張朝暉 李潔瓊

(1.莆田學(xué)院管理學(xué)院，福建莆田 351100;2.浙江工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江杭州 310018)

［區(qū)域經(jīng)濟(jì)］

浙江省R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析

張朝暉1李潔瓊2

(1.莆田學(xué)院管理學(xué)院，福建莆田 351100;2.浙江工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江杭州 310018)

研究與發(fā)展(R＆D)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用日益顯著，已經(jīng)有不少學(xué)者對(duì)R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行過(guò)研究。依據(jù)浙江省1990—2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)變量進(jìn)行了ADF平穩(wěn)性、協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，建立兩者之間的誤差修正模型。研究結(jié)果表明:R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系;R＆D投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚不是研發(fā)投入增加的格蘭杰原因。這說(shuō)明R＆D投入對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定的推動(dòng)作用，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有帶來(lái)R＆D投入的大幅增加。

R＆D投入;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整分析

一、前言

科技是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一要素，科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中起著決定性作用，而科技活動(dòng)的核心是研究與試驗(yàn)發(fā)展(R＆D)活動(dòng)，R＆D的投入通過(guò)帶動(dòng)技術(shù)進(jìn)步從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，浙江省的R＆D經(jīng)費(fèi)投入快速增長(zhǎng)。1990年浙江全省R＆D投入總支出為2.04億元。2008年此項(xiàng)支出達(dá)到345.76億元，是1990年的178倍;研發(fā)強(qiáng)度(R＆D經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重)為1.61%，創(chuàng)歷史最高水平。國(guó)外對(duì)R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系主要側(cè)重R＆D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向影響，大量的案例和計(jì)量研究表明了R＆D投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有效增加R＆D投入的研究?jī)H僅停留在數(shù)理分析階段，實(shí)證分析并不多見(jiàn)。而國(guó)內(nèi)研究由于研究角度、研究方法、研究對(duì)象和研究樣本的不同，得出的結(jié)論也不盡相同。本文根據(jù)時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的分析方法，對(duì)我國(guó)R＆D投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，試圖揭示兩者間的相互關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)與樣本空間的選擇

為了分析R＆D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，我們運(yùn)用協(xié)整理論進(jìn)行實(shí)證研究。協(xié)整理論是一種新的建模技術(shù)，它從時(shí)間序列的非平穩(wěn)性分析入手，探求非平穩(wěn)序列變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為非平穩(wěn)時(shí)間序列的建模提供了很好的解決方法。本文用到的方法有ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)、誤差修正模型。

本文選用浙江全省R＆D經(jīng)費(fèi)投入反映R＆D的投入狀況，通過(guò)宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)——全省生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。并且對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，分別取它們的自然對(duì)數(shù)lnGDP(記作:lny)和lnR＆D(記作:lnx)。因?yàn)榻?jīng)對(duì)數(shù)變換后，可以避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，消除可能存在的異方差，同時(shí)不影響變量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。樣本空間確定為1990—2008年，共19個(gè)數(shù)據(jù)(見(jiàn)表1)。

表1 1990—2008年浙江省GDP及R＆D經(jīng)費(fèi)投入

資料來(lái)源:浙江統(tǒng)計(jì)年鑒(2009)。

三、模型的建立和分析

在估計(jì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型之前，借助圖形分析能夠直觀地觀察經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)規(guī)律和相關(guān)關(guān)系，以便合理地確定模型的數(shù)學(xué)形式。變量lnR＆D與lnGDP的趨勢(shì)圖見(jiàn)圖1。

圖1 Lnx與lny的趨勢(shì)圖

由圖1可以看出:lnx與lny之間存在線性相關(guān)關(guān)系，因此將模型建立為:

lnyt= b0+b1lnxt+ut，ut為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，借助于Eviews6.0軟件用OLS方法求lny對(duì)lnx的回歸，結(jié)果如表2所示。

表2 回歸結(jié)果

由表2可以得到如下回歸方程:

從回歸的結(jié)果來(lái)看，除DW值相當(dāng)?shù)鸵酝?，估?jì)結(jié)果很好。t值很高，表明回歸系數(shù)顯著;R2接近于1，表明擬合程度較高。根據(jù)格蘭杰(Granger)和紐博爾德(Newbold)的經(jīng)驗(yàn)規(guī)則，如果在時(shí)間序列回歸中DW值低而R2高，則應(yīng)懷疑有偽回歸可能。表1中1990—2008年浙江省GDP的數(shù)據(jù)和R＆D投入均表現(xiàn)為一個(gè)持續(xù)增加的過(guò)程，即在不同的時(shí)間段上，其均值是不同的，因此可初步判斷這兩個(gè)序列都是非平穩(wěn)的。所以接下來(lái)我們要檢驗(yàn)這兩個(gè)時(shí)間序列是否服從單整過(guò)程，即檢驗(yàn)這兩支時(shí)間序列是否平穩(wěn)。

(一)變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

常見(jiàn)的時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法有以下四種:利用散點(diǎn)圖進(jìn)行平穩(wěn)性判斷、利用樣本自相關(guān)函數(shù)進(jìn)行平穩(wěn)性判斷、單位根檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)。本文采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法對(duì)變量lnx、lny以及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也稱ADF單位根檢驗(yàn)。借助于Eviews軟件檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 lnx、lny及其差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表3可知，原時(shí)間序列變量Lnx和Lny在1%的顯著性水平下是非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過(guò)一階差分后，一階差分序列在10%的顯著性水平下均不具有單位根，為平穩(wěn)序列，即序列Lnx和Lny均為一階單整序列I(1)。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明時(shí)間序列Lnx和Lny是非平穩(wěn)序列，一階差分平穩(wěn)，下面檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，所謂協(xié)整關(guān)系即是變量之間可能存在某種平穩(wěn)的線形組合，這種線形組合反映了變量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則模型(1)的殘差序列E應(yīng)該具有平穩(wěn)性，對(duì) E作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用 Engle和Granger于1987年提出的兩部檢驗(yàn)法，簡(jiǎn)稱EG檢驗(yàn)。根據(jù)前面用普通最小二乘回歸得到的回歸方程及樣本數(shù)據(jù)的值，可以得到殘差序列的估計(jì)值方程(2)為:

其中Lnyt為樣本中的各個(gè)lny觀察值。對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表4。

表4 序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可以看出，由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為－3.157695，小于顯著性水平為0．05時(shí)的臨界值－3.065585，因此，可以認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明序列Lnyt和lnxt具有協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)于存在協(xié)整關(guān)系的變量序列，運(yùn)用普通的線性回歸模型預(yù)測(cè)是不合適的。為了進(jìn)一步揭示兩個(gè)變量的短期變動(dòng)關(guān)系，下面建立誤差修正模型。

(三)誤差修正模型

通過(guò)Eviews建立修正模型得到描述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與R＆D隨投入變化的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型為:

結(jié)果表明R＆D經(jīng)費(fèi)投入的短期變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向影響。此外，由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，表明每年實(shí)際的GDP與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的25%(0.248344)被修正。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

由于變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從而探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與研發(fā)投入之間的相互作用機(jī)制。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期長(zhǎng)度的變化比較敏感，所以本文在檢驗(yàn)過(guò)程中選取了5個(gè)不同的滯后期，相對(duì)于自由度來(lái)說(shuō)，滯后期已經(jīng)足夠長(zhǎng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 LnR＆D和LnGDP之間不同滯后期的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表5中可以看出，在滯后期為1～5年中，研發(fā)投入都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，這說(shuō)明研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定的推動(dòng)作用，這與經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)情況比較一致。此外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了在第3年和第5年是研發(fā)投入的格蘭杰原因外，1、2、4期均不是研發(fā)投入增加的格蘭杰原因，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有帶來(lái)研發(fā)投入的相應(yīng)大幅增加，與研發(fā)投入在整個(gè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重依然較小且年度增幅相對(duì)不大的事實(shí)相吻合。

四、結(jié)論及政策建議

結(jié)論一:R＆D投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，且R＆D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。結(jié)論二:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)R＆D投入的拉動(dòng)作用不大，表明雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了較快發(fā)展，R＆D投入的絕對(duì)數(shù)年年攀高，但相對(duì)于經(jīng)濟(jì)總量來(lái)說(shuō)，R＆D投入依然很少，投入強(qiáng)度依舊偏低。

根據(jù)結(jié)論提出以下建議:第一，繼續(xù)加強(qiáng)R＆D投入力度，探索中國(guó)特色的自主創(chuàng)新之路。相比龐大的經(jīng)濟(jì)基數(shù)，我國(guó)對(duì)科技的投入其實(shí)還很不夠。為此，各級(jí)政府應(yīng)持續(xù)不斷地增加對(duì)研發(fā)的投入，優(yōu)化研發(fā)資源的配置，促進(jìn)R＆D活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。同時(shí)與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)對(duì)R＆D投入的總量、強(qiáng)度以及效果還有不小差距，也難以在短期內(nèi)達(dá)到發(fā)達(dá)國(guó)家的水平，所以還要努力探索中國(guó)特色的技術(shù)自主創(chuàng)新之路。第二，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，使企業(yè)逐漸成為研發(fā)(R＆D)投入和創(chuàng)新的主體。完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)于促進(jìn)企業(yè)自主技術(shù)創(chuàng)新具有重要的保障和激勵(lì)作用。雖然我國(guó)在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)方面取得了很大進(jìn)步，但仍存在諸多問(wèn)題，需要政府采取措施完善相應(yīng)的法律制度，使科技成果的產(chǎn)權(quán)得到有效保護(hù)，讓企業(yè)有安全感，激勵(lì)企業(yè)的研發(fā)動(dòng)力，使企業(yè)逐步成為社會(huì)研發(fā)投入的主體，逐漸改變R＆D投入主要依靠政府的現(xiàn)狀。

［1］浙江統(tǒng)計(jì)局．浙江統(tǒng)計(jì)年鑒2009［M］．北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2009.

［2］陳海波，趙喜倉(cāng)．我國(guó)R＆D狀況的區(qū)域比較分析［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2003(3)．

［3］高鐵梅．計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］．北京:清華大學(xué)出版社，2007.

［4］薛敬，宋建剛．基于協(xié)整方法的中國(guó)R＆D與技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證分析［J］．山東經(jīng)濟(jì)，2007(3)．

［5］于俊年，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件——Eviews的使用［M］．北京:對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2006.

The effect of R ＆ D(Research and Development).It studied by numerous academic scholars，is playing more important role in economic growth．We based on 1990—2008 statistics，Zhejiang province，on the R ＆ D investment and economic growth of these two variables were ADF stationary test，co－integration test and Granger causality test to establish the difference between the error correction model.The results show that R ＆ D investment and economic growth in the long－term equilibrium relationship，R ＆ D investment Granger cause economic growth，but economic growth is not Granger cause the increase in R ＆ D investment．This shows that R ＆ D investment on economic growth in Zhejiang province has played a certain role，but economic growth has not brought R ＆ D investment increased significantly．

R＆D investment;economic growth;co－integration analysis

F061.5

A

1002－2880(2010)12－0054－03

張朝暉(1970－)，女，漢族，浙江諸暨人，莆田學(xué)院(管理學(xué)院)講師，管理學(xué)碩士，研究方向:教育經(jīng)濟(jì)與管理。李潔瓊(1987－)，女，漢族，浙江東陽(yáng)人，浙江工商大學(xué)(經(jīng)濟(jì)學(xué)院)，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向:產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

莆田學(xué)院科研基金資助項(xiàng)目(20080011)。

(責(zé)任編輯:梁宏偉)