楊永查，呂介民

(安徽財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233041)

1、引言

經(jīng)濟增長理論認(rèn)為科技進步是經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，也是改革現(xiàn)代生產(chǎn)方式的途徑.20世紀(jì)80年代到本世紀(jì)初，網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的發(fā)展帶動了世界經(jīng)濟快速增長證明了科學(xué)技術(shù)對經(jīng)濟的決定性.外國學(xué)者早期已指出技術(shù)進步和創(chuàng)新研究是產(chǎn)出增長的最強手段，如熊彼特將經(jīng)濟的變革與增長歸因于創(chuàng)新活動.Solow通過實證認(rèn)為發(fā)達國家的經(jīng)濟增長很大程度上源于技術(shù)進步，這里的技術(shù)進步指由R&D引發(fā)的創(chuàng)新，實質(zhì)上如此，發(fā)達國家不僅在經(jīng)濟上強于發(fā)展中國家，在技術(shù)水平上也領(lǐng)先領(lǐng)先發(fā)展中國家.Howitt等也指出經(jīng)濟增長由一系列隨機的質(zhì)量改進而來，而創(chuàng)新本身來自于研發(fā)(R&D)活動.以 Romer(1990)為代表的內(nèi)生增長理論認(rèn)為，資本積累盡管是經(jīng)濟增長的條件，但技術(shù)進步獨立于資本之外，企業(yè)研發(fā)的激勵和產(chǎn)品的革新決定了經(jīng)濟增長率.因此研究R&D對經(jīng)濟增長的貢獻有較深的現(xiàn)實意義，也是一直以來計量經(jīng)濟學(xué)關(guān)心的問題.

近幾年來，國內(nèi)學(xué)者運用不同的樣本和不同的計量模型對我國R&D投入與經(jīng)濟增長關(guān)系問題展開了一系列研究.吳延兵(2006)實證了中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)R&D對產(chǎn)出的彈性，結(jié)果顯示R&D對生產(chǎn)率有顯著的促進作用，彈性系數(shù)為0.11，且加入市場因素和產(chǎn)權(quán)因素控制變量后，結(jié)論不變.彭建平和張建華(2007)運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型測算了我國各地區(qū)R&D的產(chǎn)出彈性，結(jié)果顯著正向，綜合彈性系數(shù)為0.1左右.王玲(2008)利用1996-2004年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)21部門面板數(shù)據(jù)考察了各類技術(shù)投入對生產(chǎn)率增長的關(guān)系，顯示R&D對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率提高的推動作用最為顯著.王琴梅等(2011)指出R&D活動效應(yīng)對GDP變動總效應(yīng)的貢獻最大且呈上升趨勢.國內(nèi)研究基本上得出R&D投入對產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出或者地區(qū)經(jīng)濟增長有明顯的促進作用，彈性系數(shù)一般在0.1-0.5之間.但也有少數(shù)學(xué)者得到了負(fù)向系數(shù)，李小平(2007)運用DEA將我國32個行業(yè)大工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率增長進行分解，得出高R&D投資行業(yè)具有高生產(chǎn)率增長，但R&D投資的產(chǎn)出回報率為負(fù).

本文針對以上學(xué)者關(guān)于R&D投入對產(chǎn)出彈性系數(shù)值大小不一進行再次估計，通過永續(xù)盤存法測算了我國28個制造業(yè)部門1997-2008年R&D存量，并分別運用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證了全行業(yè)以及在R&D強度劃分下、行業(yè)規(guī)模劃分下R&D投入對產(chǎn)出的彈性系數(shù)值，并通過結(jié)論給出了相應(yīng)的建議.

2、數(shù)據(jù)和R&D資本存量測算

陳詩一(2011)分析了改革開放后每個階段工業(yè)部門增加值的核算標(biāo)準(zhǔn)，并給出了以1990年價格為基期的工業(yè)部門1980-2008年增加值、資本存量和勞動力數(shù)據(jù).本文產(chǎn)出、資本存量和勞動力直接使用這些數(shù)據(jù)，對R&D存量通過測算求得.李小平(2006)、李小勝(2007)、吳延兵(2006、2008)、王俊(2008)等用類似于估算資本存量的永續(xù)盤存法測算了R&D存量指標(biāo)，并指出這種處理方法能夠反映出各行業(yè)技術(shù)特征的差異, 使測算結(jié)果更加可靠.本文也選擇這種方法測算28個制造業(yè)行業(yè)1997-2008年的R&D存量值.永續(xù)盤存法測算R&D存量的基本公式為：

RDit=Eit+(1-δit)*RDi,t-1

(1)

其中，i代表行業(yè)部門，t代表時間，RDit指i行業(yè)t年的R&D資本存量，Eit指i行業(yè)t年的R&D支出，δit代表存量的折舊率.因此對于R&D資本存量的測算，主要涉及到三個指標(biāo)：基期R&D存量，當(dāng)期R&D支出(投入)和折舊率.

1997年以后的《中國科技統(tǒng)計年鑒》提供了分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出，我們用其作為當(dāng)期R&D的投入指標(biāo).基期存量延用王俊和李小勝的估算方式：

(2)

由于我們選定1997年為基期，因此Ei0即為1997年i行業(yè)的R&D內(nèi)部支出，δi0為1997年i行業(yè)的R&D資本折舊率.g表示R&D支出的年增長率.李小勝采用幾何平均計算，但幾何平均數(shù)只用到期初和期末數(shù)據(jù)，計算的平均數(shù)值有較大偏差，本文選用各年增長率的平均值代替.

很多文獻都選用固定值(15%居多)作為R&D資本存量折舊率，但是常數(shù)折舊率對地區(qū)資本估計可用，對行業(yè)估計不可靠，因為每個行業(yè)生產(chǎn)方式不同，產(chǎn)品使用周期也有較大差異，隨著新技術(shù)新生產(chǎn)方式的出現(xiàn)，不同時期折舊率也應(yīng)不一樣.本文根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》中給出的各個行業(yè)R&D強度值，作為各個行業(yè)的折舊率選取標(biāo)準(zhǔn).將強度高于1.1的定為高技術(shù)行業(yè)，強度在0.5-1.1范圍的定為中等技術(shù)行業(yè)，小于0.5的定為低技術(shù)行業(yè)，每個行業(yè)類型下給以一個折舊率(高技術(shù)行業(yè)由于產(chǎn)品周期性短，專利壟斷性弱折舊率較高，低技術(shù)行業(yè)R&D投資主要用于創(chuàng)新程度較低的獲得，折舊率低，中等技術(shù)行業(yè)的R&D強度介于兩者之間)，具體見表1.

表1 分時期分行業(yè)R&D資本折舊率

注：高技術(shù)行業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備制造業(yè)；低技術(shù)行業(yè)包括：農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、煙草加工業(yè)、服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、家具制造業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制、文教體育用品制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)；其余為中等技術(shù)行業(yè).

通過折舊率以及公式(2)即可測算出以1997年為基期的R&D資本存量數(shù)據(jù)，考慮到價格可比性，需要構(gòu)造R&D資本價格指數(shù)進行調(diào)整.朱平芳和徐偉民(2003)采取消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)加權(quán)合成, 對前者賦權(quán)重0.55，后者0.45.吳延兵(2006)采用原材料購進價格指數(shù)與固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)加權(quán)平均值法.我們延用朱平芳的加權(quán)價格形式，將測算出的當(dāng)年價R&D存量換算為1990年價格的數(shù)據(jù).

3、模型方法和實證分析

3.1 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析

在傳統(tǒng)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中引入研發(fā)資本存量指標(biāo)，方程如下：

(3)

其中Y,K,L,RD分別表示增加值、資本存量、勞動力投入和R&D存量.將(3)式兩邊取對數(shù)，可得：

lnyit=lnAit+αlnKit+βlnLit+γlnRDit+εit

(4)

(4)中γ即為RD存量對增加值的彈性.根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗來選擇每個估計數(shù)據(jù)的模型：OLS混合回歸、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型.

由于每個R&D強度相近的行業(yè)在技術(shù)方面具有兼容性，這些行業(yè)之間會相互影響導(dǎo)致橫截面異方差和同期相關(guān)，鑒于此，本文選用cross-section SUR加權(quán)法進行分析.表2顯示了靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果，可以看出R&D資本存量對增加值彈性系數(shù)顯著為正，在28個制造業(yè)行業(yè)部門中，R&D存量每增加1%，產(chǎn)出水平平均增加0.581%.分技術(shù)強度看，高技術(shù)行業(yè)對產(chǎn)出的彈性比中低技術(shù)行業(yè)大，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入每增加1%，產(chǎn)出水平增加0.764%，分行業(yè)規(guī)?？矗?guī)模大的行業(yè)彈性比規(guī)模小的行業(yè)大0.24%，這跟前面學(xué)者的結(jié)論一致，說明大規(guī)模企業(yè)可能存在R&D資本規(guī)模效應(yīng).此外，比較固定資本存量和勞動力對產(chǎn)出的彈性系數(shù)，除了高技術(shù)行業(yè)外，其余行業(yè)分類下勞動力彈性均大于資本彈性系數(shù)，可見在制造業(yè)行業(yè)，勞動力增加對產(chǎn)出的貢獻大于資本積累.

表2 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

注： *、**、***分別表示在10%、5%、1%下統(tǒng)計顯著；行業(yè)規(guī)模根據(jù)2006年實際增加值分為大小兩類.

3.2 動態(tài)數(shù)據(jù)面板模型分析

考慮到擴展的C-D函數(shù)只考慮資本、勞動和R&D投入的當(dāng)期影響，而產(chǎn)出實際上還受到人文、開放條件、制度設(shè)計、管理能力等多種因素的制約，這些因素?zé)o法量化引入方程，而滯后一期的產(chǎn)出能在一定程度上反映這些潛在因素.我們將滯后一期的產(chǎn)出水平作為解釋變量引入方程(4)，構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

lnyit=lnAit+σlnYi,t-1+αlnKit+βlnLit+γlnRDit+ui+εit

(5)

在動態(tài)面板模型中，由于因變量的滯后項作為解釋變量，極有可能導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項同期相關(guān)(解釋變量具有內(nèi)生性)，如果仍使用標(biāo)準(zhǔn)的固定或隨機效應(yīng)模型進行估計，參數(shù)將會發(fā)生偏差即有偏，Arellano和Bond(1995)提出了廣義矩估計(GMM)法可以有效解決這一問題，GMM估計的核心思想是運用工具變量產(chǎn)生相應(yīng)的矩條件方程.為了消除個體效應(yīng)，對(5)進行一階差分得到不包含個體效應(yīng)的一階差分方程：

Δlnyit=σΔlnYi,t-1+αΔlnKit+βΔlnLit+γΔlnRDit+Δεit

(6)

對于差分模型(6)，lnYi,t-2與Δlnyi,t-1相關(guān)，但與Δεit無關(guān)，因此lnYi,t-2為ΔlnYi,t-1的工具變量.表3顯示了動態(tài)模型GMM估計結(jié)果.

表3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

從表3結(jié)果看，對制造業(yè)全行業(yè)而言，上一年度產(chǎn)出增加值每增加1%，當(dāng)年產(chǎn)出將增加0.871%，說明制造業(yè)行業(yè)的累積效應(yīng)非常明顯.固定資本和其它資本是一個連續(xù)累積的過程，隨著企業(yè)規(guī)模的發(fā)展，必然會產(chǎn)生產(chǎn)出累積效應(yīng)，從而對資本本身帶來一定的影響，中等技術(shù)行業(yè)部門累積效果尤為突出.此外，加入了因變量的滯后期后，資本存量、勞動力和R&D存量對產(chǎn)出的彈性系數(shù)顯著減小，制造業(yè)全行業(yè)的彈性系數(shù)為0.178，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)仍舊比中低產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)大，大規(guī)模行業(yè)比小規(guī)模行業(yè)系數(shù)高.資本和勞動力對產(chǎn)出彈性相比，勞動力彈性比資本彈性大，這跟上面靜態(tài)模型結(jié)果一致.

4、結(jié)論和建議

本文通過測算我國28個制造業(yè)行業(yè)1997-2008年R&D資本存量數(shù)據(jù)，建立靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分別估計了R&D投入對產(chǎn)出的彈性系數(shù)，得出以下結(jié)論：

第一、無論是從方法上還是從行業(yè)類型看，我國制造業(yè)行業(yè)R&D存量對產(chǎn)出的彈性系數(shù)均顯著大于0，說明R&D投入增加會促進產(chǎn)出增長.當(dāng)不考慮前期產(chǎn)出對本期影響時，R&D存量增長一個百分點，產(chǎn)出將增長0.581個百分點，當(dāng)考慮前期影響時，R&D存量增長一個百分點，產(chǎn)出將增長0.178個百分點.

第二、以R&D強度將制造業(yè)分為高技術(shù)、中等技術(shù)、低技術(shù)行業(yè)三類，采用相同方法估計得出高技術(shù)行業(yè)對產(chǎn)出的彈性最大，低技術(shù)行業(yè)對產(chǎn)出彈性最??；以2006年產(chǎn)出規(guī)模把全部行業(yè)分為大規(guī)模和小規(guī)模行業(yè)兩類，得出大規(guī)模行業(yè)對產(chǎn)出的彈性比小規(guī)模行業(yè)彈性系數(shù)大0.2%左右.

第三、除了高技術(shù)行業(yè)外，技術(shù)水平不同的行業(yè)和產(chǎn)出規(guī)模不同的行業(yè)勞動力產(chǎn)出彈性比資本產(chǎn)出彈性都大.由于制造業(yè)行業(yè)技術(shù)水平低，加上我國勞動力豐富，因此大多數(shù)制造業(yè)部門還屬于勞動力密集型發(fā)展.

綜合看在我國行業(yè)技術(shù)發(fā)展過程中，研發(fā)資本投入過少，尤其是中小技術(shù)行業(yè)，仍然沒有擺脫資源消耗型增長局面，還是依靠資本和勞動力為主.隨著世界競爭的加劇，高技術(shù)對一國競爭實力的提升起到非常關(guān)鍵的作用，我國大多數(shù)制造業(yè)行業(yè)仍處于粗放型的制造環(huán)節(jié)，面對產(chǎn)能過剩，產(chǎn)品創(chuàng)新亟待解決.創(chuàng)新過程需要研發(fā)資本和科技人力的大量投入，只有真正確立以企業(yè)、高校為主的研發(fā)主體地位，加大研發(fā)成果的轉(zhuǎn)化力度，培養(yǎng)更高質(zhì)量的科技人才，才能突破目前制造業(yè)行業(yè)自主創(chuàng)新不足的瓶頸，從而推動我國真正走向科技化發(fā)展道路.

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