皖北地區(qū)科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的長期均衡分析

張克榮，劉武藝，時 偉，陳德宇

（ 1.阜陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與商業(yè)學(xué)院，安徽 阜陽 236041；2.阜陽師范學(xué)院 科研處，安徽 阜陽 236041 ）

皖北地區(qū)科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的長期均衡分析

張克榮1，劉武藝2，時 偉2，陳德宇2

（ 1.阜陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與商業(yè)學(xué)院，安徽 阜陽 236041；2.阜陽師范學(xué)院 科研處，安徽 阜陽 236041 ）

分析了皖北地區(qū)科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系。從誤差修正模型的彈性系數(shù)看，科技投入對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的推動作用，地區(qū)生產(chǎn)總值對科技投入的彈性系數(shù)為0.4022，即科技投入增長 1%時，將帶動皖北地區(qū)生產(chǎn)總值增長 0.4022%，其推動效率為2827.4364。同時，皖北地區(qū)科技投入不僅以短期波動的形式影響地區(qū)國民生產(chǎn)總值的變化，長期均衡的作用也比較大，誤差修正項的系數(shù)為-1.9922，說明皖北地區(qū)科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用非常強。

皖北； 科技投入； 經(jīng)濟(jì)增長

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，無論是古典、新古典、凱恩斯主義或結(jié)構(gòu)主義都肯定科技進(jìn)步對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。科技進(jìn)步和創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而言，無論國家層面還是區(qū)域?qū)用娑际亲罹咄苿恿Φ囊蛩刂弧！秶抑虚L期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006年～2020年）》指出：“到2020年，我國科學(xué)技術(shù)發(fā)展的總體目標(biāo)是：自主創(chuàng)新能力顯著增強，科技促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和保障國家安全的能力顯著增強，為全面建設(shè)小康社會提供強有力的支撐；基礎(chǔ)科學(xué)和前沿技術(shù)研究綜合實力顯著增強，取得一批在世界具有重大影響的科學(xué)技術(shù)成果，進(jìn)入創(chuàng)新型國家行列，為在本世紀(jì)中葉成為世界科技強國奠定基礎(chǔ)。……到2020年，全社會研究開發(fā)投入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重提高到2.5%以上，力爭科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率達(dá)到60%以上，對外技術(shù)依存度降低到30%以下，本國人發(fā)明專利年度授權(quán)量和國際科學(xué)論文被引用數(shù)均進(jìn)入世界前5位。”經(jīng)濟(jì)學(xué)所謂的“三駕馬車”常指投資、消費和貿(mào)易出口。國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)步增長需要刺激投資需求，而消費需求的拉動也需要加大投資力度。實際上，我國好多欠發(fā)達(dá)地區(qū)都不同程度地存在資本（尤其科技投資）短缺的現(xiàn)象。有限的科技投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)顯得格外珍貴。本文分析皖北地區(qū)的科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用，利用協(xié)整檢驗的方法和誤差修正模型（ECM）定量地分析了科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。除作特別說明，從皖北地區(qū)的整體發(fā)展角度考慮，本文所提“皖北（地區(qū)）”均指上述安徽省委、省政府相關(guān)政策文件中所提的皖北七市十七縣。

二、數(shù)據(jù)處理和研究方法

（一）數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)主要源于相關(guān)年份的《安徽省統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，并進(jìn)行了相應(yīng)的數(shù)據(jù)處理。參考資料主要有皖北各縣市和皖北地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和科技投入（KJTR）等數(shù)據(jù)。考慮到歷年科技投入的數(shù)據(jù)難以獲取或者不完整，而每年科技支出撥款基本與科技投入經(jīng)費持平，所以科技投入數(shù)據(jù)采用科技支出數(shù)據(jù)，包括科學(xué)事業(yè)費、科技三項費、科研基建費等。以上兩類變量分別采取當(dāng)年消費價格指數(shù)換算為以 1992 年的不變價格數(shù)值，再取各變量的自然對數(shù)值以消除可能存在的異方差，得到皖北地區(qū)生產(chǎn)總值（lntg）和科技投入（lntk）。

（二）方法

本文采用協(xié)整理論來研究皖北地區(qū)科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。由于協(xié)整檢驗必須是對同階單整變量序列進(jìn)行檢驗，故在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前必須進(jìn)行單位根檢驗，而具有協(xié)整關(guān)系的變量能夠建立誤差修正模型（ECM），通過ECM可以揭示變量之間的長期關(guān)系和短期關(guān)系。下面簡要介紹一下單位根檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型方法[4][5][6]。

1.單位根檢驗

平穩(wěn)序列圍繞一個均值波動，并有向其靠攏的趨勢。若一個變量序列是平穩(wěn)序列，表示為I(0)；若變量序列經(jīng)一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，則稱為一階單整序列，記為I(1)。檢驗變量序列是否平穩(wěn)的方法稱為單位根檢驗。常用的單位根檢驗方法有ADF法和PP法，本文使用ADF檢驗法。

2.協(xié)整檢驗

檢驗變量序列之間協(xié)整關(guān)系的方法是由 Engle和Granger最先提出來的。這一方法的基本思想是：盡管兩個或兩個以上變量序列為非平穩(wěn)序列（即每個變量都存在單位根），但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。常用協(xié)整檢驗方法有EG兩步法和Johansen法。本文采用EG兩步法。該方法的第一步是用一個變量對其余變量做普通最小二乘回歸，得到殘差序列。第二步對殘差序列進(jìn)行EG或AEG檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)的I(0)序列，說明各變量間存在協(xié)整關(guān)系，將協(xié)整回歸所得到的方程稱為協(xié)整方程，又稱長期均衡方程；若殘差序列不平穩(wěn)，則變量間不存在協(xié)整關(guān)系。

3.誤差修正模型

2.1 病原菌分布情況 送痰培養(yǎng)共186份，168份檢測結(jié)果為陽性，陽性率為90.32%(168/186)。62份血培養(yǎng)的培養(yǎng)結(jié)果示，21份為陽性，陽性檢出率為33.90%(21/62)。結(jié)合臨床癥狀、組織學(xué)檢查等確診VAP患兒有56例，VAP發(fā)生率為90.32%(56/62)。共檢出病原菌194株，其中，革蘭氏陰性菌185株(95.36%)，革蘭氏陽性菌6株(3.09%)，真菌3株(1.55%)。痰培養(yǎng)細(xì)菌株及藥敏試驗結(jié)果見表1。

其中Δ表示變量的一階差分，ecm是長期回歸方程中的殘差。

三、單位根檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型

（一）單位根檢驗

本文用計量軟件Eviews6.0對1997年～2009年期間皖北地區(qū)科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行 ADF檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在二階、一致而平穩(wěn)的檢驗結(jié)果（見表 1）。

表1 1997年～2009年皖北地區(qū)GDP與科技投入時間序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從以上檢驗結(jié)果可見，ADF檢驗統(tǒng)計量值均大于臨界值，說明它們是非平穩(wěn)序列，存在單位根；二階差分序列Δ2LTGDP檢驗統(tǒng)計量值小于臨界值，說明差分序列是平穩(wěn)序列，不存在單位根。因此，地區(qū)生產(chǎn)總值與科技投入的變量序列之間存在I(2)的單位根過程。

（二）協(xié)整檢驗及誤差修正模型的建立

從以上分析可知，皖北地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值與科技投入之間是平穩(wěn)的，存在二階單整。本文用EG兩步法檢驗兩類變量之間的關(guān)系，用最小二乘法進(jìn)行協(xié)整回歸分析，以找出二者之間的長期均衡關(guān)系。

皖北地區(qū)的回歸方程和誤差修正模型：

方程下面圓括號內(nèi)數(shù)據(jù)為t檢驗值，回歸系數(shù)具有顯著性。D.W.值為2.0222顯示方程不存在自相關(guān)，R2達(dá)到0.9615，說明模型的解釋能力很強。

若方程中兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，則誤差項εt應(yīng)具有平穩(wěn)性。tε可表示為：

對tε做AEG檢驗，采用無截距項和無趨勢項的模型形式，根據(jù) AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為 0，得到檢驗值為-3.5752，顯著性水平1%的臨界值為-2.7719（見表2）。因此，可以認(rèn)為LTGDP與LTKJT存在協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)格蘭杰定理可知，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可以建立誤差修正模型。因此，以ecm表示長期均衡方程中的誤差項，建立誤差修正模型（ecm可根據(jù)tε表達(dá)式計算），進(jìn)而推斷整個皖北地區(qū)的誤差修正模型。表示如下：

模型中各變量回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制。由于樣本區(qū)間較短，D.W.檢驗值較小，通過查表可以認(rèn)為方程不存在自相關(guān)，且方程滿足整體顯著性，可以接受該方程。

表2 皖北地區(qū)誤差修正模型的誤差變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

四、結(jié)果分析與討論

（一）科技投入對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性分析

在上述誤差修正方程中，皖北地區(qū)科技投入變量差分項前面的系數(shù)可以看作 GDP對科技投入的彈性系數(shù)，據(jù)此可以對它們的相互關(guān)系進(jìn)行彈性分析。例如，△LTKJT前面的系數(shù)為0.4022，這說明皖北地區(qū)生產(chǎn)總值對科技投入的彈性系數(shù)為0.4022，即當(dāng)科技投入增長1%時，將帶動地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.4022%。這樣，彈性系數(shù)定量地給出了科技投入對國民經(jīng)濟(jì)推動效應(yīng)的大小。從本文可以看出，皖北地區(qū)生產(chǎn)總值對科技投入的彈性系數(shù)較大，這說明科技投入對地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)的增長確實具有很大的推動作用。

（二）科技投入對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動效率

表3 皖北科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效率（1997年～2009年）

科技投入是刺激欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動和發(fā)展的主要手段之一。經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)一個顯著特征就是科技投入的效應(yīng)比較顯著，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)化城市發(fā)展的早期較為相似。由表 3可以看出，皖北地區(qū)科技投入對國民經(jīng)濟(jì)具有很積極的推動作用，其推動效率的系數(shù)達(dá)到2827.4364，這說明皖北地區(qū)科技對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在引領(lǐng)作用十分明顯，今后科技投入將在皖北區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演非常重要的角色，能夠高效地推動本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

（三）誤差修正項的長期均衡分析

欠發(fā)達(dá)地區(qū)的科技投入不僅以短期波動的形式來影響當(dāng)?shù)厣a(chǎn)總值的變化，長期均衡所起的作用也比較大。ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，其系數(shù)的估計值一般是負(fù)值。從誤差修正模型看，誤差修正項ecm前的系數(shù)為-1.9922，誤差修正項的調(diào)整力度均比較大。這說明欠發(fā)達(dá)地區(qū)科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用非常強，科技投入的短缺勢必會影響當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長。當(dāng)?shù)卣谡猩桃Y、加大固定投資力度的同時，不能忽視對科技活動的持續(xù)投入。

前述誤差修正模型中，地區(qū)生產(chǎn)總值和科技投入差分項基本反映了短期波動的影響。皖北地區(qū)的GDP增長的短期變動可以分解為兩部分：一部分是短期的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值波動的影響；一部分則是偏離長期均衡的影響。誤差修正項系數(shù)的大小反映了科技投入對GDP偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值（-1.9922）看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，科技投入將以（-1.9922）的彈性將GDP從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

[1]中共安徽省委省人民政府.《中共安徽省委省人民政府關(guān)于加快皖北和沿淮部分市縣發(fā)展的若干政策意見》（皖發(fā)（2008）21號）[R].出版地、出版時間不詳.

[2]中共安徽省委省人民政府.《中共安徽省委安徽省人民政府關(guān)于進(jìn)一步加快皖北地區(qū)發(fā)展的若干意見》（皖發(fā)（2010）16號）[R].出版地、出版時間不詳.

[3]吳林紅，聶揚飛.《善做“轉(zhuǎn)變”大文章——皖北崛起正當(dāng)時》[N].安徽日報.2010-06-18.

[4]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EVIEWS應(yīng)用及實例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[5]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社，2007.

[6]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EVIES應(yīng)用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

Analysis of the Long-run Equilibrium Relationship between Scientific Investments and the Economy Development in Northern Anhui Province

Zhang Ke-rong1, Liu Wu-yi2, Shi Wei2, Chen De-yu2
( 1. School of Economics and Business Administration, Fuyang, Anhui 236041, China;2. Research Department of Fuyang Normal University, Fuyang, Anhui 236041, China )

This study dealt with the relationship between scientific investments and the economy development in Northern Anhui Province. According to the analysis of VECM (Vector Error Correction Model), we found it was obvious that scientific investments booted largely the economy development of Northern Anhui Province, and the coefficient of elasticity was 0.4022 which meant the regional GDP would go up at the rate of 0.4022% with 1%increase of scientific investment. The result also showed that both the short- and long-run equilibriums shaded the regional GDP greatly and the coefficient of error correction term was -1.9922. The result suggested that scientific investments played key roles in the economy development of Northern Anhui Province.

Northern Anhui Province; Scientific Investment; Economy Development

（責(zé)任編輯 毛志）

F061.5

A

1673-9639 (2012) 02-0102-04

2012-02-13

本文系安徽省軟科學(xué)研究重點項目（11020503042）、安徽高校省級自然科學(xué)研究項目（KJ2012Z304）、阜陽市社科聯(lián)課題（F2011046）和阜陽師范學(xué)院科研項目（2011WLGH02ZD）成果。

張克榮（1980-），女，安徽蚌埠人，副教授，碩士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)、比較經(jīng)濟(jì)和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

劉武藝（1979-），男，安徽安慶人，副教授，博士，從事科研管理。

時 偉（1970-），男，安徽阜陽人，阜陽師范學(xué)院科研處處長，教授，博士，從事科研管理。

陳德宇（1971-），男，安徽安慶人，阜陽師范學(xué)院科研處副處長，教授，博士，從事科研管理。