資源型區(qū)域礦業(yè)開發(fā)對(duì)科技創(chuàng)新的擠出

資源型區(qū)域礦業(yè)開發(fā)對(duì)科技創(chuàng)新的擠出

0源型區(qū)域發(fā)展中的科技創(chuàng)新難題“資源詛咒”和“荷蘭病”是資源地區(qū)的突出問題，體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長短期波動(dòng)的嚴(yán)重變化、長期停滯和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的剛性方面。其中之一是，資源經(jīng)濟(jì)對(duì)科技創(chuàng)新的排斥效應(yīng)，這限制了資源區(qū)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展，形成了科技創(chuàng)新的難題。中國東北的老工業(yè)基地和山西省也存在科技創(chuàng)新問題。破解“資源詛咒”需要由資源依賴向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變,這就需要理清科技創(chuàng)新難題的形成機(jī)理,為破解難題尋找突破口?，F(xiàn)有文獻(xiàn)指出了資源型區(qū)域存在的科技創(chuàng)新難題,對(duì)于科技創(chuàng)新難題的成因:Sachs和Warner(2001)認(rèn)為開發(fā)自然資源會(huì)吸引潛在創(chuàng)新者和企業(yè)家去從事初級(jí)產(chǎn)品生產(chǎn)而擠出企業(yè)家行為和創(chuàng)新行為;支大林、于尚艷(2001)人力資本投資與回報(bào)機(jī)制不健全,導(dǎo)致人力資本的流失;張景華(2008)認(rèn)為自然資源減少了創(chuàng)新者從事研發(fā)活動(dòng)的激勵(lì),原因一方面是自然資源稟賦的發(fā)現(xiàn)減少了以勞動(dòng)收入來支撐消費(fèi)的需要,因此增加了閑暇而降低了工作動(dòng)力,另一方面自然資源財(cái)富影響了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)在制造業(yè)和R&D部門之間的配置;張復(fù)明、景普秋(2008)指出資源型經(jīng)濟(jì)存在自強(qiáng)機(jī)制,吸納效應(yīng)、鎖定效應(yīng)、粘滯效應(yīng)的存在導(dǎo)致要素集中在資源產(chǎn)業(yè)部門,而創(chuàng)新強(qiáng)烈的制造業(yè)部門發(fā)展不足,進(jìn)而對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生擠出?，F(xiàn)有對(duì)科技創(chuàng)新擠出效應(yīng)的分析缺少系統(tǒng)性,以供求為視角為分析資源型經(jīng)濟(jì)對(duì)科技創(chuàng)新的擠出提供了思路。在Romer(1990)提出的內(nèi)生技術(shù)變遷理論中,新技術(shù)的產(chǎn)生主要是在市場利益的驅(qū)動(dòng)之下,追求新技術(shù)可能帶來的盈利結(jié)果,新技術(shù)生產(chǎn)量有新技術(shù)的市場供給與需求決定,因而這就為從新技術(shù)生產(chǎn)供給的視角和從新技術(shù)市場需求的視角研究科技創(chuàng)新提供了理論依據(jù)(范紅忠,2007)。本文從供求視角提出資源型區(qū)域科技創(chuàng)新擠出效應(yīng)的理論假說,并利用山西省的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),為資源型區(qū)域破解科技創(chuàng)新難題提供理論依據(jù)。1理論假設(shè)1.1采掘業(yè)、制造業(yè)、研究部門之間的生產(chǎn)函數(shù)首先對(duì)資源型區(qū)域存在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展部門進(jìn)行假定,從產(chǎn)業(yè)橫向分類看假設(shè)存在采掘業(yè)(資源產(chǎn)業(yè)部門)和制造業(yè)(非資源產(chǎn)業(yè)部門)兩個(gè)部門,采掘業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè),與制造業(yè)相比,采掘業(yè)是弱技術(shù)密集的,創(chuàng)新的需求相對(duì)較弱,但并非采掘業(yè)部門沒有創(chuàng)新需求;同時(shí)從縱向產(chǎn)業(yè)分類看,假定采掘業(yè)和制造業(yè)都存在一個(gè)前向的中間產(chǎn)品部門——研發(fā)部門(科技創(chuàng)新部門),研發(fā)部門生產(chǎn)的新技術(shù)、專利用于采掘業(yè)、制造業(yè)部門的發(fā)展。其次對(duì)三個(gè)產(chǎn)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行假定,假定采掘業(yè)、制造業(yè)、研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)分別為:Ym=AmKmαLm1-α、Yn=AnKnβLn1-β、Yi=AiKiγLi1-γ。其中K、L、Y分別表示資本投入、勞動(dòng)力投入、產(chǎn)出水平;采掘業(yè)、制造業(yè)、研發(fā)部門的產(chǎn)品價(jià)格為Pm、Pn、Pt。1.2資源型區(qū)域經(jīng)濟(jì)與科技創(chuàng)新需求的關(guān)系(1)供給角度:預(yù)期收益下降與科技創(chuàng)新擠出。資源型區(qū)域的政府、企業(yè)、居民一般認(rèn)為資源產(chǎn)業(yè)部門的預(yù)期收益率高于科技創(chuàng)新的預(yù)期收益率,因而導(dǎo)致科技創(chuàng)新的投資不足、新技術(shù)供給不足。從供給角度分析擠出效應(yīng)主要是考察采掘業(yè)部門與研發(fā)部門的關(guān)系,由于資源型區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以采掘業(yè)為主,為了簡化分析,暫不考慮制造業(yè)部門的影響,以資本投入為例說明,假定資源型區(qū)域可以用于投資的資本為。采掘業(yè)部門投資的(利息收入)邊際產(chǎn)品價(jià)值為:Rm=VMPKm=αPmAmKmα-1Lm1-α;研發(fā)部門投資的邊際產(chǎn)品價(jià)值為:Ri=VMPKi=γPiAiKiγ-1Li1-γ。在初始狀態(tài),采掘業(yè)部門與研發(fā)部門處于均衡水平Rm=Ri。假如礦產(chǎn)品價(jià)格由Pm0上漲到Pm1,出現(xiàn)了資源型經(jīng)濟(jì)繁榮的情景,那么采掘業(yè)部門的Rm<VMPKm=αPm1AmKmα-1Lm1-α,在假定Lm、α、Am等參數(shù)不變的情況下,會(huì)有更多的資本流向采掘業(yè)部門,那么假定資本從Km0增加到Km1,那么與此相對(duì)應(yīng)的研發(fā)部門的資本投入就會(huì)從Ki0減少到Ki1,而隨著Ki的減少,VMPKi增加,當(dāng)增加到新的Rm=Ri時(shí),也就是采掘業(yè)資本投入變動(dòng)到Km1時(shí),資本停止流動(dòng),在整個(gè)過程中,采掘業(yè)部門的資本投入增加,而研發(fā)部門的資本投入減少,資源型區(qū)域研發(fā)投入占整個(gè)投入的比重下降。在資本變化的同時(shí),勞動(dòng)力投入也會(huì)同方向變動(dòng),用于研發(fā)的勞動(dòng)投入減少,投入變動(dòng)最后會(huì)影響到科技創(chuàng)新的產(chǎn)出,導(dǎo)致Yi的下降,這一過程可以表示為Pm↑?Km、Lm↑?Ki、Li↓?Yi↓。(2)需求角度:新技術(shù)市場需求小與科技創(chuàng)新擠出。從需求角度分析資源型經(jīng)濟(jì)與科技創(chuàng)新的關(guān)系主要體現(xiàn)在以下幾方面:第一,“資源詛咒”抑制科技創(chuàng)新的需求。一般認(rèn)為對(duì)新技術(shù)的需求與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān),用公式表示為Yi=f(y),其中y表示區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。資源型區(qū)域容易遭遇“資源詛咒”,從長期看資源型區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長速度慢,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低,因而對(duì)科技創(chuàng)新的需求較低。其次,“反工業(yè)化”降低對(duì)科技創(chuàng)新的需求。資源型區(qū)域采掘業(yè)部門的繁榮,導(dǎo)致“反工業(yè)化”現(xiàn)象發(fā)生,采掘業(yè)部門強(qiáng)化發(fā)展、制造業(yè)部門發(fā)展弱化(張復(fù)明、景普秋,2008),采掘業(yè)部門的繁榮會(huì)吸納資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的流入,進(jìn)而影響到了制造業(yè)等現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的發(fā)展,影響到了工業(yè)化的正常演進(jìn),也抑制了科技創(chuàng)新行為,導(dǎo)致科技創(chuàng)新需求不足。具體表示為:Km、Lm↑?Kn、Ln↓?Ym↑、由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)科技創(chuàng)新的需求產(chǎn)生影響,因而科技創(chuàng)新的需求函數(shù)可以調(diào)整為:表示采掘業(yè)占總體產(chǎn)業(yè)部門的比重。由于采掘業(yè)部門對(duì)科技創(chuàng)新的需求比制造業(yè)部門弱,因而采掘業(yè)部門占產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比重越高,對(duì)科技創(chuàng)新的需求越低。第三,采掘業(yè)技術(shù)升級(jí)提升對(duì)科技創(chuàng)新的需求。采掘業(yè)部門也可以是技術(shù)密集的,為了提高采掘業(yè)的技術(shù)水平,資源型區(qū)域也會(huì)將資源收益用于科技創(chuàng)新投入,科技創(chuàng)新的需求函數(shù)則變?yōu)榭萍紕?chuàng)新Yi與資源產(chǎn)業(yè)Ym正相關(guān),會(huì)促進(jìn)采掘業(yè)部門科技創(chuàng)新開展,科技創(chuàng)新集中在采掘業(yè)部門。綜上分析,資源型經(jīng)濟(jì)對(duì)科技創(chuàng)新的擠出效應(yīng)體現(xiàn)在:從供給角度看,資源產(chǎn)品的價(jià)格波動(dòng),尤其是價(jià)格上漲導(dǎo)致資源產(chǎn)業(yè)預(yù)期收益高而科技創(chuàng)新部門收益低,進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)新供給不足;從需求角度看,資源型區(qū)域資源產(chǎn)業(yè)比重過高,經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢,對(duì)科技創(chuàng)新的需求較弱。2時(shí)間序列分析在資源型經(jīng)濟(jì)的形成中對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生了擠出效應(yīng),而這一理論假說能否在現(xiàn)實(shí)中得到驗(yàn)證需要進(jìn)行檢驗(yàn),這里使用山西省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)從供求兩方面建立計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。2.1供給側(cè)lngjgdp模型設(shè)計(jì)從供求角度研究科技創(chuàng)新的影響因素,可以選擇的被解釋變量有山西萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)(rjzls)、專利授權(quán)總數(shù)(zls)、研發(fā)投入強(qiáng)度(研發(fā)經(jīng)費(fèi)占GDP比重,rdgdp)、山西專利授權(quán)數(shù)占全國的比重(zlbz)及其對(duì)數(shù)(lnzlbz)、科教文衛(wèi)支出占財(cái)政一般預(yù)算支出比重的對(duì)數(shù)(lnkjwwbz)。從供給角度看,解釋變量主要是以1992年為基期的煤炭價(jià)格指數(shù)(mtp)及其對(duì)數(shù)(lnmtp),但是考慮到區(qū)域科技創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有著密切的關(guān)系,這里將山西人均GDP(rjgdp)、山西人均GDP與全國人均GDP比重的對(duì)數(shù)(lnrjgdpbz)作為控制變量引入供給角度的計(jì)量模型;從需求角度看,解釋變量主要為山西人均GDP(rjgdp)、煤炭工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重(mtczbz)、采礦業(yè)增加值占工業(yè)增加值的比重(ckybz)、采礦業(yè)增加值(cky)。模型的時(shí)期選擇為1993~2010年,其中研發(fā)經(jīng)費(fèi)占GDP比重(rdgdp)的時(shí)期為1994~2010年(1)。數(shù)據(jù)來源為歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。2.2測量結(jié)果對(duì)資源型區(qū)域科技創(chuàng)新擠出效應(yīng)從供求兩方面運(yùn)用Eviews6.0軟件進(jìn)行OLS回歸分析。2.2.1藥物價(jià)格與專利授權(quán)數(shù)關(guān)系如表1所示,模型1到模型6是基于供給的計(jì)量分析。理論分析指出礦產(chǎn)品價(jià)格是影響預(yù)期收益的關(guān)鍵變量,這里將煤炭價(jià)格作為主要解釋變量。模型1結(jié)果顯示萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)與人均GDP正相關(guān),與煤炭價(jià)格負(fù)相關(guān),也就是在加入了人均GDP變量之后,煤炭價(jià)格上漲一個(gè)單位,萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)則下降0.0043個(gè)單位,也就是對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng);模型2以專利授權(quán)數(shù)作為被解釋變量,也得到了與模型1類似的結(jié)論,煤炭價(jià)格上漲一個(gè)單位,而專利授權(quán)數(shù)下降6.7180個(gè)單位;模型3以研發(fā)投入強(qiáng)度為被解釋變量,雖然模型沒有通過檢驗(yàn),但是能夠看出研發(fā)投入強(qiáng)度與煤炭價(jià)格的負(fù)相關(guān)關(guān)系;模型4分析了山西專利授權(quán)數(shù)占全國比重與煤炭價(jià)格的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)二者負(fù)相關(guān),煤炭價(jià)格上漲1個(gè)單位,山西專利授權(quán)數(shù)占全國的比重下降0.0012個(gè)單位;模型5則在模型4的基礎(chǔ)上加入了山西人均GDP與全國人均GDP比重的對(duì)數(shù)變量,被解釋變量為山西專利授權(quán)數(shù)占全國比重的對(duì)數(shù),同時(shí)對(duì)煤炭價(jià)格變量也取對(duì)數(shù),回歸得到了與模型4同方向的結(jié)論,山西專利授權(quán)數(shù)占全國的比重與煤炭價(jià)格負(fù)相關(guān),同時(shí)發(fā)現(xiàn)山西專利授權(quán)數(shù)占全國的比重與山西人均GDP與全國人均GDP的比重負(fù)相關(guān),也就是山西人均GDP與全國人均GDP的比重提高1%,而山西專利授權(quán)數(shù)占全國的比重下降1.0473%,這說明山西資源型經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展帶動(dòng)了人均GDP的快速增長,與全國的差距在逐漸縮小,但是卻沒有帶動(dòng)科技創(chuàng)新的發(fā)展,而是表現(xiàn)出二者負(fù)相關(guān);模型6則說明,山西科教文衛(wèi)支出比重與煤炭價(jià)格負(fù)相關(guān),煤炭價(jià)格上漲1%,科教文衛(wèi)支出占財(cái)政支出的比重下降0.0220%。從供給角度進(jìn)行因果檢驗(yàn)見表2。結(jié)果顯示在滯后1期的情況下,拒絕了“煤炭價(jià)格不是研發(fā)投入強(qiáng)度變動(dòng)的格蘭杰原因”,也就是說煤炭價(jià)格變動(dòng)是研發(fā)投入強(qiáng)度變動(dòng)的格蘭杰原因;也拒絕了“煤炭價(jià)格不是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因”,也就是說煤炭價(jià)格變動(dòng)是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗(yàn)說明煤炭價(jià)格變動(dòng)會(huì)引起山西省科技創(chuàng)新投入產(chǎn)出的變動(dòng),是影響科技創(chuàng)新供給的重要變量。2.2.2研究結(jié)果2:研發(fā)投入強(qiáng)度與采礦業(yè)附加值占工業(yè)比重關(guān)系如表3所示,模型7到模型11是從需求角度進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。模型7以萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量,以人均GDP為解釋變量,結(jié)果表明二者正相關(guān),人均GDP提高1個(gè)單位,萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)提升0.00008個(gè)單位;模型8在模型7的基礎(chǔ)上加入煤炭產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)比重為解釋變量,結(jié)果顯示萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)與人均GDP正相關(guān)的同時(shí),與煤炭產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)比重負(fù)相關(guān),煤炭產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)比重提升1個(gè)單位,而萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)下降0.1470個(gè)單位;模型9則說明研發(fā)投入強(qiáng)度與采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重呈正相關(guān),采礦業(yè)比重提升1個(gè)單位,研發(fā)投入強(qiáng)度提升0.0166個(gè)單位;模型10以萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量,以采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重和采礦業(yè)增加值為解釋變量,發(fā)現(xiàn)采礦業(yè)增加值增加1個(gè)單位,萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)增加1.49*107個(gè)單位,采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重增加1個(gè)單位,則萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)下降0.02994個(gè)單位,顯示采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重與萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)負(fù)相關(guān);模型11考察了山西專利授權(quán)數(shù)占全國比重與采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重的關(guān)系,采礦業(yè)增加值占工業(yè)比重提升1個(gè)單位,山西專利授權(quán)數(shù)占全國比重下降0.0166個(gè)單位。從格蘭杰因果檢驗(yàn)看出(見表4),拒絕了“人均GDP不是研發(fā)投入強(qiáng)度變動(dòng)的格蘭杰原因”,那么人均GDP變動(dòng)則是研發(fā)投入強(qiáng)度變動(dòng)的格蘭杰原因;也拒絕了“采礦業(yè)占工業(yè)增加值比重不是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因”,說明采礦業(yè)占工業(yè)增加值比重變動(dòng)是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因;同樣也拒絕了“采礦業(yè)增加值不是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因”,說明采礦業(yè)增加值變動(dòng)是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因;也拒絕了“人均GDP不是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因”,說明人均GDP變動(dòng)是萬名就業(yè)人員專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因。2.3參數(shù)估計(jì)與全國科技創(chuàng)新的負(fù)相關(guān)上面從供求兩方面對(duì)科技創(chuàng)新擠出效應(yīng)進(jìn)行了回歸分析和格蘭杰因果檢驗(yàn),總體上驗(yàn)證了提出的理論假說。第一,煤炭價(jià)格是影響山西科技創(chuàng)新的供給變量,價(jià)格上漲造成了科技創(chuàng)新投入、產(chǎn)出水平的下降。近年來的煤炭價(jià)格上漲,帶動(dòng)了山西的經(jīng)濟(jì)增長,人們預(yù)期煤炭資源收益是一種可靠的收益,資本、勞動(dòng)等要素都向資源部門集聚,而科技創(chuàng)新的預(yù)期收益則下降,導(dǎo)致科技創(chuàng)新與煤炭價(jià)格變動(dòng)呈現(xiàn)了負(fù)相關(guān)的關(guān)系。資源型經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、煤炭價(jià)格上漲使得山西人均GDP與全國差距縮小,但是山西科技創(chuàng)新與全國的差距在拉大,說明山西的科技進(jìn)步緩慢,資源型經(jīng)濟(jì)對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。第二,人均GDP、采礦業(yè)占工業(yè)比重、采礦業(yè)增加值是影響科技創(chuàng)新的需求變量。人均GDP、采礦業(yè)增加值的增加使得山西對(duì)科技創(chuàng)新的需求增加,山西的科技創(chuàng)新也主要體現(xiàn)在采礦業(yè)部門,在控制了人均GDP和采礦業(yè)增加值兩個(gè)變量之后,采礦業(yè)占工業(yè)比重(采礦業(yè)增加值比重、煤炭產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重)與科技創(chuàng)新之間呈現(xiàn)了負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與理論假設(shè)是一致的,采礦業(yè)與制造業(yè)相比,并不是有利于科技創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)部門。雖然模型9顯示山西研發(fā)投入強(qiáng)度與采礦業(yè)占工業(yè)比重正相關(guān),這主要是因?yàn)槿鄙偃司鵊DP、采礦業(yè)增加值等重要變量,而近年來采礦業(yè)占工業(yè)比重和研發(fā)投入強(qiáng)度都在增加,因而表現(xiàn)出了正相關(guān),與全國進(jìn)行比較(模型11)