创新投入、创新产出与实体经济发展

巫 强,张金华,郑江淮

(南京大学 经济学院，江苏 南京 210093)

一、问题的提出

实体经济部门为国民经济提供实实在在的各类物质产品或服务，实体经济包括各类制造业，也包括大多数服务业。与其相对应，金融业、房地产业等行业则被归入虚拟经济的范畴。根据国家统计局数据，2015年我国实体经济规模占国内生产总值的86%。实体经济不仅是国民经济的重要组成部分，更是国民经济的命脉和基础，它决定了一个国家的国际竞争力和长远的发展空间。实体经济发展的重要意义已被中央意识到，早在2011年12月，中央经济工作会议就提出“牢牢把握发展实体经济这一坚实基础”。陈健和龚晓莺[1]提出，近年来，我国经济运行出现较为严重的“脱实向虚”倾向，以房地产业和金融业为代表，大量资金进入并停滞在虚拟经济领域，导致资产价格偏高，各类金融资产的投机行为盛行，而正处于迈向全球价值链中高端关键时期的制造业却无法获得足够的资金支持。其直接表现就是近年来金融业占GDP的比重越来越大，而制造业占比迅速下滑。从更为宏观的角度分析，黄群慧[2]认为，中国目前存在制造业结构性供需失衡、服务业和工业发展失衡、实体经济和虚拟经济结构失衡三个层面上的实体经济结构失衡。2016年中央经济工作会议也指出，我国目前经济运行主要矛盾的根源在于重大结构性失衡，强调“着力振兴实体经济”。振兴实体经济，核心是要坚持创新驱动发展战略，也就是要以创新驱动实体经济发展。这与党的十八大提出实施创新驱动发展战略，强调推动以科技创新为核心的全面创新，以及发挥科技进步对经济增长的贡献是一致的。

创新对实体经济发展影响的研究虽然是经济学理论研究的新问题，但是由于实体经济本身是国民经济的主体，所以对该问题的研究可大量借鉴创新对经济增长的研究成果。在经济增长理论的研究中，创新对经济增长的影响研究产生诸多理论成果。从索洛的技术进步理论到诺思的制度创新理论，再到罗默和卢卡斯的内生增长理论，创新作为经济增长源泉之一已经成为理论界的共识，毛其淋和方森辉[3]的研究也证实这一点。Grossman 和Helpman[4]认为，有目的性的、追求利润的知识投资在长期经济增长过程中起关键作用。但Segerstrom[5]指出，创新对经济增长的促进作用可能存在门槛。对于模仿创新而言，Aghion等[6]认为，适度的模仿创新能促进经济增长，过度的模仿创新会抑制经济增长。对于特定行业而言，Sanyal和 Ghosh[7]指出，市场竞争越激烈，企业越有动机去创新，从而规避竞争。这种逃避竞争所导致的创新将提高行业整体技术水平和生产效率，促进经济增长。

尽管这些成果能为创新驱动实体经济发展提供研究启示，但并未直接回答创新如何驱动实体经济发展的问题。对该问题的研究，首先，要界定创新。创新概念范围广泛，包括技术创新、制度创新和商业模式创新等多层次的创新活动；创新主体多元化，不仅有企业，还包括大学、科研院所等多方面主体。本文力图聚焦以实体经济企业为主体的技术创新活动，区分创新投入和创新产出这两类创新变量，而不是宽泛意义上的创新概念。其次，要深入刻画创新影响实体经济发展的具体机理。本文分别论证创新投入主要在需求侧影响实体经济发展，而创新产出主要在供给侧影响实体经济发展，这两种影响机理都存在地区差异；并且考虑到创新投入与创新产出之间存在的投入产出关系，提出创新投入会通过创新产出间接影响实体经济发展，拆分创新投入影响实体经济发展的直接效应与间接效应；另外提出创新投入、创新产出对实体经济发展的正向促进作用可能随着时间而衰减。最后，要采用数据样本去验证相应的影响机理。本文构建2005—2015年我国30个省份的省级面板数据，采用静态面板模型估计实证方程，重点运用稳健标准误的固定效应方法验证相应的理论假设。

二、理论机理与研究假设

企业是创新驱动实体经济发展的主体，尽管企业的创新活动体现在技术、产品、管理和经营模式等诸多方面，但技术创新无疑是企业创新活动的核心部分。企业技术创新能提高自身资本产出比和劳动产出比，扩大自身生产规模。纪玉山等[8]认为，技术创新成果可能在集聚于同一地区的企业之间，或在同行业之间转移和扩散，那么该企业微观的技术创新就能成为宏观上实体经济规模扩张与发展水平提升的动力来源。同时，王瑾[9]指出，企业技术创新如果发生在特定地区的主导产业中，主导产业的规模扩张将进一步拉动上下游产业的增长，从而推动区域实体经济发展。万勇[10]也提出类似观点，即企业技术创新能通过优化区域经济结构和转变增长方式，推动区域经济发展。除此之外，企业技术创新也有助于提升实体经济的发展质量，如范柏乃等[11]就强调，企业技术创新通过提高产品技术含量、增强企业核心竞争力、优化产业结构和烫平经济危机四个方面提高经济发展质量，这显然也有助于提升实体经济的发展质量。

除了上述支持创新驱动实体经济发展的文献外，本文强调企业技术创新活动也是一个投入—产出过程，包括创新投入和创新产出两个方面。创新投入包括实施创新活动所需要投入的各种要素，如研发人才、资金、实验室和设备等。创新投入增加能从需求侧直接拉动实体经济发展，如实验室建造、设备制造与维修以及研发人才培训都需要投入相应的要素，也需要投入各类原材料，这又会扩大对上游供应商的产品需求，带动相应产品的供给。由此，创新投入增加会形成对产业链上下游各类物质产品和服务的需求，从需求侧促进实体经济发展。企业创新产出直接体现为新技术，这些新技术被运用在企业自身生产运营，可以直接提高生产效率，增加单位时间内的产出，这就构成实体经济的一部分，促进实体经济发展；企业创新产出也可能是新产品，如果是终端环节的新产品，这代表实体经济内产品种类的增加，是实体经济发展的一种体现；如果是中间环节的新产品，它就被运用到下游行业生产经营中，提高后者的生产效率，后者生产规模扩张，也表现为实体经济发展。无论是新技术还是新产品，创新产出都是从供给侧促进实体经济发展，这与创新投入从需求侧促进实体经济发展有差异。当然，企业创新也可能是“创造性破坏”，冲击传统行业，导致部分实体经济萎缩。但总体看来，创新投入和创新产出对实体经济发展的正面促进作用要超过其对实体经济发展的负面影响，基于以上论述，笔者提出如下假设：

假设1：创新投入和创新产出增加均直接促进实体经济发展。

创新对实体经济发展的促进作用可能存在地区差异，其主要原因是各地区的制度环境、经济社会发展水平和地理区位差异较大，这些都影响创新投入和创新产出促进实体经济发展作用的发挥程度。东部地区市场化程度和产业发展水平更高，科研院所众多，集聚大量创新要素和高科技企业，形成较为完善的区域创新体系。在这种区域环境下，创新投入从需求侧，创新产出从供给侧促进实体经济发展的两种影响机制都能更好地发挥出来。如东部地区市场化程度更高，制度性的交易成本更低，这有利于企业更方便地获得各类创新要素，也有利于企业创新产出更方便地扩散到下游行业，这些都更加有利于实体经济发展。相比较而言，中西部地区在整体制度环境和产业发展水平上都滞后于东部地区，区域创新体系也不如东部地区完善，这限制了创新投入、创新产出促进实体经济发展正向作用的发挥。基于以上论述，笔者提出如下假设：

假设2：我国创新投入、创新产出促进实体经济发展存在地区差异，东部地区比中西部地区的促进作用更加显著。

企业创新活动是将各类创新投入要素或资源转化为创新产出成果，如聘用研发工程师研发新技术或新产品，这本质上也是一种投入—产出过程。换言之，创新投入是创新产出的投入品，前者显然会影响后者，尽管创新过程存在风险，但总体上创新投入更多，企业就能有更多的机会获得创新产出。假设1已经论证创新产出通过供给侧驱动实体经济发展，这就意味着创新投入可能存在通过创新产出影响实体经济发展的间接效应。该间接效应是否显著，首先取决于创新投入转化为创新产出的效率，接着取决于创新产出促进实体经济发展的程度。这就要求实证研究去分解并识别创新投入影响实体经济发展的直接效应和间接效应。基于以上论述，笔者提出如下假设：

假设3：创新投入增加会通过提高创新产出，从而间接促进实体经济发展。

创新投入、创新产出促进我国实体经济发展的作用幅度可能会随着时间的推移而发生变化。其背后的逻辑是，经过40年的改革开放，我国企业创新活动已经发生重大的阶段转变，从模仿创新阶段转变为原始创新阶段，这种阶段转变导致我国企业创新难度和风险加大，从而创新驱动实体经济发展的作用逐步衰减。过去我国实体经济企业技术水平距离世界技术前沿相对较远，企业创新更多是跟随国外领先企业，从事模仿、消化再吸收。如学习其产品外观、生产工艺与流程，逐步掌握产品生产的核心技术。当前，我国实体经济企业有相当部分已经接近世界技术前沿，甚至少数企业已经达到世界技术前沿，其创新活动在世界范围内与先进企业并跑，乃至领跑。这些企业就已经进入原始创新阶段，无法再跟随国外先进企业学习模仿，只能在世界技术前沿自主决定研发方向，自主摸索研发步骤和路径。基于以上论述，笔者提出如下假设：

假设4：我国创新投入和创新产出对实体经济发展的促进效应可能会随时间的推移逐步衰减。

三、研究设计

(一)计量模型与估计方法

在区分创新投入和创新产出后，创新驱动实体经济发展的机制包括创新投入促进实体经济发展的直接效应和创新投入通过创新产出来促进实体经济发展的间接效应。本文选取2005—2015年我国30个省份的面板数据，设定实证模型检验假设1和假设2，如式(1)和式(2)所示：

lnREit=α0+α1lnINNIMPit+λZit+εit

(1)

lnREit=β0+β1lnINNOUPit+λZit+εit

(2)

其中，i为省份，t为年份。RE表示实体经济发展。INNIMP表示创新投入，INNOUP表示创新产出，待估计系数α1、β1分别表示创新投入和创新产出对实体经济发展的弹性影响。Z为控制变量，依次为城镇化水平、政府干预、收入水平、人力资本、省会首位度、外商直接投资和对外开放度。λ为控制变量的待估计系数。εit为随机误差项，假设其服从正态分布且独立。

本文借鉴温忠麟等[12]的做法来验证假设3。间接效应既可以指经过某个特定中介变量的中介效应, 也可以指部分或所有中介效应的和。创新活动也是投入产出过程，先有创新投入，后有创新产出，因此，创新投入可能通过创新产出来间接影响实体经济发展。具体模型分别如式(3)和式(4)所示：

lnINNOUPit=γ0+γ1lnINNIMPit+λZit+εit

(3)

(4)

为了验证假设4，本文在式(1)、式(2)中分别加入时间趋势项t、t与创新投入的交互项、t与创新产出的交互项，得到式(5)和式(6)。交互项系数α3、β3反映随着时间的变化，创新活动对实体经济发展影响的变化，用以验证假设4。

lnREit=α0+α1lnINNIMPit+α2t+α3t×lnINNIMPit+λZit+εit

(5)

lnREit=β0+β1lnINNOUPit+β2t+β3t×lnINNOUPit+λZit+εit

(6)

(二)指标选取与数据来源

被解释变量为实体经济发展(RE)。国内学者李晓西和杨琳[13]、伍超明[14]与黄群慧[2]采用部门观界定实体经济。狭义实体经济特指制造业，广义实体经济指除了房地产业和金融业的其他所有行业。刘志彪[15]用媒介观来界定实体经济，把以商品和服务的生产、流通、消费和生产能力投资等循环为中介的增值性活动定义为实体经济，把以资产和货币符号为中介的增值性活动定义为虚拟经济。媒介观虽然界定更为准确，但在实证研究中难以量化。本文借鉴张林[16]的做法，用各省每年GDP减去房地产业和金融业增加值，得到剩余行业的产值来衡量实体经济发展。该指标计算的基础数据来自于历年《中国统计年鉴》。

核心解释变量为创新投入和创新产出。创新投入采用两个指标衡量，企业科技活动内部支出(E)和新产品研发投入(RD)；创新产出也用两个指标衡量，即专利数量(Pat)和新产品销售收入(Sa)。这些都是企业层面指标，符合机理分析聚焦企业创新的要求，数据均来自《中国科技统计年鉴》。为综合衡量各省的创新活动，本文还采用加权求和方法，把这四个指标合成一个新指标，定义为区域创新能力(RIC)。各指标的权重由熵值赋权法予以确定，具体权重为lnE占0.280、lnRD占0.390、lnPat占0.150、lnSa占0.180。

控制变量中，城镇化水平(Urban)用城镇人口占总人口的比重来衡量，人力资本(Eduper)用各省6岁及以上人口的平均受教育年限衡量，数据都来自于《中国人口统计年鉴》。政府干预(Budget)用各省财政一般预算占GDP比重衡量，省会首位度(Con)用省会城市GDP占全省GDP比重衡量，对外开放度(IE)用进出口总额(按相应年份最后一个汇率公布日的收盘汇率换算成人民币)占GDP比重来衡量，数据来自中经网统计数据库。收入水平(GDPper)用人均GDP衡量，数据来自国家统计局。外商直接投资(FDI)是将每年各省吸收FDI美元金额按相应年份最后一个汇率公布日的收盘汇率换算成人民币，并计算其占GDP的比重，除汇率相关数据来源于东方财富网的中国银行外汇牌价外，其他数据来自Wind资讯金融数据库。时间趋势项由年份减去2004计算而得。

由于实体经济发展、创新投入和创新产出衡量指标的绝对值差异较大，为缓解这种数据特征导致有偏估计的负面影响，本文对数化处理实体经济发展、创新投入和创新产出衡量指标。对数化处理可缓解自相关和异方差，数据变得更加平稳，也使创新投入和创新产出变量估计系数解释为弹性。考虑到原始数据可得性等问题，本文选取2005—2015年30个省份的面板数据，西藏由于缺失值较多，被排除在外。表1列出了变量的描述性统计结果。我国实体经济发展从2005年的18万亿增长到2015年的64万亿，实体经济发展的增速呈现倒W型的特征。分地区来看，东部地区的实体经济发展规模最大，中部次之，西部最弱。实体经济发展规模对数的均值和标准差分别为9.132和0.955，这说明我国省份之间的实体经济发展差距较大。但中西部省份实体经济发展增速超过东部发达省份，反映出中西部地区对东部地区的追赶。从五个创新衡量指标对数的标准差来看，各省之间的创新投入、创新产出和区域创新能力存在较大差异。且它们的标准差均大于实体经济发展的标准差，说明各省之间创新活动的差异比实体经济的差异更大。

表1 变量的描述性统计结果(N=330)

四、实证结果与分析

(一)总效应检验

本文选取省级面板数据用于估计式(1)和式(2)，该数据为短面板和平衡面板，适合采用稳健标准误固定效应方法。本文也采用随机效应估计和混合回归估计方法，但F检验和Hausman检验结果均支持固定效应方法，所以，本文只汇报固定效应方法的估计结果，如表2所示。

表2 创新投入和创新产出对实体经济发展的总效应(N=330)

注：括号内为稳健性标准误，*、**和***分别表示通过10%、5%和1%显著性水平检验。下同。

从表2可以看出，列(1)—列(5)中核心解释变量的系数均通过1%的显著性水平检验，假设1成立。无论是创新投入、创新产出，还是区域创新能力，都正向促进实体经济发展。创新驱动发展这一国家重大发展战略的确有其扎实的理论基础。这与张林[13]采用空间计量方法得到的结论一致。另外，从整体来看，在加入所有控制变量后，列(2)—列(5)的R2都在0.900以上，列(1)的R2也达到0.898，说明这5个模型对实体经济发展的解释力较强。列(1)和列(2)中，企业科技活动内部支出增加1%，实体经济发展会提高0.227；新产品研发投入增加1%，实体经济发展提高0.270。这证明创新投入增加带动对相应产品和服务的需求，正向驱动实体经济发展。列(3)和列(4)中，专利数量增加1%，实体经济发展提高0.243；新产品销售收入增加1%，实体经济发展也提高0.207。这说明创新产出一方面既是实体经济的组成部分，另一方面又能被应用于相应产品和服务的生产供给中，提高后者的生产效率，扩大后者的生产规模，这也创造更多的社会价值，正向驱动实体经济发展。相比较而言,创新投入对实体经济发展的促进作用比创新产出的促进作用大。这符合创新投入促进实体经济发展的总效应大于通过创新产出促进实体经济发展的间接效应的直觉。列(5)区域创新能力估计系数显著为0.369，说明区域创新能力增加1个单位，实体经济发展提高369。这既是对列(1)—列(4)结果的稳健性检验，也是进一步证明整体上创新能力提升对于实体经济发展的正向促进作用。

(二)总效应的分地区检验

考虑到我国地理环境和经济发展水平的地区差异性，本文将所有省份划分东、中、西三个地区，分别检验创新投入和创新产出促进实体经济发展的总效应，并进行比较。其中，东部地区包括北京、河北、天津、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东和海南11个省份。地区检验也采用2005—2015年的省级面板数据，F检验和Hausman检验均表明固定效应方法最优，所以，本文仅汇报使用稳健标准误的固定效应方法的估计结果，回归结果如表3所示。

从表3 Panel A可以看出，整体上列(1)—列(5)的R2均在0.900以上，模型有较强的解释力。列(1)、列(2)、列(3)和列(5)中创新变量的估计系数均在1%水平上显著为正，只有列(4)新产品销售收入的估计系数在5%水平上显著为正。列(1)—列(5)中创新变量的估计系数均保持为正，稳健证明无论是创新投入、创新产出，还是创新的综合衡量指标，这三者的提高都正向促进实体经济发展。列(1)—列(4)中，企业科技活动内部支出增加1%，实体经济发展提高0.241；新产品研发投入增加1%，实体经济发展将提高0.346；专利数量增加1%，实体经济发展提高0.257；新产品销售收入增加1%，实体经济发展也提高0.219。列(5)表明，区域创新能力增加1个单位，实体经济发展将提高446。将表3东部地区回归结果与表2全国回归结果相比较，东部地区创新变量的估计系数均高于全国创新变量的估计系数，这说明，东部地区创新对实体经济发展的促进作用比全国平均水平更高，假设2得到验证，创新驱动实体经济发展在东部落实得更好。

从表3 Panel B可以看出，整体R2均在0.900以上，最高达到0.963，说明列(1)—列(5)解释力较强。创新对中部地区实体经济发展的促进作用也非常明显。列(1)、列(3)和列(5)中创新变量估计系数均在1%的水平上显著为正，列(2)、列(4)创新变量估计系数在5%的水平上显著为正。具体来看，列(1)—列(4)证明，中部各省企业科技活动内部支出、新产品研发投入、专利数量或产品销售收入增加1%，依次将促进实体经济发展提高0.222、0.200、0.219和0.248。中部省份创新产出对实体经济发展的促进作用比创新投入的促进作用更大。列(5)区域创新能力的估计系数为0.294，说明中部各省综合的创新能力提升1个单位，将促进实体经济发展提高294。如果比较表3 Panel B创新变量估计系数与表2、表3 Panel A相应估计系数，前者相对较小，中部地区只有新产品销售收入的估计系数比全国和东部都大。这说明中部地区创新对实体经济发展的促进作用多数低于东部地区，也低于全国平均水平。这也证明假设2的成立，不同地区由于发展水平、制度环境等方面的差异，导致创新对实体经济发展的促进作用在不同地区有差异。

从表3 Panel C可以看出，西部地区创新变量的估计系数均为正，且绝大多数估计系数都通过显著性检验，这说明，整体上创新活动在西部地区依然有效促进实体经济发展。列(2)—列(4)表明，西部地区新产品研发投入、专利数量和新产品销售收入增加1%，将促进其实体经济发展提高程度依次为0.124、0.176和0.100。列(5)中区域创新能力提高1个单位，能促进西部地区实体经济发展提高214。列(2)、列(4)和列(5)解释变量的估计系数均在1%水平上显著，列(3)专利数量的估计系数在10%水平上显著。列(1)中企业科技活动内部支出的估计系数为0.030，但并没有通过显著性检验，所以，对于西部地区而言，企业科技活动内部支出增加对其实体经济发展的影响不够显著。表3 Panel C和前面表格相比，西部地区创新活动对实体经济发展的正向促进作用相对较为薄弱，这不仅体现在表3 Panel C中列(1)企业科技活动内部支出的估计系数没通过显著性检验，而且体现在各创新变量的估计系数绝对值整体上均小于前面表格的相应估计系数。

表3 分地区创新投入与产出对实体经济总效应的估计结果

注：限于篇幅，控制变量的检验结果未在表格中列出，留存备索。

综合来看，无论是创新投入、创新产出、还是区域创新能力，东部地区创新指标对实体经济发展的促进作用均领先全国；中部地区只有新产品销售收入对实体经济发展的促进作用超过全国平均水平，其他4个创新衡量指标促进实体经济发展的作用均低于全国平均水平。西部地区5个创新衡量指标的估计系数均低于中部地区，更低于全国和东部地区水平，创新驱动实体经济发展的作用相对而言并未充分发挥。假设2得到充分证明，我国东中西部间创新活动对实体经济发展的影响存在差异，东部地区较中西部地区而言，这种促进作用更加显著和强烈。

(三)间接效应检验

为检验假设3，本文分别估计式(3)和式(4)，区分创新投入影响实体经济发展的直接效应和间接效应。由于创新投入指标包括企业科技活动内部支出(E)和新产品研发投入(RD)，且创新产出指标也包括专利数量(Pat)和新产品销售收入(Sa)，所以，本文将专利数量(Pat)和新产品销售收入(Sa)作为中介变量，先估计企业科技活动内部支出(E)通过这两者影响实体经济发展的两种中介效应，这两者相加就得到企业科技活动内部支出(E)影响实体经济发展的间接效应；然后估计新产品研发投入(RD)通过这两者影响实体经济发展的另外两种中介效应，同样加总这两种中介效应就得到新产品研发投入(RD)影响实体经济发展的间接效应。为简化起见，本文不汇报式(3)和式(4)的所有估计结果，而是将其关键系数的估计结果汇总，如表4所示。

表4 创新投入促进实体经济的直接效应与间接效应估计

从表4可以看出，创新投入指标为企业科技活动内部支出时，其中介效应、间接效应和直接效应的估计系数均显著为正，而且，这三种效应均通过显著性检验。企业科技活动内部支出这一创新投入指标存在通过创新产出促进实体经济发展的两种中介效应，加总这两种中介效应得到间接效应为0.285。同时，企业科技活动内部支出还存在促进实体经济发展的直接效应，为0.379。由此，企业科技活动内部支出促进实体经济发展的直接效应与间接效应的比例为57%∶43%，这就是将企业科技活动内部支出这一创新投入影响实体经济发展的总效应分解为直接效应、间接效应后的比例。

与此相对应的是，新产品研发投入这一创新投入指标的两种中介效应检验中，相应估计系数并不显著为正；尽管加总这两种中介效应也可得到其间接效应为0.052，但并没有通过显著性检验，所以，各省新产品研发投入这一创新投入指标对实体经济发展不存在显著的间接效应，它不会通过创新产出指标，即专利数量(Pat)和新产品销售收入(Sa)，来影响各省实体经济发展。这可能说明我国企业新产品研发投入增加并没有显著地影响专利数量和新产品销售收入。另外，新产品研发投入对各省实体经济发展的直接效应显著为正，其估计系数为0.558，这说明新产品研发投入虽然不间接促进实体经济发展，但依然通过拉动对研发投入品的需求，从而直接促进实体经济发展。

(四)总效应衰减检验

本文选取2005—2015年省级面板数据估计式(5)和式(6)来检验假设4，同样采用F检验和Hausman检验判断混合回归、固定效应和随机效应三种估计方法的优劣，结果表明固定效应方法更优。稳健标准误的固定效应估计结果如表5所示，判断创新投入、创新产出促进实体经济发展的作用是否随着时间的推移而衰减。从表5可以看出，列(1)—列(5)的R2均在0.900以上，解释力较强。创新投入、创新产出促进实体经济发展的总效应依然存在，两个创新投入指标——企业科技活动内部支出和新产品研发投入，两个创新产出指标——专利数量和新产品销售收入的估计系数均显著为正，并且列(1)企业科技活动内部支出的估计系数通过5%的显著性检验，列(2)—列(4)核心解释变量的估计系数均通过1%的显著性检验。列(5)中区域创新能力的估计系数为0.253，也通过1%的显著性检验，这说明，各省整体的创新能力提升也会驱动实体经济发展。更为关键的是表5中交互项的估计系数，它们能反映随着时间的变化，创新投入、创新产出和区域创新能力促进实体经济发展的作用将如何发生变化。列(1)和列(2)中交互项的估计系数分别为-0.009、-0.009，均通过1%的显著性检验，说明创新投入指标，无论是企业科技活动内部支出，还是新产品研发投入增加促进实体经济发展的作用会随着时间的推移而衰减，也就是说，近些年来，这种创新投入促进实体经济发展的作用在下降。这证明假设4，其背后的主要原因在于：我国已经从模仿创新阶段走向原始创新阶段，创新难度加大，同样幅度的创新投入对实体经济发展的促进作用下降。列(5)中交互项估计系数显著为负，为-0.008，表明整体上各省区域创新能力提升对实体经济发展的促进作用也在衰减。这也支持证明假设4成立。列(3)和列(4)中交互项估计系数为-0.003和-0.004，但没有通过显著性检验，说明创新产出两个衡量指标上升对实体经济发展的促进作用并没有显著呈现出随时间衰减的特征。另外，列(1)—列(5)中创新变量的估计系数与交互项的估计系数之和依然为正，说明尽管创新促进实体经济发展的作用在衰减，但整体上创新依然能促进实体经济发展。近些年，创新驱动发展战略上升为我国经济高质量发展重大战略之一，这恰恰是对该实证结论有力的政策回应。创新驱动发展战略的提出要求我国把发展的政策重心真正放到创新上来，为创新提供更为有利的外部环境，防止创新促进实体经济发展作用的进一步衰减。

表5 创新投入、创新产出促进实体经济发展的总效应衰减检验(N=330)

五、结 论

本文构建我国2005—2015年间30个省份的面板数据，运用固定效应方法实证检验创新投入和创新产出对实体经济发展的影响。结果表明，无论是创新投入还是创新产出增多，或是综合的区域创新能力提升都能促进实体经济发展。分地区来看，东中西三大地区创新要素和区域创新能力也都能显著地促进实体经济发展。只是整体上东部地区的促进作用更为强烈和显著，中部次之，西部较弱。同时，创新投入指标中企业科技活动内部支出对实体经济发展的促进作用既有直接效应，又有间接效应；新产品研发投入虽然不间接促进实体经济发展，但依然通过拉动对研发投入品的需求而直接促进实体经济发展。在加入时间趋势项后，创新投入两个指标、区域创新能力与时间趋势的交互项系数均显著为负，但创新产出两个指标与时间趋势的交互项系数不显著为负，这一定程度上说明创新对实体经济发展的促进作用在衰减，我国创新驱动发展战略的提出恰逢其时。