我國R&D投入對經濟增長的影響分析
——基于面板數據的實證研究

涂依璠，陳慶杰

（上海理工大學 管理學院，上海 200093）

一、引言

近年來，我國經濟發展逐步步入新常態，“三期疊加”的階段性特征仍然十分明顯。為了推進供給側結構性改革，促進經濟提質增效、轉型升級，迫切需要依靠科技創新培育發展新動力。國內外許多學者對研究與試驗發展（R&D）投入與經濟增長之間的關系進行了實證研究，部分學者從國家、區域等宏觀層面對其進行研究，其中，趙喜倉、陳海波（2003）[1]發現我國R&D在投入產出水平和配置效率上和區域經濟發展水平呈現出趨同性。張順（2006）[2]通過向量自回歸模型發現增加 R&D投入對經濟增長具有推動作用，反之卻不成立。盧方元、靳丹丹（2011）[3]通過建立面板數據模型，實證研究了R&D投入與經濟增長之間的長期均衡關系，結果表明R&D投入對經濟發展具有顯著的促進作用。嚴成樑、龔六堂（2013）[4]考察了 R&D規模以及R&D結構對我國經濟增長的影響，并發現R&D規模越大、基礎研究支出占R&D總支出的比例越高，則經濟增長率越高。程惠芳、文武和胡晨光（2015）[5]利用發達國家與發展中國家的面板數據進行研究后發現，發達國家研發強度受到長期經濟增長的負向影響，發展中國家研發強度則受到正向影響。李苗苗、肖洪鈞和趙爽（2015）[6]基于面板數據探討了金融發展、技術創新與經濟增長之間的影響關系，并得出金融發展規模對經濟增長具有直接的負向作用，但其可通過促進R＆D投入來間接促進經濟增長。孔曉妮、鄧峰（2016）[7]通過對面板數據進行研究，發現地區的R＆D投入會通過技術溢出顯著影響與其地理位置鄰近的地區的經濟增長。另一部分學者從行業、企業等微觀層面進行研究，其中，Griliches（1986）[8]從公司、產業層面進行研究，并發現R&D投入對生產率的促進作用顯著。Jaffe、Trajten berg and Fogarty（2000）[9]對產業的 R&D 投入進行研究，發現某一產業的R&D投入在促進該產業技術進步的同時還有助于其他相關產業勞動生產率的提高。姚洋、章奇（2001）[10]從企業層面對R&D投入的影響進行了檢驗，發現公共研究機構的R&D支出對企業的效率會產生負向作用，但企業的R&D支出效應則相反。孫曉華、辛夢依（2013）[11]檢驗了R&D投資對行業績效的影響，并表明R&D強度存在唯一的門限值。

現有的研究大多基于行業或地區進行時間序列的研究，較少使用面板數據。少數使用面板數據進行的研究卻沒有考慮到R&D投入對經濟增長存在的滯后性影響。因此，本文將運用2005—2015年我國31個省份的數據構建面板數據模型，對其進行單位根檢驗和協整檢驗以保證模型的正確性，然后分別建立GDP與R&D經費投入、GDP與R&D人員投入的長期均衡模型，并分別在上述兩個模型之中加入R&D經費投入、R&D人員投入的滯后項，分析R&D投入、R&D滯后一期的投入對經濟增長的長期影響。

二、數據來源與處理

本文選取的數據來源于《中國統計年鑒》以及《中國科技統計年鑒》，并將使用各地區各年的GDP總量作為衡量經濟發展水平的指標，并選擇R&D經費支出EXP、R&D人員全時當量PER分別對R&D投入進行衡量。其中GDP總量的單位為億元，EXP的單位為萬元，RER的單位為人。

為了方便后續對數據的處理以及回歸，本文將對GDP、EXP和PER的單位進行處理，處理后的單位分別為萬億元、元、人。同時為了保證數據的平穩，消除異方差，本文將對各變量取對數。

三、模型設定與檢驗

（一）模型的設定

我國各省市由于政策導向、地區特色等原因，其經濟發展水平、R&D投入水平之間差別較大。故本文采用面板數據模型對各個地區R&D投入對經濟增長的影響進行分析。具體模型設定如下：

其中，i表示不同的觀測單元，t表示不同的時期，ε 為滿足 E（ε）=0 以及 Var（ε）=σ2的隨機擾動項。

（二）模型檢驗

本文為檢驗模型設定的準確性，分別對lnGDP、lnEXP、lnPER進行了三種單位根檢驗，分別為Breitung檢驗、ADF檢驗和PP檢驗。由于版面限制，如需單位根檢驗的結果，請聯系本文作者。

面板單位根檢驗結果表明，lnGDP、lnEXP和lnPER在1%的顯著水平下都是非平穩的。根據單位根檢驗中“少數服從多數”原則，本文認為 的一階差分在5%的顯著性水平下是平穩的。因此，單位根檢驗說明lnGDP、lnEXP和lnPER序列均存在單位根。

為了檢驗lnGDP與 lnEXP、lnGDP與lnPER的回歸方程所描述的因果關系是否為偽回歸，本文將對lnGDP與lnEXP、lnGDP與lnPER分別進行協整檢驗。由于版面限制，如需面板協整檢驗的結果，請聯系本文作者。

結果表明，lnGDP與 lnEXP存在協整關系，lnGDP與lnPER存在協整關系。由于本文樣本期小于20年，因此該協整檢驗主要以Panel ADFStatistic和Group ADP-Statistic統計量的結果為準。

根據上述所進行的單位根檢驗與協整檢驗可知上述四個模型的設立是準確合理的。

四、面板模型的回歸結果及分析

據李子奈、潘文卿（2003）[12]的研究表明，用面板數據建立的模型通常有混合模型、變截矩模型和變系數模型，其中后兩者又可分為固定影響和隨機影響兩種情況。本文對各變量數據進行了處理，最終確定模型一與模型二應當采用個體固定效應的變系數模型，模型三和模型四應當采用個體固定效應的變截矩模型。

對描述lnGDP與lnEXP之間關系的面板模型一進行參數估計，估計結果如表1所示。

估計方程為：

表1 lnGDP與lnEXP模型參數估計結果

對截矩項C1進行分析后發現，最大的兩個地區為廣東、河南，最小的為陜西、北京。說明前兩者的經濟增長受R&D經費投入以外的因素影響較大，而后兩者的R&D經費投入對經濟增長的促進作用受到了外來因素的抑制。對系數項C2進行分析后發現R&D經費投入對各地區經濟增長均具有一定程度的促進作用，其中陜西、吉林、遼寧、貴州、甘肅的經濟增長受R&D經費投入的影響較大，而山東、新疆、河南、內蒙古、廣西、安徽的R&D經費投入對經濟增長的促進作用均劣于其他省份。

對描述lnGDP與lnPER之間關系的面板模型二進行參數估計，估計結果如表2所示。

表2 lnGDP與lnPER模型參數估計結果

估計方程為：

該估計方程各地區的回歸系數均能在1%的顯著水平下通過檢驗。模型中的6.88表示各個地區R&D人員投入對GDP的固定效應影響程度，C3表示各個地區的GDP增長中不能被R&D經費投入解釋的部分，C4表示各個地區R&D人員投入對GDP影響的程度系數。

對截矩項C3進行分析后發現，西藏、青海、新疆、海南、廣東、內蒙古的經濟增長受R&D人員投入以外的因素影響較大，而北京與遼寧的R&D人員投入對經濟增長的促進作用受到的外來因素的抑制的程度較大。對系數項C4進行分析后發現，R&D人員投入對各地區經濟增長均具有一定程度的促進作用，其中遼寧、陜西、北京甘肅、四川、黑龍江的經濟增長受R&D經費投入的影響較大，而云南、海南的R&D人員投入對經濟增長的促進作用均劣于其他省份。

考慮到R&D投入對經濟增長的影響可能存在時滯，因此加入滯后一期的R&D投入，得到模型三與模型四。對描述lnGDP與lnEXP、滯后一期的lnEXP之間關系的面板模型三進行參數估計。由于篇幅限制，如需估計結果請聯系作者。

估計方程為：

加入滯后一期R&D經費投入后的回歸方程擬合優度相較于模型一有所上升，顯著性也有所提高，故其對經濟增長的解釋作用更強。相較于模型一的回歸結果，截矩項D1最大與最小的地區與模型一中截矩項C1的地區相同。本文根據各省市C2、D2的大小，按照從小到大的順序進行排列，發現相較于模型一其位次有所下降的地區中山西下降程度最大。這表明上述地區，尤其是山西地區的本期R&D經費投入對經濟增長的促進作用要大于上期的投入。相較于模型一，其位次有所上升的地區中西藏位次上升四位，新疆、安徽上升兩位。表明上述地區上期的R&D經費投入對經濟增長的促進作用要大于本期的投入。

對描述lnGDP與lnPER、滯后一期的lnPER之間關系的面板模型三進行參數估計。由于篇幅限制，如需估計結果請聯系作者。

估計方程為：

加入滯后一期R&D人員投入后的回歸方程擬合優度相較于模型二有所上升，顯著性有所提高，表明滯后一期的R&D人員投入對經濟增長的解釋作用更強。相較于模型二的回歸結果，截矩項D3最大與最小的地區與模型一中C3中的地區相同。對于系數項D4，位次下降程度較大的有廣西、內蒙古、湖南、天津、河北、福建。表明上述地區的本期R&D人員投入對經濟增長的促進作用要大于上期的投入。相較于模型三，本模型系數項D4中僅有云南、西藏、山西、黑龍江四個地區位次上升，表明其上期的R&D人員投入對經濟增長的促進作用要明顯大于本期的投入。本模型系數項位次上升的地區數明顯少于模型三，位次下降的地區明顯多于模型三，表明R&D投入中，本期R&D人員投入對經濟增長的影響更為顯著，上期R&D經費投入對經濟增長的影響更為顯著。

綜合考慮，在模型三相對于模型一、模型四相對于模型二中系數項位次均有上升的地區為云南、西藏，表明相對于其他各地區，云南與西藏的經濟增長受上期R&D經費、人員投入的影響均大于本期投入的影響。位次均有下降的地區則有：內蒙古、江蘇、福建、湖南、廣西，表明上述地區本期R&D經費、人員投入對經濟增長的影響要強于上期投入。模型二中系數項普遍大于模型一中系數項，表明R&D人員投入對經濟增長的促進作用強于R&D經費投入的影響。

五、結論建議

1.我國各省市的R&D經費投入與R&D人員投入從長期來看對各省市的經濟增長均存在一定程度的促進作用。因此，我國在制定有關研究與開發以及經濟的相關政策時，需要注意上述兩者與經濟發展中存在的長期關系，把握好兩項投入之間的平衡，保持投入結構的合理化。

2.從整體上看，人員投入對經濟的促進作用強于經費投入對經濟的促進作用。因此，各省市應當在保證兩種投入結構合理的基礎上，加大人員投入力度，加強投入質量，鼓勵并促進各行業人員的培訓以及繼續教育，提高從業人員素質，培養從業人員的創新能力，激發創新才能。

3.從長期看，R&D投入對經濟增長的促進作用存在滯后效應。因此，各省市在進行R&D投入時要注意時間滯后效應的影響，每年R&D投入力度應當在保持相對穩定的基礎上有一定程度上的提升。R&D投入對經濟增長的促進作用是一個長期的過程，切忌為了短期經濟發展指標而不顧地區經濟能力進行投入。

4.不同地區的經濟增長受到本期以及上期R&D投入的影響程度不同。因此，我國各省市在制定有關研究與開發的政策時，應當結合各地區自身的區域特色，因地制宜、因城施策，使得R&D投入在本地區可以發揮最好的效用，從而提高R&D投入的產出效率。

[1]趙喜倉，陳海波，2003.我國R&D狀況的區域比較分析[J].統計研究（3）：38-42.

[2]張順，2006.科技投入與經濟增長動態關系研究[J].商業研究（13）：146-149.

[3]盧方元，靳丹丹，2011.我國R&D投入對經濟增長的影響——基于面板數據的實證分析[J].中國工業經濟（3）：149-157.

[4]嚴成樑，龔六堂，2013.R&D規模、R&D結構與經濟增長[J].南開經濟研究（2）：3-19.

[5]程惠芳，文武，胡晨光.研發強度、經濟周期與長期經濟增長[J].統計研究，2015，32（1）：26-32.

[6]李苗苗，肖洪鈞，趙爽.金融發展、技術創新與經濟增長的關系研究——基于中國的省市面板數據[J].中國管理科學，2015，23（1）：162-169.

[7]孔曉妮，鄧峰.自主創新、技術溢出及吸收能力與經濟增長的實證分析——基于東、中、西部地區與全國的比較[J].研究與發展管理，2016，28（1）：31-39.

[8]Griliches Z.Productivity，R&D and Basic Research at the Firm Level in the 1970s[J].American Economic Review，1986，76（1）：141-154.

[9]Jaffe A.，M.Trajten berg，M.Fogarty.Knowledge Spillovers and Patent Citations：Evidence from a Survey of Inventors[J].American Economic Review，2000，90（2）：215-218.

[10]姚洋，章奇，2001.中國工業企業技術效率分析[J].經濟研究（10）：13-19.

[11]孫曉華，辛夢依.R&D投資越多越好嗎？——基于中國工業部門面板數據的門限回歸分析[J].科學學研究，2013，31（3）：377-385.

[12]李子奈，葉阿忠.高等計量經濟學[M].北京：清華大學出版社，2003：145-171.