自主創(chuàng)新能力對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析

葛騰飛

（安徽工業(yè)大學工商學院，安徽馬鞍山，243002）

自主創(chuàng)新能力對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析

葛騰飛

（安徽工業(yè)大學工商學院，安徽馬鞍山，243002）

采用因子分析法提取出一個衡量自主創(chuàng)新能力的綜合指標；以傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長模型為基礎，構(gòu)建包含有技術(shù)進步因素的長期經(jīng)濟增長模型，并基于面板數(shù)據(jù)的回歸模型實證分析自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響及貢獻程度。研究發(fā)現(xiàn)：自主創(chuàng)新能力對我國經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，但目前我國自主創(chuàng)新能力整體水平還很低，與資本和勞動等投入要素相比，自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長影響最小；自主創(chuàng)新能力在各省份之間是有差異的，具體表現(xiàn)為東部領先、中部居中、西部落后，這在一定程度上能進一步解釋自主創(chuàng)新能力的差異是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的原因之一。

自主創(chuàng)新能力；經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)模型

2011年3月16日胡錦濤總書記在參觀“十一五”重大科技成就展時指出，完成“十二五”時期經(jīng)濟社會發(fā)展的目標任務，在激烈的國際競爭中贏得發(fā)展的主動權(quán)，最根本的是靠科學技術(shù)，最關(guān)鍵的是大力提高自主創(chuàng)新能力。

我國作為發(fā)展中的經(jīng)濟大國，技術(shù)的自主創(chuàng)新在推動技術(shù)進步以及經(jīng)濟增長中的地位和作用日益重要，自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的關(guān)系也引起了國內(nèi)學術(shù)界的廣泛關(guān)注。眾多學者對兩者之間的關(guān)系進行了研究，陳柳和劉志彪利用1987—2003年我國各個省份的面板數(shù)據(jù)驗證發(fā)現(xiàn)，本土的技術(shù)創(chuàng)新能力對我國經(jīng)濟增長具有顯著的正面作用和因果關(guān)系，創(chuàng)新能力在中西部地區(qū)經(jīng)濟增長中的作用比東部地區(qū)更強，并認為區(qū)域創(chuàng)新能力的差異在某種程度上可能是經(jīng)濟發(fā)展不平衡的原因［1］；陳柳對長三角地區(qū)的實證研究表明，本土創(chuàng)新能力與該地區(qū)的經(jīng)濟增長存在顯著正相關(guān)的關(guān)系［2］；楊俊利用我國1996—2004年省際面板數(shù)據(jù)進行的實證研究也表明，本國技術(shù)的自主創(chuàng)新已對經(jīng)濟發(fā)展作出貢獻［3］。戴魁早（2008）運用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger因果檢驗等計量方法，對我國自主創(chuàng)新能力、技術(shù)吸收能力與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，自主創(chuàng)新能力和技術(shù)吸收能力分別是經(jīng)濟增長的Granger原因；從長期看，兩者對我國的經(jīng)濟增長都具有促進作用，且自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響比較明顯［4］。盧寧等基于區(qū)域自主創(chuàng)新系統(tǒng)視角，通過因素分析法提取八個區(qū)域自主創(chuàng)新主成分進行統(tǒng)計分析并建立面板數(shù)據(jù)模型［5］。齊曉麗等利用1998—2007年31個省市的面板數(shù)據(jù)分析了以專利申請受理量表示的自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長總量的關(guān)系及其在東中西部間的區(qū)域差異。結(jié)果顯示經(jīng)濟發(fā)展水平越高要求自主創(chuàng)新的產(chǎn)出能力也越高,但是自主創(chuàng)新產(chǎn)出能力對經(jīng)濟增長的作用在各地區(qū)間存在著顯著的差異［6］。

現(xiàn)有研究文獻的著眼點主要在于研究自主創(chuàng)新能力和經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系，強調(diào)計量方法的運用和實證分析，模型缺乏必要的經(jīng)濟理論基礎。并且在自主創(chuàng)新能力的衡量指標選取上方法眾多，沒有一個統(tǒng)一的標準?；诖?，首先借鑒國際和國內(nèi)常用的評價指標，并結(jié)合我國國情及數(shù)據(jù)的可得性，通過因子分析法提取出一個衡量自主創(chuàng)新能力得分的綜合指標；其次，以傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論模型為基礎，構(gòu)建包含有技術(shù)進步因素的長期經(jīng)濟增長模型；再次，通過基于省際面板數(shù)據(jù)模型實證分析自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響；最后，得到有關(guān)結(jié)論和對策建議。

一、自主創(chuàng)新能力評價

（一）指標選取

評價一個國家或地區(qū)創(chuàng)新能力的指標眾多，借鑒國際和國內(nèi)常用的評價指標，結(jié)合我國國情及數(shù)據(jù)的可得性，在此選取R&D經(jīng)費投入、科研活動人員數(shù)、發(fā)明專利授權(quán)量、技術(shù)市場合同成交額等作為衡量我國自主創(chuàng)新能力的核心指標［7］。

1.R&D經(jīng)費投入。R&D經(jīng)費投入是自主創(chuàng)新的前提，為自主創(chuàng)新的順利進行提供了物質(zhì)保證，同時，R&D經(jīng)費投入作為自主創(chuàng)新物質(zhì)資源投入的重要指標，也是衡量一個國家或地區(qū)科技創(chuàng)新水平和實力的一個重要參數(shù)。

2.科研活動人員數(shù)。根據(jù)堪培拉手冊和歐盟統(tǒng)計機構(gòu)定義，科技人力資源指從本科及以上教育機構(gòu)畢業(yè)的人或者是科技工作者。在此結(jié)合我國實際，主要選取R&D科研人員。選取該指標主要是因為科技人力資源是知識經(jīng)濟的重要支柱，也是一個國家創(chuàng)新能力建設的主力軍。創(chuàng)新活動的主體是人，而科研工作者更易于萌發(fā)創(chuàng)新意識，從事創(chuàng)新活動。所以，科研人員數(shù)是衡量一個國家自主創(chuàng)新能力人力資源投入的又一重要方面。

3.發(fā)明專利授權(quán)量。我國專利法第二十二條規(guī)定：授予專利權(quán)的發(fā)明和實用新型，應當具備新穎性、創(chuàng)造性和實用性。各項發(fā)明專利只有滿足新穎、創(chuàng)造、實用才能予以授權(quán)。專利有分發(fā)明、實用新型、外觀設計三類。選取發(fā)明專利，主要考慮因素是發(fā)明專利相對其他兩項在價值呈現(xiàn)方面更容易量化，更能體現(xiàn)自主創(chuàng)新能力的產(chǎn)出效應。

4.技術(shù)市場合同成交金額。技術(shù)市場合同成交金額反映的是當前該地區(qū)的自主創(chuàng)新能力在技術(shù)市場的貨幣表現(xiàn)，能有效衡量自主創(chuàng)新能力的產(chǎn)出效應，是衡量自主創(chuàng)新技術(shù)實現(xiàn)能力的重要指標。

（二）評價方法

基于上述對于自主創(chuàng)新能力的影響因素分析，在此采用因子分析法對自主創(chuàng)新能力進行綜合評價，即通過因子分析法提取出一個主成分因子來擬合上述四個指標，記為自主創(chuàng)新能力得分。

（三）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于《新中國60年資料匯編》及相關(guān)年份《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2001—2009年。需要說明的是，由于缺乏西藏自治區(qū)部分年份的樣本數(shù)據(jù)，遂選取我國除西藏外的30個省市的科研人員、R&D經(jīng)費、發(fā)明專利授權(quán)量和技術(shù)市場合同成交金額4個變量作為自主創(chuàng)新能力的衡量指標。

（四）評價結(jié)果

在收集2001—2009年間各省的科研人員、R&D經(jīng)費、發(fā)明專利授權(quán)量和技術(shù)市場合同成交金額數(shù)據(jù)后，先將各指標值進行標準化，再基于主成分方法進行因子分析，所使用的統(tǒng)計軟件為SPSS17.0。結(jié)果如表1：

表1 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結(jié)果表

表1是KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結(jié)果表。KMO檢驗用于檢驗變量間的偏相關(guān)系數(shù)是否過小。一般情況下，當KMO大于0.9時效果最佳，大于0.7小于0.8說明適合作因子分析，小于0.5時說明不適合做因子分析。Bartlett球形檢驗用于檢驗相關(guān)系數(shù)矩陣是否是單位陣，如果檢驗結(jié)論不能拒絕原假設，則表示各個變量都是各自獨立的。從表1可以看出KMO檢驗結(jié)果0.731，大于0.7小于0.8；同時，Bartlett球形檢驗的Sig.取值是0，表示拒絕原假設，即相關(guān)系數(shù)矩陣不是單位陣，說明各個變量之間存在相關(guān)性，進行因子分析是合適的。

表2 各主成分解釋原始變量總方差的情況

表2是主成分表，表中列出了所有的主成分，且按照特征根的從大到小次序排列。從表中可見，第一主成分的特征根為2.955，方差貢獻率為73.886%，第二個主成分的特征根為0.876，方差貢獻率為21.901%，前兩個主成分的累計貢獻率為95.787%。根據(jù)提取因子的條件——特征值大于1，本文只抽取了一個主成分因子，且該主成分因子集中了原始4個變量信息的73.886%，說明因子分析得到的主成分因子能代表4個變量的主要信息。

表3 因子得分系數(shù)矩陣

表3是因子得分系數(shù)矩陣，通過此表就可以得到以各個變量的線性組合表達的主成分，其具體的表達式為：

表中數(shù)據(jù)均已標準化，其中X1表示科技人員；X2表示R&D經(jīng)費；X3表示發(fā)明專利授權(quán)量；X4表示技術(shù)市場合同成交金額；F1表示因子得分。通過上述方程可以計算出各省各年具體的自主創(chuàng)新能力得分。

為了進一步分析自主創(chuàng)新能力的地區(qū)差異情況，在此采用聚類分析法將我國各省市按自主創(chuàng)新能力得分值劃分成5類，如表4：

表4 2001年和2009年30個省市自主創(chuàng)新能力得分的聚類分布

從表4的結(jié)果我們可以看到：與2001年相比，2009年北京的自主創(chuàng)新能力得分一直處在第一類；而廣東的自主創(chuàng)新能力得分在此期間有所上升，由第二類晉升為第一類。上海、江蘇一直保持在第二類水平，變化不大。 遼寧、山東、四川、湖北、浙江五個省份的自主創(chuàng)新得分排名也一直處在第三類水平。其余中、西部大多數(shù)省份表現(xiàn)出來的情況都是自主創(chuàng)新得分普遍不高，且2001年和2009年排名幾乎都保持不變，都處在第四或第五類。值得注意的是，在這些省市中，除海南外，均為西部地區(qū)的省份?？偟膩碚f，從自主創(chuàng)新得分上的差異分布可以看出，各個省份的自主創(chuàng)新能力和各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平一樣都呈現(xiàn)出東部領先、中部居中、西部落后的情況。

二、自主創(chuàng)新能力對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析

（一）模型構(gòu)建

遵循著索洛（1965）開創(chuàng)的總量分析方法及其后的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論關(guān)于技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻的研究路徑，其基本分析思路大都采用柯布—道格拉斯總量生產(chǎn)函數(shù)的回歸分析方法?？虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)的基本形式是：

為了消除時間序列數(shù)據(jù)異方差性，對各變量進行自然對數(shù)變換，并且在模型中引入自主創(chuàng)新得分作為技術(shù)進步的因素，得到新的增長方程：

其中Y是經(jīng)濟發(fā)展水平，K是資本的投入數(shù)量，K是勞動力的投入數(shù)量；α是資本要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)值，β為勞動要素的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)值，Z為引入的技術(shù)進步要素，γ是技術(shù)要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，表示自主創(chuàng)新能力對于經(jīng)濟增長的影響水平，即衡量自主創(chuàng)新水平每增加一個單位對經(jīng)濟增長速度的貢獻程度。

表5 模型回歸分析結(jié)果

（二）變量選取

本文采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，采用固定資產(chǎn)投資額、就業(yè)人數(shù)和自主創(chuàng)新能力得分分別作為衡量資本、勞動力和技術(shù)等投入要素的指標。

（三）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于《新中國60年資料匯編》及2002—2010年《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，包括除西藏外的30個省市自治區(qū)直轄市。時間跨度為2001-2009年。

（四）結(jié)果分析

本文采用固定效應的變截距模型對上述模型進行參數(shù)估計，使用的計量軟件為Eviews6.0，估計結(jié)果如表5：

根據(jù)表5得到以下樣本回歸方程：

從上述回歸分析結(jié)果可以看到：決定系數(shù)R2=0.9840，說明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的總變異中有98.40%的部分可以由固定資產(chǎn)投資額、就業(yè)人數(shù)和自主創(chuàng)新得分等解釋變量來聯(lián)合解釋，說明方程擬合得很好。又由F=506.2506，其對應的概率為0，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設，說明各解釋變量與被解釋變量人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間線性關(guān)系顯著，即方程總體是顯著線性的。最后由上述回歸方程括號內(nèi)的t統(tǒng)計量以及其相應的概率值判斷，其概率值都小于0.05，均拒絕原假設，說明每個解釋變量對被解釋變量都有著顯著的正向影響。

此模型進一步說明：

第一，在國民經(jīng)濟中固定資產(chǎn)投資額（K）和就業(yè)人數(shù)（L）不變的前提下，自主創(chuàng)新得分（z）每增加1個單位，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）增加0.0342個單位，且自主創(chuàng)新能力對經(jīng)濟發(fā)展的影響是正向且顯著的。

第二，當固定資產(chǎn)投資額（K）和自主創(chuàng)新得分（z）不變的情況下，就業(yè)人數(shù)（L）每增加一個百分比，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.3385個百分比。

第三，當就業(yè)人數(shù)（L）和自主創(chuàng)新得分（z）不變的情況下，固定資產(chǎn)投資額（K）每增加一單位，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.6264個百分比。

第四，由于采用的是固定效應變截距模型，各省區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)模型估計結(jié)果是不一樣的。具體來說，除了截距項外，各解釋變量對被解釋變量的影響方向和大小均是是一致的。

三、結(jié)論及建議

在此利用2000—2009年省際面板數(shù)據(jù)對我國自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析，至少可以得到以下結(jié)論和建議：

第一，回歸分析結(jié)果表明，資本投入、勞動投入和自主創(chuàng)新能力都對我國經(jīng)濟增長存在顯著的正向影響，但影響程度各不相同。資本投入對經(jīng)濟增長影響最大，勞動投入次之，自主創(chuàng)新能力最小。說明目前我國自主創(chuàng)新能力整體水平還很低，對經(jīng)濟增長貢獻不大，經(jīng)濟增長主要還是依靠傳統(tǒng)的資本密集型和勞動密集型發(fā)展模式，這種粗放型的增長方式亟待轉(zhuǎn)變。

第二，從自主創(chuàng)新得分的地區(qū)差異分布可以看出，各個省份的自主創(chuàng)新能力是有差距的，具體表現(xiàn)為東部領先、中部居中、西部落后的情況。這在一定程度上能進一步解釋自主創(chuàng)新能力的差異是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的原因之一。

第三，區(qū)域經(jīng)濟平衡發(fā)展是國家經(jīng)濟穩(wěn)定健康發(fā)展的基礎。因此，針對我國區(qū)域間自主創(chuàng)新能力發(fā)展不均衡的現(xiàn)實，建議政府要盡量平衡區(qū)域間在自主創(chuàng)新資源投入上的差距，加大對于欠發(fā)達地區(qū)自主創(chuàng)新能力的資源投入的力度，同時鼓勵和引導欠發(fā)達地區(qū)對于自主創(chuàng)新能力的培養(yǎng)和投入。

［1］ 陳柳，劉志彪.本土創(chuàng)新能力、FDI技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長［J］.南開經(jīng)濟研究，2006（3）：90-101.

［2］ 陳柳.長三角地區(qū)的技術(shù)外溢、本土創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長［J］.世界經(jīng)濟研究，2007（1）：60-67.

［3］ 楊俊.技術(shù)模仿、人力資本積累與自主創(chuàng)新：基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.財經(jīng)研究，2007（5）：18-28.

［4］ 戴魁早.中國自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——基于技術(shù)吸收能力的視角［J］.科學學研究，2008（3）：626-632.

［5］ 盧寧，李國平，劉光領.中國自主創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長——基于1998—2007年省際面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2010（1）：626-632.

［6］ 齊曉麗，金浩.自主創(chuàng)新與經(jīng)濟增長總量的關(guān)系及其區(qū)域差異分析［J］.現(xiàn)代財經(jīng)：天津財經(jīng)大學學報，2010（6）：76-80.

［7］ 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇自主創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長：相關(guān)性與比較研究［EB/OL］.（2011-02-04）.http://www.jssb.gov.cn.

F2

A

葛騰飛（1984-），男，碩士，助教，研究方向為宏觀經(jīng)濟計量分析、資本市場統(tǒng)計分析。