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

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。