政府R&D投入、创新能力对长三角经济增长的影响

孙 东，周怡君

（1.南京大学 经济学院，江苏 南京 210093；2.东南大学 机械工程学院，江苏 南京 210096）

改革开放三十多年来，我国抓住了以出口导向为特征的第一波经济全球化，成为二战后经济全球化最大的赢家之一[1]。但是，繁荣背后也存在巨大的隐忧：一是经济增长仍然依赖生产要素的高投入和资源的高消耗，粗放型特点明显，随着高成本时代的到来，低价工业化模式已经难以为继；二是对外技术依存度较高，大量关键设备依赖进口，一些产业产品的核心技术受制于人，利润分配受控于人[2]。因此，转变经济发展方式成为国家发展的核心战略，科技创新是转变经济发展方式的主要抓手。

一、文献回顾

20世纪50年代，索洛找到了一种能够近似地判断科技进步对经济增长贡献的方法，即索洛余值法。80年代，罗默的内生增长理论更是将科技进步对经济发展研究推向了高潮。内生增长理论认为，经济增长最持久的源泉在于知识生产和人力资本积累，技术进步和创新是一个国家经济发展的长期动力。我国学者借鉴国外研究的理论与方法，对我国科技创新和经济增长的相关问题进行研究，其中，对长三角科技创新的研究颇多。吴福象、刘志彪（2008）发现，各种优质要素集聚，产生了要素集聚的外部经济性，提高了长三角城市群的研发和创新效率，驱动了长三角城市群的经济增长[3]。魏守华、姜宁、吴桂生（2009）从产业维度、区域维度研究了内生创新努力和本土技术溢出对长三角高新技术产业的影响[4]。高丽娜、蒋伏心（2011）通过对宁镇扬区域创新要素集聚与经济增长的关系研究发现，创新要素的集聚与扩散产生了区域经济协同发展效应，促进了区域经济增长[5]。朱选功、郭为（2010）发现长三角等沿海地区，创新能力对于经济增长的贡献远远高于内陆省份，创新能力成为解释沿海地区经济增长的重要原因[6]。

但是，在已有的相关研究中，一是对于政府R&D投入的关注不够，而政府R&D投入不仅是社会R&D投入的重要组成部分，更对未来科技发展具有导向作用；二是对于投入仅考虑的当期，忽略了以往投入也会有不同程度的影响。因此，本文在考虑固定资产投资、劳动力投入、人力资本等因素基础上，重点研究政府R&D投入、创新能力对经济增长的影响；而对R&D投入、资本投入，本文采用永续盘存法计算的存量。

二、研究模型及数据来源

长三角相关的统计年鉴中，2002年至今的政府R&D投入数据缺失较多，但政府财政科技投入数据齐全。本文借鉴余泳泽（2011）的方法，用政府财政科技投入代替政府R&D投入，后文所讲的政府R&D投入实际是政府科技投入数据。这是由于政府财政科技投入包含政府R&D投入，并与政府R&D投入保持一个稳定的比例关系[7]。

（一）研究模型

研究区域经济增长、技术进步的经典模型是C-D函数（柯布-道格拉斯函数），本文也采用该理论模型。

为研究政府支持、创新能力、人力资本等因素对经济增长的影响，本文对模型（1）进行了扩展。引入政府R&D投入代表政府对创新的支持；引入专利授权量代表创新能力；引入专业人员占就业人员的比重代表人力资本的影响。除专业人员比重外，本文对其他变量都取对数。变量取对数后不改变计量分析的结果，且可以增加时间序列数据的平稳性、减小数据的共线性[8]。扩展后方程：

（2）式中①，gdpit为第i个城市第t期的国民生产总值；Lit为第i个城市第t期全社会就业人数；kit为第i个城市第t期的固定资产存量；govit为第i个城市第t期的政府R&D投入存量；patentit为第i个城市第t期的专利授权数；hperit为第i个城市第t期的专业技术人员占从业人员比重；εit为随机误差项。

（二）数据来源及说明

数据来自相关年度的《长江和珠江三角洲及港澳台统计年鉴》、《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》和《长三角年鉴》。为增加可比性，GDP、当年新增固定资产投资、当年财政科技投入等数据，均根据2002-2011年长三角16个城市各自CPI进行了平减。

（2）式中kit为资本存量，是根据张军（2004）等人方法采用永续盘存法计算得出，计算方程为：

其中选择当年固定资产投资为Iit，δ折旧率取15%②，基期为2002年。基期的资本存量是基期的固定资产投资除以折旧率和考察年度投资的平均增长率，即k0＝I0/（折旧率＋It的平均增长率）[9]。政府R&D投入存量也采用永续盘存法计算，方法同资本存量。

三、实证过程及结果

（一）面板数据单位根检验

当各时间序列变量非平稳时，利用普通最小二乘法（OLS）的面板数据模型进行回归时，会产生面板数据“伪回归”问题。本文采用2类常见的面板单位根检验方法，即LLC检验、IPS法，对面板数据序列变量对数的平稳性进行判断，如果出现2种检验结果不一致，补充了ADF检验，以便进一步确定变量是否平稳。检验结果如表1所示，对变量取对数后，lnGDP、lnK、lnGov、lnpatent在2类检验中都是平稳无单位根的；lnL、hper虽然出现了2类检验结论不一致，但经过补充其他方法检验后，这2个变量也是平稳，或者是说弱平稳的。

表1 面板数据的单位根检验结果

各变量对数后经单位根检验，平稳（或弱平稳）、拒绝单位根存在，因此，可直接用面板数据模型进行回归分析。

（二）实证结果

本文利用Eviews7软件，对方程（2）进行了回归，得到回归结果如表2。

表2 模型回归的结果

从表2看，三种模型回归结果都比较理想，而且各模型的变量系数大多通过显著性检验，但是专利授权量在三种模型中，系数都不显著。说明以专利授权量为代表的创新能力，对长三角区域经济增长的贡献不明显。三个模型中，固定效应和随机效应模型的R2都大于混合模型，解释力度都好于混合模型。固定效应与随机效应模型比较，不但固定效应模型R2大于随机效应模型的R2，而且Husman检验值为53.12，在1%显著性水平下拒绝个体随机效应，即Husman检验确定应选择固定效应模型。因此，本文后续的讨论都是以固定效应模型为例。

四、实证结果的简要分析

（一）政府R&D投入的影响

表2显示在考察年度内，政府R&D投入的资本存量，对区域经济发展作用非常显著，弹性系数为0.20，远大于劳动力的投入（弹性系数为0.07）。究其原因，政府R&D投入不仅引致企业的R&D投入，而且政府在基础研究等领域的投入，推动了基础学科的发展，成为科技进步的重要源泉，为经济发展提供强大的支撑。

（二）创新能力的影响

本文发现一个需要重视的结论是，在考察年度内长三角16个城市专利授权量与经济增长的关系不明显，也就是创新能力对经济增长没有显著促进作用。考虑到专利从授权到产生经济效应会有不同的滞后期[10]，本文对专利授权数分别取滞后1-3期建立模型，结果同样，专利授权系数都没有通过显著性检验③。我国一些学者也发现专利对经济增长作用不显著，如鞠树成（2005）、胡坚（2012）等学者都发现我国专利授权对经济增长促进作用不明显[11-12]，存在“专利悖论”。究其原因，专利授权只代表创新优势，只有产业化才能转变为产业优势，才能带动经济增长。而我国不少地区只重视专利申请，忽视了专利成果的转化，对专利技术的商业化问题未给予足够的重视。

（三）模型中其他因素的影响

（1）人力资本的影响。表2的结果表明，在考察年度专业人员强度的弹性系数为0.65，即专业人员强度每增加1个百分点，GDP增长0.65个百分点，这充分说明了人才第一资源的作用。

（2）资本存量的影响。从表2看，资本存量在考察年度内对长三角的经济增长具有非常显著的作用，其弹性系数为0.32。一定程度上说明在考察期内，长三角的经济增长主要还是依靠投资推动的，也为长三角转型升级提供了政策依据。

（3）劳动力投入的影响。表2显示，在考察年度内，长三角劳动力投入显著促进了区域经济增长，其弹性系数为0.07。与其他变量比较看，劳动力的弹性系数不仅小于资本投入，小于政府R&D投入，特别是远小于专业人数比例。说明与普通劳动者相比，高素质的劳动力对经济发展的人均贡献更大。因此，我们必须努力提高全社会劳动者的素质。

五、相关建议

根据本文的研究结论，笔者认为加快自主创新能力建设，促进经济发展转变，需要采取以下措施：

（1）加快科研成果转化，提高专利技术水平，将创新产出转化为现实生产力。要进一步推动科研成果的转化，组建产学研联盟，避免科研目标不明、产学研脱节的现象，使R&D投入的增加能更有效地促进经济增长。

（2）政府要加大R&D投入引导社会科技资金投入，提高全社会的研发投入强度。财政科技资金重点投向经济社会发展的关键领域、民生领域，发挥财政资金的引导和激励作用，引导企业和民间资本在科技创新方面的投入，增加全社会R&D强度。

（3）提高长三角区域劳动力素质，充分发挥人才第一资源的作用。人才是技术依附的载体，是核心竞争力的表现，创新人才是创新能力的主要支撑。不仅要采取团队引进方式，吸引海内外核心人才、学术带头人等高端人才的集聚，而且重视对企业职工、进城务工人员的技能培训，提高全社会劳动者的素质。

致 谢：

作者特别感谢南京大学经济学院刘志彪教授、卜茂亮老师给予的悉心指导。

注 释：

① R&D经费投入和科技人员投入都经常被作为人力资本变量，来考查对经济增长的影响。森栋公夫等人研究发现，在创新投入中科技经费投入与科技人员投入之间存在很强的替代性，高度相关。因此，本文扩展模型（2）只引入了专业人员强度，忽略了R&D经费投入，避免面临的共线性。

② 折旧率δ的选取国内外学者采取了多个数值，没有统一的定论。本文参考白俊红、江可申、李婧等学者的研究，采用15%的折旧率。

③ 我国学者研究发现专利对经济发展作用的滞后期不尽相同，大多在滞后1-3期。本文研究中，对于专利授权量分别取滞后1期、2期、3期建立模型，发现滞后1-3期的专利授权回归系数都不显著，依然支持本文专利对经济增长作用不明显的结论。由于篇幅原因以上部分在文章中略去。

[1]刘志彪.基于内需的经济全球化：中国分享第二波全球化红利的战略选择[J].南京大学学报（社科版），2012（2）：51-59.

[2]辜胜阻，李华，洪群联.创新型国家建设中的制度创新与企业技术创新[J].江海学刊，2010（6）：72-78.

[3]吴福象，刘志彪.城市化群落驱动经济增长的机制研究——来自长三角16个城市的经验证据[J].经济研究，2008（11）：126-136.

[4]魏守华，姜宁，吴贵生.内生创新努力、本土技术溢出与长三角高技术产业创新绩效[J].中国工业经济，2009（2）：25-34.

[5]高丽娜，蒋伏心.创新要素集聚与扩散的经济增长效应分析——以江苏宁镇扬地区为例[J].南京社会科学，2011（10）：30-36.

[6]朱选功，郭为.基于分省面板的地区创新力与省际经济增长研究[J].地域研究与开发，2010（2）：1-5.

[7]余泳泽.创新要素集聚、政府支持与科技创新效率——基于省域数据的空间面板计量分析[J].经济评论，2011（2）：94-101.

[8]江静.中国省际R&D强度差异的决定与比较——基于1998-2004年的实证分析[J].南京大学学报，2006（3）：13-25.

[9]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究，2004（10）：35-44.

[10]裴玲玲，陈万明，王正新.江苏省R&D投入带动经济增长的时滞分析[J].华东经济管理，2011（11）：6-8.

[11]鞠树成.中国专利产出与经济增长关系的实证研究[J].科学管理研究，2005（10）：100-103.

[12]胡坚.产业结构调整视域下“专利悖论”破解研究[J].科技进步与对策，2012（2）：53-56.