中國科技投入和經濟增長的關系：1978～2009

黃瀅

【摘要】在當前國際金融危機的大背景下，如何將我國經濟增長方式轉變為集約化的經濟發展模式，真正實現科學技術是第一生產力。提高我國經濟的產出效率，就成了亟待解決的問題。這一問題的解決對我國今后經濟的走向、我國綜合國力的提高及我國經濟在世界經濟中的地位，都將具有深遠的影響。本文以國家統計局發布的1978～2009年度統計數據為基礎，實證分析了中國科技投入與經濟增長之間的關系。

【關鍵詞】科技投入 經濟增長 關系

改革開放以來，我國經濟取得了令世界矚目的快速增長。但是，這種經濟增長在很大程度上是一種單純依賴投資驅動的、以大量資源消耗為主的“粗放型”經濟增長。根據內生經濟增長理論，創新是經濟增長的引擎。因此，加大科技研發的投入力度，使要素的邊際收益遞增，進而實現長期的經濟增長，這是目前促進我國經濟增長方式轉變、積極應對經濟危機的重要舉措。

一、數據來源和事實說明

本研究以國家統計局發布的1978～2009年年度的統計數據為基礎（如表一所示），采用Eviews的Granger Causality因果關系檢驗法和回歸分析法，研究中國科技投入與經濟增長之間的依存關系，考察兩者之間是否存在因果關系。

本文的數據全部來自國家統計局公布的數據，其中GDP的真實值為GDP除以GDP平減指數換算成而來，由于中國統計年鑒沒有公布GDP平減指數，因此本文采用如下公式進行換算：

Deflator=GDPi/GDPiindex×GDP1978index/GDP1978

式中，GDPi代表第i年的名義GDP，GDPiindex代表第i年的 GDP指數，GDP1978代表1978年的GDP，GDP1978index代表1978年的GDP指數（1978=100）。本文選擇的科技投入僅指財政部的科技投入，主要包括科學事業費、科技三項費、科研基建費和其他科研事業費，用國內生產總值作為測度區域經濟增長的指標。本研究中的科技投入真實值是國家財政科技撥款除以除以商品零售價格指數。

由于科技投入和GDP絕對額總體上是不斷增長的。圖1和圖2表明，隨著GDP總量的不斷增長，科技投入（SCI）的總量是不斷增長的，表明它們之間可能存在協整關系。

二、科技投入和經濟增長的關系

為了驗證科技投入與經濟增長之間的確切關系，需要對二者進行協整和因果關系檢驗。本文采取如下三個步驟確定二者之間的內在關系。首先，利用單位根檢驗確定時間序列GDP（國內生產總值）和SCI（科技投入）的平穩性；其次，檢驗GDP和SCI之間是否具有協整關系；再次，采用格蘭杰因果檢驗考察GDP和SCI之間的因果關系。本文所有檢驗結果均使用計量經濟軟件Eviews6.0進行回歸分析。

（一）平穩性檢驗

傳統的時間序列經濟計量學在進行研究時，通常假設經濟數據和產生這些數據的隨機過程是穩定過程。然而在現實生活中，很多經濟指標并不是平穩時間序列，如圖1、圖2中GDP序列和科技投入序列都表現出非平穩性，因此進行回歸分析首先應檢驗變量序列的平穩性，下面我們使用ADF單位根檢驗法，對調整后的GDP 和SCI序列進行平穩性檢驗，其模型為：Δyt=α+δt+γyt-1+■β1Δyt-i+ui。

其中，α表示截距項，δt表示時間趨勢項，ui為白噪聲，Δ表示變量的一階差分，最優滯后期由AIC準則確定，即選定的滯后期長度應使AIC的值最小，以保證消除自相關和保持更大的自由度。

需要說明的是，進行ADF檢驗時必須為回歸定義合理的滯后階數。通常采用AIC準則（Akaike Information Criterion）或SC準則（Schwarz Criterion）來確定給定時間序列的滯后階數。本文以AIC準則作為滯后階數的判斷標準。經過依次驗證，結果如表所示：

根據表3結果，當滯后期P=3時，序列lnGDP驗證方程的AIC值最小，因此確定lnGDP序列的滯后階數為3，同理，可得lnSCI序列的滯后階數為1。

由表5單位根檢驗結果可知，變量lnGDP的ADF統計量的值都沒能小于l%顯著水平下的臨界值，所以變量LNPG是非平穩的。同理可知，變量lnSCI也是非平穩的。于是對變量lnGDP和lnSCI進行一階差分處理，對得到一階差分序列再次進行ADF單位根檢驗，此時，在含有常數項和趨勢項的檢驗類型（c，t，3）下，ΔlnGDP的ADF統計量的值為-3.4143，小于10%顯著水平下的臨界值，所以拒絕存在單位根的零假設。變量ΔlnGDP在10%的顯著水平上是平穩的。同理可知，在含有常數項和趨勢項的檢驗類型（c，t，1）下，變量ΔlnSCI在5%的顯著水平上也是平穩的。根據單整的定義，可以認為lnGDP和ΔlnSCI均為一階差分單整序列。

（二）協整檢驗

本文用Engel-Granger兩步法做協整檢驗。其方法是：第一步進行協整回歸。若兩個變量GDPt，SCIt的單整階數相同，則可對模型：

GDPt=α+βSCIt+μt

進行協整回歸；第二步對殘差μt進行平穩性檢驗。若殘差是平穩的，則GDPt，SCIt存在著協整關系。

由GDPt對SCIt作OLS估計，得：

GDPt=3.551+1.3708SCIt+μt

在此基礎上我們進行回歸殘差，檢查殘差是否平穩，對殘差進行ADF檢驗，在10%顯著性水平拒絕存在單位根的原假設，說明殘差平穩，又因為lnGDP和lnSCI均為一階差分單整序列，所以兩者具有協整關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰（Granger）因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。在一個二元P階的VAR模型中：

由表6可知，二階滯后期檢驗結果在5%的水平上拒絕了GDPt不是SCIt的格蘭杰原因的原假設，拒絕了SCIt不是GDPt的格蘭杰因果關系的原假設；三階滯后期檢驗結果在5%的水平上均接受了GDPt不是SCIt的格蘭杰因果關系的原假設，同時拒絕了SCIt不是GDPt的格蘭杰因果關系的原假設。這表明科技投入和經濟增長互為格蘭杰因果關系。

三、總結

科技投入是科學研究和技術創新活動的物質基礎，科技投入的最終效果體現在經濟增長上。因此，必須不斷提高科技投入占 GDP的比例。目前我國的科技投入總量占GDP的比率還不高。政府在制定經濟發展戰略和科技政策時，應充分認識到科技投入和GDP兩者之間的良性互動關系，最大限度提高科技投入在促進經濟增長中的作用。