吳二嬌

（廣東培正學(xué)院管理系，廣州 510830）

科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的協(xié)整分析
——以廣東省為例

吳二嬌

（廣東培正學(xué)院管理系，廣州 510830）

運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，對(duì)科技創(chuàng)新效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。研究廣東省1990—2007年被三大引文系統(tǒng)收錄的文章數(shù)量、專利申請(qǐng)量、技術(shù)市場(chǎng)成交額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系及定量關(guān)系，闡明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和科技創(chuàng)新產(chǎn)出及轉(zhuǎn)化效率之間的作用關(guān)系。研究結(jié)果顯示，廣東省科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成因，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用有限?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系和單向因果關(guān)系成立，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向推動(dòng)作用，但作用不顯著。科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不具備長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但卻是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰成因。在分析廣東省有效數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，探討其現(xiàn)有科技發(fā)展模式的缺陷，并提出相關(guān)政策建議。

科技創(chuàng)新;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整分析;格蘭杰因果檢驗(yàn);科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率;科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率;科技發(fā)展模式;區(qū)域經(jīng)濟(jì)

對(duì)于科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)作用，目前國(guó)內(nèi)大多數(shù)分析均基于灰色關(guān)聯(lián)度等經(jīng)驗(yàn)式的方法，結(jié)果一般認(rèn)為科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的正相關(guān)關(guān)系，其研究意義有限并且存在一些缺陷:

其一，在生產(chǎn)函數(shù)中知識(shí)是否作為獨(dú)立變量存在理論上尚未明確，因此選用生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)有待商榷;

其二，用TFP直接作因變量有不妥之處，它通常是由產(chǎn)出減去相應(yīng)份額資本和勞動(dòng)的殘差序列，在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下適用，而在非完全競(jìng)爭(zhēng)條件下其估計(jì)是有偏的［1］;

其三，在羅默的知識(shí)外溢模型中，知識(shí)實(shí)際上是指能夠直接被轉(zhuǎn)化的“應(yīng)用技術(shù)”，沒有涉及到另一類重要的知識(shí)——基礎(chǔ)知識(shí);

其四，選用R＆D投入或?qū)＠鳛閯?chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，沒有重視對(duì)創(chuàng)新過程的分解，忽略了成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的制約，也忽視了基礎(chǔ)研究的創(chuàng)新成果對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期基礎(chǔ)影響。

本文從相對(duì)效率的角度利用時(shí)序數(shù)據(jù)，探討了廣東省在現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件下科技創(chuàng)新效率與轉(zhuǎn)化效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，以期為進(jìn)一步完善廣東省的科技管理政策以及加強(qiáng)粵港澳三地的科技合作提供理論支持。

一、指標(biāo)、數(shù)據(jù)與研究方法

1.指標(biāo)與數(shù)據(jù)

技術(shù)變化的衡量涉及到創(chuàng)新過程的3個(gè)主要方面:（1）創(chuàng)新投入，如資金和人力資源;（2）中間產(chǎn)出，如新發(fā)明和新知識(shí);（3）創(chuàng)新的最終產(chǎn)出，如不斷提高的收入和利潤(rùn)［2］。本文選用科研論文和專利作為衡量創(chuàng)新的中間產(chǎn)出?？紤]到科研成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)對(duì)創(chuàng)新最終產(chǎn)出的關(guān)鍵作用，選擇科技成果轉(zhuǎn)化指標(biāo)衡量創(chuàng)新的最終產(chǎn)出。考慮到廣東省數(shù)據(jù)的可得性，用GDP衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以三大引文系統(tǒng)收錄的文章篇數(shù)、專利申請(qǐng)量和技術(shù)市場(chǎng)成交額衡量創(chuàng)新的中間和最終產(chǎn)出。國(guó)外相關(guān)研究常采用專利申請(qǐng)量而非專利授權(quán)量來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，是為了剔除政府專利機(jī)構(gòu)等人為因素的影響，反映創(chuàng)新的真實(shí)水平［2］。根據(jù)創(chuàng)新過程的不同階段，本文構(gòu)建兩類共3個(gè)創(chuàng)新效率指標(biāo):創(chuàng)新產(chǎn)出效率（包括論文產(chǎn)出效率、專利產(chǎn)出效率）和創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率（包括技術(shù)市場(chǎng)成交額）［3］。

本文數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》和《廣東科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，GDP及實(shí)際R＆D投入數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》、《廣東經(jīng)濟(jì)年鑒》及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。所有數(shù)據(jù)均為按1990年不變價(jià)格調(diào)整后的實(shí)際數(shù)據(jù)。1990—2007年廣東省創(chuàng)新產(chǎn)出、轉(zhuǎn)化與GDP變化態(tài)勢(shì)見圖1。

圖1 1990—2007年廣東省創(chuàng)新產(chǎn)出、轉(zhuǎn)化與GDP變化態(tài)勢(shì)

由圖l可見，1990—2007年廣東省創(chuàng)新產(chǎn)出、轉(zhuǎn)化與GDP變化是有趨勢(shì)的、非平穩(wěn)的，這將在下文通過一系列分析進(jìn)一步說明。為了使兩序列更趨平穩(wěn)，分別對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理:創(chuàng)新產(chǎn)出效率EFF1=PAPER/RD，EFF2=PATENT/RD;創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率EFF3=TRAN/RD。為消除原始數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)EFF1，EFF2，EFF3和DGDP （因GDP的數(shù)據(jù)差別較大，故標(biāo)準(zhǔn)化GDP數(shù)據(jù)并用DGDP表示）取對(duì)數(shù)表示，處理后的數(shù)據(jù)見表1。

表1 EFF1，EFF2，EFF3和DGDP取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)

2.研究方法

判斷兩序列因果關(guān)系最常用的方法是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，可能會(huì)產(chǎn)生虛假的因果關(guān)系，因此，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前需對(duì)其進(jìn)行單位根穩(wěn)定性檢驗(yàn)，而穩(wěn)定性檢驗(yàn)也是協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。通過時(shí)間序列的散點(diǎn)圖或折線圖，可進(jìn)行初步的平穩(wěn)性判斷。對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果存在一定增長(zhǎng)或下降趨勢(shì)，需對(duì)其進(jìn)行差分處理。如果其中任何一個(gè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭蠥DF大于臨界值，則認(rèn)為該序列是非平穩(wěn)序列。只有同階差分穩(wěn)定，才可對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)。若殘差序列是平穩(wěn)序列，即兩數(shù)列之間存在協(xié)整關(guān)系［8］。本文采用常用的恩格爾格蘭杰兩步檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn):第一步，協(xié)整回歸，用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)序列的回歸方程，并計(jì)算回歸殘差;第二步，采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)殘差的穩(wěn)定性。本文擬在穩(wěn)定性檢驗(yàn)與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以廣東省1990—2007年18年間被三大引文系統(tǒng)收錄的文章篇數(shù)、專利申請(qǐng)量、技術(shù)市場(chǎng)成交額以及國(guó)民生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)廣東省科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率及轉(zhuǎn)化效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究，以揭示兩者之間的因果、動(dòng)態(tài)及定量關(guān)系。

二、科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

采用Dickey-Fuller的ADF方法檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性［9］154－157，對(duì)lnDGDP，lnEFF1，lnEFF2，lnEFF3及其一階差分變量分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2?？梢?，時(shí)間序列l(wèi)nDGDP，lnEFF1，lnEFF2，lnEFF3的ADF值均大于1%的臨界值，均為非平穩(wěn)序列;而其一階差分變量DlnDGDP，DlnEFF1，Dln EFF2，DlnEFF3的ADF值均在1%的顯著性水平上接受數(shù)據(jù)平穩(wěn)的假設(shè)，均為平穩(wěn)序列。

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

序列同階單整是進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提，為了保留充分的自由度，選擇滯后1～5階對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率和轉(zhuǎn)化效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。在滯后1階時(shí)，lnEFF1（論文產(chǎn)出效率），lnEFF2（專利產(chǎn)出效率），lnEFF3（技術(shù)市場(chǎng)成交額）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰成因;在滯后5階時(shí)，lnDGDP（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）是ln EFF2（專利產(chǎn)出效率）的格蘭杰成因，lnEFF3（技術(shù)市場(chǎng)成交額）是lnDGDP（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）的格蘭杰成因。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整檢驗(yàn)

由于4個(gè)原始序列都是I（1）序列，可以進(jìn)一步運(yùn)用E-G兩步檢驗(yàn)對(duì)科技創(chuàng)新效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行兩兩協(xié)整檢驗(yàn)。首先，使用OLS估計(jì)回歸方程，發(fā)現(xiàn)只有l(wèi)nDGDP和lnEFF2的長(zhǎng)期方程成立，除常數(shù)項(xiàng)外，系數(shù)在5%水平下顯著。模型的R2=0.535283，不夠理想，而且由于采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，還需檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)。

采用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，LM（2）=0.633741，表明模型（1）存在2階自相關(guān)。采用廣義差分法，在模型（1）中引入殘差滯后項(xiàng)得到模型（2），發(fā)現(xiàn)LM和ARCH值都不再顯著，序列自相關(guān)已消除。

模型（2）表明，專利產(chǎn)出效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成正相關(guān)，即專利產(chǎn)出效率上升1%，GDP將增長(zhǎng)0.043090%，但這種正向影響的t統(tǒng)計(jì)量并不顯著。因此，廣義差分后專利產(chǎn)出效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期方程不成立?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出效率與轉(zhuǎn)化效率與GDP雖然都是同階單整序列，但兩兩之間的協(xié)整關(guān)系并不成立。這表明科技創(chuàng)新效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不協(xié)調(diào)的，科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率和轉(zhuǎn)化效率的提高，并沒有與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)。

為進(jìn)一步驗(yàn)證科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際貢獻(xiàn)，對(duì)資本K和勞動(dòng)L的邊際貢獻(xiàn)進(jìn)行線性約束，即資本產(chǎn)出彈性+勞動(dòng)產(chǎn)出彈性=1，得到受約束的線性回歸模型。該模型的所有彈性系數(shù)均通過5%水平的t檢驗(yàn)，調(diào)整后R2=0.416271，表明模型整體擬合一般。DW=1.685996和LM= 0.009415，說明模型不存在自相關(guān)，Wald檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量F=3.090200，不能拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的零假設(shè)。

通過幾次預(yù)回歸分析，lnEFF2對(duì)lnDGDP的增長(zhǎng)影響顯著，因而考慮用lnEFF2重新求解回歸得模型（3）。該模型表明，在規(guī)模報(bào)酬不變的情況下，科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的正向作用，即科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率每上升1%，GDP將增長(zhǎng)0.023780%，上升幅度不顯著。

三、檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.科技創(chuàng)新與GDP的關(guān)系

協(xié)整分析結(jié)合相應(yīng)的格蘭杰檢驗(yàn)表明，科技創(chuàng)新確實(shí)是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要原因，并且影響程度以科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率及科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率來衡量。在模型中，科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率中的專利產(chǎn)出效率是唯一的主要影響因子，其系數(shù)為0.023780。高專利產(chǎn)出對(duì)GDP具有較大的正向拉動(dòng)作用，即科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰成因。

2.科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率對(duì)GDP有直接的正向推動(dòng)作用。在模型中，作為科技創(chuàng)新產(chǎn)出效率衡量指標(biāo)的專利產(chǎn)出效率對(duì)GDP的推動(dòng)系數(shù)為0.023780%，其作用不顯著（低于全國(guó)平均水平0.03492%）的原因如下:

一是研發(fā)資金有效利用效率低，造成創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量不高。當(dāng)前，學(xué)術(shù)研究的功利化傾向嚴(yán)重，科研人員往往著力于個(gè)人總結(jié)、報(bào)獎(jiǎng)的課題和文章，搞“短、平、快”，而不是開展創(chuàng)造性的研究。

二是市場(chǎng)不能提供足夠的激勵(lì)，造成基礎(chǔ)研究對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用難以發(fā)揮。以論文為主要形式的科技創(chuàng)新產(chǎn)出多集中在基礎(chǔ)科學(xué)領(lǐng)域，而市場(chǎng)缺乏對(duì)基礎(chǔ)知識(shí)定價(jià)的機(jī)制［8］，不能為基礎(chǔ)研究人員提供足夠的激勵(lì)，這種市場(chǎng)失靈造成了基礎(chǔ)研究對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性不顯著（分別為0.123894%和0.114607%）。

三是創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力與產(chǎn)出能力的嚴(yán)重背離，制約了R＆D投入經(jīng)濟(jì)效益的發(fā)揮。與企業(yè)自身投入的研發(fā)經(jīng)費(fèi)不同，除了基礎(chǔ)性科研項(xiàng)目成果外，科研機(jī)構(gòu)承擔(dān)的應(yīng)用性科研項(xiàng)目需要將科技成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，才能創(chuàng)造市場(chǎng)價(jià)值?，F(xiàn)實(shí)中，技術(shù)市場(chǎng)轉(zhuǎn)化的質(zhì)量嚴(yán)重制約了創(chuàng)新活動(dòng)經(jīng)濟(jì)效益的發(fā)揮。

3.科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

在模型當(dāng)中，作為科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率指標(biāo)的技術(shù)市場(chǎng)成交額沒有出現(xiàn)，說明科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不具備長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在其他條件不變的條件下，科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不顯著的正向作用，即科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用十分不顯著。但在格蘭杰因果分析中，科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰成因。從長(zhǎng)期來看，科技創(chuàng)新轉(zhuǎn)化效率并沒有與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成協(xié)同效應(yīng)，二者存在一定程度的失衡。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因也是多方面的，與廣東省科技需求導(dǎo)向、成果轉(zhuǎn)化配套服務(wù)體系的滯后及嚴(yán)重缺乏創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)有關(guān)。

四、加強(qiáng)科技合作的政策建議

上述結(jié)論表明，廣東省科技創(chuàng)新及轉(zhuǎn)化存在不可忽視的問題。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)大師克魯格曼的國(guó)際貿(mào)易新理論模型，自由貿(mào)易中的協(xié)同及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)發(fā)展的互動(dòng)是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)一體化必不可少的因素，這同樣適用于科技發(fā)展。20世紀(jì)90年代以來，以科技合作為重要內(nèi)容的粵港澳合作的發(fā)展，為廣東省科技發(fā)展帶來了契機(jī)。這要求粵港澳三地的科技在結(jié)構(gòu)不同和各有所長(zhǎng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加強(qiáng)互補(bǔ)和融合。

（1）建立起完善和有效的技術(shù)市場(chǎng)。確保三地間科技成果的雙向合理流動(dòng)，要建立有利于科技成果創(chuàng)新及轉(zhuǎn)化流動(dòng)的平臺(tái)，如信息高度共享等。要建立起CEPA框架下合理的技術(shù)市場(chǎng)驅(qū)動(dòng)機(jī)制。

（2）注重高技術(shù)產(chǎn)業(yè)合作。珠三角地區(qū)特別是深圳、廣州的高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有良好的基礎(chǔ)，較之內(nèi)地具有產(chǎn)業(yè)、人才和市場(chǎng)的優(yōu)勢(shì)。香港的大學(xué)在某些研究領(lǐng)域擁有高水平的研究成果，但缺乏將科技成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的動(dòng)力機(jī)制。香港大量的風(fēng)險(xiǎn)資本和比較規(guī)范的創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)是高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要條件。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的規(guī)律來看，怎樣利用新一輪科技創(chuàng)新成果特別是資訊科技推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，是兩地面臨的共同問題。珠三角可以成為香港科技成果的中試和轉(zhuǎn)化基地，應(yīng)通過有效的科技合作，將珠三角的優(yōu)勢(shì)和香港的優(yōu)勢(shì)結(jié)合進(jìn)來，以加快粵港澳高科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。近年來，香港的企業(yè)與廣州的中醫(yī)藥界合作發(fā)展現(xiàn)代中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)就是一個(gè)例子。

（3）注重教育領(lǐng)域特別是高等教育領(lǐng)域的合作。港澳地區(qū)高等教育資源豐富，特別是香港擁有一些與國(guó)際接軌的大學(xué)，而當(dāng)?shù)貙?duì)這些教育資源需求有限，生源不足。廣東和內(nèi)地則對(duì)優(yōu)質(zhì)教育資源的需求很大，生源充足，具有發(fā)展高等教育的良好環(huán)境和空間。兩地高校各自富有獨(dú)特的資源優(yōu)勢(shì)，應(yīng)本著互利互補(bǔ)、實(shí)現(xiàn)雙贏的原則，進(jìn)一步加強(qiáng)合作和交流，拓展合作和交流的領(lǐng)域，共同推動(dòng)兩地高校實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。例如，珠海具有很好的發(fā)展高等教育的設(shè)施和環(huán)境，但是缺乏良好的師資和教學(xué)管理?？稍诂F(xiàn)有大學(xué)園區(qū)的基礎(chǔ)上，通過與港澳和國(guó)際合作，發(fā)展廣東和內(nèi)地的高等教育，為廣東和珠三角未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展培養(yǎng)更多的高素質(zhì)人才。

［1］GroshbyM．Patents，innovation and growth［J］．Economic Record，2000，76:255－262．

［2］AcsZ，Audretsch D，F(xiàn)eldman M．Real effects of Academic research:comment［J］．American Economic Review，1992，182（11）:363－367．

［3］劉紅．中國(guó)科技創(chuàng)新效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2008（13）:101－104．

［4］廣東省統(tǒng)計(jì)局，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局廣東調(diào)查總隊(duì)．廣東統(tǒng)計(jì)年鑒［M］．北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2008．

［5］廣東省統(tǒng)計(jì)局．廣東科技統(tǒng)計(jì)年鑒［M］．廣州:廣東人民出版社，2008．

［6］廣東省統(tǒng)計(jì)局．廣東經(jīng)濟(jì)年鑒［M］．廣州:廣東科技出版社，2008．

［7］中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局．中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒［M］．北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2008．

［8］張繼紅，吳玉鳴，何建坤．專利創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)機(jī)制［J］．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2007（1）: 83－89．

［9］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，2006．

Co-integration analysis of influence of scientific and technological innovation on economic growth: a case of Guangdong Province

WU Er-jiao
（School of Management，Guangdong Peizheng College，Guangzhou 510830，China）

BBy applying the co-integration theory and Granger causality test method，empirical study is carried out on the relationship between scientific and technological innovation efficiency and economic growth． The causality and quantitative relationship between economic growth and the number of articles embodied by the three main citation systems，the number of patent applications，and the technical market turnover from 1990 to 2007 in Guangdong Province are studied，so as to clarify the functional relationship between economic growth and the output and conversion efficiencies of scientific and technological innovation． The result shows that scientific and technological innovation is the causation of economic growth in Guangdong Province，but its influence on economic growth is limited． The co-integration relationship and one-way causality between output efficiency of scientific and technological innovation and economic growth are true，it has a positive promoting effect on economic growth，but the effect is not significant． The conversion efficiency of scientific and technological innovation and economic growth do not have long-term stable equilibrium relationship，but it is the Granger cause of economic growth． Based on analyzing the valid data in Guangdong Province，the disadvantages of scientific and technological development mode nowadays are discussed，and policy suggestions are brought forward．

scientific and technological innovation; economic growth; co-integration analysis; Granger causality test; output efficiency of scientific and technological innovation; conversion efficiency of scientific and technological innovation; scientific and technological development mode;regional economy

F019.3;F019.6

A

1674－0823（2011）01－0061－05

2010－02－10

廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)“十二五”規(guī)劃學(xué)科共建項(xiàng)目（07GE02）。

吳二嬌（1973－），女，廣東南雄人，講師，碩士，主要從事工業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、區(qū)域創(chuàng)新等方面的研究。

（責(zé)任編輯:郭曉亮）