◆夏 意

一、前言

創(chuàng)新與經濟增長的理論在經濟學界由來已久。熊彼特更被視為“創(chuàng)新理論”的鼻祖。熊彼特（1912）在《經濟發(fā)展理論》中提出技術創(chuàng)新能夠促進經濟增長。在這之后，羅默（1986）與盧卡斯（1988）共同發(fā)展了相關理論，他們研究認為知識、科技以及人才的積累對經濟生產有重要作用。許多西方經濟學家也對技術創(chuàng)新、經濟增長進行研究，開拓了人力資本理論。我國相關的研究人員結合國內具體的國情，也對科技創(chuàng)新的作用進行了探究。傅家驥（1988）認為，技術創(chuàng)新在提高生產率和創(chuàng)造新興產業(yè)方面起到了主要作用，可通過增加創(chuàng)新流量來提高中國經濟增長的質量。洪名勇（2003）分析發(fā)現科技創(chuàng)新伴隨著區(qū)域特征，經濟發(fā)展好的地區(qū)的科技實力一般較強。張林（2016）對金融發(fā)展與科技創(chuàng)新進行研究，發(fā)現兩者能夠長期促進經濟發(fā)展。以上文獻可以看出，大多數學者認為創(chuàng)新能夠促進經濟增長，但是關于四川省科技創(chuàng)新與經濟增長的研究較少。

許多發(fā)達國家的經濟水平已經發(fā)展到一定階段，逐步進入了知識驅動的發(fā)展階段。中國還有很長的一段路要走，經濟發(fā)展水平與之還有一定距離。而且中國各地區(qū)的經濟發(fā)展水平也各有不同，東中西部地區(qū)的經濟發(fā)展存在區(qū)域性特征。而四川在全國經濟發(fā)展的西部布局中占據著重要地位，但是四川省的經濟發(fā)展與東部地區(qū)依舊有較大差距。

早些年前，西部地區(qū)為了加快經濟發(fā)展的速度，選擇了依賴消耗自然資源，依靠較低的勞動力成本并扶持重工業(yè)發(fā)展道路，西部地區(qū)的資源與環(huán)境面臨巨大隱患。近年來國家越來越重視環(huán)境與科技，提倡“綠水青山就是金山銀山”的理念，進一步表明國家非常重視科技創(chuàng)新的發(fā)展。近些年來，西部地區(qū)也越來越重視科技創(chuàng)新，認識到可持續(xù)的高質量經濟增長要依賴于科技創(chuàng)新，其科技創(chuàng)新投入也逐年增加。根據《2018 年四川省科技經費投入統(tǒng)計公報》得到，2018 年四川省科技創(chuàng)新投入總量在全國科技創(chuàng)新投入中排名第8，投入強度在全國各省科技創(chuàng)新投入強度排第13 名。而根據《四川統(tǒng)計年鑒》的數據分析得到，四川省的GDP 在2004-2018 年間逐年增長，其發(fā)展較為穩(wěn)定。在此背景下研究四川省技術創(chuàng)新對經濟增長的影響，對于促進全國尤其是西部地區(qū)經濟轉型升級具有重要的借鑒意義。

鑒于此，本文將利用2004-2018 年四川省科技創(chuàng)新的相關數據，對四川省的經濟增長進行研究，并探討科技創(chuàng)新如何影響四川省的經濟。該研究也為其他西部地區(qū)以及全國其他欠發(fā)達地區(qū)如何實現經濟增長提供相關借鑒經驗，為經濟如何實現高質量增長提供重要的理論支撐。

二、科技創(chuàng)新對四川省經濟增長影響的實證分析

本文采用EVIEW7.0 軟件進行計量分析，分別進行了單位根檢驗、協(xié)整檢驗、OLS 回歸分析、異方差檢驗、序列相關檢驗、格蘭杰因果檢驗，以此評估科技創(chuàng)新對四川省經濟增長的影響。

（一）變量選取與數據說明

本文選取2004—2018 年四川省的GDP 作為該省經濟增長的指標，數據來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。同時選取2004—2018 年四川省的R&D 的內部經費支出作為科技創(chuàng)新的指標，其數據來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。并選用2004—2018 年四川省的地方財政的教育支出作為人力資本投入的指標，其數據來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。

（二）模型設定

首先觀察相關數據，設置相關變量，Yt表示四川省第t 期的GDP，Xt1表示四川省第t 期R&D 投入，Xt2表示第t 期政府教育支出，uit為隨機擾動項。

為減少異方差，將各變量取對數，并采用2004-2018 年四川省的相關的時間序列數據做OLS 的模型。設定模型如下：

（三）單位根檢驗

本文使用單位根檢驗檢驗序列的平穩(wěn)性，以防止回歸分析中可能出現的偽回歸。對于不平穩(wěn)序列，可以通過差分變換使其變成平穩(wěn)的序列。本文分別對lny、lnx1、lnx2 進行ADF 單位根檢驗，并經過二階差分變換，其結果如表1 所示，其ADF 值皆小于臨界值，即可得lny、lnx1、lnx2 皆在α=0.01 水平上平穩(wěn)。

表1

（四）協(xié)整檢驗

在單位根檢驗的基礎上，檢查各變量之間是否存在協(xié)整關系，本文用johansen 協(xié)整檢驗變量間的協(xié)整關系，P=0.2311＞0.05,該結果顯示在0.05 顯著性水平上接受了變量間存在兩個協(xié)整關系的假設。因此可以認為lny 與lnx1之間存在協(xié)整關系，即科技創(chuàng)新與四川省經濟增長之間存在長期的均衡關系，即模型設定正確。

（五）實證結果

為檢驗科技創(chuàng)新對經濟增長的影響，本文對lny、lnx1、lnx2 進行OLS 回歸。其中l(wèi)ny 為被解釋變量，lnx1為解釋變量，lnx2 為控制變量。

綜上分析可得該回歸結果如下：

對上述的回歸結果的分析可得，模型擬合效果比較好。該模型調整的可決系數為0.99671，該結果表明lny 變化的99.6% 可以由科技投入與教育投入的變化來解釋。在5%的顯著性水平下，F 統(tǒng)計量的臨界值為F0.05（2，12）=3.88，由回歸結果圖可以得出該回歸模型的線性關系是顯著成立的。自由度n-k-1=12 的t統(tǒng)計量的臨界值為t0.025（12）=2.179，由此可得lnx1 與lnx2 前面的參數是顯著異于0 的。

由回歸結果可得，科技創(chuàng)新投入的產出彈性為0.59。該彈性表明，其他條件不變，科技創(chuàng)新投入增加得越多，經濟增長得越多，由此可見科技創(chuàng)新對四川省的經濟增長的影響是顯著的，并且有利于當地經濟的發(fā)展。

（六）異方差檢驗

本文通過懷特檢驗檢驗該回歸方程的異方差。首先采用圖示法，查看是否存在異方差。由殘差圖可知，殘差在數值0 周圍上下波動，因此初步觀察沒有異方差。懷特檢驗的原假設是不存在異方差，檢驗結果的p 值等于0.9182，顯著大于0.05，即不拒絕原假設。綜上所述，該回歸模型不存在異方差。

（七）序列相關檢驗

首先本文進行DW 檢驗。由前文可得n=15，k=2，取顯著性水平α=0.05，查表得dl=1.08、du=1.36。由回歸結果可以得到DW=2.237408，其值在（du,4-du）之間，則該回歸模型不存在序列相關。

本文再進行序列相關的LM 檢驗。LM 檢驗的原假設為各變量之間不存在序列相關，LM 檢驗的P 值為0.6585，大于0.05，結果顯示不拒絕原假設。由此可得，該回歸模型不存在序列相關。

（八）格蘭杰因果檢驗

在5%的顯著性水平下，拒絕了“l(fā)nx1 不是lny 的格蘭杰原因”，沒有拒絕“l(fā)ny 不是lnx 的格蘭杰原因”。由此可以得出，lnx1 是lny 的格蘭杰原因，科技創(chuàng)新對經濟增長有顯著的影響。

三、結論與政策建議

通過上述的研究，本文可以得到重要的結論——四川省科技創(chuàng)新對其經濟發(fā)展的影響。因此，四川省各地政府應當重視科技創(chuàng)新，重視科技創(chuàng)新投入。從總體上看，四川省的科技創(chuàng)新投入逐年增加，與此同時經濟發(fā)展良好。通過OLS 回歸模型，可以得出，科技創(chuàng)新投入有利于經濟的發(fā)展與增長，并且其效應是顯著的。但是各地區(qū)的科技技術投入仍然差距較大，其中成都市、綿陽市的科技創(chuàng)新投入強度較大，經濟發(fā)展狀況良好。甘孜市、阿壩州等市的科技創(chuàng)新投入強度不足，經濟發(fā)展不足。因此可見，四川省的經濟發(fā)展還需要很長的一條路要走，各地區(qū)的發(fā)展不太均衡，需要協(xié)調各地區(qū)的科技創(chuàng)新以此來促進四川省經濟的發(fā)展。