中國R&D人力資源結構與經濟增長的關系研究

摘要：技術進步是經濟長期增長的源泉，而研究與發展活動是整個科技活動的核心。文章利用單位根檢驗、協整檢驗和誤差糾正模型，基于中國1991-2010年的年度時間序列數據的實證研究發現， 應用研究人力資源投入與經濟增長之間不存在長期均衡關系，基礎研究人力資源投入和試驗發展人力資源投入與經濟增長之間存在長期均衡關系，不存在短期關系。但格蘭杰因果檢驗表明，試驗發展人力資源投入與經濟增長之間不存在因果關系，基礎研究人力資源投入與經濟增長之間存在前者到后者的單向因果關系。

關鍵詞：RD；人力資源；經濟增長；協整檢驗

一、 引言

研究與發展（Research and Development，簡稱RD）活動是整個科技活動的核心。RD投入是指國家或地區為支持研究與發展活動而進行的經費、人力等各種資源的社會配置。在新古典經濟增長理論中，技術進步被假設為經濟增長的外生因素，從而無法解釋經濟的長期增長。以羅默為代表的新經濟增長理論將技術進步內生化，把當今世界的經濟增長歸因為知識和人力資本的增長，認為技術進步是經濟增長的決定因素，并且大部分技術進步是出于激勵而導致的有意識行為的結果。因此，政府可以通過實施某些政策，如通過實施主動的RD投資、改善RD資源配置、科教興國、人才強國、保護知識產權等來實現激勵的改變，從而促進技術進步，最終實現經濟長期增長。

研發投入按照研發活動的類型可以分為基礎研究、應用研究和試驗發展這三種類型。相應地，從事RD的人力資源也可以按照研發活動的類型分為這三大類。這三者只有保持合適的比例，才有利于研發資源的充分利用，才能促進經濟的長期增長。因此，對我國RD人力資源在這三種研發活動中的配置與經濟增長的關系進行研究具有重要的意義。

二、 文獻回顧

國外許多學者對RD投入與經濟增長之間的關系進行了探討。以Romer（1986）和Lucas（1988）為代表的新經濟增長理論將技術進步作為模型的內生變量，認為技術進步是經濟增長的決定因素。資本、自然資源、人力資源和技術是影響經濟增長的直接因素，人力資源和技術會受到科技經費投入的影響，因此，政府對科技的支持力度是影響經濟增長的間接因素之一。Romer（1990）和Aghion（1992）等基于RD內生增長模型，提出RD投入水平的提高將加快經濟增長的命題。

國內學者對RD投入與經濟增長的研究主要集中在定性研究方面，定量研究相對較少。羅佳明和王衛紅（2004）利用1953年~2001年度的統計數據，發現中國RD投入與經濟增長之間存在明顯的單向因果關系，RD投入變化是引起GDP變化的原因，RD投入對經濟增長的貢獻率約為17.6％。殷林森（2007）利用我國1996年~2005年的數據建立灰關聯度模型，對我國RD投入與產業經濟增長之間的關聯性進行實證分析，結果發現RD經費投入、科技活動人員投入對產業經濟增長具有顯著作用。王立平和馬嬌嬌（2010）采用1997年~2007年中國30個省級區域的動態面板數據，實證研究了RD投入對經濟增長的作用。結果表明，RD投入對區域經濟增長有顯著的促進作用。黎友煥和王凱（2010）利用1978年~2007年的年度時間序列數據，分析了我國財政科技投入與中國經濟增長的長期均衡與短期動態關系，結果表明，財政科技投入促進了我國的經濟增長，但存在“邊際效應”遞減現象。朱云歡（2010）利用1991年~2007年度數據對RD投入與經濟增長的關系進行了實證分析，發現RD投入變化是GDP增加的Granger原因。

從整體上看，目前國內外研究主要是探討RD整體投入對經濟增長的影響，很少有學者從RD投入結構角度探討基礎研究、應用研究和試驗發展對經濟增長的不同影響。目前僅劉新同（2010）研究了研發經費各類型支出與經濟增長的關系。然而，劉新同所使用的時間序列數據太少，僅11個變量，這減小了結論的可信度；同時，他也沒有對各類型經費支出與經濟增長的關系分別進行協整檢驗，因此無法得出各類型經費支出與經濟增長的長期均衡關系。

三、 變量說明與數據來源

本文以國內生產總值作為被解釋變量，以基礎研究、應用研究和試驗發展的人力資源投入作為解釋變量，來分析中國RD人力資源投入與經濟增長的關系。為消除異方差的影響，對這些變量分別取對數。本文用GDP表示國內生產總值的對數值，用BR表示用于基礎研究的人力資源投入的對數值，用AR表示用于應用研究的人力資源投入的對數值，用ED表示用于試驗發展的人力資源投入的對數值。本文所使用的數據來自于歷年《中國科技統計年鑒》。本文的研究期間為1991年~2010年。

四、 實證分析結果

我們運用協整檢驗來考察中國RD人力資源結構與經濟增長的長期關系。而變量間協整的前提是各變量同階單整，因此我們首先進行ADF單位根檢驗。在存在長期關系的前提下，我們建立誤差糾正模型進行短期關系檢驗。

1. 單位根檢驗。本文首先對所有變量進行ADF單位根檢驗，以判斷時間序列的平穩性。虛擬假設H0為：p=1；備擇假設H1為：p＜1。如果ADF值大于臨界值，則不拒絕虛擬假設，意味著變量時間序列存在一個單位根，變量時間序列是不平穩的；否則，如果ADF值小于臨界值，則拒絕虛擬假設，意味著變量時間序列是平穩的。檢驗結果見表1。從表1可以看到，所有變量的水平值均不能通過平穩性檢驗，說明存在單位根。對所有變量進行兩階差分處理后再次進行單位根檢驗，結果表明BR、AR和ED在1%的顯著性水平上表現為無單位根，GDP在5%水平上表現為無單位根，可以判定所有變量均為兩階單整序列，滿足協整檢驗的前提。

2. 長期關系檢驗：協整分析。我們以GDP為因變量，分別以BR、AR和ED為自變量進行協整檢驗，檢驗結果見表2。表2表明，基礎研究人力資源投入與經濟增長之間具有協整關系，試驗發展人力資源投入與經濟增長的協整關系在邊際上顯著，而應用研究人力資源投入與經濟增長之間不具有協整關系。這說明基礎研究人力資源投入和試驗發展人力資源投入與經濟增長之間存在長期均衡關系。

3. 短期關系檢驗：誤差糾正模型（ECM）。我們建立以下誤差糾正模型來檢驗短期關系：

ΔGDPt=α+β*ΔXt+γ*ECMt-1+εt（1）

（1）式中Δ表示一階差分運算，由于經濟增長與應用研究人力資源投入之間不存在協整關系，在此僅對GDP與BR、ED進行均衡誤差糾正模型檢驗；ECMt-1表示長期均衡誤差。如果β為零被拒絕，說明短期關系成立；如果?姿為零被拒絕，說明誤差糾正機制產生，協整檢驗得到的長期均衡關系是可靠的。檢驗結果如下（括號內為t值）：

ΔGDPt=1.568-0.053*ΔBRt-0.213*ECMt-1（2）

（4.15） （-0.328） （-3.775）

ΔGDPt=1.077+0.147*ΔEDt-0.178*ECMt-1（3）

（5.36） （1.22） （-4.61）

從式（2）和式（3）可以看到，ECMt-1的系數顯著不為零，誤差糾正機制產生，BR、ED與GDP的長期均衡關系得到進一步確認。而ΔBR和ΔED的系數均不顯著，表明基礎研究人力資源投入、試驗發展人力資源投入與經濟增長之間不存在短期關系。

4. 格蘭杰因果檢驗。協整檢驗和誤差糾正模型只能表明各類型RD人力資源投入與經濟增長之間是否存在長期均衡關系和短期動態關系，但不能告訴我們二者是否存在因果關系以及因果關系的方向。對此本文采用格蘭杰因果檢驗對各類型RD人力資源投入與經濟增長之間的因果關系進行驗證。格蘭杰因果檢驗要求變量必須平穩，因此我們對GDP和BR、ED的兩階差分進行格蘭杰因果檢驗。根據AIC和SC最小化準則，在進行格蘭杰因果檢驗時選擇滯后期為3。檢驗結果見表3。從中可以看出，試驗發展人力資源投入與經濟增長之間不存在因果關系，而基礎研究人力資源投入與經濟增長之間存在前者到后者的單向因果關系，即基礎研究人力資源投入變動是經濟增長變動的格蘭杰原因，而經濟增長變動不是基礎研究人力資源投入變動的格蘭杰原因。

五、 結語

從上面的實證分析可以看出，1991年~2010年間應用研究人力資源投入與經濟增長之間不存在長期均衡關系，基礎研究人力資源投入和試驗發展人力資源投入與經濟增長之間存在長期均衡關系，不存在短期關系。但格蘭杰因果檢驗表明，試驗發展人力資源投入與經濟增長之間不存在因果關系，基礎研究人力資源投入與經濟增長之間存在前者到后者的單向因果關系，基礎研究人力資源投入的變動導致了經濟增長的變動。基于此，我們提出如下建議：

1. 加強RD投入強度，以滿足科技發展的需要，提高整體的科技水平。這不但要加強RD活動人力資源的投入，還有加強RD經費的投入。實際上，人力資源投入會受到科技經費投入的影響。因此，一方面要加強財政科技投入力度，研發是一種具有公共品性質的行為，研發活動的社會回報率往往高于私人回報率，在很多情況下私人缺乏從事研發活動的激勵，尤其是基礎研究，這就要求政府要加大財政科技投入力度；另一方面要建立多元化、多渠道的RD投入體系。從國際經驗來看，企業研發投入占研發投入的大部分，因此，要積極探索政府財政科技投入引導社會資本投入的有效機制，建立多元化的RD投資渠道。

2. 借鑒發達國際的先進經驗，不斷調整和優化RD人力資源投入的結構。從研發活動的類型來看，國際經驗是基礎研究、應用研究以及試驗發展三者所占比例大致保持在1：2：5的水平上，即基礎研究投入強度一般在12%~15%之間，應用研究投入強度一般在25%左右，試驗與發展投入強度在60%~63%之間。1991年~2010年我國基礎研究人力資源投入強度一直在10%以下，并且從2004年（9.6%）開始逐步下降，2010年為6.8%；而應用研究人力資源投入強度呈逐年下降趨勢，從1991年的32%，下降到2010年的13.1%；只有試驗發展人力資源投入強度穩步上升，到2010年達到80.1%。因此，應加大對基礎研究和應用研究的人力資源和經費投入力度，使基礎研究、應用研究和試驗發展三者的比例趨于科學化。財政科技投入重點支持基礎研究和前沿技術研究，鼓勵和引導社會資本的RD投資投向基礎研究和應用研究。

參考文獻：

1. 黎友煥，王凱.財政科技投入與中國經濟增長關系的實證分析.科技管理研究，2010，（9）:45-47.

2. 劉新同.我國經濟增長與研發經費支出的協整分析.科技管理研究，2010，（9）:54-56.

3. 羅佳明，王衛紅.中國科技投入對經濟增長的貢獻率研究:1953-2001.自然辯證法研究，2004，（2）:81-86.

4. 王立平，馬嬌嬌.RD投資對經濟增長作用的空間動態面板模型.合肥工業大學學報(自然科學版)，2010，（9）:1406-1411.

5. 殷林森，胡文偉，李湛.我國科技投入與產業經濟增長的關聯性研究.中國軟科學，2007，（11）:57-63.

6. 朱云歡.我國研發投入與經濟增長的動態分析.科學管理研究，2010，（2）:102-106.

7. AGHION P， HOWITT P. A Model of Growth Through Creative Destruction. Econometrica，1992，60（2）:323.

8. LUCAS R E. On the Mechanics of Economic Development. Journal of Monetary Economics， 1988，22（1）:3.

9. ROMER P M. Endogenous Technological Chan- ge. The Journal of Political Economy，1990，95（5）:71-102.

10. ROMER P M. Increasing Returns and Long- Run Growth. The Journal of Political Econ- omy，1986，94（5）:1002.

基金項目：山西省高等學校哲學社會科學研究項目資助（項目號：2011246）。

作者簡介：孫維峰，運城學院經濟管理系講師，經濟學博士；陰慧芳，運城學院經濟管理系講師，金融學碩士。

收稿日期：2012-02-10。