周修亭　李千千

摘要：以VAR模型為基礎(chǔ)，采用武漢市1996～2016年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間存在的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入均對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有正向作用，且技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)更為顯著?；谶@一結(jié)論，武漢市應(yīng)著重在高科技領(lǐng)域培養(yǎng)核心創(chuàng)新能力，提升技術(shù)創(chuàng)新水平，為武漢市經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)提供動(dòng)力源泉。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);研發(fā)投入;技術(shù)創(chuàng)新;VAR模型

中圖分類號(hào)：F125文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1008-4657（2019）02-0035-08

0引言

我國(guó)一直在大力建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，提高自主創(chuàng)新能力，“十三五”規(guī)劃中明確指出未來的發(fā)展力量要放在技術(shù)創(chuàng)新方面，將技術(shù)創(chuàng)新作為核心，深化科學(xué)技術(shù)的引導(dǎo)作用。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論觀點(diǎn)認(rèn)為，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要影響因素是技術(shù)進(jìn)步，依靠技術(shù)創(chuàng)新來發(fā)展經(jīng)濟(jì)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要手段。放眼過去二十年的發(fā)展，發(fā)達(dá)國(guó)家能夠始終走在世界的前列，其主要原因就是發(fā)達(dá)國(guó)家更為注重技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入，有效的將二者結(jié)合起來，二者的協(xié)同作用有效促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。我國(guó)作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，技術(shù)效率貢獻(xiàn)度不高，而提升自身的技術(shù)創(chuàng)新能力，將會(huì)從根本上帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)。目前，我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)正處于下行的態(tài)勢(shì)，從根本上來刺激我國(guó)經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇已經(jīng)迫在眉睫，面對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化，應(yīng)利用國(guó)外一些國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的變化，思考實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門如何有效利用和發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新，以期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

近年來，武漢在大力創(chuàng)建“國(guó)家中心城市”和“全國(guó)創(chuàng)新型城市”，在此背景下，武漢的經(jīng)濟(jì)發(fā)展突飛猛進(jìn)，在湖北省經(jīng)濟(jì)乃至整個(gè)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著至關(guān)重要的作用。2016年，武漢市GDP高達(dá)11 912.61億元，在中部地區(qū)是唯一能夠突破萬億的城市，在中部六省省會(huì)之中始終位于首位。2016年經(jīng)國(guó)家批準(zhǔn)成立武漢自貿(mào)區(qū)，2017年武漢市又推出建立“長(zhǎng)江新城”的計(jì)劃，這都將為武漢市創(chuàng)新水平的提升注入新的活力。2006～2016年，武漢市研發(fā)投入力度逐年增大，科技支出占財(cái)政總支出的比重從2006年的0.5%上升到2016年的5.9%。與此同時(shí)，武漢市的GDP也以平均每年14.9%的增長(zhǎng)率持續(xù)快速增長(zhǎng)?？紤]到研發(fā)投入與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用，這種相關(guān)性也許并非偶然。那么，三者之間究竟存在怎樣的動(dòng)態(tài)關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入能對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出多少的貢獻(xiàn)，這需要我們進(jìn)行進(jìn)一步地實(shí)證研究。鑒于此，我們將基于VAR模型與武漢市1996～2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)深入探討武漢市技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間所存在的關(guān)系，以期證明技術(shù)創(chuàng)新能力的提高對(duì)促進(jìn)武漢的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用，并進(jìn)一步表明，技術(shù)創(chuàng)新永遠(yuǎn)是一個(gè)城市發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α?/p>

1文獻(xiàn)綜述

隨著當(dāng)今世界科學(xué)技術(shù)的快速發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位越來越重要，國(guó)內(nèi)外學(xué)者眾多學(xué)者對(duì)三者之間存在的影響關(guān)系進(jìn)行了諸多研究，目前主要集中于以下三個(gè)方面。

一是技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究。Samuelson等[1]在整合了熊彼特提出的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論之后，提出了“索洛模型”，他認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在以傳統(tǒng)的勞動(dòng)和資本的投入為基礎(chǔ)的情況下，技術(shù)創(chuàng)新更是其決定性因素。Russell等[2]運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，研究了57個(gè)國(guó)家的技術(shù)進(jìn)步要素，提出資本積累與技術(shù)創(chuàng)新的差異是導(dǎo)致各國(guó)經(jīng)濟(jì)差距的重要原因。Bos等[3]通過對(duì)21個(gè)歐洲制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程進(jìn)行研究，認(rèn)為受經(jīng)濟(jì)活動(dòng)周期的不同階段影響，技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)效率的分布也會(huì)有所不同。唐未兵等[4]通過對(duì)我國(guó)對(duì)我國(guó)28個(gè)省的數(shù)據(jù)研究，得出技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平存在負(fù)向影響效應(yīng)。蘇治等[5]研究了科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所作出的貢獻(xiàn)，闡述了其變化趨勢(shì)并提出技術(shù)創(chuàng)新是提高我國(guó)科技水平的驅(qū)動(dòng)力量。陳勇等[6]通過DEA值測(cè)算了經(jīng)濟(jì)部門各行業(yè)的技術(shù)效率，并分析了技術(shù)效率、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。白俊紅等[7]通過對(duì)我國(guó)各省份構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)評(píng)估指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)東部地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最為明顯。

二是研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究。Romer等[8]首先提出了基于研發(fā)投入的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，認(rèn)為企業(yè)在科研與創(chuàng)新活動(dòng)過程中的知識(shí)積累是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。范柏乃等[9]認(rèn)為不同地區(qū)的科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在較大差別，西部地區(qū)相較于東部和中部其拉動(dòng)效應(yīng)更為明顯。謝蘭云[10]通過對(duì)我國(guó)各省份研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用途徑進(jìn)行研究，表明我國(guó)各省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在高度的空間相關(guān)性，研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著直接和間接的影響效應(yīng)。李曉莉等[11]通過建立技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)存量的多系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型，論述了后發(fā)企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新過程中的演化規(guī)律。

三是技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入的關(guān)系研究。馮宗憲等[12]通過對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)技術(shù)與規(guī)模效率進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)投入與創(chuàng)新活動(dòng)的技術(shù)效率之間促進(jìn)關(guān)系并不顯著，其對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的規(guī)模效率則具有一定的負(fù)向影響。王海兵等[13]發(fā)現(xiàn)我國(guó)現(xiàn)階段創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)并不樂觀，我國(guó)產(chǎn)業(yè)體系內(nèi)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)和研發(fā)投入有協(xié)同互動(dòng)的自我演化特征。但有些學(xué)者則持有不觀點(diǎn)：羅亞非等[14]通過對(duì)主要發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平主要影響因素為規(guī)模效率，而且我國(guó)的效率水平偏低，需要加大研發(fā)投入的力度。張同斌[15]提出隨著研發(fā)投入的增加，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增速呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步增速下降是產(chǎn)業(yè)中全要素生產(chǎn)率下降的主要原因。張娜等[16]對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提升的影響因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入是影響其創(chuàng)新能力的重要因素，但是如果出現(xiàn)過度投入的情況反而會(huì)降低其創(chuàng)新產(chǎn)出。張莉等[17]通過對(duì)企業(yè)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中的人力資本投入相比于研發(fā)投入更為重要。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的兩兩關(guān)系進(jìn)行了諸多探索和研究，并取得了一系列研究成果。然而，能夠?qū)⒓夹g(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者結(jié)合起來并以城市為對(duì)象進(jìn)行研究的文獻(xiàn)仍然并不多見，更多的文獻(xiàn)是集中于國(guó)家和省際層面，少有對(duì)省會(huì)城市進(jìn)行研究分析?；谶@一現(xiàn)狀，本文將運(yùn)用VAR模型，并借鑒已有的研究成果，從實(shí)證角度探討三者間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，并以武漢市為例，從技術(shù)創(chuàng)新，研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究，以期對(duì)武漢市在新常態(tài)背景下實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)型提出一些可行的政策建議。

2模型選擇、研究方法和變量選取

在理論分析方面已經(jīng)有大量的學(xué)者進(jìn)行了研究，本文將從實(shí)證角度出發(fā)，利用VAR模型對(duì)變量之間存在的因果和均衡關(guān)系進(jìn)行更加深入的研究，進(jìn)一步表明技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。

2.1模型選擇

由于傳統(tǒng)回歸方法，要先確定其內(nèi)生變量與外生變量，而當(dāng)變量之間存在相互影響的關(guān)系時(shí)，就很難對(duì)兩者進(jìn)行明確區(qū)分。為解決這一問題，本文選取了向量自回歸模型（VAR），將各變量整合一起，作為一個(gè)整體來進(jìn)行分析。VAR模型的基本結(jié)構(gòu)如下：

協(xié)整方程是否存在是判斷協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系的基礎(chǔ)性條件，未能對(duì)協(xié)調(diào)發(fā)展的程度做出相應(yīng)的度量，我們將利用協(xié)整協(xié)整理論與方法，對(duì)樣本期內(nèi)武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證步驟為：先分析各變量的平穩(wěn)性，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，再給出其誤差修正模型，分析各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系，最后進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析與方差分解。

2.3變量與數(shù)據(jù)采集

本文采用1996～2016年《武漢市統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)作為樣本。研究變量選取武漢市內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，并以1996年為基期進(jìn)行折算;武漢市內(nèi)財(cái)政用于科學(xué)技術(shù)的支出（ESR）作為研發(fā)投入的指標(biāo);技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)選取武漢市當(dāng)年的專利申請(qǐng)量（PAT）。為消除時(shí)間序列的異方差，我們將數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后再進(jìn)行檢驗(yàn)。

3實(shí)證分析

3.1ADF單位根檢驗(yàn)

由于大部分原始數(shù)據(jù)都不是平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果直接對(duì)其進(jìn)行計(jì)量分析，容易出現(xiàn)偽回歸的情況，為避免這一狀況的出現(xiàn)，要先對(duì)模型中的每一個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果出現(xiàn)了非平穩(wěn)的現(xiàn)象，則需要對(duì)其進(jìn)行差分使其平穩(wěn)。各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

從表1可知，ln GDP、ln PAT、ln ESR均具有單位根，為非平穩(wěn)時(shí)間序列，而在一階差分的情況下三個(gè)變量均實(shí)現(xiàn)了平穩(wěn)，數(shù)據(jù)通過了ADF檢驗(yàn)，符合協(xié)整分析的條件。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

建立VAR模型，為了確保其檢驗(yàn)的可信性，除了需要滿足平穩(wěn)性之外，還要確立協(xié)整方程的最佳滯后期，保證模型在最佳自由度上進(jìn)行檢驗(yàn)，增強(qiáng)結(jié)果的可信性。表1已經(jīng)表明各變量為平穩(wěn)的，協(xié)整方程最佳滯后階數(shù)的確定主要是利用VAR模型的各統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，通過LR、AIC、SC和HQ等指標(biāo)的結(jié)果確定其最佳滯后期，結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，在滯后階數(shù)為2時(shí)，AIC、SC和HQ的值同時(shí)達(dá)到最小，因此，模型的最佳滯后期為2階，并以此為基礎(chǔ)對(duì)三個(gè)變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要先通過驗(yàn)證AR根確定模型是否穩(wěn)定，從而確保后續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果是有效的，其檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示：

從圖1可以看出，所有的特征根都在單位圓內(nèi)，因此所設(shè)定的模型是穩(wěn)定的，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析和后續(xù)檢驗(yàn)。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方法有多種選擇，較為常見的有Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法和E-G法，對(duì)于三個(gè)變量以上的模型通常選取Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法。其結(jié)果見表3。

從方程（4）可知，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.428，標(biāo)準(zhǔn)差為0.071;研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.169，標(biāo)準(zhǔn)差為0.051。在5%的顯著性水平下，技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入均通過了顯著性檢驗(yàn)。技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入每增加1%，在長(zhǎng)期關(guān)系中將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.428%和0.169%，相比較之下，技術(shù)創(chuàng)新的正向影響效應(yīng)更為顯著。

3.3誤差修正模型

協(xié)整方程主要研究是各變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是無法分析其在短期內(nèi)的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，采用誤差修正模型可以分析短期內(nèi)三者之間的均衡關(guān)系，以此來分析武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期非均衡關(guān)系的調(diào)整力度。因此，可以在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立其誤差修正項(xiàng)，其表達(dá)式為：

從以上結(jié)果我們可以得出：誤差修正模型中其修正系數(shù)為負(fù)值（-0.122），滿足反向修正機(jī)制的要求，這意味著，在武漢地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中出現(xiàn)的非均衡狀態(tài)會(huì)通過修正機(jī)制逐漸恢復(fù)到其原有狀態(tài)。

3.4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)表明了三個(gè)變量之間存在一定的均衡關(guān)系，為進(jìn)一步探究三個(gè)變量之間所存在的因果關(guān)系，我們將對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可知，在滯后2期且顯著性水平為10%的條件下，格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果顯示：研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果關(guān)系;研發(fā)投入不是技術(shù)創(chuàng)新的格蘭杰原因，而技術(shù)創(chuàng)新是研發(fā)投入的格蘭杰原因，兩者存在單項(xiàng)因果關(guān)系，研發(fā)投入未能對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的提高產(chǎn)生顯著影響。技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是技術(shù)創(chuàng)新的格蘭杰原因，兩者之間同為單項(xiàng)因果關(guān)系，這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的反哺作用還沒能完全形成，可能存在一定的遲滯性。

3.5脈沖響應(yīng)分析

前面經(jīng)過檢驗(yàn)可知建立的VAR模型是穩(wěn)定的，可繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。脈沖響應(yīng)函數(shù)是在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后對(duì)各內(nèi)生變量所造成的影響，也就是說明擾動(dòng)項(xiàng)的影響是如何傳播到每一個(gè)變量的，各變量收到?jīng)_擊后的結(jié)果如圖2所示。其中橫軸表示響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸表示響應(yīng)強(qiáng)度，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離線。

由脈沖響應(yīng)圖可分析得出：

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于來自技術(shù)進(jìn)步和研發(fā)投入沖擊的響應(yīng)。面對(duì)來自技術(shù)進(jìn)步的沖擊，在3期開始顯現(xiàn)出正向效應(yīng)，并且這種效應(yīng)持續(xù)增加，一直延續(xù)到第10期達(dá)到最大值;面對(duì)來自研發(fā)投入的沖擊，在1期就顯現(xiàn)出了持續(xù)正向效應(yīng)并在3期達(dá)到峰值，然后正向效應(yīng)開始減弱并在第6期變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)。總體來看，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較明顯，而研發(fā)投入所產(chǎn)生的正向效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間的增加逐漸減弱。

（2）技術(shù)進(jìn)步對(duì)于來自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和研發(fā)投入沖擊的響應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新在面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊后，第1期就表現(xiàn)出了正向效應(yīng)，在第2期達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)并一直持續(xù)到第10期;在收到研發(fā)投入的沖擊后，技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)出了持續(xù)的負(fù)向效應(yīng)，這種結(jié)果也與張娜等[16]提出的研發(fā)投入過度的情況反而會(huì)降低其創(chuàng)新產(chǎn)出的說法相一致。從結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有著良好的反哺作用，對(duì)于創(chuàng)新能力的提升有明顯的促進(jìn)效應(yīng)，而研發(fā)投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的提升還未起到明顯作用，這也表明政府在科學(xué)技術(shù)支出要進(jìn)行一些適當(dāng)?shù)恼{(diào)整。

（3）研發(fā)投入對(duì)于來自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)創(chuàng)新沖擊的響應(yīng)。在收到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊后，研發(fā)投入在初期表現(xiàn)出了負(fù)向效應(yīng)，在3期的時(shí)候開始轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛐?yīng)并逐漸趨于平穩(wěn);在面臨來自技術(shù)創(chuàng)新的沖擊后，研發(fā)投入表現(xiàn)出了持續(xù)的正向效應(yīng)，在第3期達(dá)到最大值并保持穩(wěn)定的正向響應(yīng)?？傮w來看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)創(chuàng)新對(duì)研發(fā)投入都產(chǎn)生了正向效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)研發(fā)投入的提高有一定的遲滯性，需要經(jīng)過兩年到三年的積累才會(huì)顯現(xiàn)出其正向效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有著明顯的提升作用。

3.6方差分解

前面已經(jīng)通過脈沖響應(yīng)函數(shù)表明了一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊對(duì)其它變量的影響，我們將通過方差分解進(jìn)一步分析技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入兩個(gè)變量在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貢獻(xiàn)度，方差分解結(jié)果如表5所示。

從表5的結(jié)果可以得出，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)ln GDP的方差分解，在滯后1期，技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊為零，表明二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)具有一定的滯后性，而其自身的貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)不斷下降的趨勢(shì)，到第10期其貢獻(xiàn)率下降為為33.83%。技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)為持續(xù)快速的增長(zhǎng)趨勢(shì)，在第8期達(dá)到最大值，為51.05%，隨后開始衰減，并在第10期達(dá)到最小值。研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在第3期上升為16.02%，隨后開始下降，在第8期又重新開始增加，并在第10期達(dá)到其最大值?？傮w來說，技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)投入在長(zhǎng)期內(nèi)可以有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率相比于研發(fā)投入表現(xiàn)的更為顯著。

4結(jié)論

加大研發(fā)投入力度和提升技術(shù)創(chuàng)新水平，雖然短期內(nèi)兩者不一定會(huì)對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用，但絕不能否定其在長(zhǎng)期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的根本作用。本文通過采用VAR模型，論證了武漢市技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)投入與武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，得出以下結(jié)論并針對(duì)現(xiàn)有的結(jié)果提出一些政策建議：

（1）專利申請(qǐng)量的提升與科學(xué)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出的增加都是武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，相比于研發(fā)投入而言，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更為顯著。因此，武漢市可以在不減少研發(fā)投入的基礎(chǔ)上，加大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入力度，完善創(chuàng)新環(huán)境的建設(shè)，創(chuàng)建更加公平、公正、開放的創(chuàng)新平臺(tái)，全面提高自身的創(chuàng)新能力，以此來實(shí)現(xiàn)武漢市經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新型增長(zhǎng)。

（2）武漢市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)研發(fā)投入的提升的反哺作用具有遲滯性。針對(duì)這一問題，武漢市政府應(yīng)當(dāng)建立完善的監(jiān)管制度，對(duì)于科學(xué)技術(shù)資金的流向進(jìn)行進(jìn)一步的落實(shí)，確?？蒲匈Y金能夠有效的被高新企業(yè)和研發(fā)機(jī)構(gòu)進(jìn)行充分利用，這樣才能夠再次刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，形成“創(chuàng)新能力增加→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)→研發(fā)投入增加→科技成果增加→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的良性循環(huán)。

（3）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和研發(fā)投入的增加都有著顯著的提升作用。這在一定程度上表明了武漢市對(duì)于科技創(chuàng)新能力的重視力度，大力發(fā)展科技創(chuàng)新，并以此為紐帶促進(jìn)其它產(chǎn)業(yè)的共同發(fā)展。所以應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的發(fā)展，加大在高技術(shù)產(chǎn)品與前沿科技方面的投入力度，建設(shè)一批擁有自主專利與核心競(jìng)爭(zhēng)力的高新企業(yè)，加快申請(qǐng)專利轉(zhuǎn)化為科技成果的過程，加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研的融合，加快創(chuàng)新成果的商品化速度，進(jìn)一步帶動(dòng)武漢市經(jīng)濟(jì)的騰飛。

（4）武漢市政府應(yīng)該為技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造一個(gè)良好的發(fā)展環(huán)境。政府一方面應(yīng)加大對(duì)于科學(xué)研究、產(chǎn)業(yè)孵化基地、高水平素質(zhì)人才培養(yǎng)等方面的投入力度;另一方面，對(duì)于市場(chǎng)上敢于進(jìn)行自主研發(fā)的創(chuàng)新型企業(yè)，可以通過實(shí)行一些財(cái)政政策對(duì)其給予一定程度上的支持，以便提高其資金利用效率，間接提高其企業(yè)創(chuàng)新水平。創(chuàng)建優(yōu)質(zhì)型綜合服務(wù)平臺(tái)，主要面對(duì)創(chuàng)新型企業(yè)，為其提供信息查詢、技術(shù)咨詢和生活服務(wù)等更加便利的服務(wù)，提高其創(chuàng)新效率。

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