中國技術創(chuàng)新對經濟增長貢獻的實證分析

1、中國技術創(chuàng)新對經濟增長貢獻的實證分析2011年12月(第25卷第12期)中國經濟革幕圣瞬譬程Dec.2011EastChinaEconomicManagement(Vo1.25,No.12)【DOI】10.3969/j.issn.10075097.2011.12.011中國技術創(chuàng)新對經濟增長貢獻的實證分析郭炬(1.福建信息職業(yè)技術學院,福建福州350003;2.福州大學管理學院,福建福州350002)摘要】學術界普遍認為技術創(chuàng)新是經濟增長的助推器,發(fā)動機,但經濟增長有多大程度歸因于技術創(chuàng)新,技術創(chuàng)新的指標如何評價目前仍無定論.本文從R&D人員和R&D經費投入及專利申請的角度對技

2、術創(chuàng)新進行研究,運用理論模型闡述勞動力,資本,技術創(chuàng)新之間的相互關系,并在實證中通過ECM模型加以證明.關鍵詞技術創(chuàng)新;經濟增長;ECM模型中圖分類號F120文獻標志碼A文章編號1007-5097(2011)12Oo46r_.03AnEmpiricalAnalysisofTheImpactofTechnologicalInnovationsonEconomicGrowthinChinaGUOJu(1.FujianPolytechnicofInformationTechnology,Fuzhou350003,China;2.SchoolofManagement,FuzhouUniversity,

3、Fuzhou350002,China1Abstract:Academicsgenerallyagreethattechnologicalinnovationistheboosterandengineofeconomicgrowth.However,howmuchtheextentofeconomicgrowthattributabletotechnologicalinnovationandhowtoindicatetechnologicalinnovation.thecurrentremainedopen.Inthispaper.R&DpersonnelandR&Dinputo

4、ffundsandpatentapplicationspointofviewoftechnologicalinnovationresearch,theuseoftheoreticalmodelselaborated,therelationshipbetweenlabor,capitalandtechnologicalinnovation.andadoptECMoftheempiricalmodeltoprove.Keywords:technologicalinnovation;economicgrowth;ECM一,研究回顧在20世紀8O年代之前,Davis,North,Rothwell,Ro

5、bertson,Utterback,Kline,Rosenberg,Nelson,Levill等關于創(chuàng)新的研究主要集中在技術創(chuàng)新和制度創(chuàng)新領域.國內的傅家驥在研究中曾得出技術創(chuàng)新是影響產業(yè)升級的核心因素,并認為國家高質量經濟增長的過程,正是技術創(chuàng)新效應持續(xù)發(fā)揮的過程.張慧琳的技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對經濟發(fā)展的重要作用論述了技術創(chuàng)新是經濟發(fā)展和社會進步的決定性因素,制度創(chuàng)新通過對技術進步的作用間接影響經濟進步.耿林在創(chuàng)新,結構變遷與經濟增長一文中得出了創(chuàng)新導致經濟結構變遷,繼而實現(xiàn)經濟發(fā)展的結論.趙海勇等人的技術創(chuàng)新與經濟可持續(xù)發(fā)展初探討論了技術創(chuàng)新是經濟可持續(xù)發(fā)展的必要條件,以及在我國經濟可持續(xù)發(fā)

6、展中的地位.但在實證領域,研究成果較少.其中,在對技術創(chuàng)新指標的研究中,顧曉安等認為,國家的技術創(chuàng)新可以通過投入,專利數以及發(fā)明專利占所有專利比例得以表現(xiàn).但劉鋼等人認為,選取R&D人員和R&D經費作為測度的指標是合適的.而對于經濟增長的影響,祝延霞,陳忠衛(wèi)概括為勞動力,資本以及技術進步三個要素.其中,R&D人員和R&D經費投入做為指標已經形成共識,但對于專利數量這一指標存在分歧.實踐中,專利申請和專利的擴散對經濟的影響是不同的.專利申請可以作為投入要素,而專利的擴散可以做為產出要素.專利申請數量代表了組織或個人為保護創(chuàng)新活動所支付的成本,是技術擴散的基礎,也是

7、技術創(chuàng)新必不可少的一部分.二,理論模型的建立根據羅伯特?索洛的新古典增長模型y(f)=F(K(L(),A()其中,Y代表總產出,K代表總資本,L代表總勞動量,A代表技術進步,由于技術創(chuàng)新是技術進步的基礎,本文中用技術創(chuàng)新代替技術進步.并假定產出函數是擬凹的,關于K,L是一次齊次的,K和L的不變報酬可以滿足經濟實現(xiàn)內生增長,并假設產出函數二階可微,其一階導數大于零,二階導數小于零,另外,當生產要素投入趨于0時,一階導數的極限無窮大,當生產要素的投入趨于無窮大時,一階導數收稿日期201l一10_1基金項目福建省教育廳社科基金項目閩臺技術合作研究(JA11343S)作者簡介郭炬(1973一),男,天

8、津人,講師,博士生,研究方向:技術經濟及管理.-46-的極限等于0,即滿足稻田條件.麗aY(t)+or(t)(1)其中字母上面帶點的表示該變量對時間的導數.如Y(t1_華該式兩邊同時除以v(t)可將其改寫為()K(t)OY(t)().L(f)OY(t)L(t)v(t)Y(t)aK(t)n(t)Y(t)OL(t)L(t)A(f)OY(t)A(t)r.Y(t)()A(t)A(t)=HRD(t)INRD(t)PA(t)(3)其中,HRD代表R&D人員數量,INRD代表R&D資金投入總量,PA代表專利申請數量.由(2),(3)式聯(lián)立,得(f)K(t)OY(t)R().L()OY(t)L

9、(t)Y(t)Y(t)OK(t)K(t).Y(t)OL(t)L(t)HRD(t)OY(t)H_RD(t)Y(O8HRD(t)HRD(t).INRD(t)OY(t)INRD(t)Y(t)alNRD(t)INRD(t).(f)OY(t)戶A(f)Y(t)aPA(t)PA(t)設a(f)=麗OY(t)為資本的產出彈性,a(f)=麗OY(t)為勞動的產出彈性,一aHRD(t)為R&D人員的產陛,口,一萬一刀K&u八貝亡廿彈旺aINRD)一籌aIN盟RD(t)為R&.投入的產出彈性,.)=兩一刀上t&u儀八削廣出彈任一為鍘申請的產蟬性.由(4)式得到+a+a一麗兩即:In

10、Y(t)=o+llnK(t)+2InL(t)+3lnHRD(t)+4InINRD(t)+lnPA(f)+e()(6)三,實證分析(一)數據的選取楊德林等認為中國技術創(chuàng)新的學術研究開始于1989年.因此為了更好地研究中國技術創(chuàng)新活動對經濟的影響,本文選取的樣本為19892010年間的數據.本文選擇采用R&D投入資金,R&D人員數量和專利數量作為技術創(chuàng)新的表現(xiàn)指標.用全社會固定資產投資代表資本投入,用從業(yè)人員代表勞動力投入.(二)平穩(wěn)性檢驗由于采用時間序列數據進行分析,根據Granger和Newbold(1974)的研究,使用帶有隨機趨勢的非平穩(wěn)數據進行估計時會引起偽回歸問題,首先

11、,截距和斜率的最小二乘估計量不是一致估計量;其次,當假設成立時傳統(tǒng)的檢驗統(tǒng)計量如t統(tǒng)計量,F統(tǒng)計量不再服從t分布和F分布,相應地臨界值也不再適用;第三,用來檢驗序列相關的DurbinWatson統(tǒng)計量隨著樣本的增大收斂于0.因此在進行分析之前,首先對每個變量序列進行單位根檢驗.表1變量平穩(wěn)性檢驗結果ADF臨界值檢驗形式單整變量ADF值(5%)(C,T,N)階數lnGDP2.1351801.974O28(O,O,o)2GDP一O.685338-1.96017l(0,0,1)l21nGDP-2.O2O267一1.961409(0,0,2)0lnLAR1.7085291.97O978(o,0,0)2

12、lnIJAR-1,592929一196Ol71(0,o,1)12lnLAR8.6282141.961409(O,O,2)0lnK1:7855931.970978(oo,o)21nK1.246736一1.97O978(0,0,1)lzlnK3.5843881.974O28(o,0,2)OlnPA1O.27225一1.95907l(0,0,0)2lnPA一O.6114251.970978(0,0,1)llnPA-4.015136一1.964418(00,2)O注:C,T,N分別代表檢驗中是否帶有常數項,時間趨勢項及滯后階數,滯后階數的選擇為AIC最小化原則,采用Eviews6.0軟件計算.由(6)

13、式估計得InV(t)一一7.845321+O.723695lnK(t)+1.467867lnL(t)+0.185476InHRD(f)+0.463742InINRD(t)一O.668052lnPA(t1(7)(三)協(xié)整檢驗1.ADF檢驗由表1可知,各個變量均是二階單整變量,各個變量的二階差分均是平穩(wěn)的,所以各個變量之間可能存在協(xié)整關系,因此要進行協(xié)整檢驗.對殘差進行單位根檢驗.MacK.innon(1991)通過模擬試驗得到了不同變量協(xié)整檢驗的臨界值.表2多變量協(xié)整檢驗ADF臨界值樣本變量數3顯著性水平變量數4顯著性水平變量數6顯著性水平容量O.OlO.050.10.010.05O.10.01

14、O.O5Ol25一4.92-4.13.7l-5.43-4.56-4.156I365.414.9650_4.59-3.92-3.585.O24.323.98-5.78-5.05-4.69l0o-4.44-3.83-3.51-4.834.2l一3.89-5.5l一4.884.56oc_4.33.743.45-4.65.1-3.81--4.42對于21個樣本6個變量的ADF檢驗,其殘差值為一3.97,大于ADF臨界值(5%)一5.41,表明lnGDP,InLAR,InK,lnPA,lnHRD,lnlNRD之間有可能不存在穩(wěn)定的協(xié)整關系,因此,有必要再進行JJ檢驗.-47-2.JJ檢驗

15、結果表明,在5%顯著性水平下,拒絕原假設Ha一4而不拒絕原假設H40:r=5,表明至少有4個協(xié)整向量3nGDP,InLAR,InK,lnPA,lnHRD,InlNRD之間存在長期,均衡的穩(wěn)定關系.表3JJ檢驗結果原假設協(xié)特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值最大特征5%水平整向量數值統(tǒng)計量臨界值r=00.999718303.547683.93712147.14736.63019r10.972487156.400660.0614l64.6756130.43961r20.87224279.2765140.1749339.O948O24.35921r30.745224401817024.2759625.98003

16、l7.79730r40.51481514.2016712.32O9O13.7412611.22480r50.0239410.4604164.1299060.4604164.129906(四)序列相關性檢驗對殘差進行LM檢驗,檢驗結果不能拒絕原假設,表明殘差不存在序列相關.表4LM檢驗結果F-statisticO.533092Prob.F(2,I3)0.5991Prob.ObsRsquared1.5917520.4512ChiSquare(2)(五)誤差修正模型(ECM)Grange表述定理認為,如果變量x與Y是協(xié)整的,則它們問的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述:y,一lagged(Ay

17、,z)一,_j=,O<,l<1式中,/2,l是非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項,是短期調整參數.假定各變量具有如下形式的短期非均衡關系:,nYt=flo+illInK+fi2lnL+f13InHRDt+f14InINRDt+5ln,+/96in一1+/97lnL1+/98lnHRD1+/99InINRD1-l10lnPA卜l+finInK,2+/gtlnL2+/913InHRD2+/914inINRDf2+/915lnPA2+/dYt1+2y,一2+(8)據此建立誤差修正模型(ECM)f9)lnYt:一2InYt一1+1AInK+/92AInLf+/gzAInHRDt+fl4a

18、InINRDt+85lnPA-fl6AInK1一fl7AlnL18InHRDf一19AInINRD1一fl,oAlnPAf一12(1ny,一ld0一1lnKl2InL1一a3InHRDl4lnDl5inPA卜1)+其中,=1一1一/12,ao=/9o/,o/1一(l+BIG/911)/;,0/2=(/92+f17+/912)/,Ot3=(/93+g8+13)/,d4=(g4+14)/,a5一(5-/10+15)/ecru卜l=(1ny,一l一()1InK,一l2lnLl-o3InHRDl一4InINRD15In尸A1)回歸分析得到.-48-lnY,一-0.4351AinY11.2058AInK

19、,-16.78865lnL,一0.8742inHRD,+0.8586AInlNRD4-0.1022AInPA,+0.3311AInl+0.2640AInL1-1.3528AInHRD,l+O.4690AInINRD,1+1.8588AInPA14-1.2385(1nY,_l+209.21101.3310inKt120.2438lnL,_l-2.5055InHRD,_l+O.2582InINRD1+2.4372lnf,1)(10)(六)結論分析實證表明,lnY(t),lnK(t),lnL(t),lnHRD(t),InlNRD(t)和3nPA(t)之間存在長期均衡關系.3.由(7)式可得lnY(t

20、)關于InKft)的長期彈性為0.723695,3nY(t)關于3nL(t)的長期彈性為1.467867,lnY(t)關于3nHRD(t)的長期彈性為0.185476,lnY(t)關于lnINRD(t)的長期彈性為0.463742,3nY(t)lnPA(t)關于的長期彈性為一0.668052.其中,勞動力因素對GDP的影響最大.勞動力每上升1個百分點,經濟增長1.467867.其次是資本對經濟增長的影響,資本投入每上升3個百分點,經濟增長0.723695個百分點.在技術創(chuàng)新目標中,R&D資金投入表現(xiàn)最好,R&D資金投入每增加1個百分點,經濟增長0.463742.而R&D

21、人員數量,每增加3個百分點,經濟增長0.185476.而專利申請的長期彈性為負,表明對經濟有負作用.專利申請每增加1個百分點,經濟總量減少0.668052.一個可能的原因是專利申請中包含國外自然人與法人的申請,在對專利的授權與使用時,要么技術擴散不利,要么其授權與使用在國外進行,而對國內市場形成競爭.從長期均衡模型可以看m,我國的經濟增長即不是以技術創(chuàng)新也不是以資本做為主要的經濟拉動力量,而是以勞動力為主,技術創(chuàng)新對經濟的促進作用沒有顯現(xiàn)出來.一方面是因為知識產權有關的法律法規(guī)并不健全,一方面是因為技術擴散的措施不利.2.由(10)式可得3nY(t)關于InK(t)的短期彈性為一1.2058,

22、lnY(t)關于lnL(t)的短期彈性為一36.7887,lnY(t)關于lnHRD(t1的短期彈性為一O.8742,lnY(t)關于lnlNRD(t1的短期彈性為0.8586,lnY(t)關于lnPA(t)的短期彈性為0.1022.說明當期勞動力每下降1個百分點,經濟增長16.7887,而資本對經濟增長的影響,資本投入每上升1個百分點,經濟增長一3.2058個百分點.在技術創(chuàng)新目標中,R&D資金投入每增加1個百分點,經濟增長O.8586.而R&D人員數量,每增加1個百分點,經濟增長一O.8742.專利申請每增加3個百分點,經濟總量增加0.1022.從短期均衡模型可以看出,勞動

23、力要素投入不再是主要的經濟增長拉動力量,也反映勞動力市場層次差別較大.而短期資本投入對經濟增長產生負作用,說明資本的有效利用率低下,不能否認存在過度與重復投資問題.R&D資金投入對經濟增長的影響與長期均衡差距不大,表明R&D資金是積極有效的.R&D人員數量與經濟增長呈反向變化,反映出目前R&D人員水平良莠不齊,素質不高的特點.專利申請數量對經濟增長起積極作用,說明我國企業(yè)對專利由忽視轉向重視的態(tài)度.3.誤差修正項的系數為=-1.2385,反映出偏離長期均衡的調整力度大小是1.2385.當短期波動偏離長期均衡時,將以f1.2385)的捌整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡

24、狀態(tài).即每年發(fā)生的資本,勞動力,R&D人員數量,(下轉第56頁)查等方面的國際合作,加強監(jiān)控,共同打擊逃稅和避稅,防范稅收流失31.(五)積極營造提供外貿出口代理服務的第三方電子商務平臺電子商務產業(yè)的發(fā)展壯大,不僅需要專業(yè)化的電子商務企業(yè),而且需要產業(yè)上下游的配套服務業(yè)群體為其保駕護航,其中包括信息平臺,交易平臺,信譽評級,行業(yè)媒體,咨詢機構,會展服務商,融資促進平臺以及災難備份等服務商,集成了貿易全流程服務各個環(huán)節(jié)的第三方電子商務平臺將是未來電子商務平臺發(fā)展的主流.(六)發(fā)展現(xiàn)代物流從我國的實際情況出發(fā),國家可設立權威的物流管理機構,對我國未來物流發(fā)展方向,速度,政策,設施等進行系統(tǒng)

25、的研究,統(tǒng)籌解決港口,碼頭,鐵路,公路,水運,航空站點,樞紐的部門分割和政策性問題.整合物流資源,加強物流業(yè)信息化,網絡化建設,建設與國際電子商務相配套的新的物流體系.大中城市應規(guī)劃建立集物流,商流,信息流于一體的新型物流配送中心,減少倉儲運輸企業(yè)的散亂現(xiàn)象.此外,還要做好企業(yè)內部的改革工作,包括物流業(yè)務流程的統(tǒng)一,單證的規(guī)范和統(tǒng)一,盡可能符合國際慣例,與國際物流接軌,以適應外貿電子商務的發(fā)展要求.(七)提高中小企業(yè)開展電子商務的能力國際電子商務實際上為廣大中小企業(yè)提供了一個參與全球供應鏈競爭的機會.通過國際電子商務,中小企業(yè)可以發(fā)揮小而精的產品經營優(yōu)勢,改善企業(yè)適應國際市場變化和參與國際競爭

26、的能力.建議普通企業(yè)可以使用lntemet網絡開展業(yè)務,而信息化程度高,條件好的企業(yè)則可以采用EDI專用網絡,按照標準化格式傳輸交易數據,能獲得更高的效率.企業(yè)內部也要逐步信息化,將企業(yè)的內部網絡與Internet聯(lián)結起來,實現(xiàn)信息的共享.(八)電子商務人才的培養(yǎng)為了加大互聯(lián)網,電子商務等新興產業(yè)人才培養(yǎng)力度,有關高?？蓮谋究平逃耸?積極申報與戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展人才需求相關的新專業(yè),加速教學內容,課程體系,教學方法和管理體制與運行機制的改革和創(chuàng)新,積極培養(yǎng)戰(zhàn)略性新興產業(yè)相關專業(yè)的人才,滿足國家戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展對高素質人才的迫切需求.電子商務把科學和技術融為一體,和傳統(tǒng)的交易方式相比,電子商務更適合低碳經濟的發(fā)展要求,符合低碳經濟的發(fā)展理念.參考文獻1吳宗祥.國際商會eUCP條文逐條解讀J.對外經貿實務,2