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    我國R&D投入對經(jīng)濟增長的影響分析
    ——基于面板數(shù)據(jù)的實證研究

    2018-01-17 13:43:15涂依璠陳慶杰
    生產(chǎn)力研究 2017年12期
    關(guān)鍵詞:促進作用面板檢驗

    涂依璠,陳慶杰

    (上海理工大學(xué) 管理學(xué)院,上海 200093)

    一、引言

    近年來,我國經(jīng)濟發(fā)展逐步步入新常態(tài),“三期疊加”的階段性特征仍然十分明顯。為了推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,促進經(jīng)濟提質(zhì)增效、轉(zhuǎn)型升級,迫切需要依靠科技創(chuàng)新培育發(fā)展新動力。國內(nèi)外許多學(xué)者對研究與試驗發(fā)展(R&D)投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究,部分學(xué)者從國家、區(qū)域等宏觀層面對其進行研究,其中,趙喜倉、陳海波(2003)[1]發(fā)現(xiàn)我國R&D在投入產(chǎn)出水平和配置效率上和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)出趨同性。張順(2006)[2]通過向量自回歸模型發(fā)現(xiàn)增加 R&D投入對經(jīng)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(shù)據(jù)模型,實證研究了R&D投入與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系,結(jié)果表明R&D投入對經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用。嚴(yán)成樑、龔六堂(2013)[4]考察了 R&D規(guī)模以及R&D結(jié)構(gòu)對我國經(jīng)濟增長的影響,并發(fā)現(xiàn)R&D規(guī)模越大、基礎(chǔ)研究支出占R&D總支出的比例越高,則經(jīng)濟增長率越高。程惠芳、文武和胡晨光(2015)[5]利用發(fā)達國家與發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)進行研究后發(fā)現(xiàn),發(fā)達國家研發(fā)強度受到長期經(jīng)濟增長的負(fù)向影響,發(fā)展中國家研發(fā)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(shù)據(jù)探討了金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的影響關(guān)系,并得出金融發(fā)展規(guī)模對經(jīng)濟增長具有直接的負(fù)向作用,但其可通過促進R&D投入來間接促進經(jīng)濟增長。孔曉妮、鄧峰(2016)[7]通過對面板數(shù)據(jù)進行研究,發(fā)現(xiàn)地區(qū)的R&D投入會通過技術(shù)溢出顯著影響與其地理位置鄰近的地區(qū)的經(jīng)濟增長。另一部分學(xué)者從行業(yè)、企業(yè)等微觀層面進行研究,其中,Griliches(1986)[8]從公司、產(chǎn)業(yè)層面進行研究,并發(fā)現(xiàn)R&D投入對生產(chǎn)率的促進作用顯著。Jaffe、Trajten berg and Fogarty(2000)[9]對產(chǎn)業(yè)的 R&D 投入進行研究,發(fā)現(xiàn)某一產(chǎn)業(yè)的R&D投入在促進該產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的同時還有助于其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。姚洋、章奇(2001)[10]從企業(yè)層面對R&D投入的影響進行了檢驗,發(fā)現(xiàn)公共研究機構(gòu)的R&D支出對企業(yè)的效率會產(chǎn)生負(fù)向作用,但企業(yè)的R&D支出效應(yīng)則相反。孫曉華、辛夢依(2013)[11]檢驗了R&D投資對行業(yè)績效的影響,并表明R&D強度存在唯一的門限值。

    現(xiàn)有的研究大多基于行業(yè)或地區(qū)進行時間序列的研究,較少使用面板數(shù)據(jù)。少數(shù)使用面板數(shù)據(jù)進行的研究卻沒有考慮到R&D投入對經(jīng)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(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型,對其進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗以保證模型的正確性,然后分別建立GDP與R&D經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長的長期影響。

    二、數(shù)據(jù)來源與處理

    本文選取的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國科技統(tǒng)計年鑒》,并將使用各地區(qū)各年的GDP總量作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo),并選擇R&D經(jīng)費支出EXP、R&D人員全時當(dāng)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(xù)對數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)的平穩(wěn),消除異方差,本文將對各變量取對數(shù)。

    三、模型設(shè)定與檢驗

    (一)模型的設(shè)定

    我國各省市由于政策導(dǎo)向、地區(qū)特色等原因,其經(jīng)濟發(fā)展水平、R&D投入水平之間差別較大。故本文采用面板數(shù)據(jù)模型對各個地區(qū)R&D投入對經(jīng)濟增長的影響進行分析。具體模型設(shè)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?zāi)P驮O(shè)定的準(zhǔn)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(jié)果,請聯(lián)系本文作者。

    面板單位根檢驗結(jié)果表明,lnGDP、lnEXP和lnPER在1%的顯著水平下都是非平穩(wěn)的。根據(jù)單位根檢驗中“少數(shù)服從多數(shù)”原則,本文認(rèn)為 的一階差分在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)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(guān)系是否為偽回歸,本文將對lnGDP與lnEXP、lnGDP與lnPER分別進行協(xié)整檢驗。由于版面限制,如需面板協(xié)整檢驗的結(jié)果,請聯(lián)系本文作者。

    結(jié)果表明,lnGDP與 lnEXP存在協(xié)整關(guān)系,lnGDP與lnPER存在協(xié)整關(guān)系。由于本文樣本期小于20年,因此該協(xié)整檢驗主要以Panel ADFStatistic和Group ADP-Statistic統(tǒng)計量的結(jié)果為準(zhǔn)。

    根據(jù)上述所進行的單位根檢驗與協(xié)整檢驗可知上述四個模型的設(shè)立是準(zhǔn)確合理的。

    四、面板模型的回歸結(jié)果及分析

    據(jù)李子奈、潘文卿(2003)[12]的研究表明,用面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有混合模型、變截矩模型和變系數(shù)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(shù)據(jù)進行了處理,最終確定模型一與模型二應(yīng)當(dāng)采用個體固定效應(yīng)的變系數(shù)模型,模型三和模型四應(yīng)當(dāng)采用個體固定效應(yīng)的變截矩模型。

    對描述lnGDP與lnEXP之間關(guān)系的面板模型一進行參數(shù)估計,估計結(jié)果如表1所示。

    估計方程為:

    表1 lnGDP與lnEXP模型參數(shù)估計結(jié)果

    對截矩項C1進行分析后發(fā)現(xiàn),最大的兩個地區(qū)為廣東、河南,最小的為陜西、北京。說明前兩者的經(jīng)濟增長受R&D經(jīng)費投入以外的因素影響較大,而后兩者的R&D經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的促進作用受到了外來因素的抑制。對系數(shù)項C2進行分析后發(fā)現(xiàn)R&D經(jīng)費投入對各地區(qū)經(jīng)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(jīng)濟增長受R&D經(jīng)費投入的影響較大,而山東、新疆、河南、內(nèi)蒙古、廣西、安徽的R&D經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的促進作用均劣于其他省份。

    對描述lnGDP與lnPER之間關(guān)系的面板模型二進行參數(shù)估計,估計結(jié)果如表2所示。

    表2 lnGDP與lnPER模型參數(shù)估計結(jié)果

    估計方程為:

    該估計方程各地區(qū)的回歸系數(shù)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(qū)R&D人員投入對GDP的固定效應(yīng)影響程度,C3表示各個地區(qū)的GDP增長中不能被R&D經(jīng)費投入解釋的部分,C4表示各個地區(qū)R&D人員投入對GDP影響的程度系數(shù)。

    對截矩項C3進行分析后發(fā)現(xiàn),西藏、青海、新疆、海南、廣東、內(nèi)蒙古的經(jīng)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(jīng)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(shù)項C4進行分析后發(fā)現(xiàn),R&D人員投入對各地區(qū)經(jīng)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(jīng)濟增長受R&D經(jīng)費投入的影響較大,而云南、海南的R&D人員投入對經(jīng)濟增長的促進作用均劣于其他省份。

    考慮到R&D投入對經(jīng)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(guān)系的面板模型三進行參數(shù)估計。由于篇幅限制,如需估計結(jié)果請聯(lián)系作者。

    估計方程為:

    加入滯后一期R&D經(jīng)費投入后的回歸方程擬合優(yōu)度相較于模型一有所上升,顯著性也有所提高,故其對經(jīng)濟增長的解釋作用更強。相較于模型一的回歸結(jié)果,截矩項D1最大與最小的地區(qū)與模型一中截矩項C1的地區(qū)相同。本文根據(jù)各省市C2、D2的大小,按照從小到大的順序進行排列,發(fā)現(xiàn)相較于模型一其位次有所下降的地區(qū)中山西下降程度最大。這表明上述地區(qū),尤其是山西地區(qū)的本期R&D經(jīng)費投入對經(jīng)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(qū)中西藏位次上升四位,新疆、安徽上升兩位。表明上述地區(qū)上期的R&D經(jīng)費投入對經(jīng)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(guān)系的面板模型三進行參數(shù)估計。由于篇幅限制,如需估計結(jié)果請聯(lián)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(yōu)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(jīng)濟增長的解釋作用更強。相較于模型二的回歸結(jié)果,截矩項D3最大與最小的地區(qū)與模型一中C3中的地區(qū)相同。對于系數(shù)項D4,位次下降程度較大的有廣西、內(nèi)蒙古、湖南、天津、河北、福建。表明上述地區(qū)的本期R&D人員投入對經(jīng)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(shù)項D4中僅有云南、西藏、山西、黑龍江四個地區(qū)位次上升,表明其上期的R&D人員投入對經(jīng)濟增長的促進作用要明顯大于本期的投入。本模型系數(shù)項位次上升的地區(qū)數(shù)明顯少于模型三,位次下降的地區(qū)明顯多于模型三,表明R&D投入中,本期R&D人員投入對經(jīng)濟增長的影響更為顯著,上期R&D經(jīng)費投入對經(jīng)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(shù)項位次均有上升的地區(qū)為云南、西藏,表明相對于其他各地區(qū),云南與西藏的經(jīng)濟增長受上期R&D經(jīng)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(qū)則有:內(nèi)蒙古、江蘇、福建、湖南、廣西,表明上述地區(qū)本期R&D經(jīng)費、人員投入對經(jīng)濟增長的影響要強于上期投入。模型二中系數(shù)項普遍大于模型一中系數(shù)項,表明R&D人員投入對經(jīng)濟增長的促進作用強于R&D經(jīng)費投入的影響。

    五、結(jié)論建議

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

    2.從整體上看,人員投入對經(jīng)濟的促進作用強于經(jīng)費投入對經(jīng)濟的促進作用。因此,各省市應(yīng)當(dāng)在保證兩種投入結(jié)構(gòu)合理的基礎(chǔ)上,加大人員投入力度,加強投入質(zhì)量,鼓勵并促進各行業(yè)人員的培訓(xùn)以及繼續(xù)教育,提高從業(yè)人員素質(zhì),培養(yǎng)從業(yè)人員的創(chuàng)新能力,激發(fā)創(chuàng)新才能。

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

    4.不同地區(qū)的經(jīng)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(guān)研究與開發(fā)的政策時,應(yīng)當(dāng)結(jié)合各地區(qū)自身的區(qū)域特色,因地制宜、因城施策,使得R&D投入在本地區(qū)可以發(fā)揮最好的效用,從而提高R&D投入的產(chǎn)出效率。

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

    [2]張順,2006.科技投入與經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系研究[J].商業(yè)研究(13):146-149.

    [3]盧方元,靳丹丹,2011.我國R&D投入對經(jīng)濟增長的影響——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(3):149-157.

    [4]嚴(yán)成樑,龔六堂,2013.R&D規(guī)模、R&D結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長[J].南開經(jīng)濟研究(2):3-19.

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

    [6]李苗苗,肖洪鈞,趙爽.金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究——基于中國的省市面板數(shù)據(jù)[J].中國管理科學(xué),2015,23(1):162-169.

    [7]孔曉妮,鄧峰.自主創(chuàng)新、技術(shù)溢出及吸收能力與經(jīng)濟增長的實證分析——基于東、中、西部地區(qū)與全國的比較[J].研究與發(fā)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(yè)企業(yè)技術(shù)效率分析[J].經(jīng)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(yè)部門面板數(shù)據(jù)的門限回歸分析[J].科學(xué)學(xué)研究,2013,31(3):377-385.

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

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