王 文，孫 早

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

?

基礎(chǔ)研究還是應(yīng)用研究：誰(shuí)更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)
——基于所有制和要素市場(chǎng)扭曲的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

王 文，孫 早

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

不同于成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體，在像中國(guó)這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體中，研發(fā)活動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率(TFP)的作用機(jī)制更為復(fù)雜。本文首先分析了國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)由于資源稟賦和行為邏輯等方面的不同，在基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究創(chuàng)新上的差異性，進(jìn)而考察了要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及要素市場(chǎng)扭曲與所有制的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文進(jìn)一步以1998-2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，采用有限分布滯后模型所做的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)：(1)在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)，在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低的地區(qū)，應(yīng)用研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)；(2)隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，應(yīng)用研究和基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響都會(huì)被削弱，但基礎(chǔ)研究的削弱幅度相對(duì)更大；(3)所有制對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場(chǎng)扭曲程度。本文的發(fā)現(xiàn)為科學(xué)確定國(guó)家創(chuàng)新支持政策的調(diào)整方向和實(shí)施重點(diǎn)提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

基礎(chǔ)研究；應(yīng)用研究；地區(qū)TFP；所有制；要素市場(chǎng)扭曲

一、引 言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去三十多年的快速增長(zhǎng)主要得益于物質(zhì)資本的大量投入，技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率(TFP)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度相對(duì)較低[1-2]。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“結(jié)構(gòu)性減速”的新常態(tài)階段，要素驅(qū)動(dòng)型發(fā)展模式的負(fù)面效應(yīng)愈發(fā)顯現(xiàn)，如何構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型發(fā)展模式成為需要經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者迫切解決的問(wèn)題[3]。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論及相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)研究均表明，研發(fā)活動(dòng)(R&D)是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和TFP增長(zhǎng)的主要途徑，也是衡量一個(gè)國(guó)家(地區(qū))創(chuàng)新能力高低的重要標(biāo)準(zhǔn)[4-5]。雖然近年來(lái)中國(guó)R&D投入強(qiáng)度在不斷增加①① 根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，R&D投入強(qiáng)度(研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP的比重)從1998年的0.58%上升到2014年的2.15%。，但TFP并沒(méi)有呈現(xiàn)出相應(yīng)的上升趨勢(shì)[6]，張海洋[7]、謝建國(guó)和周璐昭[8]等人的研究甚至得出了研發(fā)投入對(duì)中國(guó)TFP提升效果不顯著或顯著為負(fù)的結(jié)論。這在很大程度上反映了轉(zhuǎn)型背景下研發(fā)作用機(jī)制的復(fù)雜性，也在一定程度上說(shuō)明進(jìn)一步深入分析不同類型研發(fā)活動(dòng)對(duì)生產(chǎn)率的影響，比僅僅分析研發(fā)總量的生產(chǎn)率效應(yīng)更具有實(shí)際意義[9]。

根據(jù)理論研究與現(xiàn)實(shí)情況，研發(fā)活動(dòng)通常被區(qū)分為基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究①① 在相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒中，R&D經(jīng)費(fèi)支出包括基礎(chǔ)研究(basic research)、應(yīng)用研究(applied research)和試驗(yàn)發(fā)展(experimental development)三個(gè)部分，本文為了分析簡(jiǎn)便將狹義的應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展統(tǒng)稱為應(yīng)用研究。?；A(chǔ)研究是指不帶有特定目的而進(jìn)行的理論性或?qū)嶒?yàn)性研究，主要是為了拓展對(duì)世界的基本認(rèn)識(shí)，反映了知識(shí)的原創(chuàng)能力。應(yīng)用研究則是有針對(duì)性地進(jìn)行新產(chǎn)品生產(chǎn)或改善生產(chǎn)工藝，反映了對(duì)基礎(chǔ)研究成果應(yīng)用途徑的探索。部分研究指出現(xiàn)階段中國(guó)基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響小于應(yīng)用研究，這主要是因?yàn)閼?yīng)用研究多由企業(yè)完成，研發(fā)周期較短，對(duì)單一企業(yè)或某個(gè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在顯著促進(jìn)作用[10]；另一些研究則強(qiáng)調(diào)基礎(chǔ)研究更有利于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，當(dāng)前中國(guó)基礎(chǔ)研究投入不足對(duì)產(chǎn)業(yè)核心技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了消極影響[11-12]。這些研究之所以會(huì)得出不同的結(jié)論，很大程度上是因?yàn)樗麄兒雎粤酥袊?guó)作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體在制度安排、要素市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育不同步等方面的典型特征[13]。首先，所有制作為制度安排的潛在表征，不同所有制企業(yè)(或者研發(fā)機(jī)構(gòu))在激勵(lì)機(jī)制和管理能力上都存在較大差異，進(jìn)而在利用不同類型研發(fā)經(jīng)費(fèi)進(jìn)行創(chuàng)新的機(jī)制上也有所不同。其次，要素市場(chǎng)與產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化進(jìn)程不同步所帶來(lái)的要素市場(chǎng)扭曲問(wèn)題，對(duì)不同類型研發(fā)與TFP之間的關(guān)系具有重要影響。

基于上述考慮，本文首先剖析了不同所有制主體由于資源稟賦和行為邏輯的差異，各自利用基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的差異性，并進(jìn)一步分析要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及要素市場(chǎng)扭曲與所有制的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)。基于1998-2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文的所有假說(shuō)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

(一)不同所有制主體進(jìn)行基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的差異性分析

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的一個(gè)重要特征是各種所有制企業(yè)共存，其中國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量[14]。由于國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)在資源稟賦和行為邏輯等方面存在顯著差異，導(dǎo)致各自在利用基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究進(jìn)行創(chuàng)新的具體機(jī)制上也存在明顯不同，本文主要就國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)這兩種所有制類型展開(kāi)討論。除企業(yè)之外，研發(fā)主體還主要包括科研機(jī)構(gòu)和高等學(xué)校。在中國(guó)現(xiàn)行體制下，科研機(jī)構(gòu)和高等學(xué)校研發(fā)資金的絕大部分都由政府提供，因此也可以將它們看作是國(guó)有部門[15]。

與應(yīng)用研究相比，基礎(chǔ)研究具有前期投入大、失敗風(fēng)險(xiǎn)高、研發(fā)周期長(zhǎng)以及社會(huì)回報(bào)遠(yuǎn)高于私人回報(bào)等特點(diǎn)，這使得國(guó)有企業(yè)具備進(jìn)行基礎(chǔ)研究的天然優(yōu)勢(shì)。首先，國(guó)有企業(yè)通常由中央或地方政府控制并經(jīng)營(yíng)，在資源稟賦上具有民營(yíng)企業(yè)所不可比擬的優(yōu)勢(shì)[16]，更易獲得大量政府研發(fā)資金的支持，具備開(kāi)展基礎(chǔ)研究的資金投入條件。即使研發(fā)失敗，也可能會(huì)因?yàn)轭A(yù)算軟約束的問(wèn)題獲得額外補(bǔ)償[17]，極大降低了基礎(chǔ)研究所面臨的風(fēng)險(xiǎn)。其次，基礎(chǔ)研究所具有的“社會(huì)回報(bào)遠(yuǎn)高于私人回報(bào)”的特點(diǎn)使其在某種程度上具有公共物品的屬性[18]，較強(qiáng)的知識(shí)溢出效應(yīng)和使用的非排他性使得基礎(chǔ)研究無(wú)法有效通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制由民營(yíng)企業(yè)或個(gè)人來(lái)提供，而是主要由政府提供。國(guó)有企業(yè)作為政府意志的執(zhí)行者，有責(zé)任推進(jìn)基礎(chǔ)研究的開(kāi)展。進(jìn)一步的，從委托代理和激勵(lì)的角度來(lái)看，國(guó)有企業(yè)高級(jí)管理人員大多由政府任命，他們對(duì)政治待遇回報(bào)的看重甚至優(yōu)于經(jīng)濟(jì)報(bào)酬[19]，而配合國(guó)家完成重大科技攻關(guān)項(xiàng)目，有助于得到政治升遷，因此國(guó)有企業(yè)也有動(dòng)力推進(jìn)基礎(chǔ)研究的開(kāi)展。第三，基礎(chǔ)研究的成果主要表現(xiàn)為科學(xué)論文和著作，承擔(dān)政府基礎(chǔ)研究資金投入的主體主要是高等學(xué)校和科研機(jī)構(gòu)。高校和科研機(jī)構(gòu)既能滿足基礎(chǔ)研究所需要的人力和物力條件，同時(shí)也具有獲得科學(xué)論文和著作的內(nèi)在動(dòng)力，也就是說(shuō)，在基礎(chǔ)研究階段，政府資金的投入產(chǎn)出效率遠(yuǎn)高于企業(yè)資金[20]。

相比之下，民營(yíng)企業(yè)在應(yīng)用研究上更具有優(yōu)勢(shì)。一方面，民營(yíng)企業(yè)(特別是其中的中小企業(yè))的發(fā)展和創(chuàng)新首先面臨較大的資金約束[21]，而應(yīng)用研究的資金投入和風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)基礎(chǔ)研究要小得多，因此民營(yíng)企業(yè)更傾向于在應(yīng)用研究方面進(jìn)行創(chuàng)新。另一方面，應(yīng)用研究的研發(fā)周期較短，對(duì)于在激烈競(jìng)爭(zhēng)中急欲勝出的單一民營(yíng)企業(yè)或企業(yè)集團(tuán)更具有吸引力[10]。最后，由于民營(yíng)企業(yè)在組織和管理能力上較有優(yōu)勢(shì)，在實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)和戰(zhàn)略時(shí)擁有更大的靈活性和自主權(quán)，可以更有效地將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出。

根據(jù)以上分析，我們提出本文的第一個(gè)假說(shuō)：

H1：在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)；在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(民營(yíng)企業(yè)比重較高)的地區(qū)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)。

(二)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的影響

在中國(guó)這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，市場(chǎng)化改革主要集中于產(chǎn)品市場(chǎng)層面。出于穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)和引導(dǎo)發(fā)展的考慮，中央和地方政府對(duì)要素市場(chǎng)(如土地、勞動(dòng)力及資本等)普遍存在不同程度的干預(yù)和管制現(xiàn)象，這些干預(yù)和管制行為的一個(gè)共同特征就是人為壓低要素價(jià)格，導(dǎo)致要素市場(chǎng)扭曲[22]。短期來(lái)看，這可能有助于各級(jí)政府調(diào)動(dòng)資源促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，極有可能會(huì)對(duì)包括基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究在內(nèi)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)帶來(lái)抑制效應(yīng)，從而給經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展造成障礙[23]。

一方面，要素市場(chǎng)扭曲所導(dǎo)致的低要素價(jià)格會(huì)刺激企業(yè)密集使用土地、勞動(dòng)力和資本等有形生產(chǎn)要素，而較少有動(dòng)力或壓力從事研發(fā)創(chuàng)新生產(chǎn)[13]。進(jìn)一步的，在要素市場(chǎng)扭曲程度越高的地區(qū)，各級(jí)政府對(duì)要素的定價(jià)權(quán)和分配權(quán)越大。在這種情況下，企業(yè)和企業(yè)家有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)與政府官員建立尋租關(guān)系，以相對(duì)較低的成本獲得稀缺生產(chǎn)要素。Murphy 等[24]、Boldrin and Levine[25]的研究發(fā)現(xiàn)，尋租活動(dòng)產(chǎn)生的超額收益會(huì)吸引更多的物質(zhì)和人力資本從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到非生產(chǎn)的尋租領(lǐng)域，從而對(duì)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生擠出，進(jìn)而削弱通過(guò)研發(fā)提升TFP的效應(yīng)。另一方面，在要素市場(chǎng)扭曲的情境下，為了獲取政府研發(fā)補(bǔ)貼，企業(yè)經(jīng)常會(huì)釋放出虛假的“創(chuàng)新信號(hào)”，從而嚴(yán)重削弱了政府研發(fā)資金的使用效率[26]，最終不利于TFP的提升。

盡管要素市場(chǎng)扭曲通過(guò)抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入進(jìn)而對(duì)TFP產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但是對(duì)于基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究所產(chǎn)生的抑制作用大小并不完全相同?；A(chǔ)研究投入巨大、周期漫長(zhǎng)，所面臨的不確定程度遠(yuǎn)高于應(yīng)用研究，而要素市場(chǎng)扭曲及其所激發(fā)的虛假創(chuàng)新以及尋租活動(dòng)進(jìn)一步加劇了基礎(chǔ)研究前景的不確定性，極有可能在很大程度上打消企業(yè)從事基礎(chǔ)研究的積極性。與此同時(shí)，基礎(chǔ)研究的溢出效應(yīng)和被模仿風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)應(yīng)用研究更強(qiáng)，而轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度和執(zhí)行機(jī)制并不完善，因此當(dāng)面臨要素市場(chǎng)扭曲時(shí)，企業(yè)的理性選擇可能傾向于利用要素市場(chǎng)扭曲所帶來(lái)的尋租機(jī)會(huì)獲取超額利潤(rùn)或租金收益，并將其進(jìn)一步投資于非生產(chǎn)性投機(jī)活動(dòng)，這會(huì)使得企業(yè)從根本上喪失對(duì)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的基礎(chǔ)研究的投入動(dòng)力[23]。因此我們預(yù)期要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)相對(duì)更強(qiáng)。據(jù)此提出本文的第二假說(shuō)：

H2：隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，無(wú)論應(yīng)用研究還是基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響都會(huì)被削弱，且基礎(chǔ)研究的削弱幅度更大。

(三)要素市場(chǎng)扭曲和所有制的聯(lián)合作用

為了更全面分析不同所有制主體的基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響差異，本文進(jìn)一步考察在要素市場(chǎng)扭曲程度不同的情況下，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的不同反應(yīng)。

如前文所述，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)由于資源稟賦和行為邏輯等方面的差異對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究存在不同的傾向(偏好)。與此同時(shí)，處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國(guó)又無(wú)法擺脫政府干預(yù)和管制所帶來(lái)的要素市場(chǎng)扭曲。考慮到國(guó)有企業(yè)具有進(jìn)行基礎(chǔ)研究的優(yōu)勢(shì)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究的削弱幅度相對(duì)更大(假說(shuō)2)，因此在國(guó)有企業(yè)份額較大的地區(qū)，當(dāng)面臨更高的要素市場(chǎng)扭曲時(shí)，國(guó)有企業(yè)利用基礎(chǔ)研究提升TFP的優(yōu)勢(shì)會(huì)大幅減少。雖然要素市場(chǎng)扭曲及其所帶來(lái)的尋租活動(dòng)對(duì)包括基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究在內(nèi)的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)都具有負(fù)向激勵(lì)效應(yīng)，但是由于應(yīng)用研究靈活性強(qiáng)(投入少、周期短、風(fēng)險(xiǎn)低)，使得要素市場(chǎng)扭曲所導(dǎo)致的潛在損失(沉沒(méi)成本)相對(duì)較小。根據(jù)假說(shuō)1的分析，民營(yíng)企業(yè)在應(yīng)用研究上的優(yōu)勢(shì)更為明顯，因此在國(guó)有企業(yè)比重較低(民營(yíng)企業(yè)比重較高)的地區(qū)，當(dāng)面臨更高的要素市場(chǎng)扭曲時(shí)，民營(yíng)企業(yè)利用應(yīng)用研究提升TFP的優(yōu)勢(shì)雖然也會(huì)被削弱，但總體上可能不如基礎(chǔ)研究的削弱幅度高。那么，我們進(jìn)一步提出假說(shuō)3：

H3：所有制對(duì)兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場(chǎng)扭曲程度。在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高的地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低時(shí)，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)TFP影響的差異在縮??；在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低的地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低時(shí)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對(duì)TFP影響的差異會(huì)增大。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

20世紀(jì)80年代后期，Lucas[4]和Romer[5]提出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論在動(dòng)態(tài)一般均衡框架下將生產(chǎn)率的變化內(nèi)生化，以人力資本和技術(shù)進(jìn)步來(lái)分析生產(chǎn)率增長(zhǎng)。借鑒Griliches[27]的模型，我們首先將人力資本和知識(shí)資本引入C-D生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，i和t分別為省份和時(shí)間，Yit代表地區(qū)生產(chǎn)總值，Kit為物質(zhì)資本投入，勞動(dòng)投入被分解為簡(jiǎn)單勞動(dòng)投入(Nit)和人力資本(Hit)的乘積，Zit表示知識(shí)資本存量。本文主要考察基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)地區(qū)TFP的影響，因此我們將知識(shí)資本分解為基礎(chǔ)研究(BR)與應(yīng)用研究(AR)兩部分，相對(duì)應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)可寫為：

(2)

根據(jù)索洛余值，總產(chǎn)出中扣除物質(zhì)資本投入和簡(jiǎn)單勞動(dòng)投入后的剩余部分即為TFP。因此有：

(3)

(3)式的中間表達(dá)式為測(cè)算TFP的一般公式，右邊表達(dá)式則揭示了TFP的源泉。對(duì)(3)式兩邊取對(duì)數(shù)可得：

lnTFPit=lnC+βlnHit+γ1lnBRit+γ2lnARit

(4)

根據(jù)(4)式，可構(gòu)建如下的計(jì)量模型：

lnTFPit=α0+α1lnBRit+α2lnARit+ΣβjXjit+μi+εit

(5)

其中，Xj為一組可能影響地區(qū)TFP的控制變量(其中包括(4)式中的人力資本H)，μi為地區(qū)固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

考慮到研發(fā)活動(dòng)對(duì)TFP的影響存在一定滯后性，參照楊玲和許傳龍[28]的做法，在(5)式的基礎(chǔ)上，建立如下有限分布滯后模型：

(6)

(7)

將(7)式代入(6)式可得如下計(jì)量模型：

(8)

對(duì)(8)式進(jìn)行回歸可以直接得到基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的長(zhǎng)期影響系數(shù)α1、α2。以(8)式為基礎(chǔ)，為了檢驗(yàn)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)不同所有制結(jié)構(gòu)地區(qū)TFP影響的差異，以及地區(qū)要素市場(chǎng)扭曲程度對(duì)這種影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文利用以下模型進(jìn)行數(shù)據(jù)回歸：

(9)

其中，Own和Dis分別表示地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)和要素市場(chǎng)扭曲程度。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文以1998-2014年間中國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)作為研究樣本(西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重不予考慮)。原始數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編(1949-2008)》。缺省數(shù)據(jù)采用線性插值獲得。主要變量的定義見(jiàn)表1。

本文的被解釋變量為各地區(qū)TFP?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于TFP的估算方法主要包括非參數(shù)分析法(DEA)、半?yún)?shù)分析法(OP、LP)和參數(shù)分析法(SFA)等。DEA方法只能估計(jì)TFP變動(dòng)率，而目前較受青睞的OP、LP等半?yún)?shù)方法主要針對(duì)的是微觀企業(yè)的TFP估計(jì)[29]，本文采用的研究樣本則是基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)?；谶@一認(rèn)識(shí)，我們采用基于SFA的參數(shù)回歸方法估計(jì)各地區(qū)的TFP。本文將前沿生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為C-D形式，對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可表示為：

表1 變量定義表

(10)

其中，Yit、Kit、Nit分別代表地區(qū)i在t年的生產(chǎn)總值、固定資本存量及從業(yè)人員數(shù)；t為時(shí)間趨勢(shì)變量，vit為一般意義上的隨機(jī)誤差項(xiàng)，uit為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，并與vit相互獨(dú)立；η為技術(shù)效率指數(shù)的變化率。地區(qū)生產(chǎn)總值采用以1998年為基期的價(jià)格指數(shù)平減；固定資本存量采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，價(jià)格指數(shù)的構(gòu)造參照張軍[30]的方法進(jìn)行處理，資本折舊率取為9.6%?；?10)式的隨機(jī)前沿模型，參照劉秉鐮等[31]的做法，地區(qū)i在t年的TFP可表示為TFPit=exp[γ0+γ3t]×TEit， 其中TEit=E[exp(-uit)|eit=vit-uit]為隨機(jī)前沿模型測(cè)算獲得的技術(shù)效率。

核心解釋變量包括基礎(chǔ)研究(BR)與應(yīng)用研究(AR)?；A(chǔ)研究采用高校、科研機(jī)構(gòu)以及大中型工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的基礎(chǔ)研究部分來(lái)衡量，應(yīng)用研究采用高校、科研機(jī)構(gòu)以及大中型工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的應(yīng)用研究部分與試驗(yàn)發(fā)展部分之和來(lái)衡量。研發(fā)支出均參照吳延兵[32]的做法通過(guò)永續(xù)盤存法轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的R&D資本存量。

調(diào)節(jié)變量為地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)(Own)與要素市場(chǎng)扭曲程度(Dis)。已有文獻(xiàn)大多采用某一類型產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)值比重或從業(yè)人員比重來(lái)反映產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，我們采用國(guó)有及國(guó)有控股大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)全部大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值的比重來(lái)度量地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)。要素市場(chǎng)扭曲則參照戴魁早等[33]的做法，選擇基于標(biāo)桿法的相對(duì)差距指數(shù)衡量各地區(qū)的要素市場(chǎng)扭曲程度，具體公式為Disit=[max(FMit)-FMit]/max(FMit)，F(xiàn)M為要素市場(chǎng)發(fā)育程度指數(shù)[34]。

為了剔除其他因素的影響，我們還控制了人力資本(H)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Dev)、政府干預(yù)程度(Gov)、外商直接投資(Fdi)及貿(mào)易自由度(Tra)等變量。根據(jù)模型(4)，人力資本是影響地區(qū)TFP的重要因素，擁有越多人力資本的地區(qū)越傾向于進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而提升地區(qū)生產(chǎn)率。本文采用各地區(qū)就業(yè)人員受教育年限來(lái)衡量人力資本。以地區(qū)人均GDP來(lái)度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有政府干預(yù)和外向型發(fā)展兩大主要特征，這兩個(gè)特征會(huì)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響?？紤]到財(cái)政和貨幣政策是政府對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)的重要手段，因此我們采用地區(qū)財(cái)政支出比重作為反映政府干預(yù)程度的一個(gè)重要變量。我們采用外商直接投資和貿(mào)易自由度來(lái)控制外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。外資企業(yè)的進(jìn)入會(huì)加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，也會(huì)通過(guò)技術(shù)外溢帶動(dòng)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，從而提高地區(qū)TFP，本文以各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的港澳臺(tái)商投資和外商投資所占比重來(lái)衡量外商直接投資。商品和服務(wù)貿(mào)易也能帶動(dòng)技術(shù)轉(zhuǎn)移，加劇產(chǎn)業(yè)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)技術(shù)革新，本文以各地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量貿(mào)易自由度。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本估計(jì)結(jié)果分析

考慮到研發(fā)投資對(duì)TFP發(fā)生作用的滯后性，我們將核心解釋變量(lnBR、lnAR)同時(shí)滯后一期(p=q=1)和二期(p=q=2)，回歸結(jié)果分別報(bào)告在表2的列(1)-(3)和列(4)-(6)。具體采用混合OLS、固定效應(yīng)(FE)還是隨機(jī)效應(yīng)(RE)模型來(lái)進(jìn)行估計(jì)由相關(guān)假設(shè)檢驗(yàn)來(lái)確定。從表2來(lái)看，依次引入調(diào)節(jié)變量Own、Dis的列(1)-(2)和列(4)-(5)適合采用FE模型進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)引入兩個(gè)調(diào)節(jié)變量的列(3)和列(6)適合采用RE模型進(jìn)行估計(jì)。

表2的六個(gè)估計(jì)結(jié)果都顯示，基礎(chǔ)研究(lnBR)和應(yīng)用研究(lnAR)的系數(shù)顯著為正，但lnBR的系數(shù)均小于lnAR，表明從整體上來(lái)看，現(xiàn)階段基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響小于應(yīng)用研究。這可能是因?yàn)楝F(xiàn)階段中國(guó)基礎(chǔ)研究的重大創(chuàng)新成果較為缺乏，且科技成果不能有效轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)率，從而對(duì)TFP的影響相對(duì)較小[10]。進(jìn)一步的，列(4)-(6)中l(wèi)nBR與lnAR的系數(shù)比列(1)-(3)較高，列(4)-(6)中l(wèi)nBR與lnAR系數(shù)之間的差距比列(1)-(3)更小，表明無(wú)論是基礎(chǔ)研究還是應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響均存在一定滯后性，但是基礎(chǔ)研究的滯后效應(yīng)相對(duì)更強(qiáng)，意味著雖然基礎(chǔ)研究在短期內(nèi)對(duì)TFP的作用效果較弱，但是基礎(chǔ)研究的投入和積累能夠促進(jìn)TFP的長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展，這與孫曉華和王昀[35]的研究結(jié)果相一致。

表2 面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表2的列(1)顯示，所有制與基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的交互項(xiàng)Own×lnBR、Own×lnAR的系數(shù)均顯著為負(fù)(-0.0404、-0.1988)，表明所有制對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。我們進(jìn)一步通過(guò)考察不同所有制情形下基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響系數(shù)來(lái)分析國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)是否在研發(fā)投資上存在不同的傾向。在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(Own=0)的地區(qū)①① 我們以O(shè)wn=1表示國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高的情形，以O(shè)wn=0表示國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低的情形。雖然在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中不可能存在如此極端的情況，但是本文側(cè)重于考察兩種研發(fā)對(duì)TFP影響的相對(duì)大小，因此該設(shè)定并不會(huì)影響本文結(jié)論一般性。后文中對(duì)于要素市場(chǎng)扭曲程度的處理與所有制相一致。，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為0.1675，低于應(yīng)用研究的影響(0.3078)，因而應(yīng)用研究對(duì)TFP的促進(jìn)作用高于基礎(chǔ)研究。而在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為列(1)中l(wèi)nBR與交叉項(xiàng)Own×lnBR的回歸系數(shù)之和0.1271，高于應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響系數(shù)(0.1090)，表明基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的促進(jìn)作用高于應(yīng)用研究。也就是說(shuō)，國(guó)有比重較高的地區(qū)更傾向于基礎(chǔ)研究，而在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低的地區(qū)，開(kāi)展應(yīng)用研究則更具優(yōu)勢(shì)。從列(4)可以看出，當(dāng)延長(zhǎng)滯后期后，基礎(chǔ)研究(lnBR)和應(yīng)用研究(lnAR)系數(shù)的顯著性略有變化，但都顯著為正，交互項(xiàng)Own×lnBR、Own×lnAR的系數(shù)在符號(hào)、數(shù)值和顯著性上與列(1)基本一致。從影響系數(shù)來(lái)看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(Own=0)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)(0.3470)低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.4170)；國(guó)有比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)降至0.2945，高于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(已降至0.2564)。因此本文的假說(shuō)1得到了驗(yàn)證。

表2的列(2)中，要素市場(chǎng)扭曲程度(Dis)與兩種研發(fā)投資的交互項(xiàng)Dis×lnBR、Dist×lnAR的系數(shù)同樣顯著為負(fù)(-0.1179、-0.0743)，表明要素市場(chǎng)扭曲對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的TFP效應(yīng)也具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響都會(huì)被削弱。其中，交互項(xiàng)Dis×lnBR的系數(shù)(-0.1179)低于交互項(xiàng)Dis×lnAR的系數(shù)(-0.0743)，說(shuō)明基礎(chǔ)研究對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的調(diào)節(jié)更為敏感，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的增加，相對(duì)應(yīng)用研究而言，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP促進(jìn)作用的降低幅度要更大。列(5)延長(zhǎng)滯后期至2年后，交互項(xiàng)Dis×lnBR、Dis×lnAR的系數(shù)(-0.1100、-0.0540)同樣支持上述結(jié)論。表明本文的假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

表3 兩種研發(fā)投資對(duì)TFP的影響系數(shù)：Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用

表2的列(3)和列(6)進(jìn)一步引入了復(fù)合交互項(xiàng)Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR。列(3)顯示，Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR的系數(shù)為正且分別在5%和10%的水平上顯著。為了直觀展現(xiàn)所有制結(jié)構(gòu)(Own)和要素市場(chǎng)扭曲(Dis)對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的TFP效應(yīng)的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用，我們?cè)诒?中給出了Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用下兩種研發(fā)投資對(duì)地區(qū)TFP的影響系數(shù)。從表3可以清晰地看出，所有制對(duì)兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用與要素市場(chǎng)扭曲程度有顯著關(guān)聯(lián)。在滯后一期的情況下，在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(Own=0)的地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低時(shí)(Dis=0)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為0.1752，明顯低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.2960)，因而我們可以認(rèn)為，在這種情形下(情形一)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)。當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較高時(shí)(Dis=1)(情形二)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為0.0320，低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.1885)，二者之間的影響系數(shù)差異由情形一下的0.1208增加至情形二下的0.1565。在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高(Own=1)地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低(Dis=0)時(shí)(情形三)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為0.1448，應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響系數(shù)為0.1290，即基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的作用更為明顯。當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度逐漸提高時(shí)(情形四)，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的作用都很低，其影響系數(shù)分別為0.0153和0.0310，兩種研發(fā)對(duì)TFP的影響差異較情形三有所減少。本文的假說(shuō)3至此得到了驗(yàn)證。進(jìn)一步，在滯后二期的四種情形下，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響系數(shù)的大小對(duì)比和差異程度也表現(xiàn)得與滯后一期大致相同，表明本文假說(shuō)3的結(jié)論是可靠的。

表2還顯示，人力資本(lnH)的彈性系數(shù)在表2的所有回歸中均顯著為正，表明人力資本對(duì)地區(qū)TFP有明顯促進(jìn)作用，一個(gè)地區(qū)勞動(dòng)者的受教育程度越高，越有利于人力資本的積累，從而該地區(qū)的TFP也就越高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(Dev)、外商直接投資(Fdi)、貿(mào)易自由度(Tra)三個(gè)變量的系數(shù)同樣顯著為正，表明地區(qū)TFP確實(shí)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)，外資進(jìn)入和國(guó)際貿(mào)易的加強(qiáng)能夠激勵(lì)企業(yè)提高生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)TFP的提升。政府干預(yù)程度(Gov)的系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是由于不當(dāng)?shù)恼深A(yù)會(huì)向企業(yè)傳遞錯(cuò)誤信號(hào)，擠占企業(yè)自身研發(fā)投入發(fā)揮作用的空間。

(二)內(nèi)生性分析

在分析基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響時(shí)，不能忽視相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。如地區(qū)生產(chǎn)率可能會(huì)影響該地區(qū)內(nèi)的人力資本和研發(fā)投入水平。生產(chǎn)率較高的地區(qū)往往具有較高的薪資水平，容易吸引高層次的人才往區(qū)內(nèi)集聚；高生產(chǎn)率的地區(qū)，不僅具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也更傾向于技術(shù)密集型，因而有需要也有實(shí)力去進(jìn)行較多的研發(fā)投資。地區(qū)生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度之間還可能存在雙向因果關(guān)系。內(nèi)生性問(wèn)題的存在使得上述變量之間的因果聯(lián)系變得難以確認(rèn)，一般的面板數(shù)據(jù)模型容易造成估計(jì)偏差，影響估計(jì)結(jié)果的一致性。

本文考慮采用廣義矩估計(jì)(GMM)處理內(nèi)生性問(wèn)題，其實(shí)質(zhì)是采用自變量的滯后項(xiàng)作為工具變量。GMM方法最先是由Arellano and Bond[36]提出的差分廣義矩估計(jì)(Differentiated-GMM)，其基本思路是在通過(guò)一階差分變換控制固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，將差分方程中內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為工具變量估計(jì)差分方程。差分GMM估計(jì)容易產(chǎn)生弱工具變量問(wèn)題，導(dǎo)致有限樣本偏誤。Blundell and Bond[37]在Arellano and Bover[38]給出的改進(jìn)方法的基礎(chǔ)上，將差分工具變量矩陣和水平工具變量矩陣結(jié)合在一起，提出了更為有效的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System-GMM)方法。鑒于這一認(rèn)識(shí)，我們即采用系統(tǒng)GMM方法弱化變量間的內(nèi)生性問(wèn)題，回歸結(jié)果報(bào)告在了表4中。

系統(tǒng)GMM估計(jì)的一致性取決于工具變量的有效性。表4中提供了有關(guān)工具變量有效性的3種檢驗(yàn)。Hansen J檢驗(yàn)為過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)，在至少有一個(gè)工具變量為外生的前提下，其原假設(shè)為“H0：所有工具變量都是外生的”。Arellano-Bond AR(1)和Arellano-Bond AR(2)檢驗(yàn)則是用來(lái)檢驗(yàn)誤差項(xiàng)是否存在一階和二階序列相關(guān)，GMM估計(jì)要求殘差項(xiàng)必須不存在二階序列相關(guān)。從表4可以看出，在所有回歸中，Hansen J檢驗(yàn)的p值均低于5%，表明不能拒絕所有工具變量為外生的原假設(shè)，即本文系統(tǒng)GMM估計(jì)所采用的工具變量是有效的；Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)表明不能拒絕不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)(p值>10%)。因此，表4的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是一致估計(jì)。

表4中，滯后一期和滯后二期情況下，兩種研發(fā)(lnBR、lnAR)、兩個(gè)調(diào)節(jié)變量(Own、Dis)以及交互項(xiàng)的回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性與表2相比都沒(méi)有發(fā)生太大變化，表明本文分析結(jié)論是可靠的。表4中列(1)和(4)顯示，在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(Own=0)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)低于應(yīng)用研究，在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響系數(shù)高于應(yīng)用研究，表明控制了內(nèi)生性問(wèn)題后假說(shuō)1的結(jié)論仍然得到驗(yàn)證。不論是在列(2)還是列(5)中，要素市場(chǎng)扭曲與基礎(chǔ)研究交互項(xiàng)Dis×lnBR的系數(shù)與要素市場(chǎng)扭曲與應(yīng)用研究的交互項(xiàng)Dis×lnAR的系數(shù)都顯著為負(fù)，且Dis×lnBR的系數(shù)小于Dis×lnAR的系數(shù)，表明控制內(nèi)生性后，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)兩種研發(fā)活動(dòng)對(duì)TFP的作用仍具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，且對(duì)基礎(chǔ)研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)更強(qiáng)。因此假說(shuō)2得到進(jìn)一步支持。根據(jù)列(3)和列(6)，控制內(nèi)生性問(wèn)題后，復(fù)合交互項(xiàng)Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR的系數(shù)仍然顯著為正。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)：系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表5 兩種研發(fā)投資對(duì)TFP的影響系數(shù)：Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用(內(nèi)生性檢驗(yàn))

注：括號(hào)內(nèi)為數(shù)對(duì)，兩個(gè)元素依次為基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)TFP的影響系數(shù)。

在所有制結(jié)構(gòu)與要素市場(chǎng)扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用下，兩種研發(fā)投資對(duì)TFP的影響系數(shù)報(bào)告在了表5中。表5顯示，從影響系數(shù)的比較來(lái)看，不論是滯后一期還是滯后二期，在情形一(Own=0，Dis=0)和情形二(Own=0，Dis=1)下，應(yīng)用研究對(duì)TFP的促進(jìn)作用都要高于基礎(chǔ)研究；在情形三(Own=1，Dis=0)下，基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的作用明顯高于應(yīng)用研究。從影響系數(shù)差異的變動(dòng)來(lái)看，從情形一(Own=0，Dis=0)到情形二(Own=0，Dis=1)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，滯后一期時(shí)兩種研發(fā)投資的影響系數(shù)差異由0.0984擴(kuò)大至0.1332，滯后二期時(shí)影響系數(shù)差異則由0.0285增加至0.0706，因而應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對(duì)TFP影響的差異在不斷增大；從情形三(Own=1，Dis=0)到情形四(Own=1，Dis=1)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，滯后一期時(shí)兩種研發(fā)的影響系數(shù)差異由-0.0411(負(fù)值表明基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的促進(jìn)作用低于應(yīng)用研究)變動(dòng)至-0.0144，滯后二期時(shí)則是由-0.0430變動(dòng)至-0.0058，表明基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)TFP影響的差異在逐漸縮小。因此在弱化了內(nèi)生性問(wèn)題之后，假說(shuō)3得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度趨于放緩，“提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力、全面構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型發(fā)展模式”越來(lái)越成為經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者的共識(shí)，研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)與生產(chǎn)率之間的關(guān)系也成為一個(gè)重要的研究課題。然而現(xiàn)有研究大都忽視了中國(guó)作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體在制度安排和要素市場(chǎng)發(fā)育不健全等方面的典型特征，以至于在“何種類型研發(fā)活動(dòng)更有助于生產(chǎn)率增長(zhǎng)”這一問(wèn)題上得出的結(jié)論并不一致。本文主要圍繞基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間的關(guān)系展開(kāi)討論，重點(diǎn)考察所有制和要素市場(chǎng)扭曲對(duì)它們之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

以1998-2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，利用有限分布滯后模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果顯示：(1)國(guó)有部門在基礎(chǔ)研究方面相對(duì)更有優(yōu)勢(shì)，因此在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)；民營(yíng)企業(yè)在應(yīng)用研究方面更有優(yōu)勢(shì)，因此在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低(民營(yíng)企業(yè)比重較高)的地區(qū)，應(yīng)用研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)；(2)要素市場(chǎng)扭曲程度較高的地區(qū)，無(wú)論應(yīng)用研究還是基礎(chǔ)研究對(duì)TFP的影響都會(huì)被削弱，且基礎(chǔ)研究的削弱幅度更大；(3)所有制對(duì)兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場(chǎng)扭曲程度。在國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重較高的地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低時(shí)，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)TFP影響的差異在縮?。辉趪?guó)有經(jīng)濟(jì)比重較低的地區(qū)，當(dāng)要素市場(chǎng)扭曲程度較低時(shí)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進(jìn)TFP增長(zhǎng)，隨著要素市場(chǎng)扭曲程度的提高，應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對(duì)TFP影響的差異會(huì)增大。

本文的發(fā)現(xiàn)具有深刻的政策啟示：(1)在制定創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)，需要首先明確研發(fā)項(xiàng)目的具體屬性。基礎(chǔ)研究更注重知識(shí)和技術(shù)的突破，而應(yīng)用研究更注重盈利的實(shí)現(xiàn)，因此有效的研發(fā)扶持政策應(yīng)該更有針對(duì)性和客觀性。對(duì)于基礎(chǔ)研究項(xiàng)目，應(yīng)主要由政府補(bǔ)貼驅(qū)動(dòng)國(guó)有部門研發(fā)，以基礎(chǔ)研究為著力點(diǎn)“做強(qiáng)做優(yōu)做大國(guó)有企業(yè)”。而對(duì)于應(yīng)用型研發(fā)項(xiàng)目，則應(yīng)著重改善企業(yè)研發(fā)所面臨的融資環(huán)境，通過(guò)補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等政策工具降低民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)準(zhǔn)入門檻，通過(guò)政府和市場(chǎng)力量共同驅(qū)動(dòng)科技項(xiàng)目的研發(fā)和投產(chǎn)；(2)要堅(jiān)持從產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)出發(fā)，全面推進(jìn)和加快要素市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革進(jìn)程，逐步放開(kāi)對(duì)要素市場(chǎng)的定價(jià)權(quán)和管制權(quán)?？紤]到地區(qū)要素市場(chǎng)發(fā)展不平衡的基本情況，應(yīng)分類制定要素市場(chǎng)化改革戰(zhàn)略，確保要素市場(chǎng)改革朝著積極方向演變，這對(duì)于建立創(chuàng)新型國(guó)家、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展有著十分重要的意義。

[1] Krugman P. The myth of Asia’s miracle [J]. Foreign Affairs, 1994, 73(6): 62-78.

[2] Young A. Lessons from the East Asian NICS: A contrarian view [J]. European Economic Review, 1994, 38(3-4): 964-973.

[3] 辜勝阻. 轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新是后危機(jī)時(shí)代的重大主題[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010(8)：91-95.

[4] Lucas R. On the mechanics of economic-development [J]. Journal of Monetary Economy, 1988, 22 (1): 3-42.

[5] Romer P. Endogenous technological change [J]. Journal of Political Economy, 1990, 98 (5): S71-S102.

[6] Islam N, Dai E, Sakamoto H. Role of TFP in China’s growth [J]. American Economic Journal, 2006, 20(2):127-159.

[7] 張海洋. R&D兩面性、外資活動(dòng)與中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2005(5)：107-117.

[8] 謝建國(guó)，周璐昭. 進(jìn)口貿(mào)易、吸收能力與國(guó)際R&D技術(shù)溢出：中國(guó)省區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2009，(9)：68-81.

[9] 蔣殿春，王曉嬈. 中國(guó)R&D結(jié)構(gòu)對(duì)生產(chǎn)率影響的比較分析[J]. 南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2015(2)：59-73.

[10] 陳鈺芬，黃娟，王洪刊. 不同類型研發(fā)活動(dòng)如何影響TFP？——基于2000-2010年我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證[J]. 科學(xué)學(xué)研究，2013(10)：1512-1521.

[11] 楊立巖，潘慧峰. 人力資本、基礎(chǔ)研究與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(4)：104-117.

[12] 嚴(yán)成樑，龔六堂. R&D規(guī)模、R&D結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]. 南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2013(2)：3-19.

[13] 楊洋，魏江，羅來(lái)軍. 誰(shuí)在利用政府補(bǔ)貼進(jìn)行創(chuàng)新？——所有制和要素市場(chǎng)扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]. 管理世界，2015(1)：75-86.

[14] Liang X, Lu X, Wang L. Outward internationalization of private enterprises in China: the effect of competitive advantages and disadvantages compared to home market rivals [J]. Journal of World Business, 2012, 47:134-144.

[15] 胡志國(guó)，嚴(yán)成樑，龔六堂. 政府研發(fā)政策的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)與福利效應(yīng)[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2013(9)：112-120.

[16] Faccio M. Politically connected firms [J]. The American Economic Review, 2006, 96(1):369-386.

[17] Lin J, Tan G. Policy burdens, accountability and the soft budget constraint [J]. The American Economic Review, 1999, 89(2):426-431.

[18] Clarysse B, Wright M, Mustar P. Behavioral additionality of R&D subsidies: A learning perspective [J]. Research Policy, 2009, 38(10):1517-1533.

[19] Xu E, Yang H, quan J, Lu Y. Organizational slack and corporate social performance: empirical evidence from China’s pubic firms [J]. Asia Pacific Journal of Management, 2015, 32(1):181-198.

[20] 王博雅，熊柴，盧曉榆. 政府資金在R&D鏈條各階段的投入比例研究[J]. 科研管理，2015(6)：75-80.

[21] Chen V, Li J, Shapiro D, Zhang X. Ownership structure and innovation: An emerging market perspective [J]. Asia Pacific Journal of Management, 2012, 31(1):1-24.

[22] 黃益平. 要素市場(chǎng)引入自由市場(chǎng)機(jī)制[EB/OL]. http://finance.ifeng.com/topic/cjdd/video/20090726/993603.shtml，2006-07-26.

[23] 張杰，周曉艷，李勇. 要素市場(chǎng)扭曲抑制了中國(guó)企業(yè)R&D？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(8)：78-91.

[24] Murphy K, Shleifer A, Vishy R. Why is rent-seeking costly to growth [J]. The American Economic Review, 1993, 83(2):409-414.

[25] Boldrin M, Levine D. Rent-seeking and Innovation [J]. Journal of Monetary Economics, 2004, 51:127-160.

[26] 安同良，周紹東，皮建才. R&D補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009(10)：87-98.

[27] Griliches Z. Issues in assessing the contribution of research and development to productivity growth [J]. Bell Journal of Economics, 1979(10): 92-116.

[28] 楊玲，許傳龍. 分類型研發(fā)投資對(duì)TFP的影響——基于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11省市的實(shí)證分析[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2016(1)：72-80.

[29] 魯曉東，連玉君. 中國(guó)工業(yè)企業(yè)TFP估計(jì)：1999—2007[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2012(2)：542-558.

[30] 張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004(10)：35-44.

[31] 劉秉鐮，武鵬，劉玉海. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國(guó)TFP增長(zhǎng)——基于省域數(shù)據(jù)的空間面板計(jì)量分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(9)：54-64.

[32] 吳延兵. R&D與生產(chǎn)率——基于中國(guó)制造業(yè)的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006(11)：60-70.

[33] 戴魁早，劉友金.要素市場(chǎng)扭曲與創(chuàng)新效率——對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2016(7)：72-86.

[34] 樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社. 2011.

[35] 孫曉華，王昀. 何種類型的研發(fā)投資更有利于提高一國(guó)生產(chǎn)率？——來(lái)自O(shè)ECD國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 科學(xué)學(xué)研究. 2014(2)：204-210.

[36] Arellano M, Bond S. Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations [J]. The Review of Economic Studies, 1991, 58(2): 277-297.

[37] Blundell R, Bond S. Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models [J]. Journal of Econometrics, 1998, 87(1):115-143.

[38] Arellano M, Bover O. Another look at the instrumental variable estimation of error-components models [J]. Journal of Econometrics, 1995, 68(1): 29-51.

責(zé)任編輯、校對(duì)：李再揚(yáng)

2016-09-22

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(編號(hào)：15CJL028)；中國(guó)博士后科學(xué)基金特別資助(編號(hào)：2015T81010)；中國(guó)博士后科學(xué)基金面上項(xiàng)目(2013M530417)；陜西省博士后科研項(xiàng)目；西安交通大學(xué)新教師支持計(jì)劃。

王文(1983- )，女，陜西省西安市人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)演進(jìn)；孫早(1966- )，江蘇省泰興市人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院院長(zhǎng)，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：公司戰(zhàn)略與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)演進(jìn)。

A

1002-2848-2016(06)-0023-11