周春應(yīng) 楊紅強

摘要：為探討我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關(guān)系和相互作用，基于VAR模型，應(yīng)用協(xié)整分析、Grang-er因果檢驗、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，實證檢驗了1985－2007年自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)演進關(guān)系。研究結(jié)果表明：林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間既存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，又存在短期的動態(tài)關(guān)系；林業(yè)自主創(chuàng)新是林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期Granger原因，而它們短期波動之間不存在因果關(guān)系；林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對來自林業(yè)自主創(chuàng)新的沖擊響應(yīng)強烈，而林業(yè)自主創(chuàng)新對來自林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的沖擊響應(yīng)微弱。最后，對實證結(jié)果進行了分析并給出政策建議。

關(guān)鍵詞：自主創(chuàng)新；林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；VAR模型；動態(tài)關(guān)系

0、引言

改革開放以來，我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)保持了較快的增長速度，林業(yè)總產(chǎn)值從1980年的1359.4億元增加到2007年的12533.42億元，27年間增長了近10倍，年均增長8.6％。我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)在改革開放之初主要依靠引進國外先進技術(shù)，在一定程度上提升了我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、促進了林業(yè)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。但是，我國不能把解決自身特定的林業(yè)科技創(chuàng)新問題寄希望于別人身上，需要從我國實際出發(fā)，建立林業(yè)可持續(xù)發(fā)展的技術(shù)基礎(chǔ)，通過林業(yè)科技資金和人才的大量投入，建立了自主創(chuàng)新平臺，大幅度提高了林業(yè)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，我國林業(yè)自主創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)，林業(yè)產(chǎn)業(yè)共取得重大科技成果6000多項，其中獲國家自然科學(xué)獎、國家科技進步獎和國家發(fā)明獎270多項，省部級科技進步獎近2000項。這些科技創(chuàng)新成果，有的達到了國際領(lǐng)先水平或國際先進水平，有的填補了我國林業(yè)科學(xué)技術(shù)的空白，達到國內(nèi)領(lǐng)先水平，有力地促進了我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是相輔相成的。一方面，林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要依靠林業(yè)自主創(chuàng)新作為內(nèi)在推動力，通過自主創(chuàng)新提高森林覆蓋率、解決植被恢復(fù)難題、提高林業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益；另一方面，林業(yè)自主創(chuàng)新投入資金有賴于林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為后盾支持。在黨和國家把增強自主創(chuàng)新能力作為國家戰(zhàn)略的背景下，分析探討自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義，可以為政府今后制定林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略提供決策參考。

1、文獻回顧

在探討自主創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系上，韓寓群(2005)、劉衛(wèi)剛(2007)提出構(gòu)建一流創(chuàng)新平臺與研發(fā)基地以及產(chǎn)業(yè)化基地、著力培育技術(shù)領(lǐng)先創(chuàng)新主體、營造一流的自主創(chuàng)新環(huán)境，是加快推進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有力手段。馬有才等(2007)研究發(fā)現(xiàn)必須加快自主創(chuàng)新的步伐，才能增強高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的核心競爭力。錢明霞(2008)研究認(rèn)為，發(fā)明專利、新產(chǎn)品開發(fā)、高新園區(qū)、市場推廣等自主創(chuàng)新因素與我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)聯(lián)度較大，而科技成果轉(zhuǎn)化、科技資源投入等因素與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)聯(lián)度較小。張波波，顧新(2009)分析了自主創(chuàng)新推動優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用機理。熊榮生(2009)研究發(fā)現(xiàn)我國自主創(chuàng)新能力不足制約了我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展，認(rèn)為加強產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、提升我國自主創(chuàng)新能力是實現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展的必然選擇。

關(guān)于自主創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究成果還比較少，國內(nèi)現(xiàn)有研究成果主要集中于探討自主創(chuàng)新對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，認(rèn)為自主創(chuàng)新能力的提升能夠有力地推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，針對某一特定產(chǎn)業(yè)定量分析自主創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的文獻非常少。因此，以林業(yè)產(chǎn)業(yè)為例，分析自主創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，依據(jù)實證研究得到的結(jié)果，提出增強自主創(chuàng)新能力帶動林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策建議，為政府決策部門今后制定林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略提供借鑒。

2、研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1研究方法

本文采用經(jīng)濟計量方法分析自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)演進關(guān)系。

①由于大多數(shù)經(jīng)濟變量的非平穩(wěn)性，導(dǎo)致回歸分析往往會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，使得分析結(jié)論無效，因此，本文采用ADF單位根檢驗方法，檢驗各個變量的平穩(wěn)性。

②如果各個變量都是單整的，且單整階數(shù)相同，則它們的某種線性組合是平穩(wěn)的時間序列，從而這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。建立向量自回歸模型(VAR)，檢驗自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整關(guān)系。

③協(xié)整分析得到的經(jīng)驗方程說明變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，但不能說明變量間存在因果關(guān)系，需要采用Granger因果檢驗來進一步驗證自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是否存在因果關(guān)系。

兩個變量的原始序列在5％的顯著性水平上均沒有拒絕存在單位根的零假設(shè)，即是非平穩(wěn)的。而它們的一階差分序列在5％的顯著性水平上均拒絕了存在單位根的零假設(shè)，即是平穩(wěn)的。所以，可以認(rèn)為變量lnP、lnGDP都是一階單整的，即為I(1)過程。因此，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，需要通過協(xié)整檢驗來驗證變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。

3.2協(xié)整檢驗

本文采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗

④建立誤差修正模型考察林業(yè)自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系。

⑤采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法從動態(tài)演進角度研究林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間相互沖擊的效果。

2.2數(shù)據(jù)來源

本文采用1985--2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，考察自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。

①林業(yè)自主創(chuàng)新(P)。參照其他領(lǐng)域?qū)嵶C研究一般采用專利數(shù)據(jù)的做法，本文實證分析部分采用林業(yè)專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來表示林業(yè)自主創(chuàng)新。林業(yè)專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來源于“中國林業(yè)信息網(wǎng)”中國林業(yè)專利技術(shù)庫。

②林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展(GDP)。采用林業(yè)產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。國家林業(yè)局和國家統(tǒng)計局公布的林業(yè)產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值存在一定的差異，國家林業(yè)局公布的數(shù)據(jù)只有1997年以后的，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，樣本數(shù)據(jù)來源于2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。

為消除異方差性，使實證分析模型更具有實際經(jīng)濟含義，對上述變量時間序列數(shù)據(jù)分別取對數(shù)以消除趨勢，并記為lnP、lnGDP。

3、實證分析

3.1單位根檢驗

采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法檢驗變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表1。方法對自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，VAR模型的滯后階數(shù)根據(jù)LR檢驗統(tǒng)計量、最終預(yù)測誤差FPE以及AIC、sc和HQ準(zhǔn)則確定，滯后階數(shù)判斷結(jié)果見表2。

表2給出了0～6階VAR模型的LR、FPE、AIC、sc和HQ值，并以“*”標(biāo)記出依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇出來的滯后階數(shù)。結(jié)果表明依據(jù)5個準(zhǔn)則選出來的VAR模型滯后階數(shù)均為2階，下面考察VAR(2)模型的穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果見表3。

VAR模型根的數(shù)量為滯后階數(shù)與內(nèi)生變量數(shù)乘積，因此，本文VAR(2)模型的根共有4個。VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果顯示，VAR(2)模型的4個根的模

的倒數(shù)都小于1，滿足VAR模型穩(wěn)定性條件。在VAR(2)的基礎(chǔ)上，檢驗我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展間的協(xié)整關(guān)系，Johansen檢驗結(jié)果見表4。

根據(jù)表4中的Johansen協(xié)整檢驗得到的跡統(tǒng)計量值，在5％的顯著性水平下，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，通過Eviews6，0軟件估計得到變量間的協(xié)整關(guān)系表達式為：

lnGDP=0.467 31nP+4.76147(1)

(2.216)(2.537)

括號內(nèi)的數(shù)值為協(xié)整系數(shù)的t檢驗值，協(xié)整方程估計的LR統(tǒng)計量為49.0147。由(1)式分析得知，從長期來看，林業(yè)自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，林業(yè)專利授權(quán)量每增長1％將會促進林業(yè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長0.467 3％。3.3 Granger因果分析

根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果，林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即是林業(yè)自主創(chuàng)新促進了林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，還是林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展導(dǎo)致林業(yè)自主創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)，有待進一步驗證。本文利用Granger因果檢驗方法來分析林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系。采用Eviews6.0軟件可以計算得到Granger因果檢驗的F統(tǒng)t計量及相伴概率見表5。

根據(jù)表5中的Granger因果檢驗結(jié)果可知，在10％的顯著性水平下，lnP與lnGDP之間只存在單方向的因果關(guān)系，說明林業(yè)自主創(chuàng)新是林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不是林業(yè)自主創(chuàng)新的Granger原因，兩者不是互為因果的關(guān)系，這里的檢驗結(jié)果表明，林業(yè)自主創(chuàng)新成果的不斷涌現(xiàn)有力地促進了我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

3.4誤差修正模型

為了進一步考察林業(yè)自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系，建立VEC(2)模型進行分析，以此檢驗林業(yè)自主創(chuàng)新和林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展短期波動與長期均衡之間的影響關(guān)系，參數(shù)估計結(jié)果見表6。以分為兩部分：一部分是短期波動影響，一部分是偏離長期均衡的影響。由表6的檢驗結(jié)果可知，在以林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展為因變量的誤差修正模型中，林業(yè)自主創(chuàng)新的系數(shù)均為正值，表明短期林業(yè)自主創(chuàng)新波動對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生正向影響，而以林業(yè)自主創(chuàng)新為因變量的誤差修正模型中林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的系數(shù)均為負(fù)值，表明短期林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展波動對林業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)向影響。誤差修正系數(shù)ECMt的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值(分別為-0.034 86和-0.20376)來看，當(dāng)短期林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和林業(yè)自主創(chuàng)新波動偏離均衡水平時，將以3.486％和20.376％的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。大部分系數(shù)t檢驗值在5％的水平上均不顯著，表明林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間不存在短期因果關(guān)系。

3.5脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

在前文建立的VAR(2)模型的基礎(chǔ)上，采用漸進解析法計算得到脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，檢驗結(jié)果見圖1至圖4。

圖中實線表示隨著預(yù)測期數(shù)的增加，lnGDP和lnP對于一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)，虛線表示脈沖響應(yīng)圖像兩側(cè)正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。由脈沖響應(yīng)函數(shù)沖擊結(jié)果分析可知，lnP和InGDP對各自一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立刻有較強反應(yīng)，隨著時間的推移影響越來越小，第5期后逐漸趨于穩(wěn)定，見圖2、圖4。在lnP的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，lnGDP反應(yīng)迅速，并在第4期達到峰值，表明林業(yè)自主創(chuàng)新成果數(shù)量的增加對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起著顯著的推動作用，隨著林業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化，在4年后對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響最大，lnGDP從第5期以后開始保持了較長時期的脈沖響應(yīng)，表明林業(yè)自主創(chuàng)新的正沖擊給林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的正面影響具有顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應(yīng)，見圖1。在lnGDP的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，lnP在前4期內(nèi)會上下波動，從第4期以后開始逐漸趨于穩(wěn)定，表明林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正沖擊也會給林業(yè)自主創(chuàng)新帶來同向的影響，意味著林業(yè)產(chǎn)值增加對林業(yè)自主創(chuàng)新能夠提供資金的支撐作用，見圖3。

3.6方差分解分析

方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動項的相對重要性信息。在建立的VAR(2)模型的基礎(chǔ)上，將預(yù)測期定義為10，計算得到方差分解結(jié)果，見表7。

S.E.這一列數(shù)據(jù)分別為變量lnGDP和lnP的各期預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤，S.E.后兩列均是百分?jǐn)?shù)。分析可知，林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展lnGDP受自身波動的影響程度隨著時間的推移呈現(xiàn)下降的趨勢，特別是在前4期每期平均以10％的比例在減少對自身的影響，與此同時，林業(yè)自主創(chuàng)新lnP沖擊對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展lnGDP的影響逐漸增強，到第10期達到50.72％，這表明將林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變化分解為VAR結(jié)構(gòu)沖擊結(jié)果后，林業(yè)自主創(chuàng)新的沖擊對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變化產(chǎn)生的影響比較顯著，林業(yè)科技創(chuàng)新成果的不斷涌現(xiàn)勢必會推動林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這與前文脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果是一致的。而林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展lnGDP的沖擊對林業(yè)自主創(chuàng)新lnP變化的貢獻度一直處在一個比較低的水平，均在15％以下。

4、實證結(jié)果分析與政策建議

4.1結(jié)果分析

①我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間既存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，又存在短期的動態(tài)關(guān)系，充分證明我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在較強的正相關(guān)性。

②我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在單向的長期Granger因果關(guān)系，林業(yè)自主創(chuàng)新是林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長期Granger原因，分析結(jié)果表明，長期來看，我國林業(yè)自主創(chuàng)新有力地推動了林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。林業(yè)自主創(chuàng)新與我國林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間不存在短期Granger因果關(guān)系，表明林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展短期波動之間不存在因果關(guān)系。

③我國林業(yè)自主創(chuàng)新與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間相互作用的效果存在明顯的差異。林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對來自林業(yè)自主創(chuàng)新的沖擊響應(yīng)強烈，在林業(yè)自主創(chuàng)新沖擊下林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的響應(yīng)效應(yīng)大致有4年的滯后期，此后保持了較長的持續(xù)效應(yīng)，表明林業(yè)自主創(chuàng)新成果對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生推動作用存在科技成果轉(zhuǎn)化的時滯效應(yīng)，林業(yè)自主創(chuàng)新成果的不斷涌現(xiàn)對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正面影響具有長期的推動作用；而林業(yè)自主創(chuàng)新對來自林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的沖擊響應(yīng)比較微弱，林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正沖擊也會給林業(yè)自主創(chuàng)新帶來同向的影響，表明林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠為林業(yè)自主創(chuàng)新提供一定的資金支撐作用。

④林業(yè)自主創(chuàng)新帶來的沖擊對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的解釋水平達到了50％，表明林業(yè)自主創(chuàng)新對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻率比較大；而林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展變化的沖擊對林業(yè)自主創(chuàng)新的解釋水平僅為11％左右。

4.2討論

①由于本文研究工作受到可獲得數(shù)據(jù)的限制，在區(qū)域?qū)用嫔?，沒有能夠充分考慮到不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異，造成林業(yè)自主創(chuàng)新對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所產(chǎn)生影響的差異性，本文研究對象在空間尺度上以全國為研究單元，沒有能夠以各省為研究對象進行