并未对区域经济增长水平起到正向的促进作用，从业人员数量相对过剩，技术人员较少，因此，并未像技术创新一样对区域经济增长起到显著的促进效应；目前我国市场经济地位仍未获得欧美国家确认，在一定程度上说明市场化程度还不够高，市场化改革进行需进一步完善，在一些不发达省份，经济中非市场的因素仍占有重要比例，政府主导应进一步向政府引导转变。

技术创新方程的估计结果表明：（1）从全国层面来讲，研发投入、市场化程度、第二产业占比、人力资本程度在促进技术创新水平上有重要的作用。研发经费的投入、人均受教育水平能带来技术创新水平的提高，这符合理论和实际情况，人均受教育程度越高，越有利于研发水平的提高；市场化指数与技术创新同向增加，表明技术创新需要一个相对自由的环境，竞争力度的扩大会促使技术研发的自发进行，是保障和维护技术进步和技术创新的重要条件；伴随着产业结构的变迁，第二产业总产值占比对技术创新的弹性系数为0.508；外来资本无形当中能够带来技术的转移，同时对我国的研发水平带来一定程度的提高，从而促进当地的技术创新，每增加1%，技术创新水平会增加0.117%。（2）区域经济增长对技术创新水平的影响不显著。考虑中国地区经济之间的非均衡发展，为了更好地了解目前我国区域经济增长与技术创新之间的关系，对东、中、西部模型进行单独分析，每个区域都有自己独特的空间特性，笔者采用传统东、中、西部之间的区域划分，东部为北京、天津、上海、广东、江苏、浙江、福建、山东、河北、辽宁、海南；西部为四川、重庆、甘肃、青海、宁夏、贵州、新疆、广西、山西、云南、西藏；中部为湖北、湖南、江西、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、河南。

从表3回归结果中可以看出，在东部地区区域经济增长贡献因素中，全社会固定资产投资、市场开放程度、市场化指数呈现正效应且效果显著；从业人员、技术创新表现为负效应，很可能的原因是从业人员数量较多质量却参差不齐，从业人员不仅包括科技研发人才，也包括技术含量低的工作岗位人员，另外，专利授权既包括国内申请者，也包括国外申请者，专利授权后要么是转化效率偏低，要么是专利在国外使用，与国内市场形成竞争关系；FDI表现为负效应且效果不显著。技术创新主要是靠区域经济增长、市场化指数；人力资本和经济结构表现为负效应；FDI、研发经费投入对技术创新效果不顯著。

中部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、技术创新，从业人员、市场化指数呈现出负效应，FDI和市场开放程度为负效应且作用不明显。中部技术创新主要依靠FDI、研发投入、人力资本、市场指数，区域经济增长对技术创新表现为抑制作用。

西部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、市场开放程度，从业人员表现为负效应，FDI、技术创新、市场指数不显著。FDI、研发经费投入、人力资本对西部技术创新的影响存在显著效应，区域经济增长对技术创新起反作用。

从东、中、西部区域总的结果来看，结合技术创新对区域经济增长系数与技术创新的散点图（见图1），可以看出，技术创新对区域经济增长作用存在倒U型关系，从三个区域经济增长对技术创新的作用来看，结合区域经济增长对技术创新影响系数与区域经济增长的散点图（见图2），区域经济增长对技术创新水平呈现倒J型关系，各分方程的各变量回归系数相差较大，与东部地区相比，人力资本对技术创新有利，中部略大于西部，这可能是因为随着人均受教育水平的增加，人力资本素质提升到一定阶段，即达到临界值之后，人力资本的增加会阻碍技术创新水平，这也表明人力资本对技术创新存在着门槛效应；中、西部经济结构对技术创新的影响比东部影响较强，表明第二产业占比大的地区，技术创新提升越快。FDI对技术创新的影响力沿着东—中—西部递减，表明存在着技术追赶效应；西部研发投入对技术创新的增加效果最为明显，弹性系数大于中东部。

四、结论及建议

通过实证分析发现，技术创新对中国区域经济增长有显著的正向效应，且存在倒U型关系，区域经济增长对技术创新的发展可能存在门槛效应，中西部目前还未达到拐点，因此，东部呈现显著的促进效应，而中西部暂时为抑制效应。从整体上来讲，技术创新对经济增长的贡献最大，全社会固定资产投资次之，最次是市场开放程度，市场化指数对技术创新的贡献最大，依次是人力资本、FDI、研发投入和经济结构。鉴于此，结合东、中、西部发展的差异性，相应对策建议为：首先，就全国层面来讲，以企业为技术创新主体，加强研发经费投入，加强专利保护制度，促进专利成果的转化，保障技术创新的可持续发展；固定资产投资继续保持稳步增长势头；以“一带一路”为突破点，保持与区域合作发展态势；减少政策干预，力争扩大市场经济程度；优化经济结构，促进经济转型；合理利用外资，有意识地引导外资进入高新技术和新兴产业领域，协调国外先进技术转移到国内。其次，从区域层面来讲，区域经济增长对技术创新具有门槛效应充分表明，中西部应加快经济增长速度，缩小与东部之间的差距，当经济增长达到临界点时，中西部将对技术创新起正向促进效应；当人均受教育年限提高到一定程度时，将不再增加技术创新产出，现阶段中西部应进一步提高人口素质，扩大区域受教育水平，使人才数量赶超东部，东部则应进一步提高人才质量；西部应厘清政策和市场分工，加快非国有经济的发展，提升市场化指数水平。

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责任编辑：李金霞