王強，李昌勇

（安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽蚌埠233030）

科技投入對安徽省經(jīng)濟發(fā)展的影響研究

王強，李昌勇

（安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽蚌埠233030）

科學(xué)技術(shù)水平的不斷提高在經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展中起著至關(guān)重要的作用，而科技的進步離不開科技的投入.本文采用主成分回歸方法，根據(jù)安徽省1999-2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析了科技投入各指標(biāo)對安徽省經(jīng)濟增長的影響，并針對目前安徽省科技投入存在的問題，提出了可行的對策和建議，為決策者對科技工作的宏觀管理提供了一定依據(jù).

科技投入；主成分回歸；經(jīng)濟發(fā)展

1 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟高速發(fā)展，實現(xiàn)了年均10%左右的高增長率.但是在經(jīng)濟發(fā)展的背后卻存在著一系列不容忽視的問題：一是粗放式的經(jīng)濟增長方式和發(fā)展模式對資源(尤其是能源)消耗的猛增，自然資源浪費現(xiàn)象嚴(yán)重；二是，低下資源利用效率導(dǎo)致環(huán)境污染問題嚴(yán)重，人類生存環(huán)境日益惡化.因此，人們不得不深入研究影響我國經(jīng)濟發(fā)展的因素，探究可持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展模式.長期以來，國內(nèi)外眾多學(xué)者對經(jīng)濟增長的影響因素的探究表明：隨著時間的推移，技術(shù)進步在經(jīng)濟發(fā)展中的作用越來越明顯，并逐步體現(xiàn)了生產(chǎn)要素投入在經(jīng)濟增長中的主導(dǎo)地位.而科技投入是技術(shù)進步的前提，要加速科技進步的發(fā)展，促進其對國民經(jīng)濟和社會帶來更大效益，必須有充分或較多的資金投入和人力投入.因此，科技投入與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系成為目前眾多學(xué)者研究的切入點.

目前，大部分學(xué)者關(guān)于科技投入對經(jīng)濟增長影響的研究主要集中于實證方面.劉浩（2006）在研究科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力理論、創(chuàng)新理論和新經(jīng)濟發(fā)展理論的基礎(chǔ)上，考察了長春市科技投入與經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀及問題，運用相關(guān)關(guān)系、因果關(guān)系以及構(gòu)造的彈性模型，得出長春市科技投入與經(jīng)濟發(fā)展的因果關(guān)系和變動系數(shù)，同時，深入研究了長春市科技投入與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系[1].黃魯成，李曉英（2006）運用灰色關(guān)聯(lián)度方法，根據(jù)北京市1998-2003年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析了科技投入各個指標(biāo)與北京市經(jīng)濟增長之間的關(guān)系[2].楊冠瓊，羅植（2009）利用1998年到2005年我國各省的科技投入和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)形成的面板數(shù)據(jù)，通過建立一階差分模型分析了我國科技投入與經(jīng)濟績效以及政策互補性之間的關(guān)系[3].但是在眾多的研究中，很少有學(xué)者采用安徽省數(shù)據(jù)研究科技投入對安徽省經(jīng)濟增長的影響，這對我國科研投入與經(jīng)濟發(fā)展的研究來說是一種缺陷.

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，采用數(shù)理統(tǒng)計中的主成分回歸方法，根據(jù)安徽省1999-2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，設(shè)立回歸模型，研究在其他條件不變的情況下，科技投入對安徽省GDP的影響.以期找到安徽省科技投入中存在的問題，從而為決策者制定相應(yīng)的科技工作政策提供一定的依據(jù)，以促進經(jīng)濟發(fā)展.

2 指標(biāo)選取和模型設(shè)定

2.1 指標(biāo)的選取

選擇合適的變量是建立經(jīng)濟模型的關(guān)鍵.本文根據(jù)現(xiàn)有理論和已有文獻，并結(jié)合我國科技投入指標(biāo)體系及《安徽省統(tǒng)計年鑒》，選取以下五項指標(biāo).

（1）政府科學(xué)技術(shù)支出額：從科技投入的宏觀模式上看，我國實行的是“政府主導(dǎo)—經(jīng)濟導(dǎo)向—多元化”模式，國家財政科技投入起著導(dǎo)向作用.

（2）規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)科技活動人員：企業(yè)是科技投入的主體之一.企業(yè)的科技進步離不開企業(yè)科技工作者的辛勤勞動，采用此項指標(biāo)能夠反應(yīng)企業(yè)在人力方面的投入.

（3）規(guī)模以上企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出：規(guī)模以上企業(yè)具有科技投入的動力和能力，是科技投入和技術(shù)創(chuàng)新活動的主體.

（4）高?？萍蓟顒尤藛T：高校聚集了大量的人才，是建設(shè)國家科技創(chuàng)新體系的一支重要力量，每年都承擔(dān)很多重大科研任務(wù).高校人才隊伍建設(shè)是高?？萍纪度氲囊粋€方面.高校中從事科研活動的人數(shù)，從一定程度上反應(yīng)了一所高校的科技投入量.

表1 安徽省1999—2008年科技投入基本狀況

（5）高?？萍冀?jīng)費內(nèi)部支出額：高?？萍冀?jīng)費投入是高?？蒲谢顒诱＿M行的保證，是科技投入中財力投入的重要組成部分.

為了反映科技投入對安徽經(jīng)濟發(fā)展的影響程度，本文以GDP作為因變量Y.自變量分別為：政府科學(xué)技術(shù)支出額（X1）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)科技活動人員（X2）、規(guī)模以上企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出（X3）、高校科技活動人員（X4）、高校科技經(jīng)費內(nèi)部支出額（X5）.各指標(biāo)原始數(shù)據(jù)均來自1999—2008年《安徽省統(tǒng)計年鑒》.如表1所示.

2.2 模型設(shè)定

在實際問題的研究中，為了全面分析問題，往往涉及眾多有關(guān)的變量，雖然各自變量對因變量都是有意義的，但是某些自變量彼此相關(guān)，變量太多不但會增加計算的復(fù)雜性，而且也給合理分析問題和解決問題帶來困難因此，需要對回歸方程中的變量進行共線性診斷，并且確定它們對參數(shù)估計的影響，利用相關(guān)性對這些變量加以改造，用為數(shù)較少的新變量來反映原變量所提供的大部分信息，通過對新變量的分析達到解決問題的目的.主成分回歸恰好能解決這些問題.

因此，本文采用主成分回歸分析方法建立模型，用主成分作為新的自變量進行回歸分析，使得回歸方程及參數(shù)估計更加可靠.

3 實證分析

3.1 相關(guān)分析

對因變量與所有自變量做相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)矩陣見表2.

可見因變量GDP除了跟自變量高?？萍蓟顒尤藛T數(shù)（X4）的相關(guān)性不強外，跟其他自變量的相關(guān)性都很強.所以，可以建立因變量與眾多自變量之間的線性回歸模型，模型具有合理性.同時可以看出，各自變量之間相關(guān)系數(shù)也很大，即自變量之間存在很大的共線性.因此需要采用主成分法來消除共線性對模型的影響.

表2 相關(guān)系數(shù)表

3.2 主成分分析

運用SPSS11.5對自變量X1、X2、X3、X4、X5進行主成分分析，得到如下結(jié)果.如表3所示.

表3 主成分分析結(jié)果

從表3可知，第一主成分的貢獻率為74.47%，第二主成分的貢獻率為20.42%，前兩個主成分的累計貢獻率已達到94.89%，即前兩個主成分已經(jīng)能解釋原來變量的94.89%，因此選取前兩個主成分作為新變量來建立回歸模型.

表4 主成分回歸系數(shù)

結(jié)合SPSS可得主成分回歸系數(shù)矩陣如表4所示.

因此可得兩個主成分的表達式為：(其中ZXi為標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)據(jù))

F1=0.481*ZX1+0.511*ZX2+0.515*ZX3

+0.235*ZX4+0.433*ZX5

推動國企實質(zhì)性混改，相關(guān)部門要盡量減少行政化的指揮和干預(yù)。一家地方重點國企董事長告訴記者，企業(yè)十年前就上市了，后來還引進了戰(zhàn)略投資者，從成分上看是不折不扣的混合所有制企業(yè)。不過，“企業(yè)仍和以前一樣，經(jīng)常收到上級部門的紅頭文件，要求參照執(zhí)行?！?/p>

F2=0.159*ZX1-0.074*ZX2-0.068*ZX3

+0.860*ZX4-0.475*ZX5

計算可得各年份兩主成分得分如表5.

表5 主成分得分

ZY為標(biāo)準(zhǔn)化后因變量，根據(jù)ZY和F1、F2，運用最小二乘法建立多元線性回歸方程.根據(jù)EViews6.0可得：

根據(jù)表6可知，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.994，說明方程總體擬合效果非常好.F=548.056，表明能通過F檢驗，模型中所有解釋變量對被解釋變量的總影響是顯著的.每個解釋變量的t值均能通過，說明每個解釋變量對被解釋變量的影響均是顯著的.

表6 最小二乘法回歸結(jié)果

進一步檢驗可知，對于殘差項，由表7可知，不存在自相關(guān).

表7 自相關(guān)性檢驗

表8 white檢驗

由上表可知，P=0.1237＞0.05，說明該模型不存在異方差性.

通過以上分析，用該模型推斷總體具有較好的可靠性.將標(biāo)準(zhǔn)化后解釋變量帶回回歸方程得到解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系：

4 結(jié)論及建議

由上面的計算可以明顯看出，GDP受政府科學(xué)技術(shù)支出額（X1）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)科技活動人員（X2）、規(guī)模以上企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出（X3）、高?？萍蓟顒尤藛T（X4）、高?？萍冀?jīng)費內(nèi)部支出額（X5）的影響非常大，各指標(biāo)增加, GDP也增加,反之就減少.特別是X2、X3、X5三項指標(biāo)對GDP的影響更加明顯.因此，改善企業(yè)人才引進機制，創(chuàng)造條件為企業(yè)留住人才，同時加大企業(yè)和高校的科研投入尤為重要.

因此，為促進安徽省科技進步，推進該經(jīng)濟發(fā)展，我們需要制定合理的科技工作投入計劃，爭取以盡可能小的投入獲得最大的收益.

第一，我們先應(yīng)該加大規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的科技投入.政府部門要進一步加大扶持企業(yè)科技進步的投資力度，設(shè)立科技研發(fā)的專項資金，對企業(yè)的技術(shù)開發(fā)應(yīng)給予長期穩(wěn)定的資金支持和優(yōu)惠的鼓勵政策；同時，企業(yè)作為科技活動和科技投入的主體，要深挖潛力，加大對科技的投資，推進企業(yè)科技創(chuàng)新向更深一步發(fā)展.

第二，提高高校科研經(jīng)費支出并增加高校經(jīng)費籌集額度.高校作為技術(shù)創(chuàng)新的源頭、高新技術(shù)的重要創(chuàng)造者和擁護者，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮在人才、技術(shù)、信息等方面的優(yōu)勢，加大對科技活動的投入并且增加科研經(jīng)費的支出，為高校科研成果奠定堅實的物質(zhì)基礎(chǔ).

第三，適當(dāng)增加高校科技活動人員數(shù)量.在日趨激烈的市場競爭中，高校必須加強科研人員自身建設(shè)，完善人才引進機制，進一步提高科技人員的創(chuàng)新能力，為技術(shù)進步和科技創(chuàng)新提供人才保障.

安徽省作為教育大省，其經(jīng)濟發(fā)展與科技投入有很大的關(guān)系，然而在科技投入方面卻不均衡.由于各個因素之間存在很強的聯(lián)系，如果有一個因素投入不足，就有可能影響其他因素對經(jīng)濟發(fā)展的影響，這對安徽省經(jīng)濟的落后也有一定影響.因此，我們認為，高校應(yīng)與企業(yè)、政府形成戰(zhàn)略合作關(guān)系.這種模式一方面能為高校創(chuàng)新提供經(jīng)費和一系列優(yōu)惠政策，加大高校的科技創(chuàng)新力度.另一方面也為企業(yè)找到了合適的人才和科技成果的運用.與此同時，高校的科技成果通過企業(yè)應(yīng)用到實際生產(chǎn)，更新企業(yè)落后的產(chǎn)品，使得企業(yè)能夠在競爭激烈的市場中立于不敗之地.進而，企業(yè)生產(chǎn)總值的提高也會為政府帶來可觀的稅收收入，為政府大力支持科技創(chuàng)新提供了經(jīng)濟基礎(chǔ).

〔1〕劉浩.長春市科技投入與經(jīng)濟發(fā)展問題研究[D].長春理工大學(xué)碩士學(xué)位論文,2006.1-52.

〔2〕黃魯成,李曉英.北京市科技投入與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)的實證分析[J].科技管理研究,2006（04）：39-41.

〔3〕楊冠瓊,羅植.我國科技投入與經(jīng)濟績效的實證研究[J].科技管理研究,2009（01）：56-58.

〔4〕曾佑新.科技投入對江西經(jīng)濟發(fā)展影響的研究[J].企業(yè)經(jīng)濟,2004（04）：22-23.

〔5〕孫崗.科技管理學(xué).北京:中國對外經(jīng)濟貿(mào)易出版社,1997.

〔6〕賈鵬，王曉明，賈燕子.我國科技投入與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)的實證分析[J].科技與管理,2006.

〔7〕西蒙.庫茲涅茨.各國的經(jīng)濟增長[M].北京:商務(wù)印書館, 1999.

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1673-260X（2013）07-0028-03