自主創新能力對我國經濟增長影響的實證分析

葛騰飛

（安徽工業大學工商學院，安徽馬鞍山，243002）

自主創新能力對我國經濟增長影響的實證分析

葛騰飛

（安徽工業大學工商學院，安徽馬鞍山，243002）

采用因子分析法提取出一個衡量自主創新能力的綜合指標；以傳統的經濟增長模型為基礎，構建包含有技術進步因素的長期經濟增長模型，并基于面板數據的回歸模型實證分析自主創新能力對經濟增長的影響及貢獻程度。研究發現：自主創新能力對我國經濟增長存在顯著的正向影響，但目前我國自主創新能力整體水平還很低，與資本和勞動等投入要素相比，自主創新能力對經濟增長影響最?。蛔灾鲃撔履芰υ诟魇》葜g是有差異的，具體表現為東部領先、中部居中、西部落后，這在一定程度上能進一步解釋自主創新能力的差異是地區經濟發展不平衡的原因之一。

自主創新能力；經濟增長；面板數據模型

2011年3月16日胡錦濤總書記在參觀“十一五”重大科技成就展時指出，完成“十二五”時期經濟社會發展的目標任務，在激烈的國際競爭中贏得發展的主動權，最根本的是靠科學技術，最關鍵的是大力提高自主創新能力。

我國作為發展中的經濟大國，技術的自主創新在推動技術進步以及經濟增長中的地位和作用日益重要，自主創新與經濟增長的關系也引起了國內學術界的廣泛關注。眾多學者對兩者之間的關系進行了研究，陳柳和劉志彪利用1987—2003年我國各個省份的面板數據驗證發現，本土的技術創新能力對我國經濟增長具有顯著的正面作用和因果關系，創新能力在中西部地區經濟增長中的作用比東部地區更強，并認為區域創新能力的差異在某種程度上可能是經濟發展不平衡的原因［1］；陳柳對長三角地區的實證研究表明，本土創新能力與該地區的經濟增長存在顯著正相關的關系［2］；楊俊利用我國1996—2004年省際面板數據進行的實證研究也表明，本國技術的自主創新已對經濟發展作出貢獻［3］。戴魁早（2008）運用協整檢驗、誤差修正模型和Granger因果檢驗等計量方法，對我國自主創新能力、技術吸收能力與經濟增長之間的關系進行了實證研究。結果表明，三者之間存在長期穩定的均衡關系，自主創新能力和技術吸收能力分別是經濟增長的Granger原因；從長期看，兩者對我國的經濟增長都具有促進作用，且自主創新能力對經濟增長的影響比較明顯［4］。盧寧等基于區域自主創新系統視角，通過因素分析法提取八個區域自主創新主成分進行統計分析并建立面板數據模型［5］。齊曉麗等利用1998—2007年31個省市的面板數據分析了以專利申請受理量表示的自主創新與經濟增長總量的關系及其在東中西部間的區域差異。結果顯示經濟發展水平越高要求自主創新的產出能力也越高,但是自主創新產出能力對經濟增長的作用在各地區間存在著顯著的差異［6］。

現有研究文獻的著眼點主要在于研究自主創新能力和經濟增長之間的相互關系，強調計量方法的運用和實證分析，模型缺乏必要的經濟理論基礎。并且在自主創新能力的衡量指標選取上方法眾多，沒有一個統一的標準?；诖?，首先借鑒國際和國內常用的評價指標，并結合我國國情及數據的可得性，通過因子分析法提取出一個衡量自主創新能力得分的綜合指標；其次，以傳統的經濟增長理論模型為基礎，構建包含有技術進步因素的長期經濟增長模型；再次，通過基于省際面板數據模型實證分析自主創新能力對經濟增長的影響；最后，得到有關結論和對策建議。

一、自主創新能力評價

（一）指標選取

評價一個國家或地區創新能力的指標眾多，借鑒國際和國內常用的評價指標，結合我國國情及數據的可得性，在此選取R&D經費投入、科研活動人員數、發明專利授權量、技術市場合同成交額等作為衡量我國自主創新能力的核心指標［7］。

1.R&D經費投入。R&D經費投入是自主創新的前提，為自主創新的順利進行提供了物質保證，同時，R&D經費投入作為自主創新物質資源投入的重要指標，也是衡量一個國家或地區科技創新水平和實力的一個重要參數。

2.科研活動人員數。根據堪培拉手冊和歐盟統計機構定義，科技人力資源指從本科及以上教育機構畢業的人或者是科技工作者。在此結合我國實際，主要選取R&D科研人員。選取該指標主要是因為科技人力資源是知識經濟的重要支柱，也是一個國家創新能力建設的主力軍。創新活動的主體是人，而科研工作者更易于萌發創新意識，從事創新活動。所以，科研人員數是衡量一個國家自主創新能力人力資源投入的又一重要方面。

3.發明專利授權量。我國專利法第二十二條規定：授予專利權的發明和實用新型，應當具備新穎性、創造性和實用性。各項發明專利只有滿足新穎、創造、實用才能予以授權。專利有分發明、實用新型、外觀設計三類。選取發明專利，主要考慮因素是發明專利相對其他兩項在價值呈現方面更容易量化，更能體現自主創新能力的產出效應。

4.技術市場合同成交金額。技術市場合同成交金額反映的是當前該地區的自主創新能力在技術市場的貨幣表現，能有效衡量自主創新能力的產出效應，是衡量自主創新技術實現能力的重要指標。

（二）評價方法

基于上述對于自主創新能力的影響因素分析，在此采用因子分析法對自主創新能力進行綜合評價，即通過因子分析法提取出一個主成分因子來擬合上述四個指標，記為自主創新能力得分。

（三）數據來源

數據來源于《新中國60年資料匯編》及相關年份《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》，時間跨度為2001—2009年。需要說明的是，由于缺乏西藏自治區部分年份的樣本數據，遂選取我國除西藏外的30個省市的科研人員、R&D經費、發明專利授權量和技術市場合同成交金額4個變量作為自主創新能力的衡量指標。

（四）評價結果

在收集2001—2009年間各省的科研人員、R&D經費、發明專利授權量和技術市場合同成交金額數據后，先將各指標值進行標準化，再基于主成分方法進行因子分析，所使用的統計軟件為SPSS17.0。結果如表1：

表1 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果表

表1是KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果表。KMO檢驗用于檢驗變量間的偏相關系數是否過小。一般情況下，當KMO大于0.9時效果最佳，大于0.7小于0.8說明適合作因子分析，小于0.5時說明不適合做因子分析。Bartlett球形檢驗用于檢驗相關系數矩陣是否是單位陣，如果檢驗結論不能拒絕原假設，則表示各個變量都是各自獨立的。從表1可以看出KMO檢驗結果0.731，大于0.7小于0.8；同時，Bartlett球形檢驗的Sig.取值是0，表示拒絕原假設，即相關系數矩陣不是單位陣，說明各個變量之間存在相關性，進行因子分析是合適的。

表2 各主成分解釋原始變量總方差的情況

表2是主成分表，表中列出了所有的主成分，且按照特征根的從大到小次序排列。從表中可見，第一主成分的特征根為2.955，方差貢獻率為73.886%，第二個主成分的特征根為0.876，方差貢獻率為21.901%，前兩個主成分的累計貢獻率為95.787%。根據提取因子的條件——特征值大于1，本文只抽取了一個主成分因子，且該主成分因子集中了原始4個變量信息的73.886%，說明因子分析得到的主成分因子能代表4個變量的主要信息。

表3 因子得分系數矩陣

表3是因子得分系數矩陣，通過此表就可以得到以各個變量的線性組合表達的主成分，其具體的表達式為：

表中數據均已標準化，其中X1表示科技人員；X2表示R&D經費；X3表示發明專利授權量；X4表示技術市場合同成交金額；F1表示因子得分。通過上述方程可以計算出各省各年具體的自主創新能力得分。

為了進一步分析自主創新能力的地區差異情況，在此采用聚類分析法將我國各省市按自主創新能力得分值劃分成5類，如表4：

表4 2001年和2009年30個省市自主創新能力得分的聚類分布

從表4的結果我們可以看到：與2001年相比，2009年北京的自主創新能力得分一直處在第一類；而廣東的自主創新能力得分在此期間有所上升，由第二類晉升為第一類。上海、江蘇一直保持在第二類水平，變化不大。 遼寧、山東、四川、湖北、浙江五個省份的自主創新得分排名也一直處在第三類水平。其余中、西部大多數省份表現出來的情況都是自主創新得分普遍不高，且2001年和2009年排名幾乎都保持不變，都處在第四或第五類。值得注意的是，在這些省市中，除海南外，均為西部地區的省份。總的來說，從自主創新得分上的差異分布可以看出，各個省份的自主創新能力和各地區的經濟發展水平一樣都呈現出東部領先、中部居中、西部落后的情況。

二、自主創新能力對我國經濟增長影響的實證分析

（一）模型構建

遵循著索洛（1965）開創的總量分析方法及其后的內生經濟增長理論關于技術進步對經濟增長貢獻的研究路徑，其基本分析思路大都采用柯布—道格拉斯總量生產函數的回歸分析方法。柯布—道格拉斯生產函數的基本形式是：

為了消除時間序列數據異方差性，對各變量進行自然對數變換，并且在模型中引入自主創新得分作為技術進步的因素，得到新的增長方程：

其中Y是經濟發展水平，K是資本的投入數量，K是勞動力的投入數量；α是資本要素的產出彈性系數值，β為勞動要素的邊際產出彈性系數值，Z為引入的技術進步要素，γ是技術要素的產出彈性系數，表示自主創新能力對于經濟增長的影響水平，即衡量自主創新水平每增加一個單位對經濟增長速度的貢獻程度。

表5 模型回歸分析結果

（二）變量選取

本文采用人均國內生產總值作為衡量經濟發展水平的指標，采用固定資產投資額、就業人數和自主創新能力得分分別作為衡量資本、勞動力和技術等投入要素的指標。

（三）數據來源

數據來源于《新中國60年資料匯編》及2002—2010年《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》，包括除西藏外的30個省市自治區直轄市。時間跨度為2001-2009年。

（四）結果分析

本文采用固定效應的變截距模型對上述模型進行參數估計，使用的計量軟件為Eviews6.0，估計結果如表5：

根據表5得到以下樣本回歸方程：

從上述回歸分析結果可以看到：決定系數R2=0.9840，說明人均國內生產總值的總變異中有98.40%的部分可以由固定資產投資額、就業人數和自主創新得分等解釋變量來聯合解釋，說明方程擬合得很好。又由F=506.2506，其對應的概率為0，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設，說明各解釋變量與被解釋變量人均國內生產總值之間線性關系顯著，即方程總體是顯著線性的。最后由上述回歸方程括號內的t統計量以及其相應的概率值判斷，其概率值都小于0.05，均拒絕原假設，說明每個解釋變量對被解釋變量都有著顯著的正向影響。

此模型進一步說明：

第一，在國民經濟中固定資產投資額（K）和就業人數（L）不變的前提下，自主創新得分（z）每增加1個單位，人均國內生產總值（Y）增加0.0342個單位，且自主創新能力對經濟發展的影響是正向且顯著的。

第二，當固定資產投資額（K）和自主創新得分（z）不變的情況下，就業人數（L）每增加一個百分比，人均國內生產總值增加0.3385個百分比。

第三，當就業人數（L）和自主創新得分（z）不變的情況下，固定資產投資額（K）每增加一單位，人均國內生產總值增加0.6264個百分比。

第四，由于采用的是固定效應變截距模型，各省區的生產函數模型估計結果是不一樣的。具體來說，除了截距項外，各解釋變量對被解釋變量的影響方向和大小均是是一致的。

三、結論及建議

在此利用2000—2009年省際面板數據對我國自主創新能力與經濟增長之間的關系進行實證分析，至少可以得到以下結論和建議：

第一，回歸分析結果表明，資本投入、勞動投入和自主創新能力都對我國經濟增長存在顯著的正向影響，但影響程度各不相同。資本投入對經濟增長影響最大，勞動投入次之，自主創新能力最小。說明目前我國自主創新能力整體水平還很低，對經濟增長貢獻不大，經濟增長主要還是依靠傳統的資本密集型和勞動密集型發展模式，這種粗放型的增長方式亟待轉變。

第二，從自主創新得分的地區差異分布可以看出，各個省份的自主創新能力是有差距的，具體表現為東部領先、中部居中、西部落后的情況。這在一定程度上能進一步解釋自主創新能力的差異是地區經濟發展不平衡的原因之一。

第三，區域經濟平衡發展是國家經濟穩定健康發展的基礎。因此，針對我國區域間自主創新能力發展不均衡的現實，建議政府要盡量平衡區域間在自主創新資源投入上的差距，加大對于欠發達地區自主創新能力的資源投入的力度，同時鼓勵和引導欠發達地區對于自主創新能力的培養和投入。

［1］ 陳柳，劉志彪.本土創新能力、FDI技術外溢與經濟增長［J］.南開經濟研究，2006（3）：90-101.

［2］ 陳柳.長三角地區的技術外溢、本土創新能力與經濟增長［J］.世界經濟研究，2007（1）：60-67.

［3］ 楊俊.技術模仿、人力資本積累與自主創新：基于中國省際面板數據的實證分析［J］.財經研究，2007（5）：18-28.

［4］ 戴魁早.中國自主創新與經濟增長關系的實證研究——基于技術吸收能力的視角［J］.科學學研究，2008（3）：626-632.

［5］ 盧寧，李國平，劉光領.中國自主創新與區域經濟增長——基于1998—2007年省際面板數據的實證研究［J］.數量經濟技術經濟研究，2010（1）：626-632.

［6］ 齊曉麗，金浩.自主創新與經濟增長總量的關系及其區域差異分析［J］.現代財經：天津財經大學學報，2010（6）：76-80.

［7］ 江蘇省統計局.江蘇自主創新能力與經濟增長：相關性與比較研究［EB/OL］.（2011-02-04）.http://www.jssb.gov.cn.

F2

A

葛騰飛（1984-），男，碩士，助教，研究方向為宏觀經濟計量分析、資本市場統計分析。