摘 要：根據(jù)1995—2011年的時間序列數(shù)據(jù)，利用Eviews計量經(jīng)濟學(xué)軟件，對中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系進行驗證。結(jié)果表明，二者之間存在長期的均衡關(guān)系，但格蘭杰因果關(guān)系并不明顯，也就是說中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展尚未形成良性的互動關(guān)系。

關(guān)鍵詞：航空航天產(chǎn)業(yè)；RD投入；產(chǎn)業(yè)發(fā)展；互動關(guān)系

中圖分類號：F260 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）28-0054-02

一、中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD活動的特征分析

近年來，中國航空航天產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)了跨越式的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)RD活動的投入和產(chǎn)出也達(dá)到了前所未有的規(guī)模。在投入方面，2000年，航空航天產(chǎn)業(yè)RD活動經(jīng)費內(nèi)部支出為137 932萬元，20011年已經(jīng)達(dá)到1 435 570萬元，創(chuàng)歷史新高；RD活動經(jīng)費內(nèi)部支出增長率也逐年提升，2001年的增長率為19.78%，之后穩(wěn)步增長，2010年增長率達(dá)到41.14%，2011年達(dá)到54.62%。技術(shù)改造經(jīng)費支出達(dá)到了373 716萬元，技術(shù)引進經(jīng)費支出達(dá)到了21 109萬元。研發(fā)人員數(shù)量為22634人，比2000年增長了50.7%。在產(chǎn)出方面，2011年中國航空航天產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值達(dá)到，新產(chǎn)品銷售收入4 980 325萬元；專利申請數(shù)共計2 114項，有效發(fā)明專利授權(quán)量達(dá)到1 227項，占專利申請總數(shù)的58.04%。

二、中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系實證分析

（一）變量選取

RD投入活動包括RD經(jīng)費支出和RD活動人員兩個核心因素。新產(chǎn)品產(chǎn)值通常作為企業(yè)RD投入活動的產(chǎn)出成果。本文選取RD經(jīng)費內(nèi)部支出X1和RD人員全時當(dāng)量X2作為自變量，選取新產(chǎn)品產(chǎn)值Y作為因變量，來對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的RD投入與產(chǎn)出之間的量化關(guān)系進行分析。

（二）數(shù)據(jù)說明及模型的建立

原始數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局編《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。對各變量數(shù)據(jù)進行平減，剔除物價變動等因素的影響?；谔蕹飪r變動后的數(shù)據(jù)，通過分析發(fā)現(xiàn)，1995—2011年航空航天產(chǎn)業(yè)RD活動人員和經(jīng)費投入與新產(chǎn)品增加值的變化趨勢大體一致，也即RD活動人員和經(jīng)費投入與新產(chǎn)品增加值具有一定的線性相關(guān)性。根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即Y = AK^αL^β，其中，α，β分別為投入的資本和勞動力對產(chǎn)出的彈性，同時考慮減少異方差性，分別對自變量和因變量取自然對數(shù)，本文建立以下模型：LnYt=c+LnX1t+LnX2t +ε，t=1995，···，2011。

（三）實證分析

1.平穩(wěn)性（ADF）檢驗

變量Log Y和Log X1都是時間序列數(shù)據(jù)，對其進行平穩(wěn)性檢驗，最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則而確定。根據(jù)表1中的結(jié)果，變量LnY、LnX1.LnX2的ADF檢驗值均大于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，則不能拒絕原假設(shè)，即LnY、LnX1.LnX1都是非平穩(wěn)序列。LnY（-2）、LnX1（-2）、LnX2（-2）的ADF檢驗值均小于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，則LnY（-2）、Ln 1（-2）時間序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列（見下頁表1）。

檢驗結(jié)果說明Ln Y、Ln X1.LnX2在1%、5%、10%的顯著性水平下是不平穩(wěn)的，但其二階差分在在1%、5%、10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，即Ln Y、Ln X1.LnX2同為二階單整。因此可以進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗

基于Johansen協(xié)整檢驗方法，對變量Ln Y、Ln X1.Ln X2進行協(xié)整分析。下頁表2中顯示的是跡統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果，原假設(shè)None下計算的跡統(tǒng)計量的概率P值為0.0668，可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為至少存在一個協(xié)整關(guān)系；原假設(shè)At most 1下計算的跡統(tǒng)計量概率P值為0.6803，不可以拒絕原假設(shè)，不認(rèn)為存在兩個協(xié)整關(guān)系；原假設(shè)At most 2下計算的跡統(tǒng)計量概率P值為0.9634，不可以拒絕原假設(shè)，不認(rèn)為存在兩個以上的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)對數(shù)似然值的協(xié)整關(guān)系，得出協(xié)整方程式：LnY=0.4685LnX1+8.52 LnX2。得到LnY、LnX1.LnX2都是正相關(guān)的長期均衡關(guān)系。即RD活動經(jīng)費支出和RD活動人員全時當(dāng)量對航空航天產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在長期有正向的作用，且RD經(jīng)費支出每增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值增加0.4685%，RD活動人員全時當(dāng)量增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值增加8.52%。

3.誤差修正模型

基于變量間存在的協(xié)整關(guān)系，進一步建立將短期變化與長期均衡聯(lián)系在一起的矢量誤差修正模型（VECM）。經(jīng)反復(fù)試驗利用AIC和SC統(tǒng)計量以及相應(yīng)滯后期的系數(shù)的顯著性判斷后發(fā)現(xiàn)，最佳滯后期為2期。因此，建立誤差修正模型的估計結(jié)果如下：

△LnY=0.341△LnX1+0.085LnX2-0.4739△LnY（-1）+ 0.133△LnYX2（-1）+0.51△LnX1（-1）-0.129ECM（-1）

從估計結(jié)果可以看出，誤差修正項的系數(shù)為0.129，表示當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.129的力度作反向調(diào)整，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為進一步說明各變量之間是否存在因果關(guān)系，對各變量進行因果關(guān)系檢驗。表3中的顯著性檢驗結(jié)果可以看出，在10%的顯著性水平下，0.091小于0.1，拒絕原假設(shè)“Ln X1不是Ln Y的格蘭杰原因”，0.0476小于0.05，拒絕原假設(shè)“Ln X2不是Ln Y的格蘭杰原因”。說明RD經(jīng)費支出和人員全時當(dāng)量是新產(chǎn)品產(chǎn)值的格蘭杰原因。

而檢驗結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，0.5857大于0.1，不能拒絕原假設(shè)“Ln Y不是Ln X1的格蘭杰原因”，0.6901大于0.1，不能拒絕原假設(shè)“Ln Y不是Ln X2的格蘭杰原因”，說明新產(chǎn)品產(chǎn)值不是RD經(jīng)費支出和人員全時當(dāng)量的顯著原因。但由于檢驗結(jié)果的滯后期為4，且顯著性水平為10%，說明格蘭杰因果關(guān)系并不明顯，也就是說中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展尚未形成良性的互動關(guān)系。

三、結(jié)論及對策建議

通過協(xié)整關(guān)系式，得到LnY、LnX1.LnX2都是正相關(guān)的長期均衡關(guān)系。也就是說RD活動經(jīng)費支出和RD活動人員全時當(dāng)量對航空航天產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在長期有正向的作用，且RD經(jīng)費支出每增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值增加0.4685%，RD活動人員全時當(dāng)量增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值增加8.52%。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果說明Ln X1是Ln Y的格蘭杰原因，Ln X2是Ln Y的格蘭杰原因，也即RD經(jīng)費支出和人員全時當(dāng)量是新產(chǎn)品產(chǎn)值的格蘭杰原因；檢驗結(jié)果的滯后期為4，且顯著性水平為10%，說明格蘭杰因果關(guān)系并不明顯，也就是說中國航空航天產(chǎn)業(yè)RD投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展尚未形成良性的互動關(guān)系。

為進一步提升中國航空航天產(chǎn)業(yè)的競爭力，本文認(rèn)為應(yīng)從以下幾方面提升航空航天產(chǎn)業(yè)R D投入的效果：第一，深化產(chǎn)學(xué)研合作，引進外部技術(shù)或與高校及科研院所合作來獲取創(chuàng)新產(chǎn)品或技術(shù)，為航空航天產(chǎn)業(yè)科研注入新的活力；第二，加大航空航天產(chǎn)業(yè)的RD投入強度，加強有效管理，提高RD經(jīng)費的使用效率；第三，重視引進核心科研人員，注重RD人力資源的優(yōu)化配置。提高RD人員中科學(xué)家和高級工程師的比重，優(yōu)化RD人員的配置及結(jié)構(gòu)。

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[責(zé)任編輯 陳麗敏]

收稿日期：2013-06-19

作者簡介：劉麗娟（1989-），女，山西運城人，碩士研究生，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)研究。