教育水平與科研投入對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的動(dòng)態(tài)化影響
——基于VEC模型的協(xié)整分析

齊　昊，黃　萍

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013）

教育水平與科研投入對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的動(dòng)態(tài)化影響
——基于VEC模型的協(xié)整分析

齊昊，黃萍

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013）

中國(guó)經(jīng)濟(jì)正經(jīng)歷結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要改革時(shí)期，淘汰落后產(chǎn)能，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，成為目前經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)之一。本文基于我國(guó)1995-2014年產(chǎn)業(yè)升級(jí)、教育水平以及科研投入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用VEC模型和協(xié)整分析實(shí)證了三者之間發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系。發(fā)現(xiàn)科研投入以及教育水平短期內(nèi)都能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)優(yōu)化，但長(zhǎng)期來看，教育作用更強(qiáng)于科研投入。說明在未來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策中，要著眼與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，更關(guān)注教育作用和勞動(dòng)者素質(zhì)提高。

產(chǎn)業(yè)升級(jí)；科研投入；教育水平 ；VEC模型；協(xié)整分析

一、引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)發(fā)展階段以來，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式發(fā)生了顯著變化。2014年我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增加值為306739億元，增長(zhǎng)8.1%，占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為48.2%。說明我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)調(diào)整工作開展成效頗豐。但是我們還應(yīng)該認(rèn)識(shí)到，相比其他發(fā)到國(guó)家，我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍存在諸多問題，產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展仍任重而道遠(yuǎn)。

二、研究設(shè)計(jì)

1、 數(shù)據(jù)說明

本文主要考察我國(guó)總體科研投入和教育水平對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展的影響。在產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展的狀況方面，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為變量指標(biāo)，記作IT。在科研投入方面，采用我國(guó)R&D支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為變量指標(biāo)，記作RD。在教育水平方面，因?yàn)榱x務(wù)階段教育對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響較小，因此選取單位人口中接受高等教育的人數(shù)作為變量指標(biāo)，記作PA，其中單位人口為十萬人。另外選取第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)者占總就業(yè)人數(shù)比重作為控制變量，記作PN。

所有數(shù)據(jù)源自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫1995-2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在相對(duì)指標(biāo)計(jì)算之前利用價(jià)格指數(shù)對(duì)絕對(duì)量進(jìn)行了平減處理。同時(shí)為了避免存在的異方差問題，提高估計(jì)的可靠性，對(duì)所有變量均采取對(duì)數(shù)變換，得到新的變量是LNIT、LNRD、LNPA、LNPN 。

2、模型設(shè)定

本文主要采用多變量協(xié)整分析，研究我國(guó)科研投入和教育水平對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的動(dòng)態(tài)化影響。如果它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則利用產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況（LNIT、）、科研投入（LNRD）教育水平（NLRNDP）從業(yè)者數(shù)（LNPN）構(gòu)建向量誤差修正模型即VEC模型。VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，主要用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。表達(dá)式如下：

其中 αecmtt-1是誤差修正 項(xiàng)，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，系數(shù)向量αi=1反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。μt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

1、 單位根檢驗(yàn)

為了防止模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，需要檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果見表1：在5%的顯著性水平下，四個(gè)序列都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)其進(jìn)行一階差分變換，進(jìn)一步檢驗(yàn)差分之后的序列，在5%的顯著性水平下，都拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)。表明四個(gè)時(shí)間序列都是一階單整過程，即I（1）過程。

表1　變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以判斷一個(gè)隨機(jī)變量對(duì)于預(yù)測(cè)另外一個(gè)隨機(jī)變量是否產(chǎn)生作用。為了分析產(chǎn)業(yè)優(yōu)化狀況、科研投入、教育水平等變量之間的關(guān)系，對(duì)這四個(gè)序列進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，表2是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。

從格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果可得出以下結(jié)論：第一，在1%的顯著性水平下，LNRD與LNIT存在著單向格蘭杰因果關(guān)系，即科研投入是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的一個(gè)重要影響因素。第二，在5%的顯著性水平下，LNPA是LNIT的格蘭杰原因，說明教育水平也對(duì)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化起著很大作用。而其他變量之間都不存在顯著的相互影響的關(guān)系。這種狀況與現(xiàn)階段中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的實(shí)際相吻合，即主要是依靠增加研發(fā)投入和通過教育提高勞動(dòng)者素質(zhì)來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，反映出產(chǎn)業(yè)升級(jí)需從資本投入和人力水平兩方面共同發(fā)力。

3、 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

從前文各序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，原序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。但是，原序列一階差分后都是平穩(wěn)的，因此可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來判斷各變量之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)方法主要有兩種，分別是特征值跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)，本文采取最大特征值檢驗(yàn)法對(duì)序列之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況，科研投入，教育水平以及第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。我們選擇其中的第一個(gè)，給出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程：

LNITt=-0.93LNRD+0.39LNPA +2.26LNPNt -6.60（2）

但因?yàn)榇嬖诙鄠€(gè)協(xié)整關(guān)系，為了保證所選協(xié)整方程的準(zhǔn)確性，防止偽回歸情況的出現(xiàn)，我們對(duì)所得協(xié)整方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、LLC、ADF、PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別是-3.50746，29.1803，48.1201，均在5%水平上通過檢驗(yàn)，表明協(xié)整方程顯著成立。

方程表明，產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況和科研投入、教育水平以及第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。從協(xié)整方程各系數(shù)來看，科研投入每增加1%，產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況將減弱0.93%；教育水平每增加1%，產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況將強(qiáng)化0.39%；第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重每增加1%，產(chǎn)業(yè)優(yōu)化狀況將增強(qiáng)2.26%。

四、結(jié)語

本文主要通過誤差修正模型考察產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況（LNIT）、科研投入（LNRD）、教育水平（N LNPA）從業(yè)者人數(shù)（LNPN）之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果和協(xié)整方程，可以得出誤差修正項(xiàng)ECM。

首先長(zhǎng)期內(nèi)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)科研投入的彈性系數(shù)為-0.93，遠(yuǎn)小于短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)0.07。表明短期內(nèi)，科研投入能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)升級(jí)起到良好的促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期來看，這種積極作用會(huì)迅速衰減。因此短期內(nèi)，我們還是應(yīng)該加強(qiáng)科研投入，以期起到有效的刺激作用，但長(zhǎng)期來看單純地依靠增加物資投入，并不能從根本上改變我國(guó)現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)狀，

其次長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)教育水平的彈性系數(shù)為0.39，高于短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)教育水平的彈性系數(shù)0.19。這一結(jié)果說明，在我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的全面戰(zhàn)略中，教育始終處在相當(dāng)重要的位置，能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生明顯的推動(dòng)作用，且隨時(shí)間推移，這種效應(yīng)還會(huì)更加顯著。所以我們要堅(jiān)持普及教育、深化教育，讓更多勞動(dòng)者能夠從教育中提升自我，這才是未來中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的根本出路。

另外，長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重的彈性系數(shù)為2.26，遠(yuǎn)大于短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)狀況對(duì)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重的彈性系數(shù)-0.05。說明勞動(dòng)者素質(zhì)在后續(xù)產(chǎn)業(yè)升級(jí)調(diào)整的過程中也相當(dāng)重要，并且可以作為教育促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的一個(gè)佐證——對(duì)勞動(dòng)者的教育提升了他們素質(zhì)，使得這些第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)者能真正為產(chǎn)業(yè)升級(jí)做出積極的貢獻(xiàn)。

［1］張哲談，張鵬.科研投入、產(chǎn)業(yè)升級(jí)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究［J］.價(jià)格月刊，2015，（6）.

［2］李偉慶，聶獻(xiàn)忠.產(chǎn)業(yè)升級(jí)與自主創(chuàng)新：機(jī)理分析與實(shí)證研究［J］.科學(xué)學(xué)研究，2015，（7）.

［3］韋吉飛，張學(xué)敏.教育紅利，分級(jí)低于差異與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的層級(jí)協(xié)同［J］.清華大學(xué)教育研究，2014，（3）.

［4］黃戰(zhàn).教育適應(yīng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的策略分析 ［J］.中國(guó)成人教育，2012，（2）.

（責(zé)任編輯：戴國(guó)際）