中國工業(yè)研發(fā)投入強度與工業(yè)增加值關(guān)系的實證研究

(天津財經(jīng)大學(xué) 天津 300000)

中國工業(yè)研發(fā)投入強度與工業(yè)增加值關(guān)系的實證研究

呂海源

(天津財經(jīng)大學(xué)天津300000)

一、引言

經(jīng)濟增長是衡量一個經(jīng)濟體景氣與否的指標，是社會發(fā)展的表現(xiàn)。目前學(xué)界普遍，作為生產(chǎn)要素的資本投入、科技和勞動力共同推動經(jīng)濟增長。近年來，我國經(jīng)濟飛速增長，明確我國的工業(yè)經(jīng)濟增長是依靠要素投入還是科技進步需要回答一下問題：各要素的資金投入占比為多少？對工業(yè)增加值的邊際貢獻率又分別是多少？文章探討了我國21年間工業(yè)研發(fā)投入強度(R&D)對工業(yè)增長的貢獻，對中國工業(yè)增加值進行分解研究發(fā)現(xiàn)：R&D強度能大幅并有效地促進工業(yè)發(fā)展，除此之外，勞動力要素對仍是中國工業(yè)增長的引擎。

我國目前對工業(yè)增加值影響因素的分析文獻較少，部分文獻的計量分析沒有考慮技術(shù)進步的影響因素，本文在前人的基礎(chǔ)上加入研發(fā)投入強度因素，構(gòu)建了工業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值與研發(fā)投入的回歸模型。

二、模型和變量的選擇

(一)模型選擇

Charles.cobb和PaulDouglas于1928年在《TheTheoryofWages》一書中最先闡述了柯布—道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)。這一函數(shù)在經(jīng)濟學(xué)中廣泛應(yīng)用，產(chǎn)生了許多研究成果，本文也引用了這一函數(shù)，并在這一函數(shù)的基礎(chǔ)上，加入對時間變量的考量其基本形式如下：

(1)

其中：

變量YAKLtαβ含義經(jīng)濟體經(jīng)濟產(chǎn)出量綜合技術(shù)水平資本的投入量勞動力的投入量時間資本投入彈性系數(shù)勞動力投入彈性系數(shù)

對(1)取ln得到以下式子：

LnYt=LnAt+αLnKt+βLnLt

(2)

C——D函數(shù)具有有效性和相對簡潔性，然而將技術(shù)進步作為外生變量，本文在借鑒這一模型的基礎(chǔ)上，用工業(yè)研發(fā)投入來表征技術(shù)進步，將其加入(2)模型中：

LnYt=β0+β1LnKt+β2LnLt+β3LnRt

(3)

(二)變量選擇

本文選取從1991到2011年共21年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源是：《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)處理如下：

1.工業(yè)產(chǎn)出量Yt

工業(yè)增加值是國際上通用的用來表示工業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出量Yt的指標，因此本文選取實際工業(yè)增加值表示工業(yè)產(chǎn)出量Yt。

2.資本投入量Kt

本文通過永續(xù)存盤法進行測算并將其結(jié)果作為資本投入量的指標，其計算公式為Kt=(1-σ)Kt-1+It/Pt,其中KT、It為t期的資本存量和投資，δ為折舊率，Pt固定資產(chǎn)價格指數(shù)。本文以5%作為折舊水平。

3.勞動投入量Lt和技術(shù)投入

關(guān)于勞動力投入量指標的選取，本文借鑒學(xué)術(shù)界流行方法即以工業(yè)年末時的就業(yè)人數(shù)為表征。本文采用研R&D強度這一指標代表技術(shù)投入要素。

三、回歸分析

(一)單位根檢驗(ADF檢驗)

通過E-views軟件實施ADF檢驗，結(jié)果如表1

表1 各序列的單位根檢驗結(jié)果

從表1可以看出：一階差分后的各變量ADF的檢查值均小于5%的水平，因此在5%的水平下是平穩(wěn)的，即他們都屬于同階單整I(1)

(二)協(xié)整檢驗(E-G兩步)

變量的協(xié)整檢驗中，采用E-G兩步法，并對據(jù)此分析各要素的長期關(guān)系，得到回歸方程如下：

LnY=10.3423+1.8002LnK-2.1402LnL-0.7430LnR

T (3.8637) (15.9576) (-5.3173) (-5.3972)

P 0.0012 0.0000 0.0001 0.0000 R2=0.996

令線性方程的殘差為EE，采用ADF檢查其單位根如下表2.

表2 ADF檢驗結(jié)果

從表中可以看出，殘差序列在1%，5%，10%的顯著性水平下是穩(wěn)定的即通過了協(xié)整檢驗。

(三)模型估計

本文首先對公示進行OLS估計，四個變量間存在長期協(xié)整關(guān)系，即可通過回歸方法來估計其系數(shù)，結(jié)果如下：

LnYt=10.3423+1.8002LnKt-2.1402LnLt-0.7430LnRt

T (3.8637) (15.9576) (-5.3173) (-5.3972)

P 0.0012 0.0000 0.0001 0.0000 R2=0.996DW=1.067

對殘差序列進行LM檢驗，顯示不存在自相關(guān)。但是多重共線性檢驗中，檢驗結(jié)果顯示，三者存在多重共線性，因此采用主成分分析方法進行回歸分析，估計過程如下：運用SPSS做主因素分析，由因子得分矩陣可以獲得表達式：

Zt=0.361stdLnKt+0.344stdLnLt+0.338stdLnRt

(4)

由(4)得

Zt=0.326LnKt+1.226LnLt+01093LnRt

(5)

回歸分析結(jié)果如下

LnYt=10.737+0.871Zt

(6)

T 291.784 23.097

P 0.000 0.000

R2=0.964

將主成分的表達式(5)代入(6)得

LnYt=-14.152+0.284LnKt+1.067LnLt+0.952LnRt

(7)

通過(7)可以看出資本投入的彈性α和勞動投入的彈性β分別為0.412和0.358，且α+β=1.351，趨近于1，因此滿足Hicks中性的假設(shè)條件，但是大于1說明中國工業(yè)目前的增長是邊際報酬遞增的。

(四)各要素貢獻率估算

對(3)式進行微分可得

(8)

因此資本要素(Ck)、勞動力要素(Cl)和研發(fā)投入要素(Cr)對工業(yè)增加值的供獻率可表示為如下三個公式：

(9)

(10)

(11)

根據(jù)公式(9)(10)(11)得到各要素對工業(yè)增加價值的貢獻率，可以做出各要素貢獻率的趨勢如圖1：

圖1 1982年-2011年中國工業(yè)各要素的貢獻率

四、結(jié)論

根據(jù)回歸結(jié)果及圖1我們可以得出如下結(jié)論：

(一)研發(fā)投入強度的貢獻率雖變動較大但貢獻顯著

研發(fā)投入強度對工業(yè)增加值的貢獻是顯著的，其變動較大原因可能是研發(fā)投入本身帶來的技術(shù)進步具有滯后性，從國際經(jīng)驗來看，高強度的研發(fā)投入能夠在短時間內(nèi)刺激并迅速提升本國技術(shù)水平和促進經(jīng)濟發(fā)展。總體而言，研發(fā)投入已經(jīng)是工業(yè)增長的新動力，我國應(yīng)當穩(wěn)步提高研發(fā)投入，使其滿足發(fā)展需求。

(二)勞動力要素任然是主要“引擎”

通過(7)可以看出β值較大，明顯大于資本投入的彈性α。同樣從中國工業(yè)增長各因素所占比重可以看出勞動力上是中國工業(yè)增加值的增長主要由推動力，在1990年之前勞動力對工業(yè)增加值的貢獻率在50%以上，1982年-2000年期間勞動力貢獻率呈下降趨勢，2000年至今勞動力貢獻率有緩慢升高的趨向。

勞動力貢獻率下滑的原因主要有二點：首先，人口老齡化和人口紅利消失。伴隨我國人口老齡化趨勢，以往依靠人口數(shù)量的人口紅利正在逐漸消退，雖然我國已經(jīng)開始實施開發(fā)二胎政策，但是二胎政策有一定滯后性，并不會在短期能迅速改變這種局面。

其次，薪資水平的提升對我工業(yè)發(fā)展影響隨著我國勞動生產(chǎn)率的提高逐漸減弱。2000年至今勞動力貢獻率有緩慢上升趨勢的原因筆者猜測主要是人口素質(zhì)的提升帶來的第二次人口紅利造成的。因此，我國應(yīng)該著力改善教育水平，讓人口素質(zhì)的提升釋放新的人口紅利。

(三)資本對工業(yè)增長的貢獻顯著且較穩(wěn)定

通過(7)可知資本要素的彈性為0.284，對工業(yè)增加值的供獻顯著。從圖1可以看出資本的貢獻率較為穩(wěn)定。近年來，可以發(fā)現(xiàn)工業(yè)領(lǐng)域的資本深化程度逐步加深，并且這種加深的進程也呈現(xiàn)出了加快的趨勢。分析我國人均資本量可以發(fā)現(xiàn)，我國已開始顯示出資本過度代替勞動的趨勢。雖然資本代替勞動這一進程被普遍認為是工業(yè)化發(fā)展過程中的必然路徑，但是資本深化從長期來看卻降低了資本回報率。

呂海源(1993-)，男，漢族，河北唐山人，碩士研究生，天津財經(jīng)大學(xué)，研究方向財務(wù)會計。

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