張少津，劉文艷

（1.河北省標(biāo)準(zhǔn)化研究院 條碼中心，河北 石家莊 050091；2.石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院 商學(xué)院，河北 石家莊 050031）

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論把技術(shù)因素作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的內(nèi)生變量，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)根源于知識(shí)和人力資本的增長(zhǎng)，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素。①河北省作為以傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)為主的經(jīng)濟(jì)大省，在政府主導(dǎo)的“科教興冀”戰(zhàn)略的影響下，科技對(duì)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用正在逐步增強(qiáng)。但是，科技因素是否能夠像新經(jīng)濟(jì)理論所倡導(dǎo)的那樣，正在成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素，這不僅是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一個(gè)理論問題，更重要的是，這關(guān)系到未來河北省經(jīng)濟(jì)是否能夠持續(xù)、穩(wěn)定增長(zhǎng)，也將關(guān)系到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量問題，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是否能夠由“粗放式”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s式”。要回答上述問題，必須要進(jìn)行客觀的、定量的研究，探討河北省科技與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系?；诖耍疚膶ｉT選取科技活動(dòng)投入經(jīng)費(fèi)、科技人員投入作為科技投入指標(biāo)，選取地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，應(yīng)用協(xié)整理論和向量自回歸理論進(jìn)行定量研究。

一、數(shù)據(jù)選取和變量說明

在變量的選取過程中，為保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和權(quán)威性，本文選擇的科技投入僅指科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)和從事科技活動(dòng)人員，用地區(qū)生產(chǎn)總值作為測(cè)度區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。所取數(shù)據(jù)來源于《河北省經(jīng)濟(jì)年鑒》《中國科技年鑒》。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性等因素，研究選取1993—2010年河北省國民生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被解釋變量；選取同期的河北省科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)（KY）、從事科技活動(dòng)人員（RY）作為解釋變量來衡量科技投入的指標(biāo)。同時(shí)，為保證數(shù)據(jù)的可比性，消除通貨膨脹因素，研究首先利用物價(jià)指數(shù)對(duì)名義地區(qū)生產(chǎn)總值和名義科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)進(jìn)行折算（以1978年不變價(jià)折算）。為使數(shù)據(jù)盡量平穩(wěn)，也為了消除變量間的異方問題，對(duì)三類數(shù)據(jù)分別取自然對(duì)數(shù)，表示為L(zhǎng)nKY、LnRY和LNGDP，上述變換不會(huì)改變變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)穩(wěn)定關(guān)系。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

（一）單位根檢驗(yàn)

首先，對(duì)三組變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值、從事科技活動(dòng)人員、科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出所對(duì)應(yīng)的對(duì)數(shù)序列的單位根檢驗(yàn)過程中，本文先利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各個(gè)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）顯示，三組變量均為非平穩(wěn)序列，不能用來直接構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。因此，對(duì)三組變量分別進(jìn)行差分處理，取各自的一階差分，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，在5%顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，LnGDP、LnKY和LnRY為一階單整，即三個(gè)變量均為I（1）序列。由于序列之間存在同階單整，因此這三個(gè)變量滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

表1 LnGDP、LnRY和LnKY的單位根檢驗(yàn)

（二）構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型）

由于向量自回歸模型是以內(nèi)生變量作被解釋變量，以變量本身的滯后變量作為解釋變量構(gòu)建的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。因此，構(gòu)建向量自回歸模型的關(guān)鍵點(diǎn)是確定合理的滯后期。為此，在表2中試算了模型的0至3期滯后，結(jié)果顯示，以LR、FPE、AIC、SC和HQ五個(gè)判斷標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析，可以得出該模型的最優(yōu)滯后期為2，即該模型為VAR（2）。

表2 VAR模型滯后期的選擇

圖1 VAR（2）平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

如圖1所示，在VAR（2）模型中，單位圓內(nèi)包含了所有根模的倒數(shù)，可以判斷出以此建立的模型穩(wěn)定。同時(shí)，也可以判斷出在此基礎(chǔ)上所進(jìn)行的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析有效②，進(jìn)而可以得到VAR（2）模型如方程（1）、方程（2）和方程（3）所示。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

由計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論知道，同階單整是進(jìn)行協(xié)整分析的前提。前面部分的單整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，取自然對(duì)數(shù)后的三組數(shù)據(jù)構(gòu)成一階單整序列，因此可以進(jìn)行下一階段的協(xié)整分析。本文應(yīng)用協(xié)整理論中的E-G兩階段檢驗(yàn)法對(duì)三變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，該方法分為兩個(gè)階段，第一個(gè)階段是構(gòu)建一般最小二乘估計(jì)模型，通過檢驗(yàn)后，以殘差為被解釋變量再次構(gòu)建一般最小二乘估計(jì)模型；第二個(gè)階段是對(duì)殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，殘差平穩(wěn)檢驗(yàn)后，可以說明研究變量間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。具體如下：

第一步，對(duì)三變量使用普通最小二乘法（OLS）回歸，得到協(xié)整方程（4）：

該回歸模型的擬合優(yōu)度（R2）為0.965 7，可以通過模型的總體檢驗(yàn)，兩個(gè)解釋變量的T值分別為16.27085和56.26643，遠(yuǎn)大于臨界值，說明模型能夠通過變量的檢驗(yàn)。綜合總體檢驗(yàn)和變量檢驗(yàn)，協(xié)整方程能夠通過顯著性檢驗(yàn)。

進(jìn)一步建立殘差回歸模型如下：

第二步，殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法仍舊采用ADF檢驗(yàn)，計(jì)算的ADF值為-3.68239，可以查出5%臨界值為-1.96843。比較顯示，ADF值低于顯著性水平5%臨界值，可以拒絕殘差序列不平穩(wěn)的原假設(shè)，接受殘差序列為平穩(wěn)序列的判斷（見表3）。

上述模型分析，可以得出如下結(jié)論：科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入、科技活動(dòng)人員投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。模型數(shù)據(jù)進(jìn)一步顯示，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)增加1%，河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.658%；科技人員增加1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.293%。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可得出時(shí)間序列之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但還不能說明解釋變量與被解釋變量之間存在必然的因果關(guān)系，而序列之間的因果關(guān)系可用格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。其基本思想是：如果變量Xt是Yt的原因，則Xt的變化應(yīng)先于Yt的變化。因此，在作對(duì)其他變量的回歸時(shí)，如果把Xt的滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對(duì)Yt的預(yù)測(cè)，則稱Xt是Yt的Granger原因，否則稱Xt不是Yt的Granger原因。

為了能夠說明科技投入（科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入、科技活動(dòng)人員投入）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，分別作出LnGDP和LnRY、LnGDP和LnKY之間的相互回歸模型，即要作出四個(gè)模型，考慮滯后因素，研究分別選取滯后期1和滯后期2進(jìn)行建模，這樣需要進(jìn)行8個(gè)模型的構(gòu)建和檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表4。

表4 各變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)以上的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，滯后一期時(shí)，LnGDP不是LnRY的格蘭杰原因的概率為0.001 54，拒絕原假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)就業(yè)增加了從事科技活動(dòng)人員的數(shù)量。LnRY不是LnGDP的格蘭杰原因的概率為0.504 28，接受原假設(shè)，說明單純?cè)黾訌氖驴萍蓟顒?dòng)人員的數(shù)量并不能直接帶來經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。滯后兩期時(shí)兩者互不為格蘭杰因果關(guān)系。另外，滯后一期時(shí)，LnGDP不是LnKY的格蘭杰原因的概率為0.076 16，拒絕原假設(shè)。滯后兩期時(shí)，LnGDP不是LnKY的格蘭杰原因的概率為0.108 34，接受原假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促使科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)增加，但是科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)增加并沒有帶來經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。以上結(jié)論表明，河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然是粗放式增長(zhǎng)，科技投入并不能給經(jīng)濟(jì)注入強(qiáng)勁的生長(zhǎng)力。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

之所以要進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，原因是協(xié)整模型僅能揭示出變量間是否存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，格蘭杰檢驗(yàn)盡管能夠顯示出解釋變量和被解釋變量的因果關(guān)系，但是上述兩類方法均不能提供動(dòng)態(tài)信息，即不能提供當(dāng)一個(gè)變量作用于另一個(gè)變量的動(dòng)態(tài)變化特征。為此，借助于前期研究所建立的向量自回歸模型［LnGDP作被解釋變量、LnKY作解釋變量的VAR（2）模型和LnGDP作被解釋變量、LnRY作解釋變量的VAR（2）模型］進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。本文采用了廣義脈沖法，分析結(jié)果如圖2、圖3所示。

圖2 LnRY對(duì)lnGDP的脈沖響應(yīng)

圖3 LnKY對(duì)lnGDP的脈沖響應(yīng)

圖2和圖3顯示，從事科技活動(dòng)人員投入變動(dòng)和科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊始終大于0，并且曲線斜率也大于0，但斜率呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)。這說明，作為科技投入指標(biāo)的科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入和科技活動(dòng)人員投入變化對(duì)河北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化有正向影響，但是作用效果趨于緩和，即說明科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用效果方面存在著類似于消費(fèi)者行為理論中的“邊際效用遞減”現(xiàn)象。

（六）方差分解

為了更加精確地分析代表科技投入的科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入和科技活動(dòng)人員投入對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的影響，在研究方法方面，借助于方差分解研究法。該方法的主要思想是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度來評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性③。本部分研究使用的向量自回歸模型是前面部分中的方程（1），對(duì)LNGDP的標(biāo)準(zhǔn)誤差（S.E.）進(jìn)行了分解（具體結(jié)果見表5）。

表5 LNGDP方差分解

表5顯示了從第1期到第10期的標(biāo)準(zhǔn)差分解，即：河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的標(biāo)準(zhǔn)誤差被分解成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LnGDP）和科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)（LnKY）、從事科技活動(dòng)人員（LnRY）三部分，各部分在不同時(shí)期的貢獻(xiàn)互不相同。

從總體趨勢(shì)分析，無論是科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入（LnKY），還是科技活動(dòng)人員投入（LnRY），隨著滯后期的增加，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LnGDP）變化的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)；從相對(duì)比重角度分析，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入（LnKY）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的貢獻(xiàn)比重遠(yuǎn)高于科技活動(dòng)人員投入（LnRY）的比重。這說明，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入相對(duì)于科技人員投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的貢獻(xiàn)度大，并且隨著滯后期的增加，這一貢獻(xiàn)度不斷增大。

三、結(jié)論與初步建議

經(jīng)過系列定量分析，得到如下結(jié)論：第一，從協(xié)整分析結(jié)果可以看出，河北省科技投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)符合協(xié)整關(guān)系，即兩者間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系；第二，從格蘭杰因果關(guān)系分析可以看出，河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是科技投入的單向格蘭杰原因，反之的因果關(guān)系并不明顯，這說明河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中科技的因素貢獻(xiàn)程度不高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式仍然是粗放型；第三，從脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果可以看出，科技投入變化對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化有正向影響，但是作用效果有變緩趨勢(shì)，說明增加科技投入有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但隨著時(shí)間推移，科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果在減弱；第四，從方差分解結(jié)果可以看出，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入與科技人員投入相比較，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的貢獻(xiàn)程度大。

針對(duì)上述研究，提出如下建議：其一，從因果關(guān)系結(jié)果角度分析，由于河北省科技投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是科技投入增加的格蘭杰原因，因此，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于科技規(guī)模的擴(kuò)大，增強(qiáng)科技實(shí)力。其二，從科技投入增量變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果看，增加科技投入有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此，必須堅(jiān)持加大科技投入的政策思路。其三，從科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入和科技人員投入作用看，科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用更強(qiáng)，說明科技人員數(shù)量的增加并不是關(guān)鍵問題，更為關(guān)鍵的是科技人員的業(yè)務(wù)素質(zhì)和科研業(yè)績(jī)。因此，加大科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入并內(nèi)化到科技人員自身，以提高科技人員的業(yè)務(wù)素質(zhì)和科研業(yè)績(jī)，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮作用，這也從一個(gè)側(cè)面再次證實(shí)了“科教興冀”戰(zhàn)略的正確性和長(zhǎng)久性。

［1］李京文，鄭友敬.技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)效益［M］.北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，1989：23－25.

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［3］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模EViews應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2006.