技術創新、研發投入與經濟增長的關系

周修亭　李千千

摘要：以VAR模型為基礎，采用武漢市1996～2016年統計年鑒數據，對技術創新、研發投入和經濟增長三者之間存在的關系進行了實證分析。結果表明，技術創新和研發投入均對武漢市經濟的增長具有正向作用，且技術創新的影響效應更為顯著。基于這一結論，武漢市應著重在高科技領域培養核心創新能力，提升技術創新水平，為武漢市經濟長期穩定增長提供動力源泉。

關鍵詞：經濟增長;研發投入;技術創新;VAR模型

中圖分類號：F125文獻標志碼：A文章編號：1008-4657（2019）02-0035-08

0引言

我國一直在大力建設創新型國家，提高自主創新能力，“十三五”規劃中明確指出未來的發展力量要放在技術創新方面，將技術創新作為核心，深化科學技術的引導作用。傳統的經濟增長理論觀點認為，促進經濟增長的重要影響因素是技術進步，依靠技術創新來發展經濟是經濟增長的主要手段。放眼過去二十年的發展，發達國家能夠始終走在世界的前列，其主要原因就是發達國家更為注重技術創新和研發投入，有效的將二者結合起來，二者的協同作用有效促進了經濟的增長。我國作為世界上最大的發展中國家，技術效率貢獻度不高，而提升自身的技術創新能力，將會從根本上帶動我國經濟的迅速增長。目前，我國實體經濟正處于下行的態勢，從根本上來刺激我國經濟的復蘇已經迫在眉睫，面對產業結構調整和優化，應利用國外一些國家的經驗和國內市場的變化，思考實體經濟部門如何有效利用和發展技術創新，以期促進經濟增長。

近年來，武漢在大力創建“國家中心城市”和“全國創新型城市”，在此背景下，武漢的經濟發展突飛猛進，在湖北省經濟乃至整個中國經濟發展中起著至關重要的作用。2016年，武漢市GDP高達11 912.61億元，在中部地區是唯一能夠突破萬億的城市，在中部六省省會之中始終位于首位。2016年經國家批準成立武漢自貿區，2017年武漢市又推出建立“長江新城”的計劃，這都將為武漢市創新水平的提升注入新的活力。2006～2016年，武漢市研發投入力度逐年增大，科技支出占財政總支出的比重從2006年的0.5%上升到2016年的5.9%。與此同時，武漢市的GDP也以平均每年14.9%的增長率持續快速增長。考慮到研發投入與技術創新對經濟增長的重要作用，這種相關性也許并非偶然。那么，三者之間究竟存在怎樣的動態關系，技術創新與研發投入能對武漢市經濟增長做出多少的貢獻，這需要我們進行進一步地實證研究。鑒于此，我們將基于VAR模型與武漢市1996～2016年的時間序列數據深入探討武漢市技術創新、研發投入與經濟增長三者之間所存在的關系，以期證明技術創新能力的提高對促進武漢的經濟增長的重要作用，并進一步表明，技術創新永遠是一個城市發展的主要動力。

1文獻綜述

隨著當今世界科學技術的快速發展，技術創新與研發投入在經濟發展中的地位越來越重要，國內外學者眾多學者對三者之間存在的影響關系進行了諸多研究，目前主要集中于以下三個方面。

一是技術創新與經濟增長的關系研究。Samuelson等[1]在整合了熊彼特提出的技術創新促進經濟增長的理論之后，提出了“索洛模型”，他認為經濟增長在以傳統的勞動和資本的投入為基礎的情況下，技術創新更是其決定性因素。Russell等[2]運用數據包絡分析法，研究了57個國家的技術進步要素，提出資本積累與技術創新的差異是導致各國經濟差距的重要原因。Bos等[3]通過對21個歐洲制造業的技術創新過程進行研究，認為受經濟活動周期的不同階段影響，技術創新和技術效率的分布也會有所不同。唐未兵等[4]通過對我國對我國28個省的數據研究，得出技術創新對經濟增長集約化水平存在負向影響效應。蘇治等[5]研究了科技進步對經濟增長所作出的貢獻，闡述了其變化趨勢并提出技術創新是提高我國科技水平的驅動力量。陳勇等[6]通過DEA值測算了經濟部門各行業的技術效率，并分析了技術效率、技術創新和經濟增長的動態關系。白俊紅等[7]通過對我國各省份構建創新驅動評估指標，發現我國東部地區創新驅動對經濟增長的促進作用最為明顯。

二是研發投入與經濟增長的關系研究。Romer等[8]首先提出了基于研發投入的內生增長模型，認為企業在科研與創新活動過程中的知識積累是經濟增長的動力。范柏乃等[9]認為不同地區的科技投入對經濟增長的促進作用存在較大差別，西部地區相較于東部和中部其拉動效應更為明顯。謝蘭云[10]通過對我國各省份研發投入對經濟增長的作用途徑進行研究，表明我國各省份的經濟增長之間存在高度的空間相關性，研發投入對經濟增長存在著直接和間接的影響效應。李曉莉等[11]通過建立技術創新戰略技術創新能力和技術存量的多系統動力學模型，論述了后發企業在技術創新過程中的演化規律。

三是技術創新與研發投入的關系研究。馮宗憲等[12]通過對企業的技術創新活動技術與規模效率進行考察，發現政府研發投入與創新活動的技術效率之間促進關系并不顯著，其對創新活動的規模效率則具有一定的負向影響。王海兵等[13]發現我國現階段創新驅動并不樂觀，我國產業體系內的創新驅動和研發投入有協同互動的自我演化特征。但有些學者則持有不觀點：羅亞非等[14]通過對主要發達國家進行比較，發現大多數國家的技術創新水平主要影響因素為規模效率，而且我國的效率水平偏低，需要加大研發投入的力度。張同斌[15]提出隨著研發投入的增加，我國高技術產業生產率增速呈現逐漸下降的趨勢，技術進步增速下降是產業中全要素生產率下降的主要原因。張娜等[16]對我國高技術產業創新能力提升的影響因素進行了分析，發現研發投入是影響其創新能力的重要因素，但是如果出現過度投入的情況反而會降低其創新產出。張莉等[17]通過對企業規模、技術創新和經濟績效的關系進行研究，發現企業技術創新中的人力資本投入相比于研發投入更為重要。

綜上所述，現有文獻已經對技術創新、研發投入與經濟增長三者之間的兩兩關系進行了諸多探索和研究，并取得了一系列研究成果。然而，能夠將技術創新、研發投入與經濟增長三者結合起來并以城市為對象進行研究的文獻仍然并不多見，更多的文獻是集中于國家和省際層面，少有對省會城市進行研究分析。基于這一現狀，本文將運用VAR模型，并借鑒已有的研究成果，從實證角度探討三者間的長期均衡關系和因果關系，并以武漢市為例，從技術創新，研發投入與經濟增長三者之間的動態關系進行研究，以期對武漢市在新常態背景下實現創新驅動轉型提出一些可行的政策建議。

2模型選擇、研究方法和變量選取

在理論分析方面已經有大量的學者進行了研究，本文將從實證角度出發，利用VAR模型對變量之間存在的因果和均衡關系進行更加深入的研究，進一步表明技術創新和研發投入對經濟增長所產生的動態影響關系。

2.1模型選擇

由于傳統回歸方法，要先確定其內生變量與外生變量，而當變量之間存在相互影響的關系時，就很難對兩者進行明確區分。為解決這一問題，本文選取了向量自回歸模型（VAR），將各變量整合一起，作為一個整體來進行分析。VAR模型的基本結構如下：

協整方程是否存在是判斷協調發展關系的基礎性條件，未能對協調發展的程度做出相應的度量，我們將利用協整協整理論與方法，對樣本期內武漢市經濟增長、技術創新與研發投入的關系進行實證檢驗。實證步驟為：先分析各變量的平穩性，在此基礎上進行Johansen協整關系檢驗，再給出其誤差修正模型，分析各變量之間的格蘭杰因果關系，最后進行脈沖響應分析與方差分解。

2.3變量與數據采集

本文采用1996～2016年《武漢市統計年鑒》數據作為樣本。研究變量選取武漢市內生產總值（GDP）作為經濟增長的指標，并以1996年為基期進行折算;武漢市內財政用于科學技術的支出（ESR）作為研發投入的指標;技術創新的衡量指標選取武漢市當年的專利申請量（PAT）。為消除時間序列的異方差，我們將數據取自然對數后再進行檢驗。

3實證分析

3.1ADF單位根檢驗

由于大部分原始數據都不是平穩時間序列數據，如果直接對其進行計量分析，容易出現偽回歸的情況，為避免這一狀況的出現，要先對模型中的每一個變量進行平穩性檢驗，如果出現了非平穩的現象，則需要對其進行差分使其平穩。各變量的平穩性檢驗結果見表1。

從表1可知，ln GDP、ln PAT、ln ESR均具有單位根，為非平穩時間序列，而在一階差分的情況下三個變量均實現了平穩，數據通過了ADF檢驗，符合協整分析的條件。

3.2協整檢驗

建立VAR模型，為了確保其檢驗的可信性，除了需要滿足平穩性之外，還要確立協整方程的最佳滯后期，保證模型在最佳自由度上進行檢驗，增強結果的可信性。表1已經表明各變量為平穩的，協整方程最佳滯后階數的確定主要是利用VAR模型的各統計指標，通過LR、AIC、SC和HQ等指標的結果確定其最佳滯后期，結果如表2所示。

從表2可以看出，在滯后階數為2時，AIC、SC和HQ的值同時達到最小，因此，模型的最佳滯后期為2階，并以此為基礎對三個變量之間的關系進行協整檢驗。在進行協整檢驗之前，需要先通過驗證AR根確定模型是否穩定，從而確保后續進行脈沖響應和方差分解的結果是有效的，其檢驗結果如圖1所示：

從圖1可以看出，所有的特征根都在單位圓內，因此所設定的模型是穩定的，可以繼續進行協整分析和后續檢驗。進行協整檢驗的方法有多種選擇，較為常見的有Johansen協整檢驗法和E-G法，對于三個變量以上的模型通常選取Johansen協整檢驗法。其結果見表3。

從方程（4）可知，技術創新對經濟增長的彈性系數為0.428，標準差為0.071;研發投入對經濟增長的彈性系數為0.169，標準差為0.051。在5%的顯著性水平下，技術創新和研發投入均通過了顯著性檢驗。技術創新和研發投入每增加1%，在長期關系中將引起經濟增長增加0.428%和0.169%，相比較之下，技術創新的正向影響效應更為顯著。

3.3誤差修正模型

協整方程主要研究是各變量之間的長期均衡關系，但是無法分析其在短期內的動態變化關系，采用誤差修正模型可以分析短期內三者之間的均衡關系，以此來分析武漢市經濟增長與技術創新和研發投入的長期均衡關系對短期非均衡關系的調整力度。因此，可以在協整方程的基礎上進一步建立其誤差修正項，其表達式為：

從以上結果我們可以得出：誤差修正模型中其修正系數為負值（-0.122），滿足反向修正機制的要求，這意味著，在武漢地區經濟增長中出現的非均衡狀態會通過修正機制逐漸恢復到其原有狀態。

3.4格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗已經表明了三個變量之間存在一定的均衡關系，為進一步探究三個變量之間所存在的因果關系，我們將對變量進行格蘭杰因果檢驗。檢驗結果如表4所示。

由表4可知，在滯后2期且顯著性水平為10%的條件下，格蘭杰檢驗結果顯示：研發投入與經濟增長互為因果關系;研發投入不是技術創新的格蘭杰原因，而技術創新是研發投入的格蘭杰原因，兩者存在單項因果關系，研發投入未能對技術創新的提高產生顯著影響。技術創新是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長不是技術創新的格蘭杰原因，兩者之間同為單項因果關系，這表明經濟增長對技術創新的反哺作用還沒能完全形成，可能存在一定的遲滯性。

3.5脈沖響應分析

前面經過檢驗可知建立的VAR模型是穩定的，可繼續進行脈沖響應分析和方差分解。脈沖響應函數是在隨機擾動項施加一個標準差的沖擊后對各內生變量所造成的影響，也就是說明擾動項的影響是如何傳播到每一個變量的，各變量收到沖擊后的結果如圖2所示。其中橫軸表示響應函數的追蹤期數，縱軸表示響應強度，實線表示脈沖響應函數，虛線表示兩倍標準差的偏離線。

由脈沖響應圖可分析得出：

（1）經濟增長對于來自技術進步和研發投入沖擊的響應。面對來自技術進步的沖擊，在3期開始顯現出正向效應，并且這種效應持續增加，一直延續到第10期達到最大值;面對來自研發投入的沖擊，在1期就顯現出了持續正向效應并在3期達到峰值，然后正向效應開始減弱并在第6期變為負向效應。總體來看，技術創新對經濟增長的促進作用比較明顯，而研發投入所產生的正向效應會隨著時間的增加逐漸減弱。

（2）技術進步對于來自經濟增長和研發投入沖擊的響應。技術創新在面對經濟增長的沖擊后，第1期就表現出了正向效應，在第2期達到穩定狀態并一直持續到第10期;在收到研發投入的沖擊后，技術創新表現出了持續的負向效應，這種結果也與張娜等[16]提出的研發投入過度的情況反而會降低其創新產出的說法相一致。從結果來看，經濟增長對技術創新有著良好的反哺作用，對于創新能力的提升有明顯的促進效應，而研發投入對技術創新的提升還未起到明顯作用，這也表明政府在科學技術支出要進行一些適當的調整。

（3）研發投入對于來自經濟增長和技術創新沖擊的響應。在收到經濟增長的沖擊后，研發投入在初期表現出了負向效應，在3期的時候開始轉變為正向效應并逐漸趨于平穩;在面臨來自技術創新的沖擊后，研發投入表現出了持續的正向效應，在第3期達到最大值并保持穩定的正向響應。總體來看，經濟增長和技術創新對研發投入都產生了正向效應，經濟增長對研發投入的提高有一定的遲滯性，需要經過兩年到三年的積累才會顯現出其正向效應，經濟增長對技術創新有著明顯的提升作用。

3.6方差分解

前面已經通過脈沖響應函數表明了一個內生變量的沖擊對其它變量的影響，我們將通過方差分解進一步分析技術創新與研發投入兩個變量在經濟發展中的貢獻度，方差分解結果如表5所示。

從表5的結果可以得出，對于經濟增長ln GDP的方差分解，在滯后1期，技術創新與研發投入對經濟增長的沖擊為零，表明二者對經濟增長的貢獻具有一定的滯后性，而其自身的貢獻率則呈現不斷下降的趨勢，到第10期其貢獻率下降為為33.83%。技術創新的貢獻率表現為持續快速的增長趨勢，在第8期達到最大值，為51.05%，隨后開始衰減，并在第10期達到最小值。研發投入對經濟增長的貢獻率在第3期上升為16.02%，隨后開始下降，在第8期又重新開始增加，并在第10期達到其最大值。總體來說，技術創新與研發投入在長期內可以有效的促進經濟增長，技術創新對經濟增長的貢獻率相比于研發投入表現的更為顯著。

4結論

加大研發投入力度和提升技術創新水平，雖然短期內兩者不一定會對武漢市經濟增長產生明顯的促進作用，但絕不能否定其在長期內技術創新和研發投入對經濟增長所產生的根本作用。本文通過采用VAR模型，論證了武漢市技術創新、研發投入與武漢市經濟增長的長期動態關系，得出以下結論并針對現有的結果提出一些政策建議：

（1）專利申請量的提升與科學技術經費支出的增加都是武漢市經濟增長的動力，相比于研發投入而言，技術創新對經濟增長的促進作用更為顯著。因此，武漢市可以在不減少研發投入的基礎上，加大對技術創新的投入力度，完善創新環境的建設，創建更加公平、公正、開放的創新平臺，全面提高自身的創新能力，以此來實現武漢市經濟的創新型增長。

（2）武漢市的經濟增長對研發投入的提升的反哺作用具有遲滯性。針對這一問題，武漢市政府應當建立完善的監管制度，對于科學技術資金的流向進行進一步的落實，確保科研資金能夠有效的被高新企業和研發機構進行充分利用，這樣才能夠再次刺激經濟發展，形成“創新能力增加→經濟增長→研發投入增加→科技成果增加→經濟增長”的良性循環。

（3）技術創新對于經濟增長和研發投入的增加都有著顯著的提升作用。這在一定程度上表明了武漢市對于科技創新能力的重視力度，大力發展科技創新，并以此為紐帶促進其它產業的共同發展。所以應該進一步加強對技術創新能力的發展，加大在高技術產品與前沿科技方面的投入力度，建設一批擁有自主專利與核心競爭力的高新企業，加快申請專利轉化為科技成果的過程，加強產學研的融合，加快創新成果的商品化速度，進一步帶動武漢市經濟的騰飛。

（4）武漢市政府應該為技術創新創造一個良好的發展環境。政府一方面應加大對于科學研究、產業孵化基地、高水平素質人才培養等方面的投入力度;另一方面，對于市場上敢于進行自主研發的創新型企業，可以通過實行一些財政政策對其給予一定程度上的支持，以便提高其資金利用效率，間接提高其企業創新水平。創建優質型綜合服務平臺，主要面對創新型企業，為其提供信息查詢、技術咨詢和生活服務等更加便利的服務，提高其創新效率。

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[責任編輯：許立群]