陳新國，肖新新

（太原理工大學 經(jīng)濟管理學院，太原 030024）

中國高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

陳新國，肖新新

（太原理工大學 經(jīng)濟管理學院，太原 030024）

在分析、回顧高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長關系基礎上，通過運用協(xié)整理論方法對1995年～2009年國內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值進行分析可知：國內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之間存在協(xié)整關系，且兩者之間的均衡關系對當年非均衡誤差調(diào)整的修正能力較強；在滯后期為1時，兩者存在雙向的格蘭杰因果關系，在滯后期大于等于2時，存在單項的格蘭杰因果關系。這說明，高新技術產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長有較強的拉動作用。針對這一結(jié)論，今后應努力提高高新技術的創(chuàng)新能力，培植高新技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新體系；充分發(fā)揮政府的主導作用，加強產(chǎn)、學、研合作；大力引進人才，造就一支多層次、高水平、復合型的人才隊伍，促進高新技術產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

高新技術產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；協(xié)整分析

一、引言

隨著科學技術的迅猛發(fā)展，高新技術產(chǎn)業(yè)已成為當今世界經(jīng)濟活動中最具活力的產(chǎn)業(yè)，是現(xiàn)代國際經(jīng)濟和科技競爭的焦點。改革開放以來，在世界新技術革命與鄧小平“科學技術是第一生產(chǎn)力”思想的指引下，我國的高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，已成為國民經(jīng)濟的先導產(chǎn)業(yè)，對經(jīng)濟的快速發(fā)展有著極其重要的作用。

高新技術產(chǎn)業(yè)，是指由高技術成果轉(zhuǎn)化形成的具有知識密集、R＆D（創(chuàng)新科研經(jīng)費投入占主營業(yè)務收入比重，下同）投入高、增長速度快、附加價值高、技術進步快等特征的先導型產(chǎn)業(yè)［1］。在我國，高新技術產(chǎn)業(yè)主要包括核燃料加工、信息化學品制造、醫(yī)藥制造業(yè)、醫(yī)療儀器設備及器械制造業(yè)、航天航空器制造業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)、通用及專用儀器儀表制造業(yè)、公共軟件業(yè)等［2］。

上世紀80年代中期，我國的高新技術產(chǎn)業(yè)進入了迅速發(fā)展階段，特別是1995年以來，高新技術產(chǎn)業(yè)成為拉動GDP增長的有力因素，高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值年均遞增20%左右，在制造業(yè)中所占的比重也不斷增長。根據(jù)科技部的有關數(shù)據(jù)顯示，高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值從1995年的4098億元增長到2009年的60430億元，增長了將近14倍，在國民生產(chǎn)總值中的比重也由1995年的6．74%上升到2009年的17．75%；中國高新技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)個數(shù)由1995年的18834個增加到2010年的51764個，增幅達到175%。

當今國際經(jīng)濟的競爭，歸根到底是綜合國力的競爭，而高新技術產(chǎn)業(yè)是各國相互爭奪的戰(zhàn)略制高點，搶先占領這個制高點的國家就能夠在國際競爭中占有主動權(quán)。因此，鼓勵發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)是每個國家的主要發(fā)展戰(zhàn)略，也是當今世界經(jīng)濟發(fā)展的主旋律。基于此，本文研究高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關系，以期從高新技術產(chǎn)業(yè)角度為加快經(jīng)濟增長提供有益參考。

二、相關研究回顧

高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，對經(jīng)濟增長的作用越來越重要，很多學者都對其進行了研究。Salz，I．S．（1992）從理論與實證兩方面論證了發(fā)展中國家FDI（外國直接投資）與經(jīng)濟增長之間存在負相關關系［3］。Easterly（1993）認為，當外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)收益差距很大時，引進外資會阻礙經(jīng)濟增長［4］。J．Cornwall和 W．Cornwall（1994）提出了一個包含需求與結(jié)構(gòu)變化的模型，用于估算歐洲統(tǒng)一大市場的效果。得出的結(jié)論是：貿(mào)易和生產(chǎn)要素自由移動對經(jīng)濟增長的作用被新經(jīng)濟增長模型夸大了，降低失業(yè)率促進經(jīng)濟增長比生產(chǎn)要素自由移動更可靠，而擴大需求也是生產(chǎn)要素自由移動的前提條件［5］。U．Walz（1997）把外商直接投資納入包含內(nèi)生技術進步的動態(tài)一般均衡模型中，并把新產(chǎn)品的研制地與生產(chǎn)地分開，從該模型中推導出了投資國和東道國高新技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與生產(chǎn)的均衡狀態(tài)以及產(chǎn)業(yè)政策含義［6］。Camnos和 Kinoshita（2002）通過構(gòu)造內(nèi)生增長模型對25個中歐和東歐轉(zhuǎn)型國家1990年～1998年的數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)FDI對轉(zhuǎn)型國家經(jīng)濟增長起著重要作用，但FDI與人力資本交互項對經(jīng)濟增長的作用并不顯著［7］。

趙玉林，魏芳（2006）運用灰色關聯(lián)分析方法，從我國高新技術產(chǎn)業(yè)總體、高新技術產(chǎn)業(yè)各部門以及各地區(qū)高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展三個層面，對高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展對我國經(jīng)濟增長的帶動作用進行了實證分析，認為大力發(fā)展對經(jīng)濟增長有突破性帶動作用的高新技術產(chǎn)業(yè)是實現(xiàn)我國經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措［8］。張磊，蔣義（2007）根據(jù)1995年～2004年高新技術產(chǎn)業(yè)的相關數(shù)據(jù)建立數(shù)學模型，運用實證分析方法，計算出我國和典型地區(qū)高新技術產(chǎn)業(yè)各行業(yè)對GDP的產(chǎn)出彈性，得出不同地區(qū)均有各自優(yōu)勢行業(yè)的結(jié)論［9］。孟偉（2008）運用格蘭杰因果檢驗法對高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關系進行檢驗，結(jié)果表明，改革開放前GDP是高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的單向原因，而改革開放后高新技術產(chǎn)業(yè)則是經(jīng)濟發(fā)展的主要原因［10］。胡水晶（2009）運用計量回歸分析方法，測定高新技術產(chǎn)業(yè)整體和高新技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)部門增加值對湖北經(jīng)濟增長的彈性，得出湖北高新技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)比較合理，但整體對湖北經(jīng)濟增長的帶動作用還有待提高的結(jié)論［11］。劉新同（2010）利用單位根檢驗和協(xié)整檢驗方法，對1995年～2005年度我國經(jīng)濟增長與研發(fā)經(jīng)費各類型支出之間的關系進行協(xié)整分析和格蘭杰因果關系檢驗，建立了經(jīng)濟增長與研發(fā)經(jīng)費各類型支出之間的誤差修正模型，揭示了我國研發(fā)經(jīng)費各類型支出與經(jīng)濟增長的動態(tài)均衡關系，并提出改善研發(fā)經(jīng)費支出結(jié)構(gòu)、促進經(jīng)濟增長的對策［12］。

綜上所述，國內(nèi)外很多學者對高新技術產(chǎn)業(yè)及其與經(jīng)濟增長的關系進行了研究，并得出了許多有價值的結(jié)論，本文將針對高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長進行協(xié)整關系分析。

三、高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系分析

（一）數(shù)據(jù)選擇與處理

反映高新技術產(chǎn)業(yè)的指標用高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（X），數(shù)據(jù)來源于中國科技部中國高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)（2003－2011）；國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）能夠在總體上度量國內(nèi)產(chǎn)出與收入規(guī)模以及經(jīng)濟波動情況，所以用GDP（Y）表示我國的經(jīng)濟增長，數(shù)據(jù)來源于2010年的《中國統(tǒng)計年鑒》。為了消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差性影響，對其變量取對數(shù)，記為Ln Y和Ln X。

（二）單位根檢驗

協(xié)整分析前必須檢驗時間序列的平穩(wěn)性。如果一個隨機過程的均值、方差和自協(xié)方差在時間過程上都是常數(shù)，并且在任何兩時期的協(xié)方差值僅依賴于該兩時期間的距離或滯后，而不依賴于計算這個協(xié)方差的實際時間，就稱這個序列為平穩(wěn)的［13］。

單位根檢驗的方法有很多，其中應用比較多的是DF檢驗方法與ADF檢驗方法。本文運用Eviews6．0進行 ADF檢驗，其一般形式為：［14］

其中，Yt是待檢驗的時間序列，α是常數(shù)項，t是時間趨勢，P是滯后值，ξt是隨機誤差項。ADF值根據(jù)回歸方程的標準誤差計算，如果ADF值小于臨界值，則時間序列是平穩(wěn)的；如果ADF值大于臨界值，則時間序列是非平穩(wěn)的。檢驗結(jié)果如表2所示：

表1 1995年～2009年國內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果來看，原對數(shù)數(shù)列與其一階差分數(shù)列的ADF值均大于臨界值，數(shù)列是不平穩(wěn)的，其二階差分數(shù)列在10%臨界水平下，ADF值小于臨界值，數(shù)列是平穩(wěn)數(shù)列。故時間數(shù)列Ln Y和Ln X是二階單整序列，可進行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

數(shù)列Ln Y和Ln X是同階單整數(shù)列，可進行協(xié)整關系檢驗。由于本文只涉及兩個變量，所以選擇EG兩步法進行檢驗，即先利用最小二乘法對回歸方程Yt＝α＋βXt＋ξt進行估計，然后對殘差進行檢驗，若殘差數(shù)列平穩(wěn)，則存在協(xié)整關系。

Ln Y和Ln X的協(xié)整回歸方程為：

可以看出，高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長正相關，高新技術產(chǎn)業(yè)對GDP的彈性為0．58，即高新技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，GDP將約增長0．58%，表明高新技術產(chǎn)業(yè)對GDP的拉動作用比較大。

利用Eviews6．0對殘差ξt進行ADF檢驗，結(jié)果如表3所示。

從殘差的單位根檢驗結(jié)果可以看出，殘差ξt的ADF統(tǒng)計值小于10%的臨界值，所以在90%的顯著水平下，殘差序列是平穩(wěn)的，說明GDP和高新技術產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關系，表明兩者有長期均衡關系。

（四）誤差修正模型

由格蘭杰表示定理可知，具有協(xié)整關系的一組變量一定可以建立誤差修正模型（EMC）。由于Ln Y與Ln X存在協(xié)整關系，可建立如下誤差修正模型：

表3 殘差ξt序列的ADF檢驗結(jié)果

ECMt－1是誤差修正項，其系數(shù)反映了被解釋變量對均衡偏離的修正速度。誤差修正項的系數(shù)為－0．374086，顯著小于零，符號反向修正機制，表明GDP與高新技術產(chǎn)業(yè)之間存在長期均衡關系，上一期GDP高于均衡值時，本期GDP漲幅將會下降；反之，上一期GDP低于均衡值時，本期GDP漲幅就會上升。ECMt－1的系數(shù)表明，37．41%左右的偏離長期均衡部分會在一年內(nèi)得以調(diào)整，調(diào)整的幅度相對較大。

（五）Granger因果關系檢驗

Granger因果性檢驗是指在序列Xt和Yt消除了趨勢之后，如果利用過去的Xt和Yt的值一起對Yt進行預測，比單用Yt的過去值預測的效果更好的話，序列Xt和Yt．存在因果關系，這種關系稱為Granger因果關系［15］。利用 Eviews6．0對Ln Y 與Ln X進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示：

表4 格蘭杰因果關系檢驗

由檢驗結(jié)果可知，

（1）在滯后期為1時，GDP是高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，表明經(jīng)濟增長對高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的增加有預測作用，在滯后期大于等于2時，GDP不是高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

（2）高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，說明高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動經(jīng)濟增長。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

根據(jù)以上分析可得出如下結(jié)論：

（1）經(jīng)濟增長與高新技術產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關系，即有長期均衡關系，且高新技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，GDP將約增長0．58%，說明高新技術產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長有較大的拉動作用。

（2）經(jīng)濟增長與高新技術產(chǎn)業(yè)的誤差修正項系數(shù)為－0．374086，說明經(jīng)濟增長與高新技術產(chǎn)業(yè)之間的均衡關系對當年非均衡誤差調(diào)整的修正能力較強，37．41%左右的偏離均衡部分會在一年內(nèi)得以調(diào)整，且系數(shù)為負，符合方向修正機制。

（3）格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，在滯后期為1時，經(jīng)濟增長與高新技術產(chǎn)業(yè)之間存在雙向的因果關系，且高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用要比經(jīng)濟增長對高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用大；在滯后期大于等于2時，經(jīng)濟增長與高新技術產(chǎn)業(yè)之間存在單項的因果關系，高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠拉動經(jīng)濟增長。

（二）建議

高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠促進經(jīng)濟增長，因此要大力發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)，繁榮經(jīng)濟。具體建議是：

（1）提高高新技術的創(chuàng)新能力，培植高新技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新體系。創(chuàng)新及其成果的轉(zhuǎn)化是高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力，提高創(chuàng)新能力是發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)的關鍵。

（2）充分發(fā)揮政府的主導作用，加強產(chǎn)、學、研合作。政府要對重點技術與行業(yè)的發(fā)展以及重要的基礎研究進行扶持，通過充分發(fā)揮政府行為的引導與協(xié)調(diào)作用，調(diào)動各方面的積極性，建立良好的高新技術產(chǎn)品研制與開發(fā)的機制和政策環(huán)境。政府加強企業(yè)、大學和公眾研究機構(gòu)的合作，能夠保證研究開發(fā)的效率，加快科技成果向生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。

（3）大力引進人才，造就一支多層次、高水平、復合型的人才隊伍。高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，關鍵是靠人才，一定要制定良好的人才儲備與培養(yǎng)機制，能夠吸引、留住高素質(zhì)的人才，促進高新技術產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

［1］宋蕊，趙黎明．高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略研究——河北例證分析［J］．中國統(tǒng)計，2007，（11）：55．

［2］邵魯寧，陳震，盧超．高新園區(qū)的發(fā)展和管理［M］．北京：化學工業(yè)出版社，2010：6．

［3］Saltz，I．The negative correlation between foreign direct investment and economic growth in the third world：theory and evidence［J］．Rivista International discienze Economic commercial，1992，7（39）：617－33．

［4］Easterly，W．．How much do distortions affect growth［J］．Journal of Monetary Economics，1993，（32）：187－212．

［5］Cornwall，J．，Cornwall，W．．Growth Theory and Economic Structure［J］．Economics，1994，（61）：237－251．

［6］Walz，Uwe．Innovation，F(xiàn)oreign Direct Investment and Growth［J］．Economics，1997，（64）：63－79．

［7］Nauro F．Campos ＆ Yuko Kinoshita．Foreign Direct Investment as Technology Transferred：Some Panel Evidence from the Transition Economics［J］．William Davidson Institute Working，2002：438．

［8］趙玉林，魏芳．高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長帶動作用的實證分析［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006，（6）：44－54．

［9］張磊，蔣義．高技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長關聯(lián)性的實證分析［J］．企業(yè)技術開發(fā)，2007，26（4）：67－69．

［10］孟偉．高新技術產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長關系研究［J］．當代經(jīng)濟，2008，（1）：140－142．

［11］胡水晶．高技術產(chǎn)業(yè)對湖北經(jīng)濟增長的彈性研究［J］．現(xiàn)在商貿(mào)工業(yè)，2009，（20）：69－70．

［12］劉新同．我國經(jīng)濟增長與研發(fā)經(jīng)費支出的協(xié)整分析［J］．科技管理研究，2010，（9）：54－56．

［13］陳新國，肖新新．煤炭產(chǎn)量與經(jīng)濟增長——基于山西面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型的實證分析［J］．科技和產(chǎn)業(yè)，2011，（4）：1－5．

［14］李艷紅．ECM模型對經(jīng)濟增長與電力能源消費的協(xié)整關系分析［J］．管理觀察，2009，（第幾期）：241．

［15］張曉桐．計量經(jīng)濟分析［M］．北京：經(jīng)濟科學出版社，2000：136－173．

Cointegration Analysis on High－Tech Industries and Economic Growth of China

CHEN Xin－guo，XIAO Xin－xin
（Taiyuan University of Technology School of Economics and Management，Taiyuan 030024，China）

According to the analysis and retrospect of the relationship between High－technology Industry and economic growth，this article uses co－integration theory to deal with GDP and total output value of High－technology Industry during 1995 and 2009 and get to this conclusion：co－integration relationship exists between GDP and total output value of High－technology Industry；the equilibrium relationship between them has strong ability in amending the inequality error adjustment in the same year；if the lag is 1，the two－way Granger causality exists between them，if the lag is as long as2 or longer than 2，the one－way Granger causality exists between them．The conclusion means that high－tech industry is effective in driving economic growth．In allusion to the conclusion，we should endeavor to enhance the innovation ability of high－tech industry，implant the technical innovation system of high－tech industry，fully display the leading role of the government，intensify the collaboration between production，education and research，make great effort to attract high－quality personnel，foster a contingent，multi－level，versatile strong team to accelerate the high－tech industry development speed．

high－tech industry；economic growth；cointegration analysis

F120．3 < class="emphasis_bold">文獻標志碼：A文章編號：

1672－0539（2012）02－019－05

2011－12－09

國家哲學社會科學基金項目“高新技術產(chǎn)業(yè)集群自主創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長質(zhì)量協(xié)整研究”（10BJL049）；山西省軟科學課題“山西高新技術企業(yè)技術創(chuàng)新模式選擇研究”（2009041010－01）

陳新國（1954－），男，山西孝義人，太原理工大學經(jīng)濟管理學院副院長，教授，碩、博士生導師，管理學博士，主要研究方向：科技創(chuàng)新及區(qū)域經(jīng)濟，主持及參與國家級、省級以上課題十余項，發(fā)表論文二十余篇；肖新新（1986－），女，山東德州人，太原理工大學經(jīng)濟管理學院2009級碩士研究生，研究方向：科技管理。

劉玉邦