譚越璇

摘 要：R&D投入與經(jīng)濟發(fā)展的關系一直是研究的熱點，科技進步對于經(jīng)濟的促進作用日益增加，而R&D投入在科技進步中起到了核心作用。本文通過分析R&D投入與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系，研究R&D投入對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，進而提出相應的建議。

關鍵詞：R&D投入；GDP；協(xié)整關系

一、我國R&D投入與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系實證分析

1.變量選取及數(shù)據(jù)來源

我們選取了1995年-2014年間中國的R&D投入（單位：億元）反映樣本期的R&D投入狀況，用國民生產(chǎn)總值GDP（單位：億元）表示經(jīng)濟增長狀況（見表一）。本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和商品零售價格指數(shù)（1978=100）分別對名義GDP和R&D投入進行換算，得到實際GDP（PGDP）和實際R&D投入（PRD）。同時為了避免時間序列數(shù)據(jù)的異方差，在得到實際值以后對實際的R&D投入和實際GDP取自然對數(shù)，得到LNPGDP和LNPRD。

2.計量分析與結果說明

（1）檢驗變量平穩(wěn)性

在進行協(xié)整分析以前，必須先檢驗變量是否平穩(wěn)。采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法。對表1中的LNPGDP和LNPRD以及其一階差分變量DLNPGDP和DLNPRD進行平穩(wěn)性檢驗。雖然時間序列LNPGDP和LNPRD是非平穩(wěn)的，但是它們的一階差分DLNPGDP和DLNPRD是平穩(wěn)的。由此可以知道，時間序列LNPRD和LNPGDP都是一階單整的，即I（1）。所以，序列可能會存在協(xié)整關系。

（2）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗：根據(jù)Engle和Granger對協(xié)整所做的原始定義，對于雙變量模型，協(xié)整要求兩個變量具有相同的單整階數(shù)。單位根檢驗中我們已經(jīng)得出了兩個變量都是一階單整的結論，故此我們采用E-G兩步法首先用OLS法估計協(xié)整向量，再檢驗殘差是否存在單位根。利用計量分析軟件Eviews9.0，我們得出下面的方程：

LNPGDP=4.746+0.18844*LNPRD

（177.6727） （14.2576）

R2=09187校正的R2=0.9141，F(xiàn)=203.28，DW=0.2748，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

根據(jù)查表可知，DW值顯示該回歸方程殘差存在序列相關。因而應用廣以最小二乘法（GLS）對回歸方程進行修正。通過一階自回歸AR（1）修正，得到：

LNPGDP=4.7897+0.1738*LNPRD AR（1）=0.8980

（66.4594） （5.7585）

R2=09789校正的R2=0.9765，F(xiàn)=394.99，DW=1.5125，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

然后對殘差的單位根檢驗。估計的殘差e1=LNPGDP-4.7897-0.1738*LNPRD，對殘差e1進行單位根檢驗，結果見表3所示。由于ADF值小于5%水平的臨界值，估計的殘差序列e1在5%的水平拒絕原假設因此可以確定殘差序列是0階單整，LNPGDP、LNPRD存在協(xié)整關系。

（4）格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)上述協(xié)整檢驗的結果，我們知道R&D投入與經(jīng)濟增長之間存在著均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系還需要應用Granger因果關系做進一步的驗證。格蘭杰因果關系檢驗結果見表4。

注：表格第二三列的每一行種第一個數(shù)據(jù)是F統(tǒng)計量數(shù)值，括號內(nèi)數(shù)據(jù)是F統(tǒng)計量在零假設成立時的概率顯著水平。

二、結論

本文通過實證進一步證明了中國經(jīng)濟增長與R&D投入存在著長期均衡關系，但二者還不是雙向因果關系。中國的R&D投入是中國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而中國的經(jīng)濟增長則不是R&D投入增加的格蘭杰原因。這說明了R&D投入對我國經(jīng)濟增長起到了促進的作用，因而必須加R&D經(jīng)費投入。建立穩(wěn)定的投入機制，充分發(fā)揮政府資金的導向作用，通過補貼、稅收優(yōu)惠等多種政策組合引導社會增加R&D經(jīng)費投入。加強產(chǎn)學研合作，縮短科技成果轉化周期，降低之后其對經(jīng)濟增長的影響。

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