科技創新對四川省經濟增長影響的實證研究

◆夏 意

一、前言

創新與經濟增長的理論在經濟學界由來已久。熊彼特更被視為“創新理論”的鼻祖。熊彼特（1912）在《經濟發展理論》中提出技術創新能夠促進經濟增長。在這之后，羅默（1986）與盧卡斯（1988）共同發展了相關理論，他們研究認為知識、科技以及人才的積累對經濟生產有重要作用。許多西方經濟學家也對技術創新、經濟增長進行研究，開拓了人力資本理論。我國相關的研究人員結合國內具體的國情，也對科技創新的作用進行了探究。傅家驥（1988）認為，技術創新在提高生產率和創造新興產業方面起到了主要作用，可通過增加創新流量來提高中國經濟增長的質量。洪名勇（2003）分析發現科技創新伴隨著區域特征，經濟發展好的地區的科技實力一般較強。張林（2016）對金融發展與科技創新進行研究，發現兩者能夠長期促進經濟發展。以上文獻可以看出，大多數學者認為創新能夠促進經濟增長，但是關于四川省科技創新與經濟增長的研究較少。

許多發達國家的經濟水平已經發展到一定階段，逐步進入了知識驅動的發展階段。中國還有很長的一段路要走，經濟發展水平與之還有一定距離。而且中國各地區的經濟發展水平也各有不同，東中西部地區的經濟發展存在區域性特征。而四川在全國經濟發展的西部布局中占據著重要地位，但是四川省的經濟發展與東部地區依舊有較大差距。

早些年前，西部地區為了加快經濟發展的速度，選擇了依賴消耗自然資源，依靠較低的勞動力成本并扶持重工業發展道路，西部地區的資源與環境面臨巨大隱患。近年來國家越來越重視環境與科技，提倡“綠水青山就是金山銀山”的理念，進一步表明國家非常重視科技創新的發展。近些年來，西部地區也越來越重視科技創新，認識到可持續的高質量經濟增長要依賴于科技創新，其科技創新投入也逐年增加。根據《2018 年四川省科技經費投入統計公報》得到，2018 年四川省科技創新投入總量在全國科技創新投入中排名第8，投入強度在全國各省科技創新投入強度排第13 名。而根據《四川統計年鑒》的數據分析得到，四川省的GDP 在2004-2018 年間逐年增長，其發展較為穩定。在此背景下研究四川省技術創新對經濟增長的影響，對于促進全國尤其是西部地區經濟轉型升級具有重要的借鑒意義。

鑒于此，本文將利用2004-2018 年四川省科技創新的相關數據，對四川省的經濟增長進行研究，并探討科技創新如何影響四川省的經濟。該研究也為其他西部地區以及全國其他欠發達地區如何實現經濟增長提供相關借鑒經驗，為經濟如何實現高質量增長提供重要的理論支撐。

二、科技創新對四川省經濟增長影響的實證分析

本文采用EVIEW7.0 軟件進行計量分析，分別進行了單位根檢驗、協整檢驗、OLS 回歸分析、異方差檢驗、序列相關檢驗、格蘭杰因果檢驗，以此評估科技創新對四川省經濟增長的影響。

（一）變量選取與數據說明

本文選取2004—2018 年四川省的GDP 作為該省經濟增長的指標，數據來源于《四川統計年鑒》（2005-2019）。同時選取2004—2018 年四川省的R&D 的內部經費支出作為科技創新的指標，其數據來源于《四川統計年鑒》（2005-2019）。并選用2004—2018 年四川省的地方財政的教育支出作為人力資本投入的指標，其數據來源于《四川統計年鑒》（2005-2019）。

（二）模型設定

首先觀察相關數據，設置相關變量，Yt表示四川省第t 期的GDP，Xt1表示四川省第t 期R&D 投入，Xt2表示第t 期政府教育支出，uit為隨機擾動項。

為減少異方差，將各變量取對數，并采用2004-2018 年四川省的相關的時間序列數據做OLS 的模型。設定模型如下：

（三）單位根檢驗

本文使用單位根檢驗檢驗序列的平穩性，以防止回歸分析中可能出現的偽回歸。對于不平穩序列，可以通過差分變換使其變成平穩的序列。本文分別對lny、lnx1、lnx2 進行ADF 單位根檢驗，并經過二階差分變換，其結果如表1 所示，其ADF 值皆小于臨界值，即可得lny、lnx1、lnx2 皆在α=0.01 水平上平穩。

表1

（四）協整檢驗

在單位根檢驗的基礎上，檢查各變量之間是否存在協整關系，本文用johansen 協整檢驗變量間的協整關系，P=0.2311＞0.05,該結果顯示在0.05 顯著性水平上接受了變量間存在兩個協整關系的假設。因此可以認為lny 與lnx1之間存在協整關系，即科技創新與四川省經濟增長之間存在長期的均衡關系，即模型設定正確。

（五）實證結果

為檢驗科技創新對經濟增長的影響，本文對lny、lnx1、lnx2 進行OLS 回歸。其中lny 為被解釋變量，lnx1為解釋變量，lnx2 為控制變量。

綜上分析可得該回歸結果如下：

對上述的回歸結果的分析可得，模型擬合效果比較好。該模型調整的可決系數為0.99671，該結果表明lny 變化的99.6% 可以由科技投入與教育投入的變化來解釋。在5%的顯著性水平下，F 統計量的臨界值為F0.05（2，12）=3.88，由回歸結果圖可以得出該回歸模型的線性關系是顯著成立的。自由度n-k-1=12 的t統計量的臨界值為t0.025（12）=2.179，由此可得lnx1 與lnx2 前面的參數是顯著異于0 的。

由回歸結果可得，科技創新投入的產出彈性為0.59。該彈性表明，其他條件不變，科技創新投入增加得越多，經濟增長得越多，由此可見科技創新對四川省的經濟增長的影響是顯著的，并且有利于當地經濟的發展。

（六）異方差檢驗

本文通過懷特檢驗檢驗該回歸方程的異方差。首先采用圖示法，查看是否存在異方差。由殘差圖可知，殘差在數值0 周圍上下波動，因此初步觀察沒有異方差。懷特檢驗的原假設是不存在異方差，檢驗結果的p 值等于0.9182，顯著大于0.05，即不拒絕原假設。綜上所述，該回歸模型不存在異方差。

（七）序列相關檢驗

首先本文進行DW 檢驗。由前文可得n=15，k=2，取顯著性水平α=0.05，查表得dl=1.08、du=1.36。由回歸結果可以得到DW=2.237408，其值在（du,4-du）之間，則該回歸模型不存在序列相關。

本文再進行序列相關的LM 檢驗。LM 檢驗的原假設為各變量之間不存在序列相關，LM 檢驗的P 值為0.6585，大于0.05，結果顯示不拒絕原假設。由此可得，該回歸模型不存在序列相關。

（八）格蘭杰因果檢驗

在5%的顯著性水平下，拒絕了“lnx1 不是lny 的格蘭杰原因”，沒有拒絕“lny 不是lnx 的格蘭杰原因”。由此可以得出，lnx1 是lny 的格蘭杰原因，科技創新對經濟增長有顯著的影響。

三、結論與政策建議

通過上述的研究，本文可以得到重要的結論——四川省科技創新對其經濟發展的影響。因此，四川省各地政府應當重視科技創新，重視科技創新投入。從總體上看，四川省的科技創新投入逐年增加，與此同時經濟發展良好。通過OLS 回歸模型，可以得出，科技創新投入有利于經濟的發展與增長，并且其效應是顯著的。但是各地區的科技技術投入仍然差距較大，其中成都市、綿陽市的科技創新投入強度較大，經濟發展狀況良好。甘孜市、阿壩州等市的科技創新投入強度不足，經濟發展不足。因此可見，四川省的經濟發展還需要很長的一條路要走，各地區的發展不太均衡，需要協調各地區的科技創新以此來促進四川省經濟的發展。