摘要：根據(jù)時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡分析方法，通過對(duì)江西1991—2010年資本（K）、勞動(dòng)力（L）和RD投入與經(jīng)濟(jì)增長的有關(guān)數(shù)據(jù)變量進(jìn)行協(xié)整分析，并建立它們之間的誤差修正模型，揭示出江西資本（K）、勞動(dòng)力（L）和RD投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。同時(shí)，結(jié)合江西的實(shí)際情況，得出結(jié)論并提出對(duì)策。

關(guān)鍵詞：資本 勞動(dòng)力 RD投入 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整分析

經(jīng)濟(jì)增長問題是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的焦點(diǎn)。學(xué)者們通過研究逐步發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長越來越依賴于技術(shù)的進(jìn)步與創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新是由著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特提出，其實(shí)質(zhì)是經(jīng)濟(jì)技術(shù)的整合或有機(jī)集成。其中RD活動(dòng)是整個(gè)技術(shù)創(chuàng)新過程的重要組成部分，多數(shù)研究僅僅致力于RD要素與經(jīng)濟(jì)增長兩者的關(guān)系，而很少對(duì)資本（K）、勞動(dòng)力（L）、科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（RD）和經(jīng)濟(jì)增長四者之間的關(guān)系進(jìn)行分析。因此，本文以江西為研究對(duì)象，根據(jù)時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系分析方法，研究江西資本（K）、勞動(dòng)力（L）和RD投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，建立它們間的協(xié)整模型。針對(duì)江西的實(shí)際情況，給出相關(guān)政策建議，在確保對(duì)資本和勞動(dòng)力穩(wěn)定投入的基礎(chǔ)上，大力加大對(duì)RD的投入，使江西經(jīng)濟(jì)增長方式逐步向集約型轉(zhuǎn)變。

一、協(xié)整分析模型和方法

協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)變量組成的關(guān)系式中長期均衡參數(shù)估計(jì)的技術(shù)，它是用于動(dòng)態(tài)模型的設(shè)定、估計(jì)和檢驗(yàn)的一種新技術(shù)。在實(shí)際分析研究時(shí)，首先對(duì)時(shí)間變量序列及其一階差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)；其次是檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系，一般有基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和基于回歸殘差的EG兩步檢驗(yàn)法的兩種方法；最后建立上述長期均衡關(guān)系的短期調(diào)整機(jī)制模型，即誤差修正模型（ECM）。

二、實(shí)證分析

（一）模型的構(gòu)建

本文在柯布—道格拉斯（C—D）生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，把技術(shù)創(chuàng)新投入以一個(gè)生產(chǎn)要素的形式引進(jìn)時(shí)間變量，從而得到改進(jìn)后的生產(chǎn)函數(shù)：

Yt=AKtαLtβRtγ（α>0，β>0，γ>0） （4）

其中Y代表經(jīng)濟(jì)增長（國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP），t表示t時(shí)期，即當(dāng)期。A是常數(shù)項(xiàng)，表示除資本、勞動(dòng)力和技術(shù)投入外的其它變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。K代表資本投入，主要用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額表示；L代表勞動(dòng)力投入，以全社會(huì)就業(yè)人數(shù)表示；R則代表科技投入，以科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)（RD）作為衡量指標(biāo)。對(duì)式（4）兩邊取對(duì)數(shù)并變形，得： lnYt=lnA+αlnKt+βlnLt

+γlnRt+εt （5）

其中，α、β和γ分別是資本投入（K）、勞動(dòng)力投入（L）和科技投入（R）的產(chǎn)出彈性，ε代表隨機(jī)誤差。

（二）樣本的選取

本文在分析的過程中，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來衡量江西的經(jīng)濟(jì)增長，而將固定資本投入（K）、就業(yè)人數(shù)（L）、科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（RD）作為影響江西經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)變量。本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所使用的樣本是1991—2010年的年度數(shù)據(jù)。為消除價(jià)格因素和異方差的影響，采用商品零售價(jià)格指數(shù)（1991=100）分別對(duì)GDP、K、L和RD投入的名義值進(jìn)行換算，得到實(shí)際值。為了降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)程度，還需要對(duì)實(shí)際的GDP、K、L和RD投入4個(gè)序列取對(duì)數(shù)，分別記為LNGDP、LNK、LNL和LNRD。

（三）檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性

為防止偽回歸的出現(xiàn)，本文首先采用ADF法對(duì)LNGDP、LNK、LNL和LNRD的時(shí)間序列及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其差分序列記為△LNGDP、△LNK、△LNL和△LNRD。本文運(yùn)用Eviews 6.1對(duì)LNGDP、LNK、LNL和LNRD的數(shù)據(jù)進(jìn)行了ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

由表1可以看出，對(duì)江西1991—2010年度LNGDP、LNK、LNL和LNRD的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)表明，它們的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于5%的顯著水平下的臨界值，因此這4個(gè)序列都包含單位根，從而是非平穩(wěn)序列，即模型的變量是非平穩(wěn)的。所以進(jìn)一步檢驗(yàn)△LNGDP、△LNK、△LNL和△LNRD的平穩(wěn)性，這四個(gè)序列ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量都小于5%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此可以認(rèn)為序列一階差分后的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。這說明四個(gè)序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系，即序列LNGDP、LNK、LNL和LNRD可能存在長期的均衡關(guān)系。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)1991—2010年江西GDP增長與資本（K）、勞動(dòng)力（L）、科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（RD）之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果分析，時(shí)間序列LNGDP、LNK、LNL和LNRD是非平穩(wěn)序列一階差分平穩(wěn)， 滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。本文同時(shí)使用了跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果來看，若原假設(shè)為“存在零個(gè)協(xié)整關(guān)系”，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計(jì)量等于52.6154，跡統(tǒng)計(jì)量大于5%臨界值，因此拒絕原假設(shè)，表明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。接著，在“至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量等于17.0071，小于5%的臨界值24.2760，因此不能拒絕原假設(shè)，從而跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明5%的水平上存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果也表明，在5%的水平存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。這意味著江西GDP增長與資本（K）、勞動(dòng)力（L）、科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（RD）之間存在著協(xié)整關(guān)系，即江西經(jīng)濟(jì)增長與資本投入、勞動(dòng)力投入以及RD投入之間存在長期的均衡關(guān)系。

經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（LNGDP，LNK， LNL， LNRD， C）為（1.0000，

-0.3907，- 0.3967），（-0.1678），得出江西資本投入K、勞動(dòng)力投入L、RD投入與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡方程為：

LNGDP=0.3907LNK+0.3967LNL+0.1678LNRD （6）

（0.0282） （0.0115） （0.0232）

（-13.8329） （-34.5104）（-7.2465）

從模型（6）的結(jié)果可以看出，1991—2010年江西固定資產(chǎn)投入K、就業(yè)人數(shù)L對(duì)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用。固定資產(chǎn)投入每增加1%，GDP將增長0.3907%；就業(yè)人數(shù)每增長1%，GDP將增長0.3967%。而江西RD投入對(duì)GDP的彈性為0.1678，即RD投入增長1%，GDP才增長0.1678%。由此可以看出，雖然RD投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，但是RD投入對(duì)GDP的推動(dòng)作用并不明顯。

（五）誤差修正模型（ECM）

為了反映上述長期均衡模型中經(jīng)濟(jì)增長的短期變化，需要建立經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型，此模型反映了各變量之間關(guān)系偏離上述長期均衡狀態(tài)對(duì)其短期波動(dòng)所造成的影響。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，建立了有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型，模型如下：

DLNGDPt=

-0.296ECMt-1+0.707DLNGDPt-1

+0.097DLNKt-1-0.194DLNLt-1

-0.034DLNRDt-1 （7）

以上分析結(jié)果表明：

①在短期內(nèi)，GDP的變動(dòng)受到自身和固定資產(chǎn)投資K、就業(yè)人數(shù)L和RD投入的變動(dòng)等因素的影響。其中，滯后一年的GDP和就業(yè)人數(shù)L的投入對(duì)實(shí)際GDP的變動(dòng)影響顯著。

②誤差修正項(xiàng)系數(shù)反映了誤差修正模型自身修正偏離均衡誤差的作用機(jī)制。上述模型（7）中誤差修正系數(shù)為-0.296，是符合ECM模型中誤差項(xiàng)的反向調(diào)整原理，也完全符合長期均衡理論機(jī)制，但是對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整幅度不大，僅為0.296，說明GDP的增長率變動(dòng)受到多種其他因素的影響。同時(shí)，也反映出在短期內(nèi)出前一期的經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)、固定資產(chǎn)投資變動(dòng)、就業(yè)人數(shù)變動(dòng)以及RD投入變動(dòng)等對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長變動(dòng)的相應(yīng)影響。

三、對(duì)策分析

本文通過對(duì)江西1991—2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析看出，江西經(jīng)濟(jì)增長長期依靠資本和勞動(dòng)力投入來拉動(dòng)，RD投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用很小。為此我們應(yīng)確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步快速增長的前提下，大力加大對(duì)RD和人力資本的投入，以技術(shù)創(chuàng)新為手段，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)江西經(jīng)濟(jì)增長方式的有效轉(zhuǎn)變。鑒于此，本文提出以下對(duì)策：

（一）加大RD資金投入

省政府領(lǐng)導(dǎo)要樹立以技術(shù)創(chuàng)新為手段實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變這一理念，在產(chǎn)、學(xué)、研各部門形成研究與開發(fā)、不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的新局面；以企業(yè)為龍頭，政府通過重點(diǎn)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目立項(xiàng)，大力加強(qiáng)對(duì)RD的資金投入，構(gòu)建企業(yè)、科研機(jī)構(gòu)與高校共同技術(shù)創(chuàng)新模式，重點(diǎn)支持高新技術(shù)成果的商品化和產(chǎn)業(yè)化，促使科研成果迅速轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力；通過銀行擔(dān)保、貸款貼息等方式支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資，倡導(dǎo)民營資本和個(gè)體資本進(jìn)行科技風(fēng)險(xiǎn)投資，建立穩(wěn)定的技術(shù)創(chuàng)新投入機(jī)制，強(qiáng)化科技與金融部門的有效結(jié)合；積極實(shí)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移策略，加大招商引資力度，重點(diǎn)引進(jìn)擁有科技含量高、環(huán)境污染少、市場前景好的項(xiàng)目及技術(shù)創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式的有效轉(zhuǎn)變。

（二）提高RD人員數(shù)量和質(zhì)量

RD人員是經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的決定性因素。江西RD人員由1991年的33780人增加到2010年的102626人，RD人員的總量雖然逐年增加，但高層次研發(fā)人員無論在數(shù)量還是質(zhì)量上都無法與發(fā)達(dá)省份相比，致使江西創(chuàng)新技術(shù)和產(chǎn)品不足。為此，江西省應(yīng)繼續(xù)根據(jù)社會(huì)需求，自主和委托培養(yǎng)各類技術(shù)領(lǐng)域的RD人才，有效提高RD人員的數(shù)量和質(zhì)量；通過完善經(jīng)濟(jì)體制、社會(huì)體制和教育體制等的改革，優(yōu)化人才的政策環(huán)境，實(shí)施吸引高科技人員來江西就業(yè)創(chuàng)業(yè)的各項(xiàng)優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)海外和省外高科技人才的流入；加大企業(yè)RD人員數(shù)量，改變RD人員大量集中在科研機(jī)構(gòu)以及高等院校分布不合理的局面，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。

（三）以技術(shù)創(chuàng)新為手段，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)

以鄱陽湖流域產(chǎn)業(yè)特色為基礎(chǔ)，增加RD投入，加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，形成產(chǎn)業(yè)集聚；注重生態(tài)環(huán)境保護(hù)，形成共生網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，搭建特色生態(tài)工業(yè)園區(qū)，實(shí)現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。增加對(duì)農(nóng)業(yè)優(yōu)勢項(xiàng)目的RD投入，實(shí)現(xiàn)選種、育種和種植過程中的技術(shù)創(chuàng)新；引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備，使農(nóng)產(chǎn)品向精深加工發(fā)展，實(shí)現(xiàn)生態(tài)農(nóng)業(yè)和綠色農(nóng)業(yè)；推廣先進(jìn)農(nóng)業(yè)適用技術(shù)，優(yōu)化農(nóng)業(yè)科技資源，為農(nóng)民提供免費(fèi)技術(shù)指導(dǎo)。充分利用發(fā)展服務(wù)業(yè)是實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的有效途徑，進(jìn)行服務(wù)業(yè)領(lǐng)域硬件和軟件的技術(shù)升級(jí)，優(yōu)先發(fā)展與工業(yè)息息相關(guān)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)；積極發(fā)展高等教育與文化產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展，將旅游與生態(tài)相結(jié)合，最終使江西省走上一條環(huán)境污染少、能源消耗低的綠色生態(tài)發(fā)展之路。

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﹝本文系江西省社會(huì)科學(xué)課題“新形勢下江西轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：08YJ13）階段性成果﹞

（萬華，1965年生，江西南昌，華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授。研究方向：企業(yè)管理和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)。萬華穎，1989年生，江西九江人，華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士生。研究方向：企業(yè)管理）