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    基于ECM的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效率評(píng)價(jià)

    2019-03-01 02:28:58林亞玲鄭亞男
    財(cái)經(jīng)界·上旬刊 2019年2期
    關(guān)鍵詞:經(jīng)費(fèi)支出生產(chǎn)總值當(dāng)量

    林亞玲 鄭亞男

    一、引言

    近年來(lái),某省堅(jiān)持以科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為工作戰(zhàn)略重點(diǎn),不斷加大科技投入, 科技企業(yè)的數(shù)量和規(guī)模都不斷增加, 從事科研人員的數(shù)量迅速增加。但是鮮少有對(duì)河北省科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效率的實(shí)證分析,河北省科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)還不太清楚。因此,有必要考察科技創(chuàng)新對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響, 分析科技創(chuàng)新對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用,探索兩者之間的均衡關(guān)系,為制定符合河北實(shí)際的科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)政策,提高科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正影響提供理論支持和實(shí)證證據(jù)。

    二、數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型設(shè)定

    本文通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的采集及整合,構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)體系與科技創(chuàng)新指標(biāo)體系,系統(tǒng)地探索河北省科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng),描述近年來(lái)河北省科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)作用,得出結(jié)論的同時(shí)提出對(duì)策和建議。

    (一)建立指標(biāo)體系

    為了探索河北省科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng),根據(jù)查閱大量文獻(xiàn),以地區(qū)生產(chǎn)總值GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的綜合性指標(biāo),并選取代表科技創(chuàng)新能力的指標(biāo)如下:

    表1 相關(guān)系數(shù)矩陣

    表2 LNX1、LNX2 對(duì)LNY 的OLS 回歸結(jié)果

    表3 LNY、LNX1 和LNX2 的ADF 檢驗(yàn)

    表4 殘差項(xiàng)et 的ADF 檢驗(yàn)

    表5 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

    (1)研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D經(jīng)費(fèi)支出反映某省科技創(chuàng)新的資金投入。

    (2)研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D人員全時(shí)當(dāng)量反映某省科技創(chuàng)新的人員投入。

    (二)實(shí)證模型

    本文對(duì)C-D生產(chǎn)函數(shù)等式兩邊取自然對(duì)數(shù)后,取得雙對(duì)數(shù)模型,兩者的長(zhǎng)期均衡關(guān)系如下:

    以河北省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP為被解釋變量(用Y表示);以研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D經(jīng)費(fèi)支出與研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D人員全時(shí)當(dāng)量?jī)蓚€(gè)科技創(chuàng)新衡量指標(biāo)作為解釋變量(分別用X1、X2表示)。因此設(shè)定了如下形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為:

    式中,第Yt年河北省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP(億元);X1為研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D經(jīng)費(fèi)支出(億元)、X2為研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D人員全時(shí)當(dāng)量(人年)、

    (三)數(shù)據(jù)的收集與處理

    本文收集整理了1998-2016年河北省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D經(jīng)費(fèi)支出、研究與試驗(yàn)發(fā)展R&D人員全時(shí)當(dāng)量等三個(gè)變量的數(shù)據(jù),并分別表示為: LNY、LNX1、LNX2。計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。

    由相關(guān)系數(shù)矩陣可知,各解釋變量與被解釋變量具有較高的相關(guān)系數(shù),有利于回歸建模。因此,為分析GDP相對(duì)數(shù)隨科技創(chuàng)新指標(biāo)相對(duì)數(shù)變動(dòng)的數(shù)量規(guī)律性, 可建立如下線性回歸模型,并預(yù)期參數(shù)符號(hào)均為正:

    三、模型的建立

    采用Eviews軟件建立回歸模型,得到回歸結(jié)果如表2所示:

    長(zhǎng)期均衡模型可表示為:

    t=(-1.1419) (0.2841) ?(2.6625)

    R2=0.9391 ? ?DW=1.4024 ? F=123.3682

    盡管LNX1、LNX2之間高度相關(guān),但相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表明這兩個(gè)變量一起對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著的影響。且所有解釋變量的符號(hào)都與先驗(yàn)預(yù)期相一致,即R&D經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員全時(shí)當(dāng)量與地區(qū)生產(chǎn)總值GDP正相關(guān)。

    四、時(shí)間序列分析

    (一)單位根檢驗(yàn)

    首先,對(duì)各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn),以保證消除了自相關(guān)性,根據(jù)多次檢驗(yàn)獲得運(yùn)行結(jié)果如表3所示。

    單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示:在5%的顯著性水平下,LNY、LNX1、LNX2均為零階單整。經(jīng)過(guò)以上平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知,地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、R&D經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員全時(shí)當(dāng)量等各變量為同階單整,可對(duì)其進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)。

    (二)協(xié)整檢驗(yàn)

    多變量檢驗(yàn)殘差是否平穩(wěn)的DF與ADF檢驗(yàn)臨界值要比通常的DF與ADF檢驗(yàn)臨界值要小,而且該臨界值還受到所檢驗(yàn)的變量個(gè)數(shù)的影響。本文采用1991年MacKinnon通過(guò)模擬試驗(yàn)得到不同變量協(xié)整檢驗(yàn)的臨界值為判斷依據(jù)。估計(jì)結(jié)果如表4所示。

    分析可知,在5%的顯著性水平下,t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-7.640278,其P值為0,從而拒絕原假設(shè),表明殘差序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列,說(shuō)明地區(qū)生產(chǎn)總值GDP相對(duì)數(shù)(LNY)和R&D經(jīng)費(fèi)支出相對(duì)數(shù)(LNX1)、R&D人員全時(shí)當(dāng)量相對(duì)數(shù)(LNX2)之間存在協(xié)整關(guān)系。

    (三)格蘭杰檢驗(yàn)

    協(xié)整檢驗(yàn)表明了科技創(chuàng)新指標(biāo)相對(duì)數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相對(duì)數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。然而這種長(zhǎng)期關(guān)系是否構(gòu)成短期因果關(guān)系,還有待于進(jìn)一步驗(yàn)證。鑒于此,本文利用長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)與各項(xiàng)科技創(chuàng)新指標(biāo)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),以此判斷它們之間的短期關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

    根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,R&D經(jīng)費(fèi)支出是地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰單向原因 ;R&D人員全時(shí)當(dāng)量是地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰單向原因;R&D經(jīng)費(fèi)支出與R&D人員全時(shí)當(dāng)量之間不存在格蘭杰原因。這說(shuō)明R&D經(jīng)費(fèi)支出和R&D人員全時(shí)當(dāng)量在短期內(nèi)成為地區(qū)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)的顯著因素。這些結(jié)果進(jìn)一步加強(qiáng)了協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)論,表明科技創(chuàng)新指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在影響。

    五、建立誤差修正模型(ECM)

    地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的變化不僅取決于R&D經(jīng)費(fèi)支出和R&D人員全時(shí)當(dāng)量的變化,還取決于上一期地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對(duì)均衡水平的偏離,誤差項(xiàng)估計(jì)的系數(shù)為-0.863231體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正,上一期偏離越遠(yuǎn),本期修正的量就越大,即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果,該模型可表示為:

    t=(2.1387) (-1.3433) ?(11.6692) ?(-14.55103)

    R2=0.9540 ? ?DW=1.3597 ? ?F=96.7303

    該模型可決系數(shù)=0.95,擬合程度較好;F檢驗(yàn)值=96.73,R&D經(jīng)費(fèi)支出和R&D人員全時(shí)當(dāng)量等科技創(chuàng)新指標(biāo)對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)合解釋作用明顯顯著。 此模型具有經(jīng)濟(jì)意義:在假定其他變量不變的情況下,短期之內(nèi),如果河北省R&D經(jīng)費(fèi)支出每增加1%,河北省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP平均減少0.103875%;如果河北省R&D人員全時(shí)當(dāng)量每增加1%,河北省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP平均增加1.059658%;同時(shí)上一期地區(qū)生產(chǎn)總值GDP對(duì)均衡水平的偏離,誤差修正項(xiàng)以0.863231%的力度進(jìn)行短期調(diào)節(jié)。

    綜上所述,可以發(fā)現(xiàn)河北省R&D經(jīng)費(fèi)支出在長(zhǎng)期和短期的作用方向不一致。一方面反映了科技創(chuàng)新投入的產(chǎn)出并不是迅速就能體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上的;另一方面深入考慮可能是R&D經(jīng)費(fèi)支出的構(gòu)成中存在著對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不一致的成分,因而短期表現(xiàn)為對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用。

    六、結(jié)論與建議

    若想保持長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),河北省必須加大科技創(chuàng)新投入,因?yàn)镽&D經(jīng)費(fèi)支出和R&D人員全時(shí)當(dāng)量在長(zhǎng)期均衡狀態(tài)下驅(qū)動(dòng)著河北省GDP的增長(zhǎng)。在加大科技創(chuàng)新的同時(shí)應(yīng)該注意到R&D經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在作用進(jìn)行合理的結(jié)構(gòu)調(diào)整,降低短期R&D經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用,以求在最優(yōu)的投入與最大驅(qū)動(dòng)力度的狀態(tài)下,提升河北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率。

    科技創(chuàng)新能力是引起經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)效率變動(dòng)的原因??萍紕?chuàng)新不僅能夠提高資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素的使用效率,而且能推動(dòng)節(jié)能環(huán)保事業(yè)的發(fā)展,使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率提高??萍紕?chuàng)新通過(guò)提高生產(chǎn)要素使用效率和科技創(chuàng)新成果的產(chǎn)業(yè)化能夠推動(dòng)地區(qū)生產(chǎn)總值的増加,因而實(shí)證結(jié)果與事實(shí)是相符合的。

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