我國科技投入與經濟增長關系的實證分析

摘要：本文以我國1953-2005年科技投入與經濟增長的有關變量為基礎，通過定性分析得出變量間的相互關系后，進一步利用單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及Granger因果檢驗等方法，實證分析了科技投入與經濟發(fā)展之間的關系。結果表明：我國經濟增長與科技投入之間存在著明顯的雙向因果關系，科技投入較大程度的促進了我國的經濟增長，同時經濟的發(fā)展也在一定程度上推進了科技研究的更大投入，科技投入再次得到增加，從而又可能促進GDP的增加這樣的良性循環(huán)。根據(jù)這樣的研究結果，政府在實施科教興國戰(zhàn)略的過程中，增加財政對科學研究的支持力度就成為科教興國戰(zhàn)略的必然選擇。同時，要加強科技投入在經濟增長中的促進作用，就一定要關注增加科技投入的總量，增加科技投入在GDP中的比重，重視優(yōu)化科技投入的結構和提高科技資源的使用效率，使科技投入和GDP的相互影響走到一個良性的循環(huán)過程中。

關鍵詞：經濟增長 科技投入 Granger因果檢驗

0 引言

科技投入是一種生產性投入，是效益很高的投入，具有相當高的回報率，是傳統(tǒng)產業(yè)的3-5倍，增加科技投入，對于各國在經濟起飛的關鍵時期，促進科技進步和經濟發(fā)展都具有十分重要的作用。世界各國的經驗表明，要加速科技進步的發(fā)展，促進其對國民經濟和社會帶來更大效益，必須有充分或較多的資金投入和人力投入。

①科技投入是科技進步的物質基礎和前提。科技投入，是指投入到科技活動中的一切人力、物力和財力的總和，也稱為科技資源。其中的財力是人力和物力的貨幣表現(xiàn)形式，如果用于科技活動的資源都用貨幣形式表示，科技投入可稱為科技經費的總投入。

②科技投入是推動科技進步的基石，是“科教興國”的根本保證。科技投入的總量與利用效果直接影響著科技進步的程度和可持續(xù)發(fā)展水平。經濟建設只有真正轉移到依靠科技進步的軌道上來，才能實現(xiàn)經濟社會的可持續(xù)發(fā)展，才能更加快捷地實現(xiàn)經濟社會發(fā)展戰(zhàn)略目標。在科技進步的過程中，科技投入與經濟社會發(fā)展的適應性對科技進步提高的程度和經濟社會可持續(xù)發(fā)展都是至關重要的。

對科技投入和經濟增長關系的研究一直是宏觀經濟學的重要研究課題。20世紀30年代美國著名數(shù)學家柯布（G.W.Cobb）和經濟學家道格拉斯（P.H.Douglas）共同研究了產出與投入的關系，并用數(shù)學函數(shù)描述了這種關系，得出C-D型生產函數(shù)：Y=ALαKβ（α>0；β>0）。式中Y為產出，K為資本，L為勞動力；參數(shù)α和β分別為產出對資本和勞動力的彈性；A為技術進步參數(shù)。用柯布-道格拉斯生產函數(shù)可以計算出某一時刻的技術水平，并由此計算出技術進步對新增產值的貢獻，或技術進步對新增勞動生產率的貢獻，但不能直接計算出技術進步對產值增長速度的貢獻。國內目前對經濟增長與科技投入關系在定性研究方面不少，對某區(qū)域的經濟增長和科技投入關系進行實證分析方面的論文也有一些：朱平芳（1999）通過建立經濟計量模型，實證研究了全社會科技投入和國內生產總值的關系，測算了全社會科技投入對國內生產總值的短期和長期彈性，結論顯示科技投入和國內生產總值有顯著的正相關關系。王貽志等（2002）在生產函數(shù)的投入向量中加入科技投入變量，采用橫截面數(shù)據(jù)對生產函數(shù)進行參數(shù)估計，測算了各行業(yè)的科技投入的貢獻率。羅佳明等（2004）運用廣義差分回歸分析方法研究我國科技投入的貢獻率，認為科技投入在一定程度上促進了經濟增長，但其促進作用并不是十分明顯。

本文嘗試以國家統(tǒng)計局發(fā)布的1953-2005年年度的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎（如附錄所示），利用Eviews（計量經濟學軟件包）的Granger Causality因果關系檢驗法，研究我國科技投入與經濟增長之間的依存關系，建立相關的數(shù)學模型，發(fā)現(xiàn)科技投入與經濟發(fā)展之間的關系，以及它們之間的影響力，反映科技投入對經濟的作用，為合理配置有限的科技資源，提供依據(jù)。

1 研究方法及相關理論說明

本文使用時間序列分析的方法來處理數(shù)據(jù)。時間序列數(shù)據(jù)是一系列按時間先后排列的數(shù)據(jù)。本文選擇了1953-2005年我國經濟增長和科技投入，這些數(shù)據(jù)屬于宏觀經濟時間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)宏觀經濟的時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，用這些非平穩(wěn)的變量來直接作回歸分析很可能導致偽回歸，這樣即使它們的統(tǒng)計量顯著，也有可能它們之間根本不存在線性關系。所以在處理時間序列數(shù)據(jù)之前要先對這些數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗，只有平穩(wěn)的數(shù)據(jù)序列才能直接用于時間序列分析，不平穩(wěn)的數(shù)據(jù)需要用協(xié)整的方法來處理。本文使用Eviews5.1軟件來做平穩(wěn)性檢驗、變量協(xié)整檢驗以及Grange因果檢驗。

1.1 平穩(wěn)性檢驗

如果隨機序列二階矩有界，并且滿足以下條件：

①對任意整數(shù)t，E（Yt）=u，u為常數(shù)；

②對任意整數(shù)t和s，自協(xié)方差函數(shù)Yts，僅與t-s有關，同個別時刻t和s無關。

這樣的序列稱為寬平穩(wěn)隨機序列，或弱平穩(wěn)。本文中所指的“平穩(wěn)”的含義也是“協(xié)方差平穩(wěn)”。

要驗證時間序列變量是否是非平穩(wěn)的、是否具有隨機趨勢，就要對序列變量及其差分進行單位根檢驗。如果變量不能拒絕有單位根，則認為是非平穩(wěn)的，存在隨機趨勢。單位根檢驗最常使用的是ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗。

單位根檢驗是檢驗時間序列平穩(wěn)性的一種正式的方法，本文采用ADF方法檢驗變量是否平穩(wěn)。假定序列Yt服從AR(p)過程，檢驗方程為：?駐yt=ryt-1+?孜1?駐yt-1+…+?孜p-1?駐yt-p-1+?著t

其中，?著t是白噪聲，參數(shù)p視具體情況而定，一般選擇能保證?著t 是白噪聲的最小的p值。

1.2 協(xié)整檢驗

有些時間序列，雖然他們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關系，稱為協(xié)整（Co-Integration）關系。通常非平穩(wěn)過程都具有單整性(Integration)，即通過有限次差分可達到平穩(wěn)性，但是傳統(tǒng)經濟計量模型依靠處理差分后的數(shù)據(jù)來滿足平穩(wěn)性的方法會導致長期變化趨勢信息在差分時也被喪失，造成寶貴樣本資源的極大浪費。

協(xié)整檢驗及協(xié)整向量的估計方法有很多，如Engle-Granger兩步法，Johansen最大似然法。Engle-Granger兩步法由Engle和Granger提出，簡稱E-G兩步法。具體方法是首先用最小二乘法（OLS）估計協(xié)整向量：y1t=c+r2y2t+…+rnynt+ut

其中，（1-r2-…-rn）是協(xié)整向量。

然后計算殘差并檢驗殘差是否是單位根過程。因為是估計出來的殘差，所以對殘差的檢驗不包括常數(shù)項。如果各分量間使協(xié)整的，那么殘差應該是I(0)的，否則是工(1)的。

2 實證分析

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文在定性分析的基礎上，首先利用ADF單位根檢驗法檢驗變量的平穩(wěn)性，對非平穩(wěn)性變量進行處理使之成為平穩(wěn)時間序列。如果各變量均是單整的，我們將對其進行協(xié)整檢驗以確定科技投入（LSK）與經濟增長（LGDP）的長期穩(wěn)定關系。協(xié)整分析得出的經驗方程只是表示變量之間存在相關關系或不少一個方向上的因果關系（Granger，1988），為進一步檢驗二者的因果關系，分析科技投入（LSK）對經濟增長（LGDP）的影響程度，本文在此基礎上又采用了Granger因果關系檢驗法進行檢驗和分析。

2.1 定性分析

近年來，我國科技水平迅速發(fā)展，科技投入逐年增加，技術因素在經濟增長中的貢獻越來越大，促進了經濟由粗放型增長向集約化的轉變。在做實證分析之前，我們首先對1953-2005年間科技活動和經濟增長情況進行簡單的定性分析。

由圖1我們可以看出，我國科技投入（SK）雖然在計算期內個別年份有所波動，但總體經歷了穩(wěn)定的上升趨勢，尤其是近年來上升趨勢更加明顯。我國科技投入從1953年的0.658640億元增加到2005年的371.589223億元，增加了370.930583億元，年平均增長12.69%，表明我國對科技投入的越來越重視。

由圖2我們可以看出，我國經濟增長（GDP）也經歷了長期穩(wěn)定的增長趨勢。我國實際GDP從1953年的893.46億元增加到2005年的43680.43億元，實際增加了42786.97億元，年平均增長率為7.61%。特別從1978年改革開放以來，我國整體經濟取得了前所未有的快速發(fā)展，年平均增長率高達9.63%，所取得的績效已經被很多人視為“中國的奇跡”。

從上面的趨勢圖分析我們可知，我國的我國科技投入（SK）與經濟增長（GDP）在計算期內都呈現(xiàn)出穩(wěn)定的增長勢頭，那么兩者之間是否存在內在密切的相關關系呢？故根據(jù)1953-2005年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，測算我國科技投入（SK）與經濟增長（GDP）兩個變量之間相關系數(shù)，如下表所示。

從上表我們可以看出，我國科技投入（SK）與經濟增長（GDP）之間確實存在著十分密切的正相關性，相關系數(shù)高達0.96。但兩者之間是否存在明確的因果關系呢？是科技投入的變化引起GDP的變化，還是GDP的變化引起科技投入的變化，或者是兩者之間存在雙向的因果關系？我們將在下面的因果分析階段給予更深層次的探究。

2.2 因果分析

2.2.1 單位根檢驗

在進行Granger因果檢驗之前，首先使用單位根的ADF檢驗方法檢驗變量LGDP、LSK的平穩(wěn)性，對每個變量的時間序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分形式進行檢驗，其中檢驗過程中滯后項的確定采用AIC（Akaike Information Criteria )準則，檢驗結果如下表所示。

注：表中臨界值是由Mackinnon給出的數(shù)據(jù)計算出來的，△表示變量的一次差分。

由上表檢驗結果可知，變量LGDP和LSK的水平值大于個顯著水平下的麥金農（Mackinnon）臨界值，顯示有單位根存在，則時序變量都是非平穩(wěn)的，而各變量的一階差分值小于在各顯著性水平下的麥金農臨界值，顯示一階差分變量都是平穩(wěn)的，即都是I(1)序列，遵從隨機游走過程。

2.2.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整是指同階單整變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，它們之間存在一種長期的均衡關系。其經濟意義在于：兩個經濟變量，雖然各自具有長期的波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。序列LGDP和LSK不平穩(wěn)，但一階差分后的序列平穩(wěn)，即它們是一階單整序列，符合時間序列協(xié)整檢驗的前提條件。本文使用E-G兩步法來檢驗我國經濟增長與科技投資之間是否存在協(xié)整關系。首先，對變量LGDP和LSK進行普通最小二乘法（OLS）回歸，以LGDP為被解釋變量，LSK為解釋變量，用Eviews5。1軟件做回歸分析，得到協(xié)整方程如下：

上面模型的擬合優(yōu)度較高，且各變量顯著性較好，即可以認為：SK每增長1%，將導致我國GDP增長0.82%。若變量序列LGDP、LSK存在協(xié)整關系，則模型估計的殘差?著t應具有平穩(wěn)性。然后，再對其殘差?著t作單位根檢驗，單位根檢驗得到如下結果：

表3 殘差?著t的單位根檢驗

殘差序列?著t的ADF檢驗統(tǒng)計量為-4.350189，小于1%顯著性水平的臨界值-4.148465，這表明殘差序列是一個平穩(wěn)序列，因此變量序列LGDP和LSK之間具有協(xié)整關系，而且是唯一的。

3 主要結論與政策建議

3.1 主要結論

本文以我國1953-2005年科技投入與經濟增長的有關變量為基礎，通過相關分析、單位根（ADF）檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗等方法，較全面的從時間序列的角度分析了我國科技投入與經濟增長之間的關系，具體分析結果如下：

第一，在計算期內，我國科技投入（SK）與經濟增長（GDP）都呈現(xiàn)出明顯的穩(wěn)定上升趨勢，兩者的Pearson相關系數(shù)高達0.96，表明我國科技投入與經濟增長有著高度密切的正相關關系。

第二，單位根（ADF）檢驗表明，我國科技投入與經濟增長的原變量序列都是非平穩(wěn)的，存在單位根；而各變量的一階差分后卻都是平穩(wěn)的，即都是I(1)序列，遵從隨機游走過程。

第三，協(xié)整檢驗顯示，我國的科技投入與經濟增長之間存在一種長期的均衡關系，即兩經濟變量存在協(xié)整關系，根據(jù)協(xié)整方程我們可以得出，我國科技投入每增長1%，將導致經濟增長0.82%。

3.2 政策建議

目前我國的科技投入總量占的比率還不高，仍然處于發(fā)展中國家的水平，現(xiàn)階段的經濟增長方式也仍屬于外延資源消耗和粗放型；經濟增長率中技術進步的貢獻份額也遠遠低于發(fā)達國家水平。根據(jù)本文的結論，結合我國現(xiàn)階段的實際情況，我們將就科技投入存在的問題，及制約經濟發(fā)展的因素提出相關對策。對如何完善科技投入，促進經濟發(fā)展進行有益的探索。

建立多元投資機制，增加科技資金投入。增加科技資金投入，有賴于廣拓渠道，建立多元投資新機制。主要有以下幾個方面：

3.2.1 提高我國財政科技撥款在財政支出中的比例。

我國科技財政撥款占財政支出的比例為3.7%，財政撥款比上年增長22.2%。地方科技財政撥款占財政支出的平均比例是2%。特別是中央財政為實施“科教興國”戰(zhàn)略。

3.2.2 加大企業(yè)科技投入力度，使其成為科技經費投入的主體

科技投入不足是影響科技發(fā)展的制約因素之一，在強調加大政府科技經費投入的同時，應調整投入結構，激勵企業(yè)加大科技投入。增加企業(yè)對新技術的需求，促使企業(yè)成為技術創(chuàng)新和RD經費投入的主體。

21世紀科技創(chuàng)新將進一步成為經濟和社會發(fā)展的主導力量，大力推進科技進步和創(chuàng)新是一件關系我國未來綜合國力和國際地位的大事。今后重點應著力于高新技術的研究開發(fā)和產業(yè)化，應強調技術創(chuàng)新強國。

參考文獻：

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