王昊+仇蕾

摘 要：以江蘇省2002—2013年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與經(jīng)濟整體發(fā)展水平的面板數(shù)據(jù)為研究對象，運用ADF單位根檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，驗證出兩者存在因果關(guān)系；接著參考菲德模型擬定方程，分析江蘇省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的直接影響與外溢效應(yīng)。結(jié)果表明，江蘇省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟增長整體的影響與對其他產(chǎn)業(yè)的外溢效應(yīng)都不是很顯著，江蘇省還應(yīng)在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)方面投入更多資金，以加強該產(chǎn)業(yè)對整體經(jīng)濟的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；菲德模型；ADF單位根檢驗；格蘭杰因果關(guān)系檢驗

中圖分類號：F124.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）07-0026-05

引言

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是基于高新技術(shù)，從事研究、開發(fā)、生產(chǎn)高新技術(shù)產(chǎn)品與相關(guān)技術(shù)服務(wù)的企業(yè)集合，雖然其開發(fā)難度較大，但往往具有較高的經(jīng)濟效益和社會價值，對于整體經(jīng)濟的發(fā)展有著極其重要的帶動作用。國內(nèi)對于該產(chǎn)業(yè)的分類主要為信息技術(shù)、生物技術(shù)和新材料技術(shù)三大類，而國際上，經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）于1994年選用科技研發(fā)（R&D）總費用占總產(chǎn)值比重、直接R&D經(jīng)費占產(chǎn)值比重和直接R&D占增加值比重三個指標(biāo)將高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分為航空航天制造業(yè)、計算機與辦公設(shè)備制造業(yè)、電子與通訊設(shè)備制造業(yè)以及醫(yī)藥品制造業(yè)這四大類和其他若干小類，這種分法也為世界上大部分國家接受。

我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)起步于20世紀(jì)50年代，培育出一批具有高素質(zhì)的創(chuàng)新型企業(yè)與企業(yè)家，推進(jìn)了新興經(jīng)濟的發(fā)展。1988年8月，“火炬計劃”開始實施，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)得到了超速發(fā)展，取得了不少杰出成就，進(jìn)入高速發(fā)展的21世紀(jì)后，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)從當(dāng)年的新生產(chǎn)業(yè)成為當(dāng)今的支柱產(chǎn)業(yè)，其在國民經(jīng)濟增長中的重要地位不容忽視，從1991年至2012年9月，國務(wù)院先后批準(zhǔn)建立了114個國家高新技術(shù)開發(fā)區(qū)，我國也逐漸在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面，探索出一條適合本國國情、具有中國特色的發(fā)展道路。對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟整體發(fā)展關(guān)系，一方面，強有力的經(jīng)濟增長勢必會增加固定資本投入額度，改善人們的收入狀況，因此會使得消費觀念得到改變，人們對于高科技產(chǎn)品有了更多的需求，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)也能得到更多的投資機會以便進(jìn)一步發(fā)展；另一方面，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的長期而快速的發(fā)展會帶來更多的高新技術(shù)產(chǎn)品，從而改善當(dāng)下的生產(chǎn)環(huán)境，提高生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟的高速增長。

從2007年開始，江蘇省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開始迅猛發(fā)展，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全省生產(chǎn)總值比重達(dá)到56.46%，2013年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為51 899.1億元，竟占到全省總產(chǎn)值的87.72%，R&D的內(nèi)部經(jīng)費支出也從2000年的33.15億元一路躍至2013年的891.16億元。由此可見，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展中有著不可估量的作用。然而我們應(yīng)當(dāng)注意的是，2013年國內(nèi)R&D經(jīng)費支出為11 846.6億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的2.08%，江蘇的R&D的內(nèi)外部經(jīng)費支出之和雖然達(dá)到了923.19億元，但只占全省生產(chǎn)總值的1.56%，說明江蘇省對于科技產(chǎn)品的自主研發(fā)能力低于全國平均水平，相關(guān)經(jīng)費的投入力度還有所不足，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于其他產(chǎn)業(yè)的外溢效應(yīng)還不明顯，因而對于總體經(jīng)濟水平的提高還有不少上升的空間。

一、研究現(xiàn)狀

過去，新古典經(jīng)濟增長理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟增長最重要的源泉，但技術(shù)進(jìn)步是外生的。到了20世紀(jì)80年代，新增長理論不再認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是外生性，而認(rèn)為經(jīng)濟增長由經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)在決定[1]，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟增長的內(nèi)生源泉，其強大的驅(qū)動力來自于R&D（Romer 1986，Lucas 1988）。D.Oh和I.Masser[2]（1995）通過對英國、德國、韓國和日本的相關(guān)情況研究分析，論證了高技術(shù)中心（High-tech Centre，HTC）在區(qū)域經(jīng)濟創(chuàng)新方面的重要作用，并且認(rèn)為對于不同地區(qū)而言，HTC的作用存在差異。Josep-Maria Arauzo-Carod[3]（2009）通過在加泰羅尼亞地區(qū)的制造業(yè)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上建立多元線性回歸模型，得出的結(jié)論認(rèn)為，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的密集程度與當(dāng)?shù)匦缕髽I(yè)的發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系。Keneth L.Kraemer與Sanjeev Dewan [4] （2000）單獨對IT行業(yè)進(jìn)行研究，通過對36個國家1985—1993年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計算，論證不同國家IT業(yè)投資額與GDP之間的關(guān)系，結(jié)果表明發(fā)展中國家IT行業(yè)的投資額對GDP增長影響程度明顯小于發(fā)達(dá)國家。C?rvers F.，Meriküll J[5]（2007）通過對2000—2004年25個歐洲國家的工業(yè)與技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行偏離份額分析，結(jié)果表明，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)工業(yè)結(jié)構(gòu)中的占比將直接影響相關(guān)技術(shù)工人的就業(yè)結(jié)構(gòu)。Brunton和Coll[6]（2005）對新西蘭的教育情況進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與當(dāng)?shù)貙W(xué)校教學(xué)中高技術(shù)人才的培養(yǎng)有著密切關(guān)系，認(rèn)為政府應(yīng)該重視學(xué)校對高技術(shù)人才的培養(yǎng)以增加國內(nèi)高技術(shù)人才在總就業(yè)人數(shù)中的占比。而國內(nèi)學(xué)者方面，鐘鳴長、沈能[7]（2006）運用菲德模型對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)間的溢出效應(yīng)進(jìn)行實證分析，檢驗結(jié)果表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)有著顯著的溢出效應(yīng)，反之則不然。劉文萍、田巧娣[8]（2011）同樣采用菲德模型考察我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對整個工業(yè)的技術(shù)外溢程度，得出結(jié)論認(rèn)為，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對工業(yè)的拉動存在負(fù)效應(yīng)。孟偉[9]（2008）運用格蘭杰因果分析，證明了R&D經(jīng)費與GDP總量之間存在因果關(guān)系。李萍[10]（2006）通過比較廣東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、出口額與省內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額，論證了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于廣東省經(jīng)濟增長的強大的促進(jìn)作用。余甫功、歐陽建國[11]（2007）基于兩部門模型的省際Panel Data實證分析得出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出會影響整個工業(yè)的增長。尹小玲、夏宏奎[12]（2011）通過分析與總結(jié)國外培育壯大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要途徑和經(jīng)驗，找到對江蘇省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的借鑒作用。

二、數(shù)據(jù)來源及檢驗

鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性以及相關(guān)學(xué)者對菲德模型的實際運用，將選取如下變量為接下來的數(shù)據(jù)分析及模型構(gòu)建所使用，所用軟件為Eviews8.0，所有數(shù)據(jù)皆來自于江蘇省統(tǒng)計年鑒，時間區(qū)間為2002—2013年（2014年數(shù)據(jù)暫未獲得）：生產(chǎn)總值（Y，單位：億元）、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（G，單位：億元）、全年固定資本投資額（K，單位：億元），全年從業(yè)人員數(shù)（L，單位：萬人）。

（一）ADF單位根檢驗

為了避免時間序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，經(jīng)常使用ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）對數(shù)據(jù)是否存在單位根進(jìn)行檢驗，考慮到生產(chǎn)總值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值間線性關(guān)系不強，于是對二者取對數(shù)處理，方便分析。分析方法選擇加入趨勢項與常數(shù)項，SIC最大滯后數(shù)為默認(rèn)的2，對于Y和G的檢驗指標(biāo)（如表1所示），括號內(nèi)為相應(yīng)的P值。

通過比較各變量ADF檢驗值的P值，可以發(fā)現(xiàn)lnY與lnG都是不平穩(wěn)的，但是經(jīng)過一階差分和二階差分后，兩者都在5%顯著性水平下表現(xiàn)平穩(wěn)，它們都是一階單整序列。

（二）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了初步分析高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于經(jīng)濟總量是否有著直接的影響，需要使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析二者的因果關(guān)系。由于在這里主要討論高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增長狀況與經(jīng)濟整體的增長狀況，所以選取的變量為兩者每年的增長額，即△Y與△G，分析結(jié)果（如表2所示）。

通過分析可以得知，當(dāng)滯后長度為1時，5%顯著性水平下，P值為0.2490的假設(shè)不應(yīng)被拒絕；而在滯后長度為2時，5%顯著性水平下，兩種假設(shè)均被拒絕。于是可以得出結(jié)論：在長期中，經(jīng)濟總量的增長與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長互為格蘭杰因，也就是兩者對彼此都有一定的直接促進(jìn)作用。

三、實證分析——基于菲德模型

（一）模型介紹及構(gòu)建

菲德模型是由著名經(jīng)濟學(xué)家菲德（Feder Gershon）在1983年提出[13]，最早用于估計出口部門出口額對經(jīng)濟增長的作用。其核心思想是將一個社會分成兩大部門，研究其中一個部門對于整體經(jīng)濟的影響以及對于其他非該部門經(jīng)濟的外溢擴散效應(yīng)，基于該觀點，構(gòu)建如下模型。

根據(jù)菲德模型的原理，將江蘇省整體經(jīng)濟分為兩大部門：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門和非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門。

G與N分別為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出值與非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出值，于是有總產(chǎn)出Y=G+N，g與n為兩者的產(chǎn)出函數(shù)，自變量分別為高新技術(shù)部門的資本投入K1與勞動投入L1，非高新技術(shù)部門的資本投入K2與勞動投入L2以及高新技術(shù)部門對非高新技術(shù)部門的外溢作用G，K與L為全社會的資本投入與勞動投入，其中資本投入與勞動投入分別以固定資本投入額與就業(yè)人數(shù)代替。

模型假定不同部門對資本和勞動的邊際生產(chǎn)力是不同的，表示如下：

==1+δ

δ的取值區(qū)間為全實數(shù)域，當(dāng)δ>0時，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對各要素的邊際生產(chǎn)率大于非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對各要素的邊際生產(chǎn)率；當(dāng)δ=0時，說明兩種部門的邊際生產(chǎn)率相同；當(dāng)δ<0時，則說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對各要素的邊際生產(chǎn)率小于非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的邊際生產(chǎn)率，甚至成反方向變化（當(dāng)1+δ<0時）。

上述方程中，表示江蘇省總產(chǎn)值增長率，表示江蘇省固定資本投入增長額占總產(chǎn)值的比重，表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長率，表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出值占總產(chǎn)出值的比重。+n'G表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的全部貢獻(xiàn)，其包含兩個部分，分別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的直接影響和對非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外部影響。-θ表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的直接作用，θ表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門的外溢效應(yīng)。方程（1）說明了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對整體經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用，方程（2）說明了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外溢作用。這里我們令：

（三）結(jié)果分析

從模型的擬合結(jié)果看，兩個模型的擬合優(yōu)度分別是0.65和0.67，相應(yīng)的F統(tǒng)計量的P值分別為0.0479和0.1053，模型總體擬合程度較好，方程的所有參數(shù)估計值均為正，符合客觀事實。方程（3）除參數(shù)A外，其余參數(shù)均通過了10%顯著性水平下的t檢驗，而方程（4）的各參數(shù)均未能通過t檢驗，但這并不表示就應(yīng)該接受方程個參數(shù)為0的假設(shè)，考慮到方程總體的F值與擬合優(yōu)度較好，可以認(rèn)為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于其他產(chǎn)業(yè)還是有一定的外溢效應(yīng)，但是作用并不明顯。

C1值為0.400049，表明在其他條件不變的情況下，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)值每增長1個單位，總產(chǎn)值就有0.400049個單位的增加，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟整體的促進(jìn)作用并不明顯。

θ的值為0.084063，表示在其他條件不變時，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門沒增加一單位產(chǎn)值，就有0.084063個單位的產(chǎn)值外溢到其他部門中，該數(shù)值過小說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門的外溢效應(yīng)暫未明顯體現(xiàn)出來；根據(jù)θ的值可以算出δ的值為0.516751，這表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對各要素的邊際生產(chǎn)率大于非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對各要素的邊際生產(chǎn)率。

結(jié)語

通過上述的實證分析可以知道，江蘇省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于江蘇省的整體經(jīng)濟的促進(jìn)作用并不明顯，盡管2013年該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占全省GDP的比重超過80%，但是由于其外溢作用也不明顯。因此，其他產(chǎn)業(yè)未能很好地收到高新技術(shù)帶來的外溢擴散影響的好處，從而整體經(jīng)濟也沒能實現(xiàn)更高速的增長。

基于以上分析以及得出的結(jié)論，結(jié)合江蘇省狀況，對于江蘇省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出如下建議：

第一，大力吸引外商投資，充分利用民間資本。我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI（對外直接投資）的技術(shù)外溢效應(yīng)顯著[14]，而FDI在江蘇省的經(jīng)濟增長中發(fā)揮著無比重要的作用。同時，江蘇省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與外商直接投資變化間有著長期均衡關(guān)系[15]，以及背靠內(nèi)陸，面向大洋，擁有極佳的地緣優(yōu)勢，我們可以利用這種優(yōu)勢，一方面創(chuàng)造出有利于吸引外商投資的環(huán)境，發(fā)揮外資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用；另一方面，我們可以依靠強大的港口通商優(yōu)勢，出口本國的高新技術(shù)產(chǎn)品，引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)，加強相關(guān)行業(yè)的國際交流，提高自身國際知名度，對于本國的其他高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是一個不小的激勵。

第二，改革教育制度，培養(yǎng)能夠適應(yīng)新時代的專業(yè)人才。高新技術(shù)從業(yè)人員的培養(yǎng)不一定非要等到本科、碩士階段，可以在大專，甚至在中學(xué)階段就開始培養(yǎng)。因此，初等和高等教育的工作重心應(yīng)該不是放在孩子們的升學(xué)率上，而是他們的專業(yè)化培養(yǎng)上。越早地培養(yǎng)出具備熟練技能和專業(yè)知識的人才，就能越快地將其投入到科研團隊中去，將他們輸送到更加與其專業(yè)對口的崗位上去，從而能更好地發(fā)揮各種人才的專業(yè)優(yōu)勢，大大提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的科技研發(fā)進(jìn)度與生產(chǎn)效率。

第三，發(fā)揮優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的先鋒帶頭作用，號召企業(yè)走創(chuàng)新道路。從前面的實證分析我們得知，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外溢效應(yīng)在江蘇省并不明顯，這說明除了我們的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主研發(fā)能力不強外，各個行業(yè)之間對于高新技術(shù)的學(xué)習(xí)與交流的聯(lián)系不夠緊密。政府應(yīng)該發(fā)揮引導(dǎo)作用，大力扶持已經(jīng)或是可以進(jìn)行高新科研的企業(yè)，同時也要積極引導(dǎo)非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)邁向新路子，加強創(chuàng)新，不斷與其他企業(yè)相互交流、學(xué)習(xí)，發(fā)揮好協(xié)同創(chuàng)新作用，提高企業(yè)自身創(chuàng)新實力，在競爭中加強創(chuàng)新意識培養(yǎng)，研發(fā)出更多更好并能滿足廣大消費群體需要的優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品。

由于自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新與外資引進(jìn)這三種模式對技術(shù)導(dǎo)向和技術(shù)創(chuàng)新均有顯著的正向影響[16]，政府應(yīng)該不斷協(xié)調(diào)好三者的關(guān)系，對于外資要營造良好環(huán)境以便吸引其投資，對于企業(yè)與企業(yè)之間，政府應(yīng)該好好運用“看得見的手”，在合適的時機引導(dǎo)企業(yè)向高新技術(shù)轉(zhuǎn)型，為高新技術(shù)的開發(fā)建好溫床，減少高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壁壘，獎勵擁有創(chuàng)新產(chǎn)品的個人與企業(yè)，加強與國外先進(jìn)企業(yè)和高等科研院所的交流與學(xué)習(xí)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李津.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與我國區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究[J].中國市場，2014，（8）：14-17.

[2] D.Oh，I.Masser.High-tech Centres and Regional Innovation：Some Case Studies in the UK，Germany，Japan and Korea[J].Technological Change，Economic Development and Space Advances in Spatial Science，1995：295-333.

[3] Arauzo-Carod J.Location determinants of high-tech manufacturing activities：a preliminary analysis[J].Letters in Spatial and Re- source Sciences，2009，（1）：23-29.

[4] Dewan S.，Kraelner K.L.Information technology and productivity：Evidence from country level data[J].Management Science，2000，（4）： 624-643.

[5] C?rvers F.，Meriküll J.Occupational structures across 25 EU countries：the importance of industry structure and technology in old and new EU countries[J].Economic Change & Restructuring，2007，（4）：327-359.

[6] Brunton，Coll.Enhancing Technology Education by Forming Links with Industry：A New Zealand Case Study[J].International Journal of Science & Mathematics Education，2005，（1）：141-166.

[7] 鐘鳴長，沈能.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)間的溢出效應(yīng)分析——基于菲德模型的檢驗[J].生產(chǎn)力研究，2006，（7）：212-214.

[8] 劉文萍，田巧娣.我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對工業(yè)“技術(shù)外溢”的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2011，（24）：117-119.

[9] 孟偉.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長關(guān)系研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟，2008，（1）：140-142.

[10] 李萍.發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)促進(jìn)廣東經(jīng)濟增長[J].特區(qū)經(jīng)濟，2006，（12）：24-25.

[11] 余甫功，歐陽建國.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對工業(yè)的帶動作用和溢出效應(yīng)研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，（7）：35-43.

[12] 尹小玲，夏宏奎.國外高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展途徑及其對江蘇的啟示[J].特區(qū)經(jīng)濟，2011，（5）：283-284.

[13] Feder G.On export and economic growth[J].Journal of development economics，1982，（12）.

[14] 何建瑩，李曉鐘.FDI對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響[J].企業(yè)經(jīng)濟，2012，（1）.

[15] 朱燕.外商直接投資與江蘇省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J].東南大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2013，（3）：38-41.

[16] 白俊紅，呂曉紅.自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新與外資引進(jìn)[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2014，（11）：89-100.

Abstract：Based on high and new technology industries output value and GDP of Jiangsu province during 2002—2013，the paper will give the verification about whether there is a causalities between these two factors by using ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）and Granger causality test.And then，I will analyse the total effects and overflowing effects caused by h&n technology industries to the economic growth with Feder model.More fund should be put into this industry to enhance its influence on the total economy.

Key words：high and new technology industry；economic growth；feder model；ADF test；granger causality test

[責(zé)任編輯 吳高君]