中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

陳新國(guó)，肖新新

（太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，太原 030024）

中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

陳新國(guó)，肖新新

（太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，太原 030024）

在分析、回顧高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系基礎(chǔ)上，通過運(yùn)用協(xié)整理論方法對(duì)1995年～2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行分析可知：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之間存在協(xié)整關(guān)系，且兩者之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)年非均衡誤差調(diào)整的修正能力較強(qiáng)；在滯后期為1時(shí)，兩者存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，在滯后期大于等于2時(shí)，存在單項(xiàng)的格蘭杰因果關(guān)系。這說明，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的拉動(dòng)作用。針對(duì)這一結(jié)論，今后應(yīng)努力提高高新技術(shù)的創(chuàng)新能力，培植高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新體系；充分發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用，加強(qiáng)產(chǎn)、學(xué)、研合作；大力引進(jìn)人才，造就一支多層次、高水平、復(fù)合型的人才隊(duì)伍，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析

一、引言

隨著科學(xué)技術(shù)的迅猛發(fā)展，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)已成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中最具活力的產(chǎn)業(yè)，是現(xiàn)代國(guó)際經(jīng)濟(jì)和科技競(jìng)爭(zhēng)的焦點(diǎn)。改革開放以來，在世界新技術(shù)革命與鄧小平“科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力”思想的指引下，我國(guó)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，已成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展有著極其重要的作用。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，是指由高技術(shù)成果轉(zhuǎn)化形成的具有知識(shí)密集、R＆D（創(chuàng)新科研經(jīng)費(fèi)投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重，下同）投入高、增長(zhǎng)速度快、附加價(jià)值高、技術(shù)進(jìn)步快等特征的先導(dǎo)型產(chǎn)業(yè)［1］。在我國(guó)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要包括核燃料加工、信息化學(xué)品制造、醫(yī)藥制造業(yè)、醫(yī)療儀器設(shè)備及器械制造業(yè)、航天航空器制造業(yè)、通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、通用及專用儀器儀表制造業(yè)、公共軟件業(yè)等［2］。

上世紀(jì)80年代中期，我國(guó)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)入了迅速發(fā)展階段，特別是1995年以來，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)成為拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)的有力因素，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值年均遞增20%左右，在制造業(yè)中所占的比重也不斷增長(zhǎng)。根據(jù)科技部的有關(guān)數(shù)據(jù)顯示，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值從1995年的4098億元增長(zhǎng)到2009年的60430億元，增長(zhǎng)了將近14倍，在國(guó)民生產(chǎn)總值中的比重也由1995年的6．74%上升到2009年的17．75%；中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)由1995年的18834個(gè)增加到2010年的51764個(gè)，增幅達(dá)到175%。

當(dāng)今國(guó)際經(jīng)濟(jì)的競(jìng)爭(zhēng)，歸根到底是綜合國(guó)力的競(jìng)爭(zhēng)，而高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是各國(guó)相互爭(zhēng)奪的戰(zhàn)略制高點(diǎn)，搶先占領(lǐng)這個(gè)制高點(diǎn)的國(guó)家就能夠在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中占有主動(dòng)權(quán)。因此，鼓勵(lì)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是每個(gè)國(guó)家的主要發(fā)展戰(zhàn)略，也是當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主旋律。基于此，本文研究高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，以期從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)角度為加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供有益參考。

二、相關(guān)研究回顧

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用越來越重要，很多學(xué)者都對(duì)其進(jìn)行了研究。Salz，I．S．（1992）從理論與實(shí)證兩方面論證了發(fā)展中國(guó)家FDI（外國(guó)直接投資）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系［3］。Easterly（1993）認(rèn)為，當(dāng)外資企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)收益差距很大時(shí)，引進(jìn)外資會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［4］。J．Cornwall和 W．Cornwall（1994）提出了一個(gè)包含需求與結(jié)構(gòu)變化的模型，用于估算歐洲統(tǒng)一大市場(chǎng)的效果。得出的結(jié)論是：貿(mào)易和生產(chǎn)要素自由移動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用被新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型夸大了，降低失業(yè)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比生產(chǎn)要素自由移動(dòng)更可靠，而擴(kuò)大需求也是生產(chǎn)要素自由移動(dòng)的前提條件［5］。U．Walz（1997）把外商直接投資納入包含內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)態(tài)一般均衡模型中，并把新產(chǎn)品的研制地與生產(chǎn)地分開，從該模型中推導(dǎo)出了投資國(guó)和東道國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與生產(chǎn)的均衡狀態(tài)以及產(chǎn)業(yè)政策含義［6］。Camnos和 Kinoshita（2002）通過構(gòu)造內(nèi)生增長(zhǎng)模型對(duì)25個(gè)中歐和東歐轉(zhuǎn)型國(guó)家1990年～1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)轉(zhuǎn)型國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用，但FDI與人力資本交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并不顯著［7］。

趙玉林，魏芳（2006）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析方法，從我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)各部門以及各地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展三個(gè)層面，對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為大力發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有突破性帶動(dòng)作用的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措［8］。張磊，蔣義（2007）根據(jù)1995年～2004年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)建立數(shù)學(xué)模型，運(yùn)用實(shí)證分析方法，計(jì)算出我國(guó)和典型地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性，得出不同地區(qū)均有各自優(yōu)勢(shì)行業(yè)的結(jié)論［9］。孟偉（2008）運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，改革開放前GDP是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的單向原因，而改革開放后高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)則是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要原因［10］。胡水晶（2009）運(yùn)用計(jì)量回歸分析方法，測(cè)定高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)部門增加值對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性，得出湖北高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)比較合理，但整體對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用還有待提高的結(jié)論［11］。劉新同（2010）利用單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)1995年～2005年度我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與研發(fā)經(jīng)費(fèi)各類型支出之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，建立了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與研發(fā)經(jīng)費(fèi)各類型支出之間的誤差修正模型，揭示了我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)各類型支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，并提出改善研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出結(jié)構(gòu)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)策［12］。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)及其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究，并得出了許多有價(jià)值的結(jié)論，本文將針對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析。

三、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系分析

（一）數(shù)據(jù)選擇與處理

反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的指標(biāo)用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（X），數(shù)據(jù)來源于中國(guó)科技部中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)（2003－2011）；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）能夠在總體上度量國(guó)內(nèi)產(chǎn)出與收入規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)波動(dòng)情況，所以用GDP（Y）表示我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，數(shù)據(jù)來源于2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的異方差性影響，對(duì)其變量取對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)n Y和Ln X。

（二）單位根檢驗(yàn)

協(xié)整分析前必須檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。如果一個(gè)隨機(jī)過程的均值、方差和自協(xié)方差在時(shí)間過程上都是常數(shù)，并且在任何兩時(shí)期的協(xié)方差值僅依賴于該兩時(shí)期間的距離或滯后，而不依賴于計(jì)算這個(gè)協(xié)方差的實(shí)際時(shí)間，就稱這個(gè)序列為平穩(wěn)的［13］。

單位根檢驗(yàn)的方法有很多，其中應(yīng)用比較多的是DF檢驗(yàn)方法與ADF檢驗(yàn)方法。本文運(yùn)用Eviews6．0進(jìn)行 ADF檢驗(yàn)，其一般形式為：［14］

其中，Yt是待檢驗(yàn)的時(shí)間序列，α是常數(shù)項(xiàng)，t是時(shí)間趨勢(shì)，P是滯后值，ξt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。ADF值根據(jù)回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)誤差計(jì)算，如果ADF值小于臨界值，則時(shí)間序列是平穩(wěn)的；如果ADF值大于臨界值，則時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

表1 1995年～2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果來看，原對(duì)數(shù)數(shù)列與其一階差分?jǐn)?shù)列的ADF值均大于臨界值，數(shù)列是不平穩(wěn)的，其二階差分?jǐn)?shù)列在10%臨界水平下，ADF值小于臨界值，數(shù)列是平穩(wěn)數(shù)列。故時(shí)間數(shù)列Ln Y和Ln X是二階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

數(shù)列Ln Y和Ln X是同階單整數(shù)列，可進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。由于本文只涉及兩個(gè)變量，所以選擇EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)，即先利用最小二乘法對(duì)回歸方程Yt＝α＋βXt＋ξt進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，若殘差數(shù)列平穩(wěn)，則存在協(xié)整關(guān)系。

Ln Y和Ln X的協(xié)整回歸方程為：

可以看出，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的彈性為0．58，即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值每增長(zhǎng)1%，GDP將約增長(zhǎng)0．58%，表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的拉動(dòng)作用比較大。

利用Eviews6．0對(duì)殘差ξt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

從殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，殘差ξt的ADF統(tǒng)計(jì)值小于10%的臨界值，所以在90%的顯著水平下，殘差序列是平穩(wěn)的，說明GDP和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）誤差修正模型

由格蘭杰表示定理可知，具有協(xié)整關(guān)系的一組變量一定可以建立誤差修正模型（EMC）。由于Ln Y與Ln X存在協(xié)整關(guān)系，可建立如下誤差修正模型：

表3 殘差ξt序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

ECMt－1是誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)反映了被解釋變量對(duì)均衡偏離的修正速度。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為－0．374086，顯著小于零，符號(hào)反向修正機(jī)制，表明GDP與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，上一期GDP高于均衡值時(shí)，本期GDP漲幅將會(huì)下降；反之，上一期GDP低于均衡值時(shí)，本期GDP漲幅就會(huì)上升。ECMt－1的系數(shù)表明，37．41%左右的偏離長(zhǎng)期均衡部分會(huì)在一年內(nèi)得以調(diào)整，調(diào)整的幅度相對(duì)較大。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果性檢驗(yàn)是指在序列Xt和Yt消除了趨勢(shì)之后，如果利用過去的Xt和Yt的值一起對(duì)Yt進(jìn)行預(yù)測(cè)，比單用Yt的過去值預(yù)測(cè)的效果更好的話，序列Xt和Yt．存在因果關(guān)系，這種關(guān)系稱為Granger因果關(guān)系［15］。利用 Eviews6．0對(duì)Ln Y 與Ln X進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，

（1）在滯后期為1時(shí)，GDP是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的增加有預(yù)測(cè)作用，在滯后期大于等于2時(shí)，GDP不是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

（2）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

根據(jù)以上分析可得出如下結(jié)論：

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)整關(guān)系，即有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值每增長(zhǎng)1%，GDP將約增長(zhǎng)0．58%，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的拉動(dòng)作用。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為－0．374086，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)年非均衡誤差調(diào)整的修正能力較強(qiáng)，37．41%左右的偏離均衡部分會(huì)在一年內(nèi)得以調(diào)整，且系數(shù)為負(fù)，符合方向修正機(jī)制。

（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后期為1時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間存在雙向的因果關(guān)系，且高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用要比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用大；在滯后期大于等于2時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間存在單項(xiàng)的因果關(guān)系，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）建議

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此要大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，繁榮經(jīng)濟(jì)。具體建議是：

（1）提高高新技術(shù)的創(chuàng)新能力，培植高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新體系。創(chuàng)新及其成果的轉(zhuǎn)化是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力，提高創(chuàng)新能力是發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的關(guān)鍵。

（2）充分發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用，加強(qiáng)產(chǎn)、學(xué)、研合作。政府要對(duì)重點(diǎn)技術(shù)與行業(yè)的發(fā)展以及重要的基礎(chǔ)研究進(jìn)行扶持，通過充分發(fā)揮政府行為的引導(dǎo)與協(xié)調(diào)作用，調(diào)動(dòng)各方面的積極性，建立良好的高新技術(shù)產(chǎn)品研制與開發(fā)的機(jī)制和政策環(huán)境。政府加強(qiáng)企業(yè)、大學(xué)和公眾研究機(jī)構(gòu)的合作，能夠保證研究開發(fā)的效率，加快科技成果向生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。

（3）大力引進(jìn)人才，造就一支多層次、高水平、復(fù)合型的人才隊(duì)伍。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，關(guān)鍵是靠人才，一定要制定良好的人才儲(chǔ)備與培養(yǎng)機(jī)制，能夠吸引、留住高素質(zhì)的人才，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

［1］宋蕊，趙黎明．高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略研究——河北例證分析［J］．中國(guó)統(tǒng)計(jì)，2007，（11）：55．

［2］邵魯寧，陳震，盧超．高新園區(qū)的發(fā)展和管理［M］．北京：化學(xué)工業(yè)出版社，2010：6．

［3］Saltz，I．The negative correlation between foreign direct investment and economic growth in the third world：theory and evidence［J］．Rivista International discienze Economic commercial，1992，7（39）：617－33．

［4］Easterly，W．．How much do distortions affect growth［J］．Journal of Monetary Economics，1993，（32）：187－212．

［5］Cornwall，J．，Cornwall，W．．Growth Theory and Economic Structure［J］．Economics，1994，（61）：237－251．

［6］Walz，Uwe．Innovation，F(xiàn)oreign Direct Investment and Growth［J］．Economics，1997，（64）：63－79．

［7］Nauro F．Campos ＆ Yuko Kinoshita．Foreign Direct Investment as Technology Transferred：Some Panel Evidence from the Transition Economics［J］．William Davidson Institute Working，2002：438．

［8］趙玉林，魏芳．高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)作用的實(shí)證分析［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（6）：44－54．

［9］張磊，蔣義．高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)性的實(shí)證分析［J］．企業(yè)技術(shù)開發(fā)，2007，26（4）：67－69．

［10］孟偉．高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究［J］．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2008，（1）：140－142．

［11］胡水晶．高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性研究［J］．現(xiàn)在商貿(mào)工業(yè)，2009，（20）：69－70．

［12］劉新同．我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的協(xié)整分析［J］．科技管理研究，2010，（9）：54－56．

［13］陳新國(guó)，肖新新．煤炭產(chǎn)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于山西面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型的實(shí)證分析［J］．科技和產(chǎn)業(yè)，2011，（4）：1－5．

［14］李艷紅．ECM模型對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力能源消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系分析［J］．管理觀察，2009，（第幾期）：241．

［15］張曉桐．計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析［M］．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000：136－173．

Cointegration Analysis on High－Tech Industries and Economic Growth of China

CHEN Xin－guo，XIAO Xin－xin
（Taiyuan University of Technology School of Economics and Management，Taiyuan 030024，China）

According to the analysis and retrospect of the relationship between High－technology Industry and economic growth，this article uses co－integration theory to deal with GDP and total output value of High－technology Industry during 1995 and 2009 and get to this conclusion：co－integration relationship exists between GDP and total output value of High－technology Industry；the equilibrium relationship between them has strong ability in amending the inequality error adjustment in the same year；if the lag is 1，the two－way Granger causality exists between them，if the lag is as long as2 or longer than 2，the one－way Granger causality exists between them．The conclusion means that high－tech industry is effective in driving economic growth．In allusion to the conclusion，we should endeavor to enhance the innovation ability of high－tech industry，implant the technical innovation system of high－tech industry，fully display the leading role of the government，intensify the collaboration between production，education and research，make great effort to attract high－quality personnel，foster a contingent，multi－level，versatile strong team to accelerate the high－tech industry development speed．

high－tech industry；economic growth；cointegration analysis

F120．3 < class="emphasis_bold">文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：

1672－0539（2012）02－019－05

2011－12－09

國(guó)家哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群自主創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量協(xié)整研究”（10BJL049）；山西省軟科學(xué)課題“山西高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新模式選擇研究”（2009041010－01）

陳新國(guó)（1954－），男，山西孝義人，太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副院長(zhǎng)，教授，碩、博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，主要研究方向：科技創(chuàng)新及區(qū)域經(jīng)濟(jì)，主持及參與國(guó)家級(jí)、省級(jí)以上課題十余項(xiàng)，發(fā)表論文二十余篇；肖新新（1986－），女，山東德州人，太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2009級(jí)碩士研究生，研究方向：科技管理。

劉玉邦