中國經濟增長與財政科技撥款、R&D經費支出的協整檢驗

齊秀輝，張鐵男，武志勇

（1.哈爾濱工程大學 經濟管理學院，哈爾濱 150001；2.齊齊哈爾大學 經濟與管理學院，黑龍江 齊齊哈爾 161006）

中國經濟增長與財政科技撥款、R&D經費支出的協整檢驗

齊秀輝1，2，張鐵男1，武志勇2

（1.哈爾濱工程大學 經濟管理學院，哈爾濱 150001；2.齊齊哈爾大學 經濟與管理學院，黑龍江 齊齊哈爾 161006）

文章運用協整理論和VAR模型，利用1989～2008年度經濟數據對我國經濟增長與國家財政科技撥款、R&D經費支出的關系進行實證分析，協整分析結果表明三者之間存在著長期均衡關系，R&D經費支出對經濟增長的正向作用更強，方差分解結果顯示R&D經費支出對經濟增長的正向作用隨時間推移逐漸增強。

經濟增長；協整；VAR

0 引言

在知識經濟時代，科學技術是第一生產力的理念已被人們所接受，經濟的發展越來越依賴于科技水平的提高，現代經濟增長理論認為技術進步是經濟增長的一個重要源泉，而研究與開發(R＆D)活動是科技活動的核心，也是科技發展的基礎，在科技發展戰略中占有十分重要的地位，活躍而有效的R&D活動使經濟更具競爭力和增長潛力，使經濟日益顯現出知識經濟的形態。國際上通常用R&D經費投入占國內生產總值（GDP）的比重衡量經濟的科技含量，衡量科技資源對經濟增長的催化作用，衡量經濟可持續發展的潛力與動力[1]。

表1 GDP、RD經費支出和國家財政科技撥款數據表 （單位：億元）

財政科技撥款也是技術進步的物質保障和動力，它主要投向于：支持R&D活動、社會公益和技術基礎性的科技服務活動，以及輔以一定的科技成果轉化和產業化開始階段的啟動資金。

因此，研究財政科技撥款、R&D經費支出和經濟增長的內在聯系機制，對于我國制定“十二五”科技發展規劃，促進經濟增長、提高我國整體創新能力、建設創新型國家具有重要參考意義。為了驗證財政科技撥款、R&D經費支出對經濟增長的貢獻和影響，本文應用協整方法和VAR模型對三者間的關系進行定量研究，并用方差分解方法分別研究各因素之間的相互影響。

1 數據選取

本文進行研究的樣本空間確定為1989～2008年的統計數據（見表1）。其中，GDP數據來源于《中國統計年鑒2009》，R&D經費支出（RD）和國家財政科技撥款（BK）數據來源于中國科技統計網（http://www.sts.org.cn/）。

2 協整關系檢驗

協整是對時間序列變量間長期均衡關系的描述，按照經濟理論觀點,協整可理解為經濟時序變量間存在著一種均衡力量,即存在著一種機制的作用,使非平穩的不同變量在長期內一起運動,即如果變量之間存在長期穩定關系(協整關系),變量的增長率表現共同的增長趨勢。反之,如果變量間不是協整的,則它們之間不存在一個長期的均衡關系[2]。

分析步驟為:先分析各變量的平穩性，在此基礎上，采用Johansen和Juselius提出的JJ方法建立VAR模型對三個變量進行協整檢驗，并建立其誤差修正模型,然后分析各變量之間的Granger因果關系，最后利用方差分解法分析各變量間的相互影響作用。

2.1 變量平穩性檢驗

在檢驗變量間是否具有協整關系之前首先要檢驗數據的平穩性。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，所以對實際GDP、國家財政科技撥款(BK)和R&D經費支出(RD)進行自然對數變換分別計為LNGDP、LNRD和LNBK，建模及計量檢驗采用EVIEWS5.0統計軟件完成。

從圖1中可以直觀看出3個變量均表現出非平穩的特征，圖2中3個變量的一階差分序列則基本上都表現出平穩的特征。

為了進一步從理論上說明問題，本文利用單位根檢驗確定LNGDP、LNRD和LNBK三個變量的平穩性，具體采用的是 ADF（The Augmented Dickey--Fuller Test）方法，其模型為：

其中：μt為白噪聲，△表示變量的差分，最優滯后期使用SC準則確定，即選定的滯后期長度應使SC值最小，以保證殘差非自相關。各變量的ADF檢驗結果見表2。

由表2可知，各原始變量的ADF值在5%的顯著性水平下均大于對應的臨界值，說明原變量存在單位根，是非平穩時間序列。對各變量的一階差分序列進行檢驗，此時，ADF統計量值在5%的顯著性水平下小于對應臨界值，說明各變量是一階單整的，即均是同階單整I(1)。滿足協整分析的條件，因此，可以進一步利用協整分析方法分析各變量之間的動態關系。

2.2 協整檢驗

表2 各變量ADF檢驗結果

表3 Johansen協整檢驗表

表4 Granger因果關系檢驗

進行協整分析時，一般應用Engle和Granger提出的EG兩步法及Johansen和Juselius提出的JJ方法。E-G兩步法在進行協整分析時首先需要設計線性模型進行OLS，應用不便；而JJ方法是一種以VAR模型為基礎檢驗回歸系數的方法，是進行多變量協整檢驗中較好的方法[3]。本文選用JJ方法建立VAR模型對變量進行協整檢驗。

根據JJ法，n維VAR模型表示為：

式中，Yt=(Y1t，Y2t，…，Ynt)T，π0為 n×1 階向量，πi為 n×n 矩陣(i=1，2…m)，這是一個長期模型，m為滯后階數，m可由AIC或SC準則確定?Johansen和Juselius提供了兩種協整檢驗的方法—特征根跡檢驗和最大特征根檢驗，本文選擇最大特征根檢驗?最大特征根原假設為H0:最多有r個線性無關的協整向量，檢驗統計量為:

其中，T為樣本容量，λr+1為特征根，如果TR>臨界值，則拒絕原假設。檢驗方法是從r=0開始依次檢驗，即檢驗在Var模型中不存在協整向量，若此假設不能被拒絕，則檢驗到此為止。若拒絕r=r0-1的原假設，同時又接受r=r0的原假設，則說明協整向量的個數為r0[4]。

對一階單整時間序列變量LNGDP、LNRD和LNBK進行協整檢驗，Eviews5.0輸出的結果見表3。

Johansen統計檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，最大特征值統計量拒絕了協整向量個數為0的假設，而接受協整向量為1的假設，因此，三個時間序列變量之間存在唯一的協整關系，且所對應的長期均衡方程為：

從長期均衡方程可以看出，在樣本期內，LNGDP與LNRD、LNBK之間存在著長期的均衡關系，R&D經費支出、國家財政科技撥款對經濟增長的彈性分別是0.639275和0.011088，具體來說,R&D經費支出變動1%會引起GDP變動0.639275%，國家財政科技撥款變動1%會引起GDP變動0.011088%，R&D經費支出對經濟增長的影響明顯高于國家財政科技撥款的影響。

2.3 誤差修正模型

協整方程（4）只是表現了三個變量的長期均衡關系,而沒有表現各變量在短期內不均衡的情況，而這種短期不均衡是常態。為了研究各變量之間長期均衡與短期調整之間的關系，可以建立誤差修正模型。

為反映三個變量的短期調節作用，利用Eviews5.0，同時根據SC最小化準則將模型的滯后階數定為2，去掉不顯著的變量，得到如下的誤差修正模型:

該模型的決定系數為0.846958，說明該模型的擬合度較高，F統計量為16.60244，SC值為-3.573188，說明模型的整體解釋力強。誤差修正模型結果表明，R&D經費支出、國家財政科技撥款對經濟增長有正向影響，由于短期調整系數是顯著的，表明每年實際發生的經濟增長與其長期均衡值的偏差中有37.94%被修正，而另兩個變量的短期修正幅度則比較小，為進一步研究三變量間的關系，應進行Granger因果關系檢驗。

2.4 Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果證明，我國的經濟增長與R&D經費支出、國家財政科技撥款之間存在著長期均衡關系，但是否構成因果關系還需要進一步驗證。由于Granger因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，本文分別選取滯后期為2和3，其檢驗結果見表4。

檢驗的結果表明,當滯后期分別為2年和3年時，樣本期內的R&D經費支出和國家財政科技撥款均是GDP增長的Granger原因，GDP增長也是R&D經費支出、國家財政科技撥款的Granger原因，說明R&D經費支出和財政科技撥款的增加會促進經濟的增長，同時經濟的增長也會促使R&D經費支出的進一步增加，激勵政府加大財政科技撥款的力度。而R&D經費支出與國家財政科技撥款相互間沒有必然的因果關系。

3 方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度進一步評價不同結構沖擊的重要性。其基本思想是把系統中每個內生變量的變動分解為與方程隨機擾動項相關聯的各組成部分,以了解各擾動項對內生變量的相對重要程度。本文利用方差分解分析GDP、R&D經費支出和國家財政科技撥款的貢獻率,方差分解結果見表5。

表5中第二列S.E.中的數據為各變量所對應的各期標準差，LNGDP、LNRD和LNBK列所對應的數值表示因變量的方程信息對各期預測誤差的貢獻度，每行結果相加是100。

從表5中可以看到，GDP對自身沖擊的貢獻度最高達到100%，最低為60.72%，R&D經費支出對GDP的影響逐年增強，由第3年的5.06%增長到第9年的37.47%，充分體現了科技對經濟增長的長期推動作用，國家財政科技撥款對GDP的影響一直處于較微弱的狀態，對其方差的貢獻不足2%，說明其對GDP的影響還很有限，此分析結果與協整方程中彈性系數的作用相一致。R&D經費支出和國家財政科技撥款對自身沖擊的貢獻度很大，最低貢獻度分別為76.06%和64.67%，GDP對R&D經費支出的沖擊影響逐年減小，由第1年的16.44%降至第3年的9.42%，以后的年份基本穩定在7%的水平上，國家財政科技撥款對R&D經費支出的沖擊影響逐年增強，但最高貢獻度也不超過17%。GDP和R&D經費支出對國家財政科技撥款的沖擊影響逐年增強，R&D經費支出的貢獻率在前5年中增長幅度較大，后4年基本穩定在22%左右。

表5 方差分解表

4 結論

通過協整分析發現，經濟增長與R&D經費支出、國家財政科技撥款之間存在著長期均衡關系，R&D經費支出、國家財政科技撥款對經濟增長的彈性分別是0.639275和0.011088，R&D經費支出對經濟增長的正向作用更強，說明科技確實是第一生產力。誤差修正模型的分析結果也表明R&D經費支出、國家財政科技撥款對經濟增長有正向影響，每年實際發生的經濟增長與其長期均衡值的偏差中有37.94%被修正。granger因果檢驗結果表明，經濟增長與R&D經費支出、國家財政科技撥款之間互為因果關系，但R&D經費支出、國家財政科技撥款之間無明顯的因果關系。方差分解結果顯示，各年GDP對自身沖擊的貢獻度在60.72%以上，R&D經費支出對GDP的影響逐年增強，由第3年的5.06%增長到第9年的37.47%，充分體現了科技對經濟增長的長期推動作用，國家財政科技撥款對GDP的方差貢獻不足2%，說明其對GDP的影響有限，此分析結果與協整方程（4）中彈性系數的作用相一致。此研究結論對“十二五”期間我國科技政策的制定有一定參考價值。

[1]武志勇,周航.黑龍江省R＆D與GDP的協整分析[J].科技經濟市場.2007，（7）.

[2]趙立雨,師萍.政府財政研發投入與經濟增長的協整檢驗[J].科技與經濟，2010,(2).

[3]畢濤.基于協整方法和VAR模型的山東省FDI、經濟增長及對外貿易的分析[J].山東經濟，2007,(7).

[4]張曉峒.計量經濟分析[M].北京：經濟科學出版社，2000，(9).

[5]杜文獻,吳林海.政府R＆D投入對企業R＆D投入的誘導效應[J].科技進步與對策，2007,(11).

F224.0

A

1002－6487（2011）04－0118-03

齊齊哈爾市哲學社會科學青年資助研究項目（QSX 2009A-25）

齊秀輝（1976-），女，黑龍江克山人，博士研究生，研究方向：市場營銷、戰略管理。

（責任編輯/浩 天）