R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/h1>
2016-09-06 06:26:07王家明
丁 浩，王家明
（中國(guó)石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266580）
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R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/p>
丁 浩，王家明
（中國(guó)石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266580）
在引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展柯布道格拉斯函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建多元線性回歸模型，研究中國(guó)東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個(gè)省市自治區(qū)的R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及區(qū)域差異。研究表明，四區(qū)域R&D強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均呈正相關(guān)，但區(qū)域差異明顯。東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為顯著；東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，R&D產(chǎn)出彈性均低于東部地區(qū)；西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高。今后應(yīng)繼續(xù)貫徹實(shí)施國(guó)家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，加大R&D投入并配套相應(yīng)的物質(zhì)資本投入，完善區(qū)域發(fā)展帶動(dòng)機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。
R&D強(qiáng)度；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；區(qū)域?qū)Ρ龋豢虏嫉栏窭购瘮?shù)
一、引言
探尋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因素一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究重心所在。經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本（Capital）和勞動(dòng)力（Labor）的增加，但新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量，提高R&D強(qiáng)度能從根本上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)R&D強(qiáng)度或R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系展開了廣泛的研究。
國(guó)外對(duì) R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究始于Romer、Aghion和 Jaffe等人。Aghion等認(rèn)為提高R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的促進(jìn)作用［1］；Jaffe等認(rèn)為某產(chǎn)業(yè)R&D增加可促進(jìn)該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和其他產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［2］。國(guó)內(nèi)對(duì)該領(lǐng)域的研究在近5年才逐漸增多，主要集中在R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率和R&D效應(yīng)滯后期等方面，其中R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率研究又分為針對(duì)全國(guó)范圍的和某區(qū)域的研究。朱強(qiáng)運(yùn)用脈沖法和面板法對(duì)中國(guó)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示，R&D投入與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向效應(yīng)［3］；盧方元和靳丹丹研究了中國(guó)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得出了R&D人員投入比R&D經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性高、R&D投入的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)有正影響的結(jié)論［4］；孫東和周怡君運(yùn)用永續(xù)盤存法和柯布道格拉斯函數(shù)研究了R&D投入、創(chuàng)新能力對(duì)長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究結(jié)果表明，R&D存量等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用顯著，但存在“專利悖論”現(xiàn)象［5］；陳紅玲和羅炳彥運(yùn)用柯布道格拉斯函數(shù)對(duì)教育投入、R&D經(jīng)費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為教育對(duì)GDP的影響地區(qū)差異不明顯，而科技對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則具有明顯的區(qū)域差異［6］；孫潔和姜興坤利用柯布道格拉斯函數(shù)研究科技人才對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，得出東部地區(qū)科技人才對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用最顯著的結(jié)論，并建議在培養(yǎng)、引進(jìn)科技人才的基礎(chǔ)上配套相關(guān)的物質(zhì)資本投入［7］；裴玲玲等運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)理論分析研究了江蘇省R&D投入帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)滯年限，得出江蘇省時(shí)滯年限為3年左右，同時(shí)年份與帶動(dòng)作用呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論［8］。
綜合國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀可以看出，國(guó)外對(duì)R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究比較早，而國(guó)內(nèi)相關(guān)研究起步較晚，多數(shù)研究的是R&D投入對(duì)全國(guó)或某個(gè)區(qū)域的影響，區(qū)域?qū)Ρ炔幻黠@，數(shù)據(jù)年限滯后。本文基于2003—2014年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展柯布道格拉斯函數(shù)，研究中國(guó)東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個(gè)省市自治區(qū)的R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及區(qū)域差異。采用R&D強(qiáng)度指標(biāo)可剔除因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同R&D投入不一的問題，可及時(shí)更新數(shù)據(jù)，進(jìn)行區(qū)域?qū)Ρ龋幸欢ǖ睦碚撘饬x和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。
二、模型構(gòu)建與指標(biāo)選取
（一）模型構(gòu)建
經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型能滿足“希克斯中性”假設(shè)條件的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文亦選取此模型為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證研究。該模型的基本形式為：
式中，Y為解釋變量即經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出；A表示技術(shù)水平；K表示物質(zhì)資本；L表示一般勞動(dòng)；α表示產(chǎn)出對(duì)物質(zhì)資本的彈性；β為產(chǎn)出勞動(dòng)力的彈性，且滿足0＜α，β＜1。
本文研究對(duì)象為R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，因此在柯布道格拉斯經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上引入R&D強(qiáng)度要素，構(gòu)建擴(kuò)展柯布道格拉斯模型：
式中，γ為產(chǎn)出對(duì)R&D強(qiáng)度的彈性。對(duì)式（2）兩邊各取自然對(duì)數(shù)得到：
整理后可得：
式中，C為常數(shù)項(xiàng)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)［6］。
（二）指標(biāo)選取
上述構(gòu)建的模型涉及Y、K、L、R&D四個(gè)變量，它們分別代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和科技研發(fā)投入。下面根據(jù)變量定義和前人的研究成果對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行描述，以便后期的數(shù)據(jù)處理與實(shí)證分析。
Y代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，目前大都采用GDP和人均GDP對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出進(jìn)行描述，而GDP總量與本地區(qū)人口存在一定的因果關(guān)系，并不能完全反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，筆者認(rèn)為人均GDP較GDP總量更能反映經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的實(shí)際水平，因此選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的人均GDP作為變量Y的指標(biāo)（以下GDP均表示人均GDP）。
K代表物質(zhì)資本，物質(zhì)資本變量主要包括資本形成額和資本存量，而采用資本存量指標(biāo)時(shí)，難以對(duì)初始存量進(jìn)行定義，因此本文選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的固定資本形成額作為變量K的指標(biāo)。
L代表一般勞動(dòng)，即為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出而進(jìn)行的勞動(dòng)力投入。鑒于農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)的特殊性，難以進(jìn)行精確的數(shù)據(jù)表述，本文選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)作為衡量一般勞動(dòng)L變量的指標(biāo)。
R&D代表研發(fā)投入，研發(fā)投入變量主要包括R&D投入和R&D強(qiáng)度。鑒于R&D投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有很大的相關(guān)性，而R&D強(qiáng)度是R&D投入占GDP的比重，能反映區(qū)域?qū)萍佳邪l(fā)的投入強(qiáng)度和重視程度，因此本文采取R&D強(qiáng)度作為衡量研發(fā)投入變量的指標(biāo)（以下R&D均表示R&D強(qiáng)度）。
三、數(shù)據(jù)分析、檢驗(yàn)與模型回歸
（一）數(shù)據(jù)分析
為充分體現(xiàn)區(qū)域R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度的差異，本文按照《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》、《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實(shí)施意見》等相關(guān)文件，將中國(guó)區(qū)域（港澳臺(tái)除外）劃分為東北、東部、中部和西部四大地區(qū)。其中東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧三省，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、河南、湖南、湖北、安徽、江西，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、重慶、四川、西藏、廣西、云南、貴州。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》選取各省市自治區(qū)2003—2014年的數(shù)據(jù)，并對(duì)各數(shù)據(jù)按照區(qū)域分別進(jìn)行加總后取自然對(duì)數(shù)，得到四區(qū)域Y、K、L和R&D的數(shù)據(jù)。表1為四區(qū)域主要指標(biāo)值的描述性統(tǒng)計(jì)。
表1 主要指標(biāo)值的描述性統(tǒng)計(jì)
在模型回歸分析之前需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)分析。為了防止偽回歸現(xiàn)象，使得到的回歸結(jié)果可以真實(shí)地反映因變量和解釋變量之間的關(guān)系，本文通過一系列檢驗(yàn)來保證數(shù)據(jù)的可用性［6］。
1.單位根檢驗(yàn)
運(yùn)用 Eviews7.0對(duì) ln GDP、ln R&D、ln K和 ln L進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，主要通過 LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)過程中通過Schwarz法則自動(dòng)選擇變量的滯后項(xiàng)，表2中數(shù)據(jù)均為P值，顯著性水平為0.05。通過檢驗(yàn)可以看出，四個(gè)變量的部分檢驗(yàn)超過了0.05，接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。但四個(gè)變量的一階差分均在0.05的顯著性水平之內(nèi)，表明一階差分序列為平穩(wěn)時(shí)間序列，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。
2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文主要采取 Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)進(jìn)行變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。
表3 變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
由表3可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，Pedroni檢驗(yàn)中只有Panel v-Statistic的P值大于0.05，而Kao檢驗(yàn)ADF的P值小于0.05，表明拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在協(xié)整關(guān)系。
車輛在高速運(yùn)行過程中，車體外氣流沖擊門頁與車體之間的縫隙和兩門頁之間的縫隙，形成了一種含有多種頻率成分的空氣漩渦。門縫隙大小的變化及車輛運(yùn)行速度的變化引起氣流的強(qiáng)弱變化，并在車廂內(nèi)形成不同頻率的嘯叫聲。
綜合以上檢驗(yàn)可以得出，本文所用數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，且ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)關(guān)系，可以進(jìn)行下一步的回歸分析。
（三）模型選擇
面板數(shù)據(jù)的模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析需先確定本文的面板數(shù)據(jù)符合哪種模型。F檢驗(yàn)可用來區(qū)分混合模型和固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)可用來區(qū)分固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型［7］，因此需要對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果見表4，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果見表5。
表4 樣本數(shù)據(jù)的F檢驗(yàn)
由表4可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)P值小于顯著性水平默認(rèn)值0.05，拒絕原假設(shè)“混合模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
表5 樣本數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)
由表5可以看出，Hausman檢驗(yàn)P值小于顯著性水平默認(rèn)值0.05，拒絕原假設(shè)“隨機(jī)效應(yīng)模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
綜合F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)可以得出，本文的數(shù)據(jù)符合固定效應(yīng)模型。
（四）模型回歸
本文應(yīng)用最小二乘法對(duì)東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6。
由表6可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度均在99%之上，說明模型合理有效。同時(shí)四區(qū)域整體的擬合P值均在顯著性水平 0.05以內(nèi)，DW 值分別為2.818 621、2.204 612、2.073 858、2.214 521，在上下臨界值之間，說明模型不存在自相關(guān)性。
表6 四區(qū)域模型回歸結(jié)果
四、分析與討論
柯布道格拉斯經(jīng)典模型中，各變量的回歸系數(shù)即為產(chǎn)出彈性，因此通過式（4）和表6可以得出四區(qū)域各投入要素的產(chǎn)出彈性，詳見表7。
表7 四區(qū)域各投入要素產(chǎn)出彈性
由表7可知，東北地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.8931，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.496 9，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.084 7，同時(shí)α+β+γ=2.474 7＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；東部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.748 7，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.291 4，R&D的產(chǎn)出彈性γ為3.205 7，同時(shí)α+β+γ=4.245 8＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；中部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.834 6，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.308 8，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.393 4，α+β+γ=2.536 8＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；西部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.844 0，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.437 2，R&D的產(chǎn)出彈性γ為0.331 3，α+β+γ=1.612 5＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增。
綜上分析可以得出，本文模型的回歸結(jié)果大致符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)際，物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和R&D均對(duì)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)存在一定的促進(jìn)作用，并且規(guī)模報(bào)酬遞增，這說明各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力較大。由表7還可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各要素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響差異比較大。
東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為顯著。由表7可知，東部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)高于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，這說明東部地區(qū)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度很大。但東部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)低于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，并不意味著東部地區(qū)物質(zhì)資本投入少，這可由邊際效益遞減理論來解釋：東部地區(qū)物質(zhì)資本已經(jīng)投入到一定規(guī)模。也正因如此，東部地區(qū)物質(zhì)資本投入高，基礎(chǔ)設(shè)施齊全，R&D重視程度和投入也就相對(duì)較高，R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最為顯著。
東北地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性低于東部。由表7可知，東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，并且α、β值均高于東部地區(qū)，γ值則遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，說明東北地區(qū)、中部地區(qū)物質(zhì)資本和一般勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率比較大，但R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)低于東部地區(qū)。
西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高。由表7可知，西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于東部地區(qū)、東北地區(qū)和中部地區(qū)，主要原因是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體較低，物質(zhì)資本和一般勞動(dòng)力的投入相對(duì)較少，基礎(chǔ)設(shè)施、科技園區(qū)等設(shè)施不完善，造成西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性較低。西部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高說明西部地區(qū)發(fā)展方式相對(duì)粗放，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化。
五、結(jié)論與建議
（一）結(jié)論
本文通過引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展道格拉斯函數(shù)研究R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并進(jìn)行區(qū)域?qū)Ρ龋饕贸鲆韵陆Y(jié)論：
東北、東部、中部和西部四區(qū)域R&D強(qiáng)度均對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的促進(jìn)作用，但區(qū)域差異很大，其中東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用最顯著。
物質(zhì)資本投入與R&D產(chǎn)出彈性呈正相關(guān)變動(dòng)，但仍存在物質(zhì)資本投入到一定程度邊際效益遞減現(xiàn)象，比如東部地區(qū)。
東北地區(qū)和中部地區(qū)各要素之間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用相差不大，說明二者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)方式類似。
（二）建議
本文通過R&D投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率對(duì)比研究，提出如下建議：
繼續(xù)貫徹實(shí)施西部大開發(fā)、中部崛起和振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，發(fā)揮國(guó)家戰(zhàn)略對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，加大東部地區(qū)對(duì)其他區(qū)域的帶動(dòng)作用，完善區(qū)域帶動(dòng)機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡可持續(xù)發(fā)展。
在保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提下，增加物質(zhì)資本的投入，通過豐厚的物質(zhì)資本及完善的技術(shù)設(shè)施和人才優(yōu)惠政策來吸引高科技人才，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展。
由于西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高，所以應(yīng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，西部地區(qū)應(yīng)提高R&D的投入及強(qiáng)度，增加R&D的貢獻(xiàn)度，平衡物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和R&D的投入強(qiáng)度，實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展。
［1］Aghion P，Howitt P.A Model of Growth Through Creative Destruction［J］.Econometrics，1992（60）：323-351.
［2］Jaffe A，Trajtenberg M，F(xiàn)ogarty M.Knowledge Spillovers and Patent Citations：Evidence from a Survey of Inventors［J］.American Economic Review，2000（90）：215-218.
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責(zé)任編輯：張巖林
Regional Comparison Study of the Im pact of R&D Intensity on Econom ic Grow th
DING Hao，WANG Jiaming
（School of Economics&Management，China University of Petroleum，Qingdao，Shandong 266580，China）
Based on the Cobb Douglas function introduced to the intensity of R&D，themultiple linear regression model is constructed to research the dynamic impact of R&D intensity on economic growth and regional differences of 31 provinces and areas in the northeast，eastern，central and western regions in China.The conclusions are：in the four regions，there is a positive correlation between R&D intensity and economic growth，but the regional differences are significant and R&D impact on economic growth in the eastern region is the most significant；the output elasticity of factors of the northeast region and the central region shows little difference，and is lower than that of the eastern region；the R&D output elasticity of the western region is the lowest，butmaterial capital output elasticity is relatively high.Finally，we put forward the countermeasures to promote the regional economic equilibrium growth.
R&D intensity；economic growth；regional comparison；Cobb Douglas function
F061.5
A
1673-5595（2016）01-0017-05
10.13216/j.cnki.upcjess.2016.01.0004
2015-04-08
山東省自然科學(xué)基金項(xiàng)目（ZR2013GM025）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目（14CX06039B）
丁 浩（1960—），男，河南鄧州人，中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)與管理。
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丁 浩，王家明
（中國(guó)石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266580）
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R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域?qū)Ρ妊芯?/p>
丁 浩，王家明
（中國(guó)石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266580）
在引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展柯布道格拉斯函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建多元線性回歸模型，研究中國(guó)東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個(gè)省市自治區(qū)的R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及區(qū)域差異。研究表明，四區(qū)域R&D強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均呈正相關(guān)，但區(qū)域差異明顯。東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為顯著；東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，R&D產(chǎn)出彈性均低于東部地區(qū)；西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高。今后應(yīng)繼續(xù)貫徹實(shí)施國(guó)家區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，加大R&D投入并配套相應(yīng)的物質(zhì)資本投入，完善區(qū)域發(fā)展帶動(dòng)機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。
R&D強(qiáng)度；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；區(qū)域?qū)Ρ龋豢虏嫉栏窭购瘮?shù)
一、引言
探尋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因素一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究重心所在。經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本（Capital）和勞動(dòng)力（Labor）的增加，但新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量，提高R&D強(qiáng)度能從根本上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)R&D強(qiáng)度或R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系展開了廣泛的研究。
國(guó)外對(duì) R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究始于Romer、Aghion和 Jaffe等人。Aghion等認(rèn)為提高R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的促進(jìn)作用［1］；Jaffe等認(rèn)為某產(chǎn)業(yè)R&D增加可促進(jìn)該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和其他產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［2］。國(guó)內(nèi)對(duì)該領(lǐng)域的研究在近5年才逐漸增多，主要集中在R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率和R&D效應(yīng)滯后期等方面，其中R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率研究又分為針對(duì)全國(guó)范圍的和某區(qū)域的研究。朱強(qiáng)運(yùn)用脈沖法和面板法對(duì)中國(guó)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示，R&D投入與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向效應(yīng)［3］；盧方元和靳丹丹研究了中國(guó)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得出了R&D人員投入比R&D經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性高、R&D投入的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)有正影響的結(jié)論［4］；孫東和周怡君運(yùn)用永續(xù)盤存法和柯布道格拉斯函數(shù)研究了R&D投入、創(chuàng)新能力對(duì)長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究結(jié)果表明，R&D存量等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用顯著，但存在“專利悖論”現(xiàn)象［5］；陳紅玲和羅炳彥運(yùn)用柯布道格拉斯函數(shù)對(duì)教育投入、R&D經(jīng)費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為教育對(duì)GDP的影響地區(qū)差異不明顯，而科技對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則具有明顯的區(qū)域差異［6］；孫潔和姜興坤利用柯布道格拉斯函數(shù)研究科技人才對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，得出東部地區(qū)科技人才對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用最顯著的結(jié)論，并建議在培養(yǎng)、引進(jìn)科技人才的基礎(chǔ)上配套相關(guān)的物質(zhì)資本投入［7］；裴玲玲等運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)理論分析研究了江蘇省R&D投入帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)滯年限，得出江蘇省時(shí)滯年限為3年左右，同時(shí)年份與帶動(dòng)作用呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論［8］。
綜合國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀可以看出，國(guó)外對(duì)R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究比較早，而國(guó)內(nèi)相關(guān)研究起步較晚，多數(shù)研究的是R&D投入對(duì)全國(guó)或某個(gè)區(qū)域的影響，區(qū)域?qū)Ρ炔幻黠@，數(shù)據(jù)年限滯后。本文基于2003—2014年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展柯布道格拉斯函數(shù)，研究中國(guó)東北、東部、中部和西部四區(qū)域31個(gè)省市自治區(qū)的R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及區(qū)域差異。采用R&D強(qiáng)度指標(biāo)可剔除因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同R&D投入不一的問題，可及時(shí)更新數(shù)據(jù)，進(jìn)行區(qū)域?qū)Ρ龋幸欢ǖ睦碚撘饬x和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。
二、模型構(gòu)建與指標(biāo)選取
（一）模型構(gòu)建
經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型能滿足“希克斯中性”假設(shè)條件的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文亦選取此模型為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證研究。該模型的基本形式為：
式中，Y為解釋變量即經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出；A表示技術(shù)水平；K表示物質(zhì)資本；L表示一般勞動(dòng)；α表示產(chǎn)出對(duì)物質(zhì)資本的彈性；β為產(chǎn)出勞動(dòng)力的彈性，且滿足0＜α，β＜1。
本文研究對(duì)象為R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，因此在柯布道格拉斯經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上引入R&D強(qiáng)度要素，構(gòu)建擴(kuò)展柯布道格拉斯模型：
式中，γ為產(chǎn)出對(duì)R&D強(qiáng)度的彈性。對(duì)式（2）兩邊各取自然對(duì)數(shù)得到：
整理后可得：
式中，C為常數(shù)項(xiàng)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)［6］。
（二）指標(biāo)選取
上述構(gòu)建的模型涉及Y、K、L、R&D四個(gè)變量，它們分別代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和科技研發(fā)投入。下面根據(jù)變量定義和前人的研究成果對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行描述，以便后期的數(shù)據(jù)處理與實(shí)證分析。
Y代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，目前大都采用GDP和人均GDP對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出進(jìn)行描述，而GDP總量與本地區(qū)人口存在一定的因果關(guān)系，并不能完全反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，筆者認(rèn)為人均GDP較GDP總量更能反映經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的實(shí)際水平，因此選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的人均GDP作為變量Y的指標(biāo)（以下GDP均表示人均GDP）。
K代表物質(zhì)資本，物質(zhì)資本變量主要包括資本形成額和資本存量，而采用資本存量指標(biāo)時(shí)，難以對(duì)初始存量進(jìn)行定義，因此本文選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的固定資本形成額作為變量K的指標(biāo)。
L代表一般勞動(dòng)，即為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出而進(jìn)行的勞動(dòng)力投入。鑒于農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)的特殊性，難以進(jìn)行精確的數(shù)據(jù)表述，本文選取全國(guó)各省市自治區(qū)、地區(qū)的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)作為衡量一般勞動(dòng)L變量的指標(biāo)。
R&D代表研發(fā)投入，研發(fā)投入變量主要包括R&D投入和R&D強(qiáng)度。鑒于R&D投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有很大的相關(guān)性，而R&D強(qiáng)度是R&D投入占GDP的比重，能反映區(qū)域?qū)萍佳邪l(fā)的投入強(qiáng)度和重視程度，因此本文采取R&D強(qiáng)度作為衡量研發(fā)投入變量的指標(biāo)（以下R&D均表示R&D強(qiáng)度）。
三、數(shù)據(jù)分析、檢驗(yàn)與模型回歸
（一）數(shù)據(jù)分析
為充分體現(xiàn)區(qū)域R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度的差異，本文按照《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》、《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實(shí)施意見》等相關(guān)文件，將中國(guó)區(qū)域（港澳臺(tái)除外）劃分為東北、東部、中部和西部四大地區(qū)。其中東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧三省，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、河南、湖南、湖北、安徽、江西，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、重慶、四川、西藏、廣西、云南、貴州。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》選取各省市自治區(qū)2003—2014年的數(shù)據(jù)，并對(duì)各數(shù)據(jù)按照區(qū)域分別進(jìn)行加總后取自然對(duì)數(shù)，得到四區(qū)域Y、K、L和R&D的數(shù)據(jù)。表1為四區(qū)域主要指標(biāo)值的描述性統(tǒng)計(jì)。
表1 主要指標(biāo)值的描述性統(tǒng)計(jì)
在模型回歸分析之前需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)分析。為了防止偽回歸現(xiàn)象，使得到的回歸結(jié)果可以真實(shí)地反映因變量和解釋變量之間的關(guān)系，本文通過一系列檢驗(yàn)來保證數(shù)據(jù)的可用性［6］。
1.單位根檢驗(yàn)
運(yùn)用 Eviews7.0對(duì) ln GDP、ln R&D、ln K和 ln L進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，主要通過 LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)過程中通過Schwarz法則自動(dòng)選擇變量的滯后項(xiàng)，表2中數(shù)據(jù)均為P值，顯著性水平為0.05。通過檢驗(yàn)可以看出，四個(gè)變量的部分檢驗(yàn)超過了0.05，接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。但四個(gè)變量的一階差分均在0.05的顯著性水平之內(nèi)，表明一階差分序列為平穩(wěn)時(shí)間序列，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。
2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文主要采取 Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)進(jìn)行變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。
表3 變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
由表3可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，Pedroni檢驗(yàn)中只有Panel v-Statistic的P值大于0.05，而Kao檢驗(yàn)ADF的P值小于0.05，表明拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，即ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在協(xié)整關(guān)系。
車輛在高速運(yùn)行過程中，車體外氣流沖擊門頁與車體之間的縫隙和兩門頁之間的縫隙，形成了一種含有多種頻率成分的空氣漩渦。門縫隙大小的變化及車輛運(yùn)行速度的變化引起氣流的強(qiáng)弱變化，并在車廂內(nèi)形成不同頻率的嘯叫聲。
綜合以上檢驗(yàn)可以得出，本文所用數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，且ln GDP、ln R&D、ln K和ln L之間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)關(guān)系，可以進(jìn)行下一步的回歸分析。
（三）模型選擇
面板數(shù)據(jù)的模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析需先確定本文的面板數(shù)據(jù)符合哪種模型。F檢驗(yàn)可用來區(qū)分混合模型和固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)可用來區(qū)分固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型［7］，因此需要對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果見表4，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果見表5。
表4 樣本數(shù)據(jù)的F檢驗(yàn)
由表4可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)P值小于顯著性水平默認(rèn)值0.05，拒絕原假設(shè)“混合模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
表5 樣本數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)
由表5可以看出，Hausman檢驗(yàn)P值小于顯著性水平默認(rèn)值0.05，拒絕原假設(shè)“隨機(jī)效應(yīng)模型”，因此選擇固定效應(yīng)模型。
綜合F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)可以得出，本文的數(shù)據(jù)符合固定效應(yīng)模型。
（四）模型回歸
本文應(yīng)用最小二乘法對(duì)東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6。
由表6可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度均在99%之上，說明模型合理有效。同時(shí)四區(qū)域整體的擬合P值均在顯著性水平 0.05以內(nèi)，DW 值分別為2.818 621、2.204 612、2.073 858、2.214 521，在上下臨界值之間，說明模型不存在自相關(guān)性。
表6 四區(qū)域模型回歸結(jié)果
四、分析與討論
柯布道格拉斯經(jīng)典模型中，各變量的回歸系數(shù)即為產(chǎn)出彈性，因此通過式（4）和表6可以得出四區(qū)域各投入要素的產(chǎn)出彈性，詳見表7。
表7 四區(qū)域各投入要素產(chǎn)出彈性
由表7可知，東北地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.8931，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.496 9，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.084 7，同時(shí)α+β+γ=2.474 7＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；東部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.748 7，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.291 4，R&D的產(chǎn)出彈性γ為3.205 7，同時(shí)α+β+γ=4.245 8＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；中部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.834 6，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.308 8，R&D的產(chǎn)出彈性γ為1.393 4，α+β+γ=2.536 8＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增；西部地區(qū)物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性α為0.844 0，一般勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性β為0.437 2，R&D的產(chǎn)出彈性γ為0.331 3，α+β+γ=1.612 5＞1，規(guī)模報(bào)酬遞增。
綜上分析可以得出，本文模型的回歸結(jié)果大致符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)際，物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和R&D均對(duì)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)存在一定的促進(jìn)作用，并且規(guī)模報(bào)酬遞增，這說明各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力較大。由表7還可以看出，東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各要素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響差異比較大。
東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為顯著。由表7可知，東部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)高于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，這說明東部地區(qū)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度很大。但東部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)低于東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，并不意味著東部地區(qū)物質(zhì)資本投入少，這可由邊際效益遞減理論來解釋：東部地區(qū)物質(zhì)資本已經(jīng)投入到一定規(guī)模。也正因如此，東部地區(qū)物質(zhì)資本投入高，基礎(chǔ)設(shè)施齊全，R&D重視程度和投入也就相對(duì)較高，R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最為顯著。
東北地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性低于東部。由表7可知，東北地區(qū)與中部地區(qū)各要素產(chǎn)出彈性相差不大，并且α、β值均高于東部地區(qū)，γ值則遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，說明東北地區(qū)、中部地區(qū)物質(zhì)資本和一般勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率比較大，但R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)低于東部地區(qū)。
西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，但物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高。由表7可知，西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于東部地區(qū)、東北地區(qū)和中部地區(qū)，主要原因是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體較低，物質(zhì)資本和一般勞動(dòng)力的投入相對(duì)較少，基礎(chǔ)設(shè)施、科技園區(qū)等設(shè)施不完善，造成西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性較低。西部地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高說明西部地區(qū)發(fā)展方式相對(duì)粗放，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化。
五、結(jié)論與建議
（一）結(jié)論
本文通過引入R&D強(qiáng)度的擴(kuò)展道格拉斯函數(shù)研究R&D強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并進(jìn)行區(qū)域?qū)Ρ龋饕贸鲆韵陆Y(jié)論：
東北、東部、中部和西部四區(qū)域R&D強(qiáng)度均對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的促進(jìn)作用，但區(qū)域差異很大，其中東部地區(qū)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用最顯著。
物質(zhì)資本投入與R&D產(chǎn)出彈性呈正相關(guān)變動(dòng)，但仍存在物質(zhì)資本投入到一定程度邊際效益遞減現(xiàn)象，比如東部地區(qū)。
東北地區(qū)和中部地區(qū)各要素之間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用相差不大，說明二者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)方式類似。
（二）建議
本文通過R&D投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率對(duì)比研究，提出如下建議：
繼續(xù)貫徹實(shí)施西部大開發(fā)、中部崛起和振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略，發(fā)揮國(guó)家戰(zhàn)略對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，加大東部地區(qū)對(duì)其他區(qū)域的帶動(dòng)作用，完善區(qū)域帶動(dòng)機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡可持續(xù)發(fā)展。
在保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提下，增加物質(zhì)資本的投入，通過豐厚的物質(zhì)資本及完善的技術(shù)設(shè)施和人才優(yōu)惠政策來吸引高科技人才，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展。
由于西部地區(qū)R&D產(chǎn)出彈性最低，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性相對(duì)較高，所以應(yīng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，西部地區(qū)應(yīng)提高R&D的投入及強(qiáng)度，增加R&D的貢獻(xiàn)度，平衡物質(zhì)資本、一般勞動(dòng)和R&D的投入強(qiáng)度，實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展。
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責(zé)任編輯：張巖林
Regional Comparison Study of the Im pact of R&D Intensity on Econom ic Grow th
DING Hao，WANG Jiaming
（School of Economics&Management，China University of Petroleum，Qingdao，Shandong 266580，China）
Based on the Cobb Douglas function introduced to the intensity of R&D，themultiple linear regression model is constructed to research the dynamic impact of R&D intensity on economic growth and regional differences of 31 provinces and areas in the northeast，eastern，central and western regions in China.The conclusions are：in the four regions，there is a positive correlation between R&D intensity and economic growth，but the regional differences are significant and R&D impact on economic growth in the eastern region is the most significant；the output elasticity of factors of the northeast region and the central region shows little difference，and is lower than that of the eastern region；the R&D output elasticity of the western region is the lowest，butmaterial capital output elasticity is relatively high.Finally，we put forward the countermeasures to promote the regional economic equilibrium growth.
R&D intensity；economic growth；regional comparison；Cobb Douglas function
F061.5
A
1673-5595（2016）01-0017-05
10.13216/j.cnki.upcjess.2016.01.0004
2015-04-08
山東省自然科學(xué)基金項(xiàng)目（ZR2013GM025）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目（14CX06039B）
丁 浩（1960—），男，河南鄧州人，中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)與管理。
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