劉欣珂

摘要： R&D支出情況與企業(yè)、科研機構、高校等主體的創(chuàng)新活動密切相關，對促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級、優(yōu)化企業(yè)產(chǎn)品結構、提升地區(qū)GDP等有著重要的作用。本文基于PVAR模型，對廣東等三省R&D經(jīng)費支出與GDP增長之間的關系進行實證研究，結果表明：長期來看，R&D支出對GDP有積極影響，但該影響具有滯后性，其滯后期為5年，而GDP對R&D長期的促進作用并不明顯。

關鍵詞： GDP? R&D經(jīng)費支出? 面板VAR模型

R&D（Research & Development， 研究與試驗發(fā)展）是指在科技領域，為增加人類和社會知識總量并運用這些知識去發(fā)展新技術而進行的系統(tǒng)性創(chuàng)造活動。它是衡量一個國家和地區(qū)科技活動強度的重要指標，其總量受到政府與市場的雙向影響。改革開放以來，國家愈來愈重視R&D活動，并提出了“科技興國”的發(fā)展戰(zhàn)略。如今，供給側改革和產(chǎn)業(yè)結構升級壓力不斷增加，經(jīng)濟發(fā)展與R&D經(jīng)費支出之間的關系成為了一個需要深入研究的命題。

一、文獻綜述

目前我國有關R&D的研究側重于R&D支出與產(chǎn)出之間關系、R&D支出與GDP之間關系等領域，學者們主要采用面板數(shù)據(jù)分析、神經(jīng)網(wǎng)絡、包絡分析法、誤差修正模型等方法進行研究。其中李平，張俊飚[1]使用面板協(xié)整和面板誤差修正模型研究了我國1997-2009年的高技術產(chǎn)業(yè)R&D資源投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系，研究表明高新技術產(chǎn)業(yè)R&D資源投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在正向的均衡關系。尹鋼，楊建梅[2]等建立神經(jīng)網(wǎng)絡模型來測算廣東省R&D的支出強度。高新偉，閆昊本[3]在使用Acemouglu的偏向性技術進步框架下研究了R&D，表明R&D投放于中間生產(chǎn)領域收益最高。徐莉，方梓旭[4]使用包絡分析法測算了我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的R&D效率，考察了R&D效率的影響因素，研究發(fā)現(xiàn)R&D效率與企業(yè)R&D重視程度、高校及科研機構數(shù)量呈顯著的正向關系。李惠娟[5]等運用協(xié)整檢驗及誤差修正模型，對我國1990-2005年地方財政科技投入與科技創(chuàng)新之間關系進行研究，表明二者之間存在著協(xié)整關系，二者呈現(xiàn)出長期穩(wěn)定的特征，且前者對后者具有推動作用。江濤[6]等基于VAR模型協(xié)整分析和Granger因果檢驗，對1991-2005年四川財政科技投入與自主創(chuàng)新的關系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)財政科技投入與專利授權數(shù)量之間存在某種長期均衡關系，財政科技投入與自主創(chuàng)新能力正相關，自主創(chuàng)新能力是財政科技投入的Granger原因。程華[7]等研究發(fā)現(xiàn)，政府科技投入對企業(yè)R&D投入有顯著促進作用，政府科技投入和大中型工業(yè)企業(yè)R&D之間存在長期相互影響，短期政府科技投入會影響大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入，但是大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入不一定會影響政府科技投入。

廣東、浙江、江蘇三省是我國經(jīng)濟較為發(fā)達地區(qū)，在我國經(jīng)濟發(fā)展中起著帶頭作用，其R&D經(jīng)費支出也處于全國前列。本文利用三省1991至2016年期間的GDP和R&D經(jīng)費支出數(shù)據(jù)，從PVAR模型的視角分析GDP與R&D經(jīng)費支出之間的相互影響關系，并根據(jù)經(jīng)濟學理論對建模結果進行解釋，得出結論并提出相應的建議。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)處理

選取《廣東省統(tǒng)計年鑒》《浙江省統(tǒng)計年鑒》《江蘇省統(tǒng)計年鑒》1991-2016年三省GDP總量與R&D經(jīng)費支出的原始數(shù)據(jù)，為消除通貨膨脹對數(shù)據(jù)影響，使用CPI進行價格平減，并進行對數(shù)化處理。

（二）序列平穩(wěn)性檢驗

為了消除異方差性、減少波動，對序列gdp和r&d取自然對數(shù)，得到對數(shù)序列l(wèi)ngdp和lnrd，再對兩個對數(shù)序列進行一階差分，得到序列dlngdp、dlngrd，使用面板單位根檢驗方法檢驗其單位根。

由表1可知lngdp、lnrd的單位根檢驗值均大于10%水平下的t統(tǒng)計量臨界值，故不能拒絕序列存在一個單位根的原假設，認為lngdp和lnrd存在一個單位根，是非平穩(wěn)時間序列。而dlngdp、dlngrd的單位根檢驗值均在1%顯著性水平下拒絕原假設，因此，可以判斷出lngdp、lnrd都是一階單整序列。

（三）PVAR模型最大滯后階數(shù)的確定

在建立PVAR模型之前，先對lngdp和lnrd數(shù)據(jù)進行前向化處理，以消除其個體效應。一般根據(jù)赤池信息準則（AIC）和貝葉斯信息準則（BIC）來確定模型的最大滯后階數(shù)，故采取估計各階PVAR，然后對比其AIC，BIC的方法進行定階。

結果如下表所示。

從上表可以看出，AIC和BIC最小值對應的階數(shù)均為5階，故建立PVAR（5）模型來進行進一步的分析。

（四）VAR模型的建立和檢驗

根據(jù)前面的判斷，建立PVAR（5）模型，所得模型表示為如下矩陣形式：

可以看出該方程顯著性良好，AIC值為-6.15435，BIC值為-5.2468，AIC和BIC的值均很小，說明所建立的PVAR（5）模型較為理想。

（五）脈沖響應函數(shù)圖分析

為了繼續(xù)探究lngdp與lnrd之間的關系，我們使用脈沖響應函數(shù)。脈沖響應函數(shù)圖表示給一個變量的當期施加一個標準差大小的正向沖擊會對另一個變量的當期和未來值所產(chǎn)生的影響。繪制的脈沖響應函數(shù)如圖1所示。

由脈沖相應圖可以看出，GDP對自身的沖擊在第二期達到最大值，最后開始下降至0，并在0附近波動之后趨于平穩(wěn)，說明經(jīng)濟具有自我調(diào)節(jié)作用，即：對經(jīng)濟的短期沖擊最終會趨于平穩(wěn)。R&D對自身的沖擊在第二期有一個增加，隨后有所下降，并在第5-7期達到最大，隨后才逐漸下降，這說明研究與試驗發(fā)展的投資具有自我吸引作用，即：當研究投資在產(chǎn)生技術創(chuàng)新之后，會吸引資本進行追加投資，而且這個過程可能會延續(xù)數(shù)年。從GDP對RD的沖擊響應來看，短期R&D的增加會使GDP有所下降，但在6-8年之后，對GDP的推動作用達到最高，隨后緩慢衰減。這與高新技術投資回報的滯后性以及科研的周期性有關，當期的投資并不能立即推動經(jīng)濟的發(fā)展，但一項技術發(fā)明應用成熟之后，對經(jīng)濟的推動作用相當可觀且作用時間較長。從R&D對GDP的沖擊響應來看，GDP短期的提高會推動高新技術投資的增加，但影響并不顯著。

三、結論及建議

其一，通過PVAR建模，我們可以得出：廣東等三省的科研經(jīng)費支出對GDP增長有著較為積極的推動作用，但是在當期作用并不明顯，投資回報的滯后期為5年，投資回報的高峰期為5-7年。這是由于高新技術產(chǎn)業(yè)的投資成效取決于科研技術在生產(chǎn)領域的應用狀況?？蒲谐晒昝廊谌肷a(chǎn)則對產(chǎn)品的質量以及產(chǎn)量產(chǎn)生一定的影響，有利于降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，提高國際競爭力;會對產(chǎn)品本身產(chǎn)生一定的影響，從而使得產(chǎn)品產(chǎn)生一些原來不具備的屬性，提高產(chǎn)品的吸引力，促進需求的增加。

其二，科研經(jīng)費投資有其特殊性，并不能像其他領域投資一樣立竿見影。從分析可以看出，科研經(jīng)費投資的回報一般會在幾年之后才能達到峰值，所以政府以及企業(yè)應該克服傳統(tǒng)的發(fā)展眼光，不能由于科研投入效果不顯著而邊緣化科研投入。從上述分析中也可以看出，科研投入本身具有一定資本收入能力，但是，是在產(chǎn)生技術創(chuàng)新之后，因此政府的引導能夠使得科學研究投入良性發(fā)展壯大，從而產(chǎn)生更多的創(chuàng)新成果促進社會的發(fā)展。政府需要將長期回報作為投資回報率分析的考核依據(jù)。

其三，GDP的增長對于高新技術投資的增長推動較小，這與我國傳統(tǒng)的發(fā)展模式有關，我國目前產(chǎn)業(yè)發(fā)展還處于中低端，一方面發(fā)展模式上難以從過去資本拉動需求的模式轉變?yōu)榭萍及l(fā)展、創(chuàng)新帶動需求提高模式，而且我國產(chǎn)業(yè)本身存在著產(chǎn)能過剩的問題。另一方面，在人才需求上，高校高端人才大多回流入高校，而很少進入企業(yè)，使得科研與企業(yè)生產(chǎn)活動無法有效互動。這兩方面共同促使GDP的增長對高新技術投資增長作用力小。政府部門應該加大宣傳和補貼力度，引導市場資本流向高新技術投資領域。

參考文獻：

[1]李平，張俊飚，徐衛(wèi)濤，李樹明，趙可.高技術產(chǎn)業(yè)R&D資源投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系實證研究——基于中國1997年-2009年省際面板數(shù)據(jù)[J].資源科學，2011，33（11）：2107-2115.

[2]尹鋼，楊建梅，左軍.廣東省R&D資金投入情況的研究[J].華南理工大學學報（自然科學版），2000（09）：120-126.

[3]高新偉，閆昊本.新能源產(chǎn)業(yè)補貼政策差異比較：R&D補貼，生產(chǎn)補貼還是消費補貼[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（06）：30-40.

[4]徐莉，方梓旭.中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D效率：評價、影響因素及策略[J].中國科技論壇，2018（03）：66-72.

[5]李慧娟，朱福興.地方財政科技投入與科技創(chuàng)新的動態(tài)分析[J].科技管理研究，2008（3）：59-61.

[6]江濤，傅新紅，蔣謙.四川省財政科技投入與自主創(chuàng)新關系的協(xié)整分析[J].科技管理研究，2008（12）：27-29.

[7]程華，肖小波，倪梅娟.政府科技投入對企業(yè)R&D投入額影響及因果分析[J].浙江理工大學學報，2008（2）：219-222.

作者單位：重慶工商大學