论技术扩散和区域差距
内容摘要：区域差距逐渐加大是任何国家经济中需要解决的的现实问题，本文利用经济增长核算模型从技术扩散的角度对国内地区差距进行了实证分析。结果表明，来自国内和国外的技术扩散是影响经济增长的重要因素，技术扩散的不平衡在一定程度上导致了国内地区间的经济差距。
关键词：技术扩散 经济增长 区域差距
自改革开放以来，国内区域差距的逐渐拉大成为一个不争的事实。林毅夫和刘培林（2002）指出“以1978年价格衡量的31个省区市的人均GDP和劳均GDP的变异系数在1978年分别为0.97和0.69；但是到2000年，两个指标则分别为0.96和0.82。以1978年价格衡量的人均GDP和劳均GDP的基尼系数在1978年分别为0.35和0.30；但是2000年这两个指标则分别上升到0.38和0.36。”许多学者都认为我国存在着明显的“俱乐部收敛”现象，即东、中、西三大地带之间的差距不断拉大，但各地带内部却呈现收敛的趋势。
从东、中、西三大地带的经济增长率的方差分析表（见表1）可以看出，无论是人均GDP还是劳动生产率，三大地带之间确实存在显著的差异。多重比较显示，就人均GDP的增长率而言，三大地带间的差异主要来自西部与其他地区的差异；而从劳动生产率上看，东、中、西三大地带间的平均增长率存在显著的差异。正是由于各地带的经济增长率显著不同，导致了三大地带之间的差距在逐步增加。
学者们从多个角度分析了国内地区差距产生的原因。Young（2000）认为各地的保护政策是造成地区差距的重要因素。魏后凯（2002）认为外商直接投资的地区差异是造成地区之间经济差距的主要原因。林毅夫和刘培林（2002）认为某些地区经济发展落后的原因是在赶超战略下形成的生产要素配置结构与其要素禀赋结构不协调，从而导致了资源配置的低效率。本文的目的是从技术扩散的角度来分析各地区经济增长及其差异，衡量技术扩散，包括来自国外的和国内发达地区的技术扩散对于我国各地区经济增长的影响。
计量模型
假定国内各地区的生产函数具有如下的形式：
Yi =Ai KiαLiβ （1）
其中Y表示产出，K和L分别表示所投入的劳动和资本，α、β是资本和劳动的产出弹性，下标i表示各地区。如果我们进一步假定生产函数具有规模报酬不变的性质，即α+β=1，则有
yi&/yi=A&/Ai+αAi&/Ki（2）
其中yi=Yi/Li、ki=Ki/Li。而理论上A&/Ai可能受到以下几种因素的影响：
A&/Ai=a0+a1Hi+a2Di+a3Fi（3）
其中Hi表示各地自身的创新能力；Di表示从国内技术先进地区扩散过来的技术；Fi表示从国外扩散过来的技术。我们的目的就是验证国内各地区的经济增长是否符合（3）式，并衡量影响的力度。
变量的说明和数据的选取
本文以1991－2004年为研究对象，除了特别说明外，文中数据全部来自《统计年鉴》，并经过简单的加工和整理。
（一）人均产出的数据
本文使用各地区GDP作为产出的数据，并根据GDP指数统一换算成1991年不变价的GDP。由于缺乏相关的统计数据，本文采用历年来各地区的就业人数来近似地替代历年劳动投入量。当就业人数与其提供的服务流量近似地成正比时，这样的替代可以简化数据收集的工作。
（二）人均资本投入的数据
人均资本投入数据的难点在于总量资本的度量。我们认为固定资产净值存量近似地等同于资本存量。关于各地区固定资本存量的估计，张军等（2004）用永续盘存法估计了各省的固定资本存量，笔者按照他们给出的方法计算了1991年到2004年的固定资本存量。
（三）对创新能力的度量
对创新能力的度量有多种指标，大致可以分为两类，一类是从投入角度，比如用技术人员的数量和研究开发的经费等指标；另一类是从产出角度，比如用专利数等指标。由于产出更直接地反应了创新能力，所以在以往的研究中采用的比较多。本文拟同时考察投入和产出两个方面，投入方面采用各地区家和工程师人数来衡量，该数据来自《中国科技统计年鉴》（1992－2005年），产出方面使用各地区专利的授权量来度量。
（四）对国内技术扩散的度量
国内地区之间的技术扩散取决于两种力量。一种是技术扩散的可能性，这可以用两个地区间初始的技术差距来度量。在本文中，我们采用基期的相对劳动生产率，即（1-yi,1991/y1,1991）来度量技术差距，其中y1,1991表示技术最先进地区在1991年的劳动生产率。根据对各地劳动生产率的考察，我们发现从1991-2004年间，上海市始终居全国之首，因此选择上海市为国内技术先进地区。可以预见，在其他条件不变的情况下，技术差距越大，扩散效果越显著，人均产出增长越快。
决定技术扩散的另外一种力量是某地区吸收技术的能力，根据技术扩散的一般，我们认为空间距离会影响某地吸收技术的能力。某一地区距离技术先进地区越近，技术扩散的速度就越快，反之技术扩散的速度较慢。所以在本文中，我们也考虑两者的交叉项，即变量的影响，其中d是其他地区的省会城市至上海市的直线距离。
（五）对国外技术扩散的度量
来自国外的技术扩散有多种方式，比如通过技术转让合同，出售先进的设备以及直接投资（FDI）等。在本文中，我们使用FDI占固定资产投资的比重来度量来自国外的技术扩散效应。FDI的数据都是以美元为单位的，所以我们根据每年的年均汇率将其折算成人民币来计算其比重。同样，预期FDI的比重与人均产出增长率成正相关。
估计结果见表2，因变量是劳动生产率的增长率，即yi&/y。表2中ACAP表示人均资本的增长率，即K&/K；DTGAP是距离和技术差距的交互项，即（1-yi,1991/y1,1991）/d；TGAP表示技术差距（1-yi,1991/y1,1991）；RFDI表示FDI占固定资产投资的比重；SCI是各地家和工程师的增长率，而PAT是各地专利授权量的增长率。
从表2可以看出，回归4最为理想，拟和程度很高，方程整体在统计上高度显著。回归4包括三个变量，ACAP、RFDI和DTGAP，每个变量在统计上都是高度显著，而且系数的符号与理论预期相符。回归4表明劳动生产率的增长除了投资的作用外，来自国外的和国内的技术扩散效应也是非常重要的。而且从(2)式可知，表2中变量RCAP的系数0.31就是资本的产出弹性，该值也在合理的范围内，这也表明了回归4的结果是可信的。
在本文的研究中，单纯的技术差距的作用并不显著，而且符号也与理论分析相悖（见表2中的回归2和5）。但是当考虑了距离的作用后，技术扩散在统计上高度显著，这表明国内地区之间的技术扩散不仅取决于与发达地区的技术差距，而且还依赖于距离发达地区的远近。在距离的作用上，我们的实证结果与窦丽琛和李国平（2004）的结果相吻合。在国外的技术扩散效应上，估计结果表明FDI占投资额的比重在统计上是高度显著的，FDI比重越大，劳动生产率增长的越快。在这一点上，与魏后凯（2002）等人的研究结果是一致。
值得注意的是，在我们的分析中，代表地区创新能力的变量，无论是从投入角度（科学家和工程师的比重）还是产出角度（专利授权量的比重）来衡量，在统计上都不显著，而且符号也与预期不符（见回归6和7）。我们认为可能有以下两种解释。
替代变量的选取。科学家和工程师的比重反映的是某个地区的人力资本，但是这些人力资本并非只能为当地服务，他们完全可以为其他地区服务；此外，人数的多寡并不直接决定研究活动量的多少，只有当每个人的能力相同，并提供相同时间、性质的服务时，人数才是一个较为合理的近似。地区专利的授权量反映的是一个地区的研究能力，但专利的购买者也可以是其他地区，其他地区购买了专利并投入使用并不能直接地促进专利输出地区的增长；而且简单的专利数并没有考虑到创新在质量上的差异，因此用专利数来衡量创新能力也存在一定的缺陷。所以，这两个替代变量并不一定能够准确地反映地区自身的创新能力。
如果我们所选择的这两个变量确实在一定程度上反映了各地区自身的创新能力，那么这就意味着这种能力对各地区的技术进步、经济增长并未起到显著的作用。或者说，各地区的经济增长过多地依赖资本的投入，依赖发达地区和国外的技术扩散，相比之下各地区自身创新能力显得微不足道。
无论是那种解释更加合理，上面的回归结果至少向我们表明，一个地区的技术人员的多少、专业授权量的多少对该地区的技术进步没有显著的影响。
分析结论
首先，人均资本的增长仍是促进经济增长最重要的因素。这意味着在其他因素不变的情况下，吸引投资可以有力地促进经济增长，人均收入的增加。由于东部和西部之间人均资本存在不小的差异，所以在一定程度上这导致了东、西部在经济增长上的显著差异。
其次，国内的技术扩散对技术进步，经济增长具有显著的促进作用。因为国内的技术扩散与空间距离成负相关，所以离经济、技术最发达的地区－上海市较近的地区会在一定程度上占有优势。由于西部地区总的来说，距离经济发达地区最远，所以同东部、中部地区相比，来自国内的技术扩散不可避免地会受到限制。如何克服空间距离加速西部地区吸收、消化国内先进技术扩散成为现实中的一个难题。
最后，来自国外的先进技术对技术进步、经济增长也起着重要的作用。FDI是国外先进技术扩散的一个重要来源，但从全国范围内来看，FDI分布很不平衡，主要集中在东部地区，比如2004年东部地区FDI比重为84.9%，中部地区为12.2％，西部地区更是仅有2.9%。因此，为中、西部地区提供更多优惠政策，促进外资向内地转移可以在一定程度上缓解区域经济差距。
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1.陈秀山，张可云.区域经济理论[M].北京：商务印书馆，2003
2.窦丽琛，李国平.对‘后发优势’的国内实证－基于技术创新扩散视角的分析.经济科学[J].2004
