區(qū)域科技投入與經(jīng)濟增長關系的實證研究——河北經(jīng)貿(mào)大學學報

新經(jīng)濟增長理論把技術因素作為經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生變量，認為經(jīng)濟增長根源于知識和人力資本的增長，技術進步是經(jīng)濟增長的決定因素。①河北省作為以傳統(tǒng)經(jīng)濟為主的經(jīng)濟大省，在政府主導的“科教興冀”戰(zhàn)略的影響下，科技對經(jīng)濟經(jīng)濟增長的作用正在逐步增強。但是，科技因素是否能夠像新經(jīng)濟理論所倡導的那樣，正在成為經(jīng)濟增長的決定因素，這不僅是經(jīng)濟學界的一個理論問題，更重要的是，這關系到未來河北省經(jīng)濟是否能夠持續(xù)、穩(wěn)定增長，也將關系到經(jīng)濟增長質(zhì)量問題，即經(jīng)濟增長模式是否能夠由“粗放式”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s式”。要回答上述問題，必須要進行客觀的、定量的研究，探討河北省科技與經(jīng)濟增長的關系?；诖?，本文將專門選取科技活動投入經(jīng)費、科技人員投入作為科技投入指標，選取地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟增長指標，應用協(xié)整理論和向量自回歸理論進行定量研究。
一、數(shù)據(jù)選取和變量說明
在變量的選取過程中，為保證數(shù)據(jù)的準確性和權威性，本文選擇的科技投入僅指科技活動經(jīng)費和從事科技活動人員，用地區(qū)生產(chǎn)總值作為測度區(qū)域經(jīng)濟增長的指標。所取數(shù)據(jù)來源于《河北省經(jīng)濟年鑒》《中國科技年鑒》?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性等因素，研究選取1993—2010年河北省國民生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟增長的被解釋變量；選取同期的河北省科技活動經(jīng)費（KY）、從事科技活動人員（RY）作為解釋變量來衡量科技投入的指標。同時，為保證數(shù)據(jù)的可比性，消除通貨膨脹因素，研究首先利用物價指數(shù)對名義地區(qū)生產(chǎn)總值和名義科技活動經(jīng)費進行折算（以1978年不變價折算）。為使數(shù)據(jù)盡量平穩(wěn)，也為了消除變量間的異方問題，對三類數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，表示為LnKY、LnRY和LNGDP，上述變換不會改變變量間的長期均衡關系和短期動態(tài)穩(wěn)定關系。
二、計量經(jīng)濟學分析
（一）單位根檢驗
首先，對三組變量進行平穩(wěn)性檢驗，在對地區(qū)生產(chǎn)總值、從事科技活動人員、科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出所對應的對數(shù)序列的單位根檢驗過程中，本文先利用ADF檢驗法對各個序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結(jié)果（見表1）顯示，三組變量均為非平穩(wěn)序列，不能用來直接構建計量經(jīng)濟學模型。因此，對三組變量分別進行差分處理，取各自的一階差分，再進行ADF檢驗，在5%顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗。因此，LnGDP、LnKY和LnRY為一階單整，即三個變量均為I（1）序列。由于序列之間存在同階單整，因此這三個變量滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件，可以對其進行協(xié)整分析。
（二）構建向量自回歸模型（VAR模型）
由于向量自回歸模型是以內(nèi)生變量作被解釋變量，以變量本身的滯后變量作為解釋變量構建的計量經(jīng)濟學模型。因此，構建向量自回歸模型的關鍵點是確定合理的滯后期。為此，在表2中試算了模型的0至3期滯后，結(jié)果顯示，以 LR、FPE、AIC、SC和HQ五個判斷標準進行分析，可以得出該模型的最優(yōu)滯后期為2，即該模型為VAR（2）。
如圖1所示，在VAR（2）模型中，單位圓內(nèi)包含了所有根模的倒數(shù)，可以判斷出以此建立的模型穩(wěn)定。同時，也可以判斷出在此基礎上所進行的脈沖響應函數(shù)和方差分解分析有效②，進而可以得到VAR（2）模型如方程（1）、方程（2）和方程（3）所示。
（三）協(xié)整檢驗
由計量經(jīng)濟學理論知道，同階單整是進行協(xié)整分析的前提。前面部分的單整檢驗結(jié)果顯示，取自然對數(shù)后的三組數(shù)據(jù)構成一階單整序列，因此可以進行下一階段的協(xié)整分析。本文應用協(xié)整理論中的E-G兩階段檢驗法對三變量進行協(xié)整檢驗，該方法分為兩個階段，第一個階段是構建一般最小二乘估計模型，通過檢驗后，以殘差為被解釋變量再次構建一般最小二乘估計模型；第二個階段是對殘差的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，殘差平穩(wěn)檢驗后，可以說明研究變量間存在協(xié)整關系，即存在長期均衡關系。具體如下：
第一步，對三變量使用普通最小二乘法（OLS）回歸，得到協(xié)整方程（4）：
該回歸模型的擬合優(yōu)度（R2）為0.965 7，可以通過模型的總體檢驗，兩個解釋變量的T值分別為16.270 85和56.266 43，遠大于臨界值，說明模型能夠通過變量的檢驗。綜合總體檢驗和變量檢驗，協(xié)整方程能夠通過顯著性檢驗。
進一步建立殘差回歸模型如下：
第二步，殘差平穩(wěn)性檢驗。檢驗方法仍舊采用ADF檢驗，計算的ADF值為-3.682 39，可以查出5%臨界值為-1.968 43。比較顯示，ADF值低于顯著性水平5%臨界值，可以拒絕殘差序列不平穩(wěn)的原假設，接受殘差序列為平穩(wěn)序列的判斷（見表3）。
上述模型分析，可以得出如下結(jié)論：科技活動經(jīng)費投入、科技活動人員投入和經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系。模型數(shù)據(jù)進一步顯示，科技活動經(jīng)費增加1%，河北省經(jīng)濟增長0.658%；科技人員增加1%，經(jīng)濟增長0.293%。
（四）格蘭杰因果關系檢驗
協(xié)整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關系，但還不能說明解釋變量與被解釋變量之間存在必然的因果關系，而序列之間的因果關系可用格蘭杰（Granger）因果關系檢驗法進行檢驗。其基本思想是：如果變量Xt是Yt的原因，則Xt的變化應先于Yt的變化。因此，在作對其他變量的回歸時，如果把Xt的滯后值包括進來能顯著地改進對Yt的預測，則稱Xt是Yt的Granger原因，否則稱Xt不是Yt的Granger原因。
為了能夠說明科技投入（科技活動經(jīng)費投入、科技活動人員投入）和經(jīng)濟增長之間的因果關系，分別作出LnGDP和LnRY、LnGDP和LnKY之間的相互回歸模型，即要作出四個模型，考慮滯后因素，研究分別選取滯后期1和滯后期2進行建模，這樣需要進行8個模型的構建和檢驗，具體結(jié)果如表4。
根據(jù)以上的格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果表明，滯后一期時，LnGDP不是LnRY的格蘭杰原因的概率為0.001 54，拒絕原假設，說明經(jīng)濟增長帶動就業(yè)增加了從事科技活動人員的數(shù)量。LnRY不是LnGDP的格蘭杰原因的概率為0.504 28，接受原假設，說明單純增加從事科技活動人員的數(shù)量并不能直接帶來經(jīng)濟的增長。滯后兩期時兩者互不為格蘭杰因果關系。另外，滯后一期時，LnGDP不是LnKY的格蘭杰原因的概率為0.076 16，拒絕原假設。滯后兩期時，LnGDP不是LnKY的格蘭杰原因的概率為0.108 34，接受原假設，說明經(jīng)濟增長促使科技活動經(jīng)費增加，但是科技活動經(jīng)費增加并沒有帶來經(jīng)濟的增長。以上結(jié)論表明，河北省經(jīng)濟增長仍然是粗放式增長，科技投入并不能給經(jīng)濟注入強勁的生長力。
（五）脈沖響應函數(shù)分析
之所以要進行脈沖響應函數(shù)分析，原因是協(xié)整模型僅能揭示出變量間是否存在穩(wěn)定的均衡關系，格蘭杰檢驗盡管能夠顯示出解釋變量和被解釋變量的因果關系，但是上述兩類方法均不能提供動態(tài)信息，即不能提供當一個變量作用于另一個變量的動態(tài)變化特征。為此，借助于前期研究所建立的向量自回歸模型[LnGDP作被解釋變量、LnKY作解釋變量的VAR（2）模型和LnGDP作被解釋變量、LnRY作解釋變量的VAR（2）模型]進行脈沖響應分析。本文采用了廣義脈沖法，分析結(jié)果如圖2、圖3所示。
圖2和圖3顯示，從事科技活動人員投入變動和科技活動經(jīng)費投入變動對經(jīng)濟增長的沖擊始終大于0，并且曲線斜率也大于0，但斜率呈現(xiàn)遞減趨勢。這說明，作為科技投入指標的科技活動經(jīng)費投入和科技活動人員投入變化對河北經(jīng)濟增長變化有正向影響，但是作用效果趨于緩和，即說明科技投入對經(jīng)濟增長作用效果方面存在著類似于消費者行為理論中的“邊際效用遞減”現(xiàn)象。
（六）方差分解
為了更加精確地分析代表科技投入的科技活動經(jīng)費投入和科技活動人員投入對河北省經(jīng)濟增長變化的影響，在研究方法方面，借助于方差分解研究法。該方法的主要思想是通過分析每一個結(jié)構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度來評價不同結(jié)構沖擊的重要性③。本部分研究使用的向量自回歸模型是前面部分中的方程（1），對LNGDP的標準誤差（S.E.）進行了分解（具體結(jié)果見表5）。
表5顯示了從第1期到第10期的標準差分解，即：河北省經(jīng)濟增長的標準誤差被分解成經(jīng)濟增長（LnGDP）和科技活動經(jīng)費（LnKY）、從事科技活動人員（LnRY）三部分，各部分在不同時期的貢獻互不相同。
從總體趨勢分析，無論是科技活動經(jīng)費投入（LnKY），還是科技活動人員投入（LnRY），隨著滯后期的增加，對經(jīng)濟增長（LnGDP）變化的貢獻呈現(xiàn)出遞增趨勢；從相對比重角度分析，科技活動經(jīng)費投入（LnKY）對經(jīng)濟增長變化的貢獻比重遠高于科技活動人員投入（LnRY）的比重。這說明，科技活動經(jīng)費投入相對于科技人員投入對經(jīng)濟增長變化的貢獻度大，并且隨著滯后期的增加，這一貢獻度不斷增大。
三、結(jié)論與初步建議
經(jīng)過系列定量分析，得到如下結(jié)論：第一，從協(xié)整分析結(jié)果可以看出，河北省科技投入和經(jīng)濟增長符合協(xié)整關系，即兩者間存在長期的均衡關系；第二，從格蘭杰因果關系分析可以看出，河北省經(jīng)濟增長是科技投入的單向格蘭杰原因，反之的因果關系并不明顯，這說明河北省經(jīng)濟增長中科技的因素貢獻程度不高，經(jīng)濟增長模式仍然是粗放型；第三，從脈沖響應函數(shù)結(jié)果可以看出，科技投入變化對河北省經(jīng)濟增長變化有正向影響，但是作用效果有變緩趨勢，說明增加科技投入有助于經(jīng)濟增長，但隨著時間推移，科技投入對經(jīng)濟增長的作用效果在減弱；第四，從方差分解結(jié)果可以看出，科技活動經(jīng)費投入與科技人員投入相比較，科技活動經(jīng)費投入的變化對經(jīng)濟增長變化的貢獻程度大。
針對上述研究，提出如下建議：其一，從因果關系結(jié)果角度分析，由于河北省科技投入和經(jīng)濟增長之間具有長期均衡關系，同時，經(jīng)濟增長是科技投入增加的格蘭杰原因，因此，促進經(jīng)濟增長有利于科技規(guī)模的擴大，增強科技實力。其二，從科技投入增量變化對經(jīng)濟增長的效果看，增加科技投入有利于經(jīng)濟增長，因此，必須堅持加大科技投入的政策思路。其三，從科技活動經(jīng)費投入和科技人員投入作用看，科技活動經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的作用更強，說明科技人員數(shù)量的增加并不是關鍵問題，更為關鍵的是科技人員的業(yè)務素質(zhì)和科研業(yè)績。因此，加大科技活動經(jīng)費投入并內(nèi)化到科技人員自身，以提高科技人員的業(yè)務素質(zhì)和科研業(yè)績，進而對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用，這也從一個側(cè)面再次證實了“科教興冀”戰(zhàn)略的正確性和長久性。
參考文獻：
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