中國科技投入和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

1、中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究蘭州商學(xué)院張冉、楊新玲、胡巖摘要：本文采用1991至2009年的年度時間序列數(shù)據(jù)，在VAR模型的基礎(chǔ)上，利用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系與短期動態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明，中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，科技投入每增加1%中國經(jīng)濟(jì)增加0.7782%,短期內(nèi)中國科技投入每增加1%經(jīng)濟(jì)增長0.257298%,短期科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)明顯小于長期，說明科技轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力存在滯后性，長期內(nèi)科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用更為明顯。關(guān)鍵詞：科技投入；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析ResearchonChineseScienc

2、eandTechnologyInvestmentandEconomicGrowthAbstract:Inthispaper,weusetheannualtimeseriesdatafrom1991to2009,IntheVARmodel,basedontheuseofcointegrationtest,errorcorrectionmodel,impulseresponsefunctionsandvariancedecomposition,analysisoftheChinesescienceandtechnologyandEconomicGrowthinlong-termequilibriu

3、mrelationshipandshort-termdynamicrelationship.TheresultsshowthatChinesescienceandtechnologyinvestmentandeconomicgrowthhavelong-termequilibriumrelationship,Scienceandtechnologyinvestmentforevery1%increase,Chinaseconomywillincrease0.7782percent,Short-terminvestmentinChinastechnologyforevery1%increase,

4、Chinaseconomywillincrease0.257298percent,GrowthelasticityofShort-termtechnologyinvestmentforeconomicgrowthissignificantlylessthanthelong-terms,ExplainthatthereislagwhenscienceandtechnologyConvertintoproductivityforces,Solong-terminvestmentinscienceandtechnologytoeconomicgrowthwasmoreeffective.Keywor

5、ds:ScienceandTechnologyInvestment;EconomicGrowth;CointegrationTest一、前言,1二、中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的描述性分析,31、科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀,32、科技投入與GDPffi關(guān)性分析,4三、中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析,51、變量平穩(wěn)性檢驗(yàn),52、協(xié)整檢驗(yàn),63、VAR模型的建立及基于VAR的模型分析，,，7四、結(jié)論11V,lllllllllllllllllllllllllllll五、政策建議12,參考文獻(xiàn),13數(shù)據(jù)附表1411111111111111111111111111111一、前言雄厚的經(jīng)濟(jì)實(shí)力是一個國家繁榮、富

6、強(qiáng)的標(biāo)志，是社會和諧的基礎(chǔ)，因此追求經(jīng)濟(jì)增長是人類社會的最基本目標(biāo)。自從第一次產(chǎn)業(yè)革命以來，技術(shù)進(jìn)步已逐漸成為影響經(jīng)濟(jì)增長的最重要因素之一，尤其是在科學(xué)技術(shù)發(fā)展日新月異的今天，它對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用變得越來越明顯?？萍纪度胧羌夹g(shù)進(jìn)步的動力和源泉，科學(xué)技術(shù)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)必須有科技投入作保障。近年來，我國政府對科技創(chuàng)新的支持力度不斷加大，政府支出中對科技的投入額度逐年增加。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了快速發(fā)展階段。在此同時，我國的科技投入籌資渠道更為多元化，科技投入的規(guī)模也在不斷的擴(kuò)大。所以研究我國科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的影響及其影響力度對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要的現(xiàn)實(shí)意義?？v觀經(jīng)濟(jì)增長歷史，“科學(xué)技術(shù)是第

7、一生產(chǎn)力”在近代經(jīng)濟(jì)增長過程中得到了得到了充分的闡釋。隨著科技在經(jīng)濟(jì)增長中的作用日益凸顯，國內(nèi)外許多學(xué)者對技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了研究。國外研究：誕生于20世紀(jì)早期的新古典增長理論引入資本和技術(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，得出了人均實(shí)際GDP勺增長源于技術(shù)變革引起的人均資本增加的儲蓄和投資水平的觀點(diǎn)，并且得出如果技術(shù)進(jìn)步停止，經(jīng)濟(jì)增長就結(jié)束的結(jié)論?；谛鹿诺湓鲩L理論，索洛(Silow,1956)和斯旺(Swan1956)通過假設(shè)一個資本和勞動力可以相互替代的新古典生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建了后來廣為流傳的經(jīng)濟(jì)增長模型。但是此模型有只有在假設(shè)外生給定的技術(shù)進(jìn)步的前提下才能得到穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長的缺陷。80

8、年代興起的新經(jīng)濟(jì)增長理論則認(rèn)為內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，技術(shù)進(jìn)步是追求利潤最大化的廠商進(jìn)行意愿投資的結(jié)果，并且技術(shù)、人力資本有溢出效應(yīng)，這是存在經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長必不可少的條件。新增長理論克服了新古典經(jīng)濟(jì)增長理論將經(jīng)濟(jì)增長動力歸為無法解釋的外在技術(shù)進(jìn)步的不足。以羅默(Romer,1986)和盧卡斯(Lucas,1988)及其追隨者為代表的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長經(jīng)濟(jì)學(xué)家，建立了技術(shù)內(nèi)生化的經(jīng)濟(jì)增長模型。盧卡斯講勞動劃分為原始勞動和專業(yè)化人力資本，并認(rèn)為專業(yè)化人力資本才是經(jīng)濟(jì)增長的真正推動力。羅默在1990年把研究與開發(fā)投入機(jī)制引入經(jīng)濟(jì)增長模型，試圖將經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生化。目前國內(nèi)外學(xué)者研究科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之

9、間的關(guān)系多以新古典經(jīng)濟(jì)增長理論和新經(jīng)濟(jì)增長理論為理論依據(jù)。國內(nèi)研究：許多學(xué)者使用擴(kuò)展的C-D生產(chǎn)函數(shù)來分析科技與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系：如單紅梅，李蕓（2006）運(yùn)用加入科技投入這一要素的廣義C-D生產(chǎn)函數(shù)對我國科技投入的經(jīng)濟(jì)效果進(jìn)行分析，得出科技投入不但對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用而且還存在滯后效應(yīng)。陳利華，楊宏進(jìn)（2005）使用C-D生產(chǎn)函數(shù)測度了我國30個省市1990-2002的全要素生產(chǎn)率，繼而在考慮資源配置和制度變遷的情況下科技投入與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，得出科技投入對技術(shù)進(jìn)步的作用明顯，但是不同區(qū)域科技投入產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益不一樣，科技投入在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的過程中需要制度改革的配合。止匕外，姜

10、慶華，劉貴基使用灰色關(guān)聯(lián)度模型和生產(chǎn)函數(shù)兩種分析方法對山東省科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了對比分析，羅明奇，馬少仙（2010）運(yùn)用灰色關(guān)系分析的數(shù)學(xué)模型分析了科技投入因素對甘肅省經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)度。侯玉君，趙暉等（2010）選取了反映科技投入的4個變量和反映科技產(chǎn)出的8個變量做典型相關(guān)分析，深入了解甘肅各縣市科技投入與科技產(chǎn)出的內(nèi)在聯(lián)系。袁蓉，梅姝娥（2009）運(yùn)用面板單位根和面板協(xié)整方法，基于江蘇省各縣市7年的面板數(shù)據(jù)，研究了財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明江蘇縣市的財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的正向均衡關(guān)系。于君博（2006）在對數(shù)型柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用隨機(jī)前沿分

11、析模型和確定性的非參數(shù)前沿生產(chǎn)函數(shù)分別對我國改革開放以來25年間的技術(shù)效率變遷進(jìn)行了測算，分析結(jié)果表明，我國經(jīng)濟(jì)增長過程中的技術(shù)效率改進(jìn)并不明顯，20世紀(jì)90年代中期后甚至出現(xiàn)了下滑的趨勢，成為限制未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的隱患。綜合來看，大多數(shù)學(xué)者采用以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計量方法來描述變量之間的關(guān)系，但是經(jīng)濟(jì)理論通常并不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴(yán)密的說明。同時科技投入本身又會受經(jīng)濟(jì)增長的影響，它是一個內(nèi)生變量，但多數(shù)學(xué)者似乎只把這一指標(biāo)看做外生變量，這無疑會給科技投入與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的關(guān)系以及關(guān)系的程度的分析帶來不精確性。向量自回歸模型（VectorAutoregressionMode

12、l）不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)描述經(jīng)濟(jì)變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系來建立模型，它是以數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質(zhì)為基礎(chǔ)，把某一經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的每一個變量作為其他變量的滯后變量的函數(shù)來構(gòu)造模型。對于處理具有相關(guān)關(guān)系的變量之間的分析和預(yù)測、隨機(jī)擾動對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，VAR模型是一種最方便的方法。因此本文采用向量自回歸模型分析我國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。二、中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的描述性分析指標(biāo)選?。嚎萍纪度胧侵竿度氲娇萍蓟顒又械囊磺腥肆Α⑽锪拓斄Φ目偤?，包括人力資源投入和財力資源投入，而實(shí)際上人力資源投入中有不少部分是以費(fèi)用支出來度量的。所以選取科技活動內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出（TECH作為衡量科技投入的指標(biāo)。采用一貫使用的國內(nèi)生產(chǎn)總值（

13、GDP作為測度經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。本文選取了1991年至2009年共19年的數(shù)據(jù)作為樣本，對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與科技投入之間的相互關(guān)系進(jìn)行了分析研究，論證了兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。本文數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒，整理后的相關(guān)數(shù)據(jù)見附錄。1、科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀科技創(chuàng)新已成為經(jīng)濟(jì)增長的主要動力之一，中國在“科技強(qiáng)國”的思路下，不斷增加科技投入，加強(qiáng)科技創(chuàng)新。近年來科技投入不斷增加，1991年科技投入總量為388.5億元增加到2009年的8767.5億元，年平均增長率為18.9%,而GDP勺年平均增長率為16.5%。也即是隨著經(jīng)濟(jì)的增長，科技投入不斷增加，其投入的增加率快于經(jīng)濟(jì)的增長速率，但是2009年科技投

14、入只占GDP勺2.57%,從科技投入占GDP的比重看遠(yuǎn)不如固定資產(chǎn)總額占GDP的65.96%,可見科技投入的力度還很不夠（見圖1）。從下圖2中可知，科技投入占GDP的比重有整體上升的趨勢，但整體比重并不高，有些年份有下降的波動。400000.0350000.0300000.0250000.0200000.0150000.0100000.050000.00.0GGDP（億元）a科技投入（億元）0份年m2圖1GDP與科技投入總量折線圖科技投入占GD的比重年份圖2科技投入占GD例比重折線圖2、科技投入與GDP勺相關(guān)性分析科技進(jìn)步能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又會加大對科技的投入，但二者的相關(guān)性如何，

15、本文依據(jù)19912009年數(shù)據(jù)通過Eviews6.0得到兩變量的相關(guān)圖，即如下的散點(diǎn)圖（圖3）知，科技投入與經(jīng)濟(jì)增長存在的正的相關(guān)關(guān)系。但由于經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的復(fù)雜性，很可能受其他經(jīng)濟(jì)變量的影響而導(dǎo)致二者的相關(guān)性，即可能存在偽相關(guān)的可能，所以為證實(shí)二者真正的相關(guān)關(guān)系，需要做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。圖3科技投入與GDP勺散點(diǎn)圖三、中國的科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析1、變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)(1) ADF單位根檢驗(yàn)方法我們可以通過建立國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)和科技投入(tech)兩變量間的回歸方程，以發(fā)現(xiàn)這兩者之間存在怎樣的相關(guān)關(guān)系，但建立回歸方程的前提是，gdp和tech必須是平穩(wěn)時間序列，否則容易造成“偽回歸”問題。

16、所謂“偽回歸”,是指變量間本來不存在有意義的關(guān)系，但回歸結(jié)果卻得出存在有意義關(guān)系的錯誤結(jié)論，其根本原因在于時間序列變量的非平穩(wěn)性。因此，在利用回歸分析方法討論經(jīng)濟(jì)變量有意義的經(jīng)濟(jì)關(guān)系之前，必須對經(jīng)濟(jì)變量時間序列的平穩(wěn)性與非平穩(wěn)性進(jìn)行判斷。本文采用的是ADI3(AugmentedDickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)方法。(2)單位根檢驗(yàn)(UnitRootTest)方法的基本理論若隨機(jī)過程Yt遵從Yt-Yt7+ut，其中，r=1,山為一平穩(wěn)過程，且E(3)=0,Cov(ut，ut_s尸us8,s=0,1,2,，則稱序列Yt為(不帶截距項(xiàng)的)單位根過程。從單位根的定義可以看出，含一個單位根的過程Y

17、t,其一階差分：AYt=Yt-Yt_1=ut是一平穩(wěn)過程，像這種經(jīng)過一次差分后變?yōu)槠椒€(wěn)的序列稱為一階單整序列，記為Yt1(1)。如果序列Yt經(jīng)過d次差分后平穩(wěn)，而d-1次差分卻不平穩(wěn)，那么口為階單整序列，記為YtI(d),d稱為整形階數(shù)。(3)ADF單位根檢驗(yàn)法判斷序列的平穩(wěn)性通過gdp和tech兩時序變量的散點(diǎn)圖，發(fā)現(xiàn)它們都具有較強(qiáng)的指數(shù)增長趨勢，而又因?yàn)閿?shù)據(jù)取對數(shù)后不僅不會改變原來的協(xié)整關(guān)系，還使得自身的趨勢線性化，同時可以消除異方差現(xiàn)象，故分別對gdp和tech取對數(shù)，得到的新序列命名為Lgdp和Ltech,分別代表取自然對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值和科技投入。表1為Lgdp和Ltech的平穩(wěn)性檢

18、驗(yàn)結(jié)果。兩個變量均是非平穩(wěn)變量；它們的一階差分Lgdp和Ltech在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的，所以Lgdp和Ltech為一階單整,即1(1)序列。由此，我們可以對兩個變量間的長期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。表1ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF統(tǒng)#*臨界值(5%檢驗(yàn)形式lgdp-1.005175-3.065585(c,0,2)不平穩(wěn)lgdp1.985509-1.964418(0,0,2)不平穩(wěn)lgdp-3.611148-3.098896(c,0,3)平穩(wěn)ltech-2.260814-3.690814(c,t,0)不平穩(wěn)ltech-0.559971-3.040391(c,0,0)不平穩(wěn)ltech-3.8352

19、96-3.052169(c,0,0)注：檢驗(yàn)形式為(c,t,n),c和t分別表示ADF檢驗(yàn)帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，n表示滯后階數(shù)，由AIC和SC最小化準(zhǔn)則確定，為差分算子2、協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)多個變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，具有非常重要的意義。如果多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個平穩(wěn)序列且由此建立的回歸模型才有意義，所以，協(xié)整性檢驗(yàn)也是區(qū)別真實(shí)回歸與偽回歸的有效方法。協(xié)整檢驗(yàn)的前提是如果兩個變量都是單整變量，只有當(dāng)它們的單整階相同時，才可能協(xié)整。當(dāng)兩個變量協(xié)整時，則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，反之，當(dāng)兩個變量不是協(xié)整的，則它們之間就不存在著一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。

20、由AD用位根檢驗(yàn)2果可知，lgdp和ltech均為一階單整序列I(1),構(gòu)成了協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。因此可以使用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對lgdp和ltech進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一步：對lgdp和ltech兩個變量使用普通最小二乘法OLS回歸得到協(xié)整方程。Lgdp=5.618510+0.778248ltech(19.48546)(20.57593)由eviews的結(jié)果可以看到回歸方程的R2為96.14%,T統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量都通過顯著性檢驗(yàn)。第二步：檢驗(yàn)殘差resid的平穩(wěn)性。對殘差resid作ADF單位根檢驗(yàn)，以判斷殘差是否平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2,殘差resid在5%勺顯著性水平下拒絕原假

21、設(shè)，因此，lgdp與ltech存在長期協(xié)整關(guān)系。這就說明了中國的科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，科技投入增加1%中國經(jīng)濟(jì)增加0.7782%=表2殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量5%殘差e-2.632235-1.962813(0,0,1)平穩(wěn)3、VARJI型的建立及基于VAR勺模型分析向量自回歸(VAR是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中的，推動了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用。VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響，采用多方程聯(lián)立形成，用模型中所有內(nèi)生當(dāng)期變量

22、對它們的若干期滯后值進(jìn)行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。VAR模型建立的過程中，一個難點(diǎn)就是滯后期的選擇問題，不同的滯后期，結(jié)果截然不同。表3是lgdp和ltech的VAR1型滯后期數(shù)為0-5期的AIC、SCHQFPELR和logL的計算結(jié)果，在滯后2期時，SC達(dá)到最小，LR也達(dá)到最優(yōu)值，大致可以確定2期為最優(yōu)滯后期。為檢驗(yàn)VAR(2)模型的穩(wěn)定性，計算VAR(2)模型方程的特征值，計算結(jié)果如表4所示，VAR(2股型所有特征值都小于1,都位于單位圓以內(nèi)(圖4),因此VAR(2)模型是穩(wěn)定的，進(jìn)而可以得到VAR(2)模型如方程(1)和方程(2)所示。表3VAR模型滯后期的選擇LagLogL

23、LRFPEAICSCHQ0-2.486719NA0.0065110.6409600.7322540.632509140.7056267.873682.44e-05-4.95795-4.684064-4.983299249.5713311.39877*1.28e-05-5.65305-5.196578*-5.695302354.642245.0709051.26e-05*-5.80603-5.166977-5.865191458.428272.7043051.72e-05-5.77547-4.953822-5.851525564.957592.7982812.22e-05-6.136799*-5

24、.132566-6.229759*VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)特征值0.9925840.691797-0.454211i0.691797+0.4542111-0.2018131 5-rn1 .-|05-0.0-*1- 05-j*- 1.0-一j- 15-I,1,-1.5-1.0-0.50.00.51.01.5圖4VAR模型特征值的單位根檢驗(yàn)圖Lgdp=1.979587+1.187580lgdpt-1-0.489680lgdpt-2+0.107567ltecht-1+0.102783ltecht-2(1)Ltech=1.806347-0.7752211gdpt-1+0.5426361gdpt-2+0.9

25、86785ltecht-1+0.166273ltecht-2(2)(1)誤差修正模型Engle和Granger協(xié)整與誤差修正模型模型結(jié)合起來，建立了向量誤差修正模型(VEC,一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達(dá)形式存在，可以認(rèn)為VEC真型是含有協(xié)整約束的VAR真型，誤差修正模型可以刻畫中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期波動及調(diào)整機(jī)制。Lgdp=-0.005952+0.725149Lgdp-1+0.257298Ltech-0.180501et-1(6.644226)(3.418380)(-3.559310)從中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型的估計結(jié)果看，回歸方程的擬合優(yōu)度為87.7

26、8%,T統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量都通過顯著性檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)et-1的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值為-0.180501來看，符合反向修正原則，表明當(dāng)短期波動偏離長期波動均衡時，將以-0.180501的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。模型中的差分項(xiàng)反映了短期波動的影響，從短期動態(tài)關(guān)系來看，Lgdpt-i的系數(shù)為0.725149,說明前期的經(jīng)濟(jì)增長對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用，主要是因?yàn)榍捌诘慕?jīng)濟(jì)增長率高，必然會增加本期經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)期，進(jìn)而促進(jìn)本期的經(jīng)濟(jì)增長。Ltech的系數(shù)為0.257298,短期內(nèi)中國財政科技投入增加1%,經(jīng)濟(jì)增長0.257298%短期科技投入對經(jīng)濟(jì)

27、增長彈性系數(shù)明顯小于長期（長期彈性系數(shù)為0.7782%）,說明科技轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力存在滯后性，長期科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用更為明顯。（2）格蘭杰因果檢驗(yàn)VAR真型的另一個重要的應(yīng)用是分析經(jīng)濟(jì)時間序列變量之間的因果關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)理論上可以認(rèn)為中國財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互促進(jìn)、互為因果的關(guān)系，但還需要從實(shí)證中加以驗(yàn)證，這就要確定一個變量的變化是否為另一個變量變化的原因，解決該類問題的常用方法是Granger檢驗(yàn)法。Granger因果檢驗(yàn)要求變量必須平穩(wěn)，因此對lgdp和ltech的一階差分進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，在進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)時選取滯后期為2,檢驗(yàn)

28、結(jié)果如下表所示?？梢钥闯觯?0%勺顯著性水平之下存在科技投入到經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰因果關(guān)系，即科技投入變動是經(jīng)濟(jì)增長變動的格蘭杰原因，反之，經(jīng)濟(jì)增長變動不是科技投入變動的格蘭杰原因（表5）。表5格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)F統(tǒng)計量P值結(jié)論Lgdp不是ltech的Granger原因0.540070.5974接受原假設(shè)Ltech不是lgdp的Granger原因3.752740.0572拒絕原假設(shè)（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR真型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR真型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模

29、型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)分析，這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（IRF）。在之前分析中所用到的方法里，協(xié)整檢驗(yàn)只提供了變量間長期關(guān)系的信息，Granger因果性檢驗(yàn)也只是分析了變量間的因果關(guān)系，都沒有為一個變量作用于另一個變量的動態(tài)特征提供更多的信息，脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在誤差修正模型（ECM擾動項(xiàng)上加上一個單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的新信息沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。基于lgdp和ltech的VAR(2)模型，對經(jīng)濟(jì)增長和科技投入進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，通過科技投入對于經(jīng)濟(jì)增長的脈沖響應(yīng)圖可以看出科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊先是上升的，后來逐漸下降直至趨于平穩(wěn)。圖5脈沖響應(yīng)圖(4)方差分解

30、脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解(variancedecomposition)是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通過常用方差來度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，因此，方差分解給出對VAR真型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動的相對重要性的信息。因此我們?yōu)榱朔治隹萍纪度氚l(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響程度和貢獻(xiàn)度，運(yùn)用方差分析的基本思路進(jìn)行分析，基于經(jīng)濟(jì)增長(lgdp)和科技投入(ltech)的VAR(2)模型，對lgdp標(biāo)準(zhǔn)誤差(S.E.)進(jìn)行方差分解。下圖中橫軸代表滯后期階數(shù)，縱軸表示科技投入對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，從圖中可以看

31、出，科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最大達(dá)到65.64%,說明科技投入對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較大，而且隨著時間的推移，其貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大趨勢。1DO80-圖6科技投入沖擊對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率四、結(jié)論1、回歸結(jié)果告訴我們，從長期均衡的角度，我們可以知道，科技投入每增加1個單位，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會相應(yīng)增加0.7782個單位，科技投入毫無疑問對經(jīng)濟(jì)增長有著舉足輕重的作用，科技投入的快速增長能有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。從誤差修正模型中我們可以刻畫出中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期波動及調(diào)整機(jī)制，得出了短期內(nèi)中國財政科技投入增加1%，經(jīng)濟(jì)增長0.257298%的結(jié)論，同時可以看出短期科技投入對經(jīng)濟(jì)增長彈性系數(shù)

32、明顯小于長期（長期彈性系數(shù)為0.7782%）,說明科技轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力存在滯后性，長期科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用更為明顯。2、從脈沖響應(yīng)函數(shù)中，可以看出，中國科技投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊表現(xiàn)為正向影響。當(dāng)在本期給科技投入一個正沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長在前期不斷上升，在第6期達(dá)到最高點(diǎn)，之后會不斷下降直至趨于穩(wěn)定，這表明科技投入受外部條件的某一沖擊后，給經(jīng)濟(jì)增長帶來同向的沖擊，而且這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。3、通過方差分解的分析可以看出，科技投入對中國經(jīng)濟(jì)增長波動的貢獻(xiàn)率會隨著時間的推移不斷增大，貢獻(xiàn)率最大可達(dá)到65.64%,說明科技投入對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較大，而且隨著時間的推移，其貢獻(xiàn)率

33、呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。五、政策建議中國科技投入和經(jīng)濟(jì)增長存在長期的均衡關(guān)系，科技投入促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但是存在滯后性，據(jù)此提出如下建議：第一、加大科技投入的力度。20世紀(jì)90年代以來中國科技經(jīng)費(fèi)支出額的實(shí)際增長率明顯是偏低的，因此加大科技投入是中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的客觀需要。第二、發(fā)展和完善市場經(jīng)濟(jì)下的多元化科技投入體系和公共財政下的政府科技投入管理模式，形成多元化、多渠道、高效率的科技投入體系，科技投入對象的局限性是影響中國科技投入的配置水平提高的一個關(guān)鍵因素。第三、建立科技投入經(jīng)費(fèi)的績效評價體系，優(yōu)化資源配置。在科技投入總量有限的前提下，提高使用效率是至關(guān)重要的。第四、加快推進(jìn)建立科技投入穩(wěn)定增

34、長的長效機(jī)制，保證科技投入穩(wěn)定增長。進(jìn)一步優(yōu)化科技投入結(jié)構(gòu)，繼續(xù)加大穩(wěn)定支持力度，建立符合科技活動規(guī)律和特點(diǎn)、推動持續(xù)創(chuàng)新的科技投入機(jī)制，完善科技投入政策體系，加強(qiáng)引導(dǎo)和激勵全社會增加科技投入，促進(jìn)全社會資源參與科技創(chuàng)新活動，強(qiáng)化科技與財稅、金融合作，引導(dǎo)和支持創(chuàng)業(yè)投資、銀行信貸、多層次資本市場以及社保、保險資金等參與和支持企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，加速形成多元化、多渠道、多層次的科技投融資體系。參考文獻(xiàn)1單紅梅，李蕓.1991-2003年中國科技投入經(jīng)濟(jì)效果的實(shí)證分析J系統(tǒng)工程，2006,092陳利華，楊宏進(jìn).我國科技投入的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)-基于30個省市跨省數(shù)據(jù)的實(shí)證分析J科學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2005,073羅明奇，馬少仙.甘肅省科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)分J科技管理研究，2010,014姜慶華，劉貴基.山東省科技投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的兩種模型分析J科技管理研究，2010,075侯玉君，趙暉等.甘肅