高技術產業與經濟增長關系的實證分析

張華平

（華北水利水電學院，鄭州 450011）

0 引言

近年來，我國高技術產業快速發展，高技術產業增加值由1995年的1080.52億元增加到2010年的16571.34億元，年均增長20%；同時，我國總體經濟水平保持高速增長。2010年國內生產總值（GDP）達397983億元，同比增長10.3%。自1995年以來，我國高技術產業增加值和GDP都呈現快速增長趨勢，但是二者是否存在著互為因果的關系？它們彼此之間會產生什么樣的沖擊？為回答這些問題，本文以1950～2010年的時間序列數據，采用動態計量模型檢驗二者的關系，為促進高技術產業與經濟增長的協調發展提供參考。

1 變量選取與數據處理

本文的研究涉及二個變量，即高技術產業發展與經濟增長。在度量指標的選取上，著重考慮以下幾點：一是指標代表性，即指標能反映變量的本質特征；二是數據可獲性，即指標數據便于獲取和更新；三是簡明性，即指標應盡可能的少，易于推廣應用。關于高技術產業發展的衡量，相關指標很多，如高技術產業新產品總產值、工業銷售額、主營業務收入等。結合高技術產業發展的內涵，選取目前應用最為廣泛的“高技術產業增加值（單位：億元）”來度量高技術產業發展狀況，反映高技術產業新創造財富和附加值的高低。考察經濟增長的最常用指標是國內生產總值（單位：億元），對一國總體經濟運行表現作出的概括性衡量，具有國際可比性，是聯合國國民經濟核算體系中最重要的總量指標。

上述指標數據來自《中國科技統計年鑒》、《中國統計年鑒》或者通過計算獲得，考慮到指標數據的統計時期，選取樣本空間為1995～2010年，具體數據如表1所示。為了消除物價變動對高技術產業增加值和國內生產總值的影響，利用表1中的以1995年為基期的價格指數（%）對它們進行平減，得到相應的實際變量。

同時，為了消除數據中存在的異方差，分別對各實際變量取對數，即：LHTI=log(HTI)，LGDP=log(GDP)；計算LHTI與LGDP的相關系數，如表2所示。高技術產業增加值與國內生產總值的相關系數為0.987495，呈現高度相關，反映它們之間的密切關系，說明建立計量經濟模型來解釋它們之間的關系是比較合適的。

表1 各變量原始數據

表2 LHTI與LGDP相關系數表

2 計量模型與分析方法

本文利用計量經濟學中的協整理論、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型及方差分解等方法，從以下五個方面驗證高技術產業發展與經濟增長之間的長期均衡關系和雙向動態作用。

2.1 平穩性檢驗

考慮到經濟現象大多數的時間序列是非平穩序列，易出現“偽回歸”問題。故在建立模型前，需要對數據的平穩性進行單位根檢驗。檢驗方法主要有DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗、ERS檢驗和NP檢驗等，在實際應用中，ADF檢驗法更為常見。

2.2 協整關系檢驗

若非平穩性序列存在同階單整，則可以對其進行協整分析。常用的協整檢驗方法包括EG兩步檢驗法和Johansen協整檢驗法，前者適用于雙變量協整檢驗，后者適用于多變量（＞2）協整檢驗。如果變量間存在協整關系，表明它們之間存在長期穩定的均衡關系。

2.3 誤差修正模型

根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型。將協整方程的誤差修正項作為引入變量，建立誤差修正模型（ECM），用以解釋變量由于某種原因短期偏離長期均衡的調整機制。

2.4 格蘭杰因果檢驗

協整檢驗表明了變量之間存在長期均衡關系，但無法揭示變量之間是否存在因果關系及影響方向，格蘭杰因果檢驗為解決此問題提供了方法和思路。一般地，如果變量X是變量Y的（格蘭杰）原因，則X的變化應先于Y的變化。

2.5 方差分解

為了進一步研究我國高技術產業與經濟增長之間相互作用的動態過程，本文對模型采用方差分解的技術方法，即將系統的預測均方誤差按其成因分解為自身沖擊、其它變量沖擊所構成的貢獻率，從而了解各變量沖擊對模型內生變量的相對重要性。

3 實證過程

由圖1可見，LHTI和LGDP的折線圖帶有明顯的趨勢性，可能是非平穩序列。因此，需要對序列進行平穩性檢驗。

圖1 LHTI和LGDP的折線圖

3.1 單位根檢驗

本文采用ADF檢驗法對LHTI、LGDP及其差分項序列進行單位根檢驗，見表3。結果表明：時間序列變量LHTI、LGDP均屬于非平穩的時間序列，其一階差分變量iLHTI和iLGDP仍然屬于非平穩時間序列，但其二階差分變量iiLHTI和iiLGDP卻成為了平穩的時間序列，因此，LHTI和LGDP均是二階單整序列。

3.2 協整關系檢驗

分析表明LMJ和LYM均為二階單整，故可以繼續進行協整分析。本文采用選用EG兩步檢驗法來檢驗LHTI和LGDP的長期關系。

表3 平穩性檢驗結果

首先對LHTI和LGDP進行回歸分析，并對其殘差序列進行平穩性檢驗(括號內的數為t檢驗值)，得到協整方程為：

其次，令E表示協整方程的殘差序列，對協整方程殘差項進行單位根檢驗，結果見表4。

表4 協整方程殘差項ADF檢驗

檢驗結果表明：在5%的顯著水平下，LHTI和LGDP存在協整關系，即存在長期均衡。

3.3 消除自相關

在LHTI和LGDP關系協整分析時，發現方程的DW值偏小（DW=0.5892），可能存在自相關問題。如圖2所示，回歸模型的殘差存在著高度的正相關。同時，采用偏相關系數法對此進行檢驗，結果顯示第1期偏相關系數的直方塊超過虛線部分，表明方程殘差項存在一階自相關。

圖2 回歸模型的殘差趨勢圖

為此，繼續選用Cochrane-Orcutt迭代法消除自相關，得到LHTI和LGDP關系模型的最終協整方程為：

經檢驗，系數顯著性、方程顯著性及模型擬合度都良好，且不存在自相關和異方差。該方程顯示，高技術產業增加值與GDP之間存在正相關的關系，高技術產業增加值每提高1個百分點，GDP將上升0.1604個百分點。

3.4 誤差修正模型

利用LHTI和LGDP差分后的序列、各變量的滯后期以及初始方程殘差項的滯后一期做回歸分析，從一般到特殊的檢驗過程中，將統計上不顯著的滯后變量逐漸剔除，最終得到反映高技術產業增加值與GDP之間短期動態均衡關系的誤差修正模型：

誤差修正模型各個變量通過了顯著性檢驗，說明模型擬和效果較好。誤差修正項系數小于0，符合反向修正原則。從短期來看，滯后一期的高技術產業增加值以0.1783的比率對當期經濟增長產生負影響；滯后一期的非均衡誤差以0.4342的比率對當期河南省經濟增長作出修正，即經濟增長的短期波動向長期均衡的調整力度為0.4342。

3.5 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結果。本文利用信息法則即根據AIC和SC的數值大小將最優滯后階數確定為2，檢驗結果見表5。

表5 Granger因果關系檢驗結果

結果表明，在5%的顯著水平下，我國高技術產業發展與經濟增長呈現出單向的格蘭杰因果關系，即高技術產業發展是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長并不是高技術產業發展的格蘭杰原因，表明我國高技術產業發展在一定程度上推動了經濟增長，但經濟增長并沒有帶來高技術產業發展。

3.6 方差分解

在Eviews中，根據VAR的輸出結果繪制出表6和表7的高技術產業增加值和GDP的方差分解結果。

由表6發現，我國高技術產業增加值在第一期只受自身波動沖擊的影響，從第二期開始直至以后各期來自其自身的擾動沖擊逐漸緩慢下降；我國高技術產業增加值來自GDP的沖擊是大體上逐漸上升的（除了在第五期略有下降外）。但是，無論從短期還是長期來看，我國高技術產業增加值波動受自身沖擊的影響居于主導地位，受經濟增長沖擊的影響是有限的。該方差分解結果與前面的格蘭杰因果檢驗的分析結論都是一致的。

表7顯示，我國GDP的波動在第一期同時受到其自身和高技術產業增加值波動沖擊的影響，之后各期來自其自身的沖擊大體上呈現逐漸下降的趨勢，而來自高技術產業增加值的沖擊大體上呈現逐漸上升的趨勢。從長期來看，高技術產業增加值變化的沖擊能解釋GDP變化的90%以上。同樣，上述方差分解結果與前面的格蘭杰因果檢驗的分析結論也是一致的。

4 結論

基于1995～2010年的時間序列數據，利用計量經濟學中的協整理論、向量誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗及方差分解技術，對我國高技術產業與經濟增長關系進行動態分析，得出如下結論：

表6 變量HTI方差分解結果

表7 變量GDP方差分解結果

（1）協整分析表明：我國高技術產業與經濟增長之間具有協整關系，即存在長期穩定的關系。通過協整方程發現，我國高技術產業增加值每增加一個百分點，GDP將上升0.1604個百分點。顯然，我國高技術產業對經濟增長的推動作用是巨大的，經濟增長對高技術產業的依賴性極強。

（2）誤差修正模型表明：經濟增長受自身或高技術產業的影響存在一定的滯后性。從短期來看，滯后一期的高技術產業增加值以0.1783的比率對當期經濟增長產生負影響；滯后一期的非均衡誤差以0.4342的比率對當期河南省經濟增長作出反向修正。

（3）格蘭杰因果關系檢驗表明：我國高技術產業與經濟增長之間呈現單向的因果關系，即高技術產業是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長并不是高技術產業發展的格蘭杰原因。說明我國高技術產業在某種程度上帶動了經濟發展，但是經濟增長并沒有推動高技術產業發展。

（4）方差分解結果表明：我國經濟增長受高技術產業增加值沖擊的影響占據主導地位，受自身沖擊的影響有限；我國高技術產業發展主要受自身沖擊的影響，受經濟增長沖擊的影響僅為10%左右。該分析結果與格蘭杰因果檢驗結果是一致的。

綜上，我國高技術產業與經濟增長之間存在長期的均衡關系，但它們之間并沒有形成良性互動。一方面，由于強烈的輻射效應，高技術產業帶動關聯產業發展，進而帶來整個國民經濟的發展。但是，另一方面，由于認識不到位、政策措施不配套，及我國產業構成比例不合理、技術創新環境薄弱等原因，制約了高技術產業發展，GDP增加并沒有帶來高技術產業增加值的提高。

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