高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

張華平

（華北水利水電學(xué)院，鄭州 450011）

0 引言

近年來，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值由1995年的1080.52億元增加到2010年的16571.34億元，年均增長20%；同時(shí)，我國總體經(jīng)濟(jì)水平保持高速增長。2010年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）達(dá)397983億元，同比增長10.3%。自1995年以來，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值和GDP都呈現(xiàn)快速增長趨勢，但是二者是否存在著互為因果的關(guān)系？它們彼此之間會產(chǎn)生什么樣的沖擊？為回答這些問題，本文以1950～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)計(jì)量模型檢驗(yàn)二者的關(guān)系，為促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

1 變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文的研究涉及二個(gè)變量，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長。在度量指標(biāo)的選取上，著重考慮以下幾點(diǎn)：一是指標(biāo)代表性，即指標(biāo)能反映變量的本質(zhì)特征；二是數(shù)據(jù)可獲性，即指標(biāo)數(shù)據(jù)便于獲取和更新；三是簡明性，即指標(biāo)應(yīng)盡可能的少，易于推廣應(yīng)用。關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的衡量，相關(guān)指標(biāo)很多，如高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品總產(chǎn)值、工業(yè)銷售額、主營業(yè)務(wù)收入等。結(jié)合高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)涵，選取目前應(yīng)用最為廣泛的“高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值（單位：億元）”來度量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新創(chuàng)造財(cái)富和附加值的高低?？疾旖?jīng)濟(jì)增長的最常用指標(biāo)是國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元），對一國總體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行表現(xiàn)作出的概括性衡量，具有國際可比性，是聯(lián)合國國民經(jīng)濟(jì)核算體系中最重要的總量指標(biāo)。

上述指標(biāo)數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》或者通過計(jì)算獲得，考慮到指標(biāo)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)時(shí)期，選取樣本空間為1995～2010年，具體數(shù)據(jù)如表1所示。為了消除物價(jià)變動(dòng)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，利用表1中的以1995年為基期的價(jià)格指數(shù)（%）對它們進(jìn)行平減，得到相應(yīng)的實(shí)際變量。

同時(shí)，為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對各實(shí)際變量取對數(shù)，即：LHTI=log(HTI)，LGDP=log(GDP)；計(jì)算LHTI與LGDP的相關(guān)系數(shù)，如表2所示。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)系數(shù)為0.987495，呈現(xiàn)高度相關(guān)，反映它們之間的密切關(guān)系，說明建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來解釋它們之間的關(guān)系是比較合適的。

表1 各變量原始數(shù)據(jù)

表2 LHTI與LGDP相關(guān)系數(shù)表

2 計(jì)量模型與分析方法

本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型及方差分解等方法，從以下五個(gè)方面驗(yàn)證高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系和雙向動(dòng)態(tài)作用。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

考慮到經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象大多數(shù)的時(shí)間序列是非平穩(wěn)序列，易出現(xiàn)“偽回歸”問題。故在建立模型前，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法主要有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)和NP檢驗(yàn)等，在實(shí)際應(yīng)用中，ADF檢驗(yàn)法更為常見。

2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

若非平穩(wěn)性序列存在同階單整，則可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法包括EG兩步檢驗(yàn)法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，前者適用于雙變量協(xié)整檢驗(yàn)，后者適用于多變量（＞2）協(xié)整檢驗(yàn)。如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定存在誤差修正模型。將協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)作為引入變量，建立誤差修正模型（ECM），用以解釋變量由于某種原因短期偏離長期均衡的調(diào)整機(jī)制。

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明了變量之間存在長期均衡關(guān)系，但無法揭示變量之間是否存在因果關(guān)系及影響方向，格蘭杰因果檢驗(yàn)為解決此問題提供了方法和思路。一般地，如果變量X是變量Y的（格蘭杰）原因，則X的變化應(yīng)先于Y的變化。

2.5 方差分解

為了進(jìn)一步研究我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間相互作用的動(dòng)態(tài)過程，本文對模型采用方差分解的技術(shù)方法，即將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差按其成因分解為自身沖擊、其它變量沖擊所構(gòu)成的貢獻(xiàn)率，從而了解各變量沖擊對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

3 實(shí)證過程

由圖1可見，LHTI和LGDP的折線圖帶有明顯的趨勢性，可能是非平穩(wěn)序列。因此，需要對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

圖1 LHTI和LGDP的折線圖

3.1 單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)法對LHTI、LGDP及其差分項(xiàng)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，見表3。結(jié)果表明：時(shí)間序列變量LHTI、LGDP均屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，其一階差分變量iLHTI和iLGDP仍然屬于非平穩(wěn)時(shí)間序列，但其二階差分變量iiLHTI和iiLGDP卻成為了平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此，LHTI和LGDP均是二階單整序列。

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

分析表明LMJ和LYM均為二階單整，故可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用選用EG兩步檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)LHTI和LGDP的長期關(guān)系。

表3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

首先對LHTI和LGDP進(jìn)行回歸分析，并對其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(括號內(nèi)的數(shù)為t檢驗(yàn)值)，得到協(xié)整方程為：

其次，令E表示協(xié)整方程的殘差序列，對協(xié)整方程殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4 協(xié)整方程殘差項(xiàng)ADF檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著水平下，LHTI和LGDP存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡。

3.3 消除自相關(guān)

在LHTI和LGDP關(guān)系協(xié)整分析時(shí)，發(fā)現(xiàn)方程的DW值偏?。―W=0.5892），可能存在自相關(guān)問題。如圖2所示，回歸模型的殘差存在著高度的正相關(guān)。同時(shí)，采用偏相關(guān)系數(shù)法對此進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示第1期偏相關(guān)系數(shù)的直方塊超過虛線部分，表明方程殘差項(xiàng)存在一階自相關(guān)。

圖2 回歸模型的殘差趨勢圖

為此，繼續(xù)選用Cochrane-Orcutt迭代法消除自相關(guān)，得到LHTI和LGDP關(guān)系模型的最終協(xié)整方程為：

經(jīng)檢驗(yàn)，系數(shù)顯著性、方程顯著性及模型擬合度都良好，且不存在自相關(guān)和異方差。該方程顯示，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之間存在正相關(guān)的關(guān)系，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值每提高1個(gè)百分點(diǎn)，GDP將上升0.1604個(gè)百分點(diǎn)。

3.4 誤差修正模型

利用LHTI和LGDP差分后的序列、各變量的滯后期以及初始方程殘差項(xiàng)的滯后一期做回歸分析，從一般到特殊的檢驗(yàn)過程中，將統(tǒng)計(jì)上不顯著的滯后變量逐漸剔除，最終得到反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之間短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的誤差修正模型：

誤差修正模型各個(gè)變量通過了顯著性檢驗(yàn)，說明模型擬和效果較好。誤差修正項(xiàng)系數(shù)小于0，符合反向修正原則。從短期來看，滯后一期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值以0.1783的比率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)影響；滯后一期的非均衡誤差以0.4342的比率對當(dāng)期河南省經(jīng)濟(jì)增長作出修正，即經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)向長期均衡的調(diào)整力度為0.4342。

3.5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對于滯后期長度的選擇有時(shí)很敏感，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗(yàn)結(jié)果。本文利用信息法則即根據(jù)AIC和SC的數(shù)值大小將最優(yōu)滯后階數(shù)確定為2，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出單向的格蘭杰因果關(guān)系，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長并不是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，表明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展在一定程度上推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，但經(jīng)濟(jì)增長并沒有帶來高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

3.6 方差分解

在Eviews中，根據(jù)VAR的輸出結(jié)果繪制出表6和表7的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值和GDP的方差分解結(jié)果。

由表6發(fā)現(xiàn)，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值在第一期只受自身波動(dòng)沖擊的影響，從第二期開始直至以后各期來自其自身的擾動(dòng)沖擊逐漸緩慢下降；我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值來自GDP的沖擊是大體上逐漸上升的（除了在第五期略有下降外）。但是，無論從短期還是長期來看，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值波動(dòng)受自身沖擊的影響居于主導(dǎo)地位，受經(jīng)濟(jì)增長沖擊的影響是有限的。該方差分解結(jié)果與前面的格蘭杰因果檢驗(yàn)的分析結(jié)論都是一致的。

表7顯示，我國GDP的波動(dòng)在第一期同時(shí)受到其自身和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值波動(dòng)沖擊的影響，之后各期來自其自身的沖擊大體上呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢，而來自高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值的沖擊大體上呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢。從長期來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值變化的沖擊能解釋GDP變化的90%以上。同樣，上述方差分解結(jié)果與前面的格蘭杰因果檢驗(yàn)的分析結(jié)論也是一致的。

4 結(jié)論

基于1995～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論、向量誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)及方差分解技術(shù)，對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，得出如下結(jié)論：

表6 變量HTI方差分解結(jié)果

表7 變量GDP方差分解結(jié)果

（1）協(xié)整分析表明：我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。通過協(xié)整方程發(fā)現(xiàn)，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值每增加一個(gè)百分點(diǎn)，GDP將上升0.1604個(gè)百分點(diǎn)。顯然，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用是巨大的，經(jīng)濟(jì)增長對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的依賴性極強(qiáng)。

（2）誤差修正模型表明：經(jīng)濟(jì)增長受自身或高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響存在一定的滯后性。從短期來看，滯后一期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值以0.1783的比率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)影響；滯后一期的非均衡誤差以0.4342的比率對當(dāng)期河南省經(jīng)濟(jì)增長作出反向修正。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)單向的因果關(guān)系，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但經(jīng)濟(jì)增長并不是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在某種程度上帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是經(jīng)濟(jì)增長并沒有推動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

（4）方差分解結(jié)果表明：我國經(jīng)濟(jì)增長受高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值沖擊的影響占據(jù)主導(dǎo)地位，受自身沖擊的影響有限；我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要受自身沖擊的影響，受經(jīng)濟(jì)增長沖擊的影響僅為10%左右。該分析結(jié)果與格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果是一致的。

綜上，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但它們之間并沒有形成良性互動(dòng)。一方面，由于強(qiáng)烈的輻射效應(yīng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)而帶來整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是，另一方面，由于認(rèn)識不到位、政策措施不配套，及我國產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比例不合理、技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境薄弱等原因，制約了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，GDP增加并沒有帶來高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值的提高。

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