• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的交互效應(yīng)
    ——基于省級面板數(shù)據(jù)VAR模型的實證分析

    2021-03-23 13:04:40王黎明
    關(guān)鍵詞:脈沖響應(yīng)方差變量

    王黎明,王 寧

    (山東理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 淄博 255012)

    一、引 言

    人才是經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型和發(fā)展中最活躍的智力資源,同時也是衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新競爭力的重要指標(biāo)。科技創(chuàng)新是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐,科技型人才集聚對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有一定的推進(jìn)作用。黨的十九大報告進(jìn)一步明確了創(chuàng)新在引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的重要地位,作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略支持,人才又是創(chuàng)新的能動力量。因此,如何以人才作為發(fā)展引擎,提升區(qū)域科技人才的存量和集聚水平,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的研究意義。本文在之前學(xué)者的研究基礎(chǔ)上,以三者互為因變量,研究彼此之間的影響,選取了中國31個省(直轄市、自治區(qū))的樣本數(shù)據(jù)(考慮數(shù)據(jù)可得性等問題,暫未包括港澳臺地區(qū)),研究人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長三者之間的交互作用及滯后影響,為制定相關(guān)政策提供參考。

    二、文獻(xiàn)回顧

    (一)人才集聚與經(jīng)濟(jì)增長

    早在1960年,舒爾茨就提出資本應(yīng)該分成物質(zhì)資本和人力資本,其中人力資本指的是通過對人力的投資而形成的資本,并且認(rèn)為教育可以增加人力資本(1)西奧多·W.舒爾茨:《論人力資本投資》,吳珠華譯,北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社,1990年,第99頁。。Danilo Guaitoli研究了物質(zhì)資本和人力資本以及內(nèi)生增長之間的關(guān)系,該研究顯示了人力資本對人均GDP增長率與收入分配不平等的作用機(jī)制(2)Danilo Guaitoli,Human Capital Distribution,Growth and Convergence,Research in Economics,2000.。劉瑞翔等選取了全國31個省級行政區(qū)五年的相關(guān)變量數(shù)據(jù),研究表明各省的人口城市化率以及人力資本水平的提高對于該省域的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有明顯的促進(jìn)作用,但是對周邊省份具有反作用(3)劉瑞翔,夏琪琪:《城市化、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量:基于省域數(shù)據(jù)的空間杜賓模型研究》,《經(jīng)濟(jì)問題探索》,2018年第11期。。賀勇等也測算過人才集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用,認(rèn)為人才集聚水平較高的區(qū)域,其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也較高,但兩者之間并不具有嚴(yán)格的正向關(guān)系(4)賀勇,廖諾,張紫君:《我國省際人才集聚對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)測算》,《科研管理》,2019年第11期。。

    (二)人才集聚與科技創(chuàng)新

    修國義提出科技人才集聚規(guī)模和均衡度與區(qū)域科技創(chuàng)新效率顯著正相關(guān),強(qiáng)度與區(qū)域科技創(chuàng)新效率顯著負(fù)相關(guān)(5)修國義,韓佳璇,陳曉華:《科技人才集聚對中國區(qū)域科技創(chuàng)新效率的影響:基于超越對數(shù)隨機(jī)前沿距離函數(shù)模型》,《科技進(jìn)步與對策》,2017年第19期。。劉曄等采用微觀數(shù)據(jù),尋找與我國區(qū)域創(chuàng)新水平有關(guān)的因素,認(rèn)為僅在創(chuàng)新產(chǎn)出水平高的區(qū)域,科研人才知識的吸收能力對于某些創(chuàng)新投入要素起到正向調(diào)節(jié)作用(6)劉曄等:《科研人才集聚對中國區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響》,《經(jīng)濟(jì)地理》,2019年第7期。。趙青霞等通過對科技人才集聚、產(chǎn)業(yè)集聚及其交互作用對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響研究,發(fā)現(xiàn)科技人才集聚水平較高的地區(qū),需要結(jié)合高密度的產(chǎn)業(yè)集聚,可以提升區(qū)域創(chuàng)新能力(7)趙青霞,夏傳信,施建軍:《科技人才集聚、產(chǎn)業(yè)集聚和區(qū)域創(chuàng)新能力:基于京津冀、長三角、珠三角地區(qū)的實證分析》,《科技管理研究》,2019第24期。。葛雅青應(yīng)用空間分析法,通過對我國30個省份國際人才的研究,得出國際人才數(shù)量每增加1%,區(qū)域?qū)@麛?shù)增長0.23%的結(jié)論(8)葛雅青:《中國國際人才集聚對區(qū)域創(chuàng)新的影響:基于空間視角的分析》,《科技管理研究》,2020第6期。。

    (三)科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長

    徐佳楠等認(rèn)為科技金融投入與科技創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)均存在門檻效應(yīng),當(dāng)二者協(xié)同發(fā)展時,才能更好地發(fā)揮對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用(9)徐家楠,徐旭初:《科技金融投入、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長》,《南京航空航天大學(xué)學(xué)報》(社會科學(xué)版),2020年第3期。。辛璐等研究了科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的滯后效應(yīng),研究結(jié)果表明,科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長在滯后1~2年具有促進(jìn)作用(10)辛璐,羅守:《科技創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的滯后效應(yīng)研究:基于省際面板數(shù)據(jù)的檢驗》,《管理現(xiàn)代化》,2020年第3期。。閻東彬通過實證研究,認(rèn)為京津冀地區(qū)的科技創(chuàng)新有助于推動經(jīng)濟(jì)增長,但科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的加速器作用還未充分顯現(xiàn)(11)閻東彬:《科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證:以京津冀城市群為例》,《統(tǒng)計與決策》,2020年第2期。。劉紅等研究了金融創(chuàng)新及技術(shù)創(chuàng)新對陜西省經(jīng)濟(jì)增長的作用,發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新投入或產(chǎn)出對經(jīng)濟(jì)增長具有雙向影響(12)劉紅,溫軍,張森:《金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的嵌合驅(qū)動:以陜西省為例》,《統(tǒng)計與決策》,2020第2期。。

    (四)人才集聚、科技創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長三者之間關(guān)系

    徐彬等認(rèn)為人才集聚、創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在滯后效應(yīng),并且認(rèn)為人才集聚帶來的創(chuàng)新效應(yīng)可能會外溢(13)徐彬,吳茜:《人才集聚、創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟(jì)增長》,《軟科學(xué)》,2019年第1期。。葛李情等研究表明,人才集聚與科技創(chuàng)新分別在不同程度上拉動了中國經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長吸引了人才集聚,人才集聚水平促進(jìn)了科技創(chuàng)新(14)葛李情,胡昊:《人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長》,《福建商學(xué)院學(xué)報》,2019第5期。。

    綜上所述,目前我國對人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的研究大多以單一指標(biāo)為因變量研究當(dāng)期影響。很少關(guān)注到三者間的交互作用及長期的滯后影響。但實際上,經(jīng)濟(jì)增長、人才集聚與科技創(chuàng)新并不只與單一指標(biāo)有關(guān),也并不只局限于當(dāng)期影響,為了全方位考察各個指標(biāo),本文以三者互為因變量,研究彼此之間的影響,首先應(yīng)用固定效應(yīng)模型分析三者間的交互效應(yīng),又采用了面板數(shù)據(jù)VAR(PVAR)模型分析,PVAR模型是向量自回歸模型,即用模型中所有當(dāng)期變量對所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸分析,關(guān)注了人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的滯后效應(yīng)。

    三、變量選取與數(shù)據(jù)分析

    (一)變量選取

    為考察人才集聚、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,本文將經(jīng)濟(jì)增長水平、人才集聚水平、科技創(chuàng)新水平作為模型的解釋變量,首先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)回歸分析,再采用面板數(shù)據(jù)PVAR模型分析變量之間的因果關(guān)系與影響程度以及滯后效應(yīng)。

    (1)經(jīng)濟(jì)增長量(EG)。經(jīng)濟(jì)增長量采用人均GDP來衡量,為了便于計算,將人均GDP進(jìn)行對數(shù)處理,公式如下:

    EG=LN(GDPpc)

    (1)

    (2)人才集聚水平(TAL)。該指標(biāo)采用各省就業(yè)人員的受教育程度來衡量,由于數(shù)據(jù)選取1998-2017年的受教育程度,考慮數(shù)據(jù)可得性,選取其中大專及以上就業(yè)人員的構(gòu)成比例來當(dāng)作衡量人才集聚水平的指標(biāo),用TAL來表示,其中2000年就業(yè)人員受教育程度的數(shù)據(jù)部分缺失,根據(jù)線性插值法補(bǔ)全。

    (3)科技創(chuàng)新水平(TIL)。在衡量科技創(chuàng)新的指標(biāo)時,Alfranca等(15)Alfranca O,Huffman W E,Aggregate private R&D Investments in Agriculture:the Role of Incentives,Public Policies,and Institutions.Economic Development and Cultural Change, 2003.、Acemoglu等(16)Acemoglu D,Akcigit U,Intellectual Property Rights Policy,Competition and Innovation.Journal of the European Economic Association,2012.采用研發(fā)經(jīng)費(R&D)作為輸入變量,Kim等(17)Kim Y K,Lee K,Park W G,et al,Appropriate Intellectual Property Protection and Economic Growth in Countries at Different Levels of Development.Research Policy, 2012.又把R&D在地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)中的占比作為輸入變量,F(xiàn)ang等(18)Fang L H,Lerner J,Wu C,Intellectual Property Rights Protection,Ownership,and Innovation:Evidence from China.The Review of Financial Studies, 2017.采用R&D在企業(yè)總資產(chǎn)中的占比作為輸入變量。在2005年,Hu等(19)Hu M C,Mathews J A. National Innovative Capacity in East Asia.Research Policy, 2005.、Schneider(20)Schneider P H. International Trade,Economic Growth and Intellectual Property Rights:a Panel Data Study of Developed and Developing Countries.Journal of Development Economics,2005.、Chen等(21)Chen Y,Puttitanun T,Intellectual Property Rights and Innovation in Developing Countries.Journal of Development Economics, 2005.將專利申請量看作創(chuàng)新輸出變量,有學(xué)者將產(chǎn)品銷售量、產(chǎn)品質(zhì)量的提升等作為創(chuàng)新輸出變量?;谝延袑W(xué)者的研究成果及考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,本研究選擇了全國除港澳臺地區(qū)之外的專利實際授權(quán)數(shù)作為衡量科技創(chuàng)新水平的指標(biāo),采用專利的實際授權(quán)數(shù)更能體現(xiàn)一個地區(qū)的科技創(chuàng)新水平。為了模型的平穩(wěn),這里將科技創(chuàng)新水平用專利授權(quán)數(shù)量取自然對數(shù)來表示。

    (二)變量的描述性統(tǒng)計

    本研究以中國31個省份(除港澳臺地區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長水平(EG)、人才集聚水平(TAL)、科技創(chuàng)新水平(TIL)為研究對象,選擇1998-2017年的數(shù)據(jù),建立面板數(shù)據(jù)模型。其中經(jīng)濟(jì)增長水平和科技創(chuàng)新水平數(shù)據(jù)來源于1999-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》。人才集聚水平數(shù)據(jù)來源于1999-2018年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》,三個變量的描述統(tǒng)計如表1所示。由表1可以看出,全國(除港澳臺)經(jīng)濟(jì)增長水平(EG)、人才集聚水平(TAL)與科技創(chuàng)新水平(TIL)每類指標(biāo)的最大值最小值都有很大的差距,也體現(xiàn)了三個變量在全國各省間發(fā)展的不均衡,在時間跨度上,從1998年到2017年各變量的水平也發(fā)生了很大的改變。

    表1 相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述

    四、實證模型及結(jié)果分析

    (一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

    為了防止檢驗結(jié)果出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,模型的建立首先要求各變量均平穩(wěn),所以在對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前,必須對各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗,如果變量序列不平穩(wěn),則可能使模型的估計結(jié)果出現(xiàn)偏差。所以本研究采用了LLC檢驗法、IPS檢驗法以及ADF檢驗法對三個變量分別進(jìn)行單位根檢驗,經(jīng)濟(jì)增長水平(EG)、人才集聚水平(TAL)、科技創(chuàng)新水平(TIL)的原始序列在個別檢驗方法下皆為不平穩(wěn)序列,經(jīng)過差分后均處于平穩(wěn)狀態(tài),此時可以對數(shù)據(jù)進(jìn)行下一步分析檢驗,單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

    表2 全國3個指標(biāo)變量的檢驗結(jié)果

    (二)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

    首先確立基本回歸方程,根據(jù)選取變量確立回歸方程如下:

    EG=c0+c1TAL+c2TIL

    (2)

    TAL=c0+c1EG+c2TIL

    (3)

    TIL=c0+c1EG+c2TAL

    (4)

    對三個公式分別進(jìn)行估計,經(jīng)hauseman檢驗,以99%以上的概率接受拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè),說明三個模型均采用固定效應(yīng)模型為最佳選擇。所以三個模型均采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計,估計結(jié)果如表3所示。

    表3 面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

    公式(2)的估計模型擬合優(yōu)度為0.9058,考察人才集聚及科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響,所有變量皆在1%的置信水平下通過了統(tǒng)計檢驗。從彈性系數(shù)來看,科技創(chuàng)新水平(TIL)彈性系數(shù)為0.637,高于人才集聚水平(TAL)的彈性系數(shù)0.012,說明科技創(chuàng)新水平和人才集聚水平對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用前者更大,即科技創(chuàng)新水平每增加1%,經(jīng)濟(jì)增長0.637%;人才集聚水平每增加1%,經(jīng)濟(jì)增長0.012%。相較于科技創(chuàng)新水平,人才集聚對經(jīng)濟(jì)增長的推動力有限。

    公式(3)的估計模型擬合優(yōu)度為0.7186,主要用來估計經(jīng)濟(jì)增長及科技創(chuàng)新對人才集聚的影響,所有變量皆在1%的置信水平下通過了統(tǒng)計檢驗。從彈性系數(shù)來看,經(jīng)濟(jì)增長(EG)彈性系數(shù)為2.096,科技創(chuàng)新(TIL)的彈性系數(shù)3.187,說明經(jīng)濟(jì)增長和科技創(chuàng)新對人才集聚起正向作用,經(jīng)濟(jì)增長每增加1%,人才集聚增長2.096%;科技創(chuàng)新每增加1%,人才集聚增長3.187%。

    同上,公式(4)的估計模型擬合優(yōu)度為0.9133,主要用來估計經(jīng)濟(jì)增長及人才集聚對科技創(chuàng)新的影響,所有變量皆在1%的置信水平下通過了統(tǒng)計檢驗。從彈性系數(shù)來看,經(jīng)濟(jì)增長(EG)彈性系數(shù)為1.098,人才集聚(TAL)的彈性系數(shù)0.032,說明經(jīng)濟(jì)增長和人才集聚對科技創(chuàng)新起正向作用,即經(jīng)濟(jì)增長每增加1%,科技創(chuàng)新增長1.098%;人才集聚每增加1%,科技創(chuàng)新增長0.032%。

    (三)滯后階數(shù)確定及模型穩(wěn)定性檢驗

    PVAR模型由Holtz-Eakin 首次提出,這種模型在保留VAR模型優(yōu)點的前提下,加入了新的內(nèi)容,也就是既能體現(xiàn)出變量之間的互相沖擊,又引入個體效應(yīng),表現(xiàn)出每個變量的變動對自身變化的影響,而且在時間序列的基礎(chǔ)上加入了面板數(shù)據(jù)的情況(22)Douglas Holtz-Eakin,Whitney Newey,Harvey Sirosen.Estimating Vector Autoregressions with Panel Data,Econometrica,1988.。在進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分解之前要進(jìn)行滯后階數(shù)的確定,在滯后階數(shù)選取時,根據(jù) AIC 準(zhǔn)則,經(jīng)過多次嘗試后確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3階,因而三變量的回歸方程可表述為:

    yit=αi+βt+Ayit-1+βyit-2+Cyit-3+εit,i=1,…,31;t=1,…,20

    (5)

    式(5)中,yit={EG,TIL,TAL}是一個包含 3 個因變量的向量, A、B、C 均為系數(shù)矩陣,也就是本文的待估參數(shù)。與 VAR模型相比, PVAR 模型引入了個體效應(yīng)αi。

    在進(jìn)行PVAR脈沖響應(yīng)及方差分解之前,應(yīng)該對模型穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗,來判別模型整體的穩(wěn)定性,模型穩(wěn)定結(jié)果如圖1所示,三個變量中,所有特征根皆小于1,位于單位圓內(nèi),說明模型是穩(wěn)定的,此時,可以繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分解。

    在確定了滯后階數(shù)和模型穩(wěn)定性判別之后,又對三個變量進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗,格蘭杰因果關(guān)系檢驗主要用于分析各變量之間是否存在因果關(guān)系,由此來判斷接下來的脈沖響應(yīng)及方差分解是否有意義。若格蘭杰檢驗不通過,則說明三者之間并不存在顯著的因果關(guān)系,繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)或方差分解都沒有意義。格蘭杰檢驗結(jié)果如表4所示,由Prob值可以看出,經(jīng)濟(jì)增長(EG)、人才集聚(TAL)以及科技創(chuàng)新水平(TIL)三者之間有著顯著的因果關(guān)系,可以進(jìn)行下一步分析。

    表4 格蘭杰因果檢驗

    (四)脈沖響應(yīng)及方差分解

    對三個變量的固定效應(yīng)回歸分析及一系列檢驗之后,我們繼續(xù)對三個變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)以及方差分解,圖2為經(jīng)濟(jì)增長水平(EG)、人才集聚水平(TAL)與科技創(chuàng)新水平(TIL)的脈沖響應(yīng)及方差分析結(jié)果,其所示脈沖響應(yīng)結(jié)果表明,人才集聚對自身的驅(qū)動效應(yīng)主要體現(xiàn)在滯后1期,產(chǎn)生了正向效應(yīng)之后馬上恢復(fù)了平穩(wěn)。科技創(chuàng)新水平對人才集聚不僅在當(dāng)期顯示了顯著的正效應(yīng),在滯后幾期依然存在著脈沖響應(yīng)。經(jīng)濟(jì)增長水平對人才集聚水平的沖擊卻比較復(fù)雜,首先在1、2期表現(xiàn)出的是一個負(fù)向沖擊,這可能是由于經(jīng)濟(jì)增長吸引人才集聚導(dǎo)致的集聚水平的分母變大,比值變小,從而導(dǎo)致滯后1、2期產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng),但隨后在第3期負(fù)效應(yīng)逐漸減弱,到第4期表現(xiàn)出正向沖擊,逐漸回歸平穩(wěn)且效應(yīng)依然為正??萍紕?chuàng)新及經(jīng)濟(jì)增長對自身的沖擊與人才集聚的自身沖擊曲線類似,都是在滯后1期有正向沖擊,到2、3期恢復(fù)平穩(wěn);而經(jīng)濟(jì)增長水平對科技創(chuàng)新水平是在第2期產(chǎn)生正向沖擊又恢復(fù)平穩(wěn)的。其他變量之間的滯后脈沖響應(yīng)相對平穩(wěn)。

    脈沖響應(yīng)之后,又對三個變量進(jìn)行方差分解,探究滯后時期各變量所受影響的來源及影響程度,從表5、表6、表7可以看出三個變量的方差分解結(jié)果。

    表5 經(jīng)濟(jì)增長水平(EG)的方差分解表

    表6 人才集聚水平(TAL)的方差分解表

    表7 科技創(chuàng)新水平(TIL)的方差分解表

    表5表明,從第1期開始,經(jīng)濟(jì)增長水平的變動對自身的變動產(chǎn)生了100%的影響,從第2期開始自身效應(yīng)占比逐漸減弱。人才集聚的變動對經(jīng)濟(jì)增長變動的影響從第1期到第10期是逐漸增長的,第10期的影響達(dá)到0.3%。而同期科技創(chuàng)新水平變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響達(dá)到了34.1%,與上文面板數(shù)據(jù)回歸估計結(jié)果相同,相比人才集聚,科技創(chuàng)新變動對經(jīng)濟(jì)增長變動影響較大。

    表6中人才集聚的方差分析結(jié)果顯示,從第1期開始,影響人才集聚水平變動的因素主要為經(jīng)濟(jì)增長及自身變動,相比而言人才集聚對經(jīng)濟(jì)增長的變動更為敏感,達(dá)到了53.7%,對自身變動影響為46.3%。在接下來的10年,經(jīng)濟(jì)增長對人才集聚的影響逐漸增加,到第10年達(dá)到了64.4%,科技創(chuàng)新水平的變動對人才集聚水平的變動也產(chǎn)生了越來越大的影響,在第10期達(dá)到了35.3%。而人才集聚對自身的影響卻逐漸減小,到第10期僅為0.4%。

    表7為科技創(chuàng)新的方差分解表,可以看出經(jīng)濟(jì)增長及科技創(chuàng)新本身對科技創(chuàng)新的變動影響較大,分別為35%左右和60%左右,并且持續(xù)時間較長,10年內(nèi)也沒有顯著減小。人才集聚對科技創(chuàng)新的變動雖然相對較弱但也在逐年增強(qiáng),第10期的影響也達(dá)到了4.9%。

    五、結(jié)論與建議

    通過建立PVAR模型,從理論和實證兩方面對人才集聚、科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長之間的交互效應(yīng)及滯后影響進(jìn)行了研究。實證研究結(jié)果表明,人才集聚及科技創(chuàng)新皆為經(jīng)濟(jì)增長的重要動力,人才集聚水平每增加1%,經(jīng)濟(jì)增長0.012%;科技創(chuàng)新水平每增加1%,經(jīng)濟(jì)增長0.637%。經(jīng)濟(jì)增長和科技創(chuàng)新對人才集聚起正向作用,經(jīng)濟(jì)增長每增加1%,人才集聚增長2.096%;科技創(chuàng)新每增加1%,人才集聚增長3.187%。經(jīng)濟(jì)增長和人才集聚對科技創(chuàng)新起正向作用,經(jīng)濟(jì)增長每增加1%,科技創(chuàng)新增長1.098%;人才集聚每增加1%,科技創(chuàng)新增長0.032%。從固定效應(yīng)模型來看,科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長影響較大,人才集聚對經(jīng)濟(jì)增長影響較小,同時經(jīng)濟(jì)增長對科技創(chuàng)新的帶動作用相對比其對人才集聚的帶動作用影響較大。從脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解結(jié)果來看,經(jīng)濟(jì)增長及科技創(chuàng)新對人才集聚的正向沖擊較為顯著,科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的正向沖擊大于人才集聚對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的正向沖擊,且產(chǎn)生的影響持久穩(wěn)定。因此,政府應(yīng)加大創(chuàng)新投入,增加科研經(jīng)費的支出,采取激勵手段,提高自主創(chuàng)新能力。在實施人才政策上,要優(yōu)化人才政策和人才標(biāo)準(zhǔn),引進(jìn)高端人才帶動優(yōu)質(zhì)團(tuán)隊及項目,并提供良好的創(chuàng)業(yè)氛圍,加大科技創(chuàng)新分配占比,將資源進(jìn)行合理布局。同時,應(yīng)加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(EG)、人才集聚(TAL)及科技創(chuàng)新(TIL)三者之間的良性循環(huán),讓三者之間保持相互促進(jìn)的關(guān)系。

    猜你喜歡
    脈沖響應(yīng)方差變量
    方差怎么算
    基于重復(fù)脈沖響應(yīng)的發(fā)電機(jī)轉(zhuǎn)子繞組匝間短路檢測技術(shù)的研究與應(yīng)用
    概率與統(tǒng)計(2)——離散型隨機(jī)變量的期望與方差
    抓住不變量解題
    也談分離變量
    計算方差用哪個公式
    方差生活秀
    脈沖響應(yīng)函數(shù)下的我國貨幣需求變動與決定
    基于有限元素法的室內(nèi)脈沖響應(yīng)的仿真
    電大理工(2015年3期)2015-12-03 11:34:12
    SL(3,3n)和SU(3,3n)的第一Cartan不變量
    韩国高清视频一区二区三区| 色播在线永久视频| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 老熟妇仑乱视频hdxx| 日韩电影二区| 天堂中文最新版在线下载| 久久久水蜜桃国产精品网| 亚洲精品一卡2卡三卡4卡5卡 | 他把我摸到了高潮在线观看 | 操美女的视频在线观看| 免费一级毛片在线播放高清视频 | 国产又爽黄色视频| 久久久国产精品麻豆| 久久人妻熟女aⅴ| 国产精品国产av在线观看| 久久热在线av| 久久九九热精品免费| avwww免费| 国产精品免费视频内射| 搡老乐熟女国产| 精品国产一区二区久久| av网站免费在线观看视频| 欧美激情 高清一区二区三区| 午夜福利免费观看在线| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 搡老乐熟女国产| a级毛片黄视频| 老汉色∧v一级毛片| 久久精品国产综合久久久| 青草久久国产| 亚洲九九香蕉| 一区在线观看完整版| 亚洲av国产av综合av卡| 国产欧美日韩一区二区精品| 精品一区二区三区四区五区乱码| 亚洲国产中文字幕在线视频| 国产高清videossex| 丰满迷人的少妇在线观看| 国产精品1区2区在线观看. | 国产亚洲av高清不卡| 亚洲精品久久成人aⅴ小说| 天堂中文最新版在线下载| 亚洲成国产人片在线观看| 精品国产国语对白av| 午夜精品国产一区二区电影| 久久女婷五月综合色啪小说| 国产成人av教育| 国精品久久久久久国模美| 超碰97精品在线观看| 黄片小视频在线播放| 这个男人来自地球电影免费观看| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 一区福利在线观看| 这个男人来自地球电影免费观看| 精品少妇久久久久久888优播| 久久久久久免费高清国产稀缺| 亚洲,欧美精品.| 中国美女看黄片| 欧美国产精品一级二级三级| 妹子高潮喷水视频| 在线天堂中文资源库| 亚洲熟女精品中文字幕| 日日夜夜操网爽| 999久久久国产精品视频| 国产欧美日韩精品亚洲av| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 两个人看的免费小视频| 女人被躁到高潮嗷嗷叫费观| 精品久久久久久久毛片微露脸 | 婷婷成人精品国产| 国产免费现黄频在线看| 精品一区二区三区四区五区乱码| 免费在线观看视频国产中文字幕亚洲 | 97在线人人人人妻| 在线看a的网站| 成人三级做爰电影| 亚洲熟女毛片儿| 欧美激情 高清一区二区三区| 在线观看免费日韩欧美大片| 丁香六月欧美| 无遮挡黄片免费观看| 性色av乱码一区二区三区2| 首页视频小说图片口味搜索| 少妇 在线观看| 精品人妻在线不人妻| 色精品久久人妻99蜜桃| 高潮久久久久久久久久久不卡| 成人av一区二区三区在线看 | 欧美性长视频在线观看| 久久毛片免费看一区二区三区| 亚洲精品自拍成人| 久久国产精品人妻蜜桃| 国产精品影院久久| 老司机影院毛片| 三级毛片av免费| 午夜福利视频精品| 在线观看一区二区三区激情| 在线观看免费日韩欧美大片| 在线观看舔阴道视频| 在线观看人妻少妇| 精品福利永久在线观看| 亚洲欧洲精品一区二区精品久久久| 久久久久国产精品人妻一区二区| 亚洲国产日韩一区二区| 欧美黄色淫秽网站| 亚洲精品第二区| 久久av网站| 免费人妻精品一区二区三区视频| 久久青草综合色| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 国产精品九九99| 亚洲国产av影院在线观看| 又黄又粗又硬又大视频| 在线永久观看黄色视频| 日本av免费视频播放| 亚洲情色 制服丝袜| 免费日韩欧美在线观看| 亚洲成人免费电影在线观看| 狠狠精品人妻久久久久久综合| avwww免费| 天天添夜夜摸| 久久香蕉激情| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 国产精品一区二区精品视频观看| 十八禁高潮呻吟视频| 91精品三级在线观看| 美女大奶头黄色视频| 日本vs欧美在线观看视频| 天堂8中文在线网| av不卡在线播放| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 国产伦理片在线播放av一区| 美女主播在线视频| 老熟妇乱子伦视频在线观看 | 各种免费的搞黄视频| 曰老女人黄片| 亚洲精品国产精品久久久不卡| 精品久久久久久电影网| 欧美精品亚洲一区二区| 美女高潮到喷水免费观看| 性少妇av在线| 久久国产精品影院| 视频区欧美日本亚洲| 国产区一区二久久| 一级a爱视频在线免费观看| 侵犯人妻中文字幕一二三四区| 亚洲伊人色综图| 欧美日韩黄片免| 美女午夜性视频免费| 最近中文字幕2019免费版| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 9色porny在线观看| 男人爽女人下面视频在线观看| 99久久人妻综合| 岛国毛片在线播放| 嫁个100分男人电影在线观看| 大码成人一级视频| cao死你这个sao货| 黄色a级毛片大全视频| www.自偷自拍.com| 中亚洲国语对白在线视频| 黄片播放在线免费| 91字幕亚洲| 日韩欧美免费精品| 国产成人啪精品午夜网站| 999久久久精品免费观看国产| 色94色欧美一区二区| 精品欧美一区二区三区在线| 亚洲欧美激情在线| 国内毛片毛片毛片毛片毛片| 欧美另类一区| 12—13女人毛片做爰片一| 天天添夜夜摸| 国产精品欧美亚洲77777| 热re99久久精品国产66热6| 成人亚洲精品一区在线观看| 国产高清videossex| 女人被躁到高潮嗷嗷叫费观| av超薄肉色丝袜交足视频| 天堂8中文在线网| 十八禁高潮呻吟视频| 亚洲精华国产精华精| xxxhd国产人妻xxx| 久久久精品免费免费高清| 制服诱惑二区| 日韩 亚洲 欧美在线| 日本黄色日本黄色录像| 男女高潮啪啪啪动态图| 中文字幕制服av| 亚洲欧美一区二区三区黑人| 黄色a级毛片大全视频| 午夜福利视频在线观看免费| 午夜精品久久久久久毛片777| 搡老熟女国产l中国老女人| 久久久欧美国产精品| 操出白浆在线播放| 一二三四在线观看免费中文在| 国产精品九九99| 高清av免费在线| 亚洲精品中文字幕在线视频| 天天操日日干夜夜撸| 亚洲 欧美一区二区三区| 国产xxxxx性猛交| 成人黄色视频免费在线看| 一本综合久久免费| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 首页视频小说图片口味搜索| 蜜桃国产av成人99| 久久久久久久久久久久大奶| 男男h啪啪无遮挡| avwww免费| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 国产精品久久久久久精品电影小说| 99国产精品免费福利视频| 十分钟在线观看高清视频www| 99热全是精品| 免费女性裸体啪啪无遮挡网站| 制服人妻中文乱码| 亚洲国产看品久久| 菩萨蛮人人尽说江南好唐韦庄| 97精品久久久久久久久久精品| 欧美日韩中文字幕国产精品一区二区三区 | 一区在线观看完整版| 欧美精品啪啪一区二区三区 | 久久午夜综合久久蜜桃| 日本五十路高清| 麻豆av在线久日| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| 91精品三级在线观看| 成人三级做爰电影| 国产亚洲av片在线观看秒播厂| 国产色视频综合| 两性午夜刺激爽爽歪歪视频在线观看 | 成人三级做爰电影| 人人妻,人人澡人人爽秒播| 1024视频免费在线观看| 国产老妇伦熟女老妇高清| 精品人妻熟女毛片av久久网站| 午夜激情久久久久久久| 在线观看人妻少妇| 两性夫妻黄色片| 久久久久网色| 91av网站免费观看| 亚洲国产欧美网| 欧美午夜高清在线| 亚洲国产中文字幕在线视频| 欧美精品高潮呻吟av久久| 日本av免费视频播放| 色老头精品视频在线观看| 日韩熟女老妇一区二区性免费视频| 夫妻午夜视频| 韩国精品一区二区三区| 国产精品成人在线| 秋霞在线观看毛片| av超薄肉色丝袜交足视频| 9191精品国产免费久久| 亚洲精品国产精品久久久不卡| 高清在线国产一区| 精品人妻一区二区三区麻豆| 国产成人av教育| 国产精品国产三级国产专区5o| 国产有黄有色有爽视频| 亚洲国产欧美网| 99精品欧美一区二区三区四区| 精品久久蜜臀av无| 女人被躁到高潮嗷嗷叫费观| 欧美成狂野欧美在线观看| 曰老女人黄片| 亚洲av日韩在线播放| 91精品国产国语对白视频| 少妇被粗大的猛进出69影院| 91麻豆av在线| tube8黄色片| 女警被强在线播放| 日韩中文字幕欧美一区二区| 电影成人av| 亚洲精品国产av成人精品| 亚洲精品粉嫩美女一区| 亚洲情色 制服丝袜| 一区福利在线观看| 大片电影免费在线观看免费| tube8黄色片| 国产国语露脸激情在线看| 秋霞在线观看毛片| 麻豆av在线久日| 99国产精品一区二区三区| 国产免费现黄频在线看| 国产1区2区3区精品| 久久av网站| 夫妻午夜视频| 久久精品aⅴ一区二区三区四区| 久久久久久亚洲精品国产蜜桃av| 伊人久久大香线蕉亚洲五| 久久精品亚洲av国产电影网| 一级黄色大片毛片| 男女边摸边吃奶| av不卡在线播放| 亚洲人成77777在线视频| 精品一区二区三区av网在线观看 | 久久久水蜜桃国产精品网| 成人影院久久| 久热这里只有精品99| 老司机午夜福利在线观看视频 | 国产免费av片在线观看野外av| av又黄又爽大尺度在线免费看| 好男人电影高清在线观看| tocl精华| 热re99久久精品国产66热6| 一级,二级,三级黄色视频| 在线十欧美十亚洲十日本专区| 日韩视频一区二区在线观看| 亚洲av成人一区二区三| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 99久久综合免费| 精品人妻熟女毛片av久久网站| 国产高清国产精品国产三级| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 国产精品 欧美亚洲| 波多野结衣av一区二区av| 精品一区二区三区四区五区乱码| 99久久人妻综合| 亚洲人成电影免费在线| 纯流量卡能插随身wifi吗| 青草久久国产| 蜜桃国产av成人99| 69精品国产乱码久久久| 欧美亚洲日本最大视频资源| 国产熟女午夜一区二区三区| 999精品在线视频| 这个男人来自地球电影免费观看| 久久人人爽人人片av| 欧美精品人与动牲交sv欧美| 国产精品一区二区精品视频观看| 美女大奶头黄色视频| 在线 av 中文字幕| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 成年人午夜在线观看视频| 精品免费久久久久久久清纯 | 免费一级毛片在线播放高清视频 | 午夜老司机福利片| 日韩欧美国产一区二区入口| 色婷婷av一区二区三区视频| 十八禁高潮呻吟视频| 一区二区av电影网| 亚洲av成人不卡在线观看播放网 | 天天影视国产精品| 狂野欧美激情性xxxx| 免费黄频网站在线观看国产| 精品久久蜜臀av无| 精品视频人人做人人爽| 午夜久久久在线观看| 精品国产一区二区三区四区第35| 免费久久久久久久精品成人欧美视频| 日韩 欧美 亚洲 中文字幕| 18禁裸乳无遮挡动漫免费视频| 精品亚洲成a人片在线观看| 精品国产一区二区久久| 精品人妻一区二区三区麻豆| 少妇的丰满在线观看| av在线老鸭窝| 亚洲综合色网址| 国产一区有黄有色的免费视频| 99热网站在线观看| 国产成人系列免费观看| 久久久久国产一级毛片高清牌| 新久久久久国产一级毛片| 国产成人一区二区三区免费视频网站| 女人高潮潮喷娇喘18禁视频| 少妇的丰满在线观看| 国产一区有黄有色的免费视频| 亚洲成国产人片在线观看| 波多野结衣av一区二区av| 成人国语在线视频| 日韩 欧美 亚洲 中文字幕| 午夜激情久久久久久久| 午夜福利一区二区在线看| 男女高潮啪啪啪动态图| 美女高潮喷水抽搐中文字幕| 国产av国产精品国产| 美女高潮到喷水免费观看| 真人做人爱边吃奶动态| 90打野战视频偷拍视频| 国产成+人综合+亚洲专区| 欧美激情高清一区二区三区| 99国产精品一区二区三区| 满18在线观看网站| 久久国产精品影院| 两性夫妻黄色片| 黄色 视频免费看| 国产av又大| 国产精品久久久久久精品古装| 亚洲美女黄色视频免费看| 婷婷成人精品国产| 一区二区av电影网| 国产成人系列免费观看| 夫妻午夜视频| 99精品欧美一区二区三区四区| 午夜免费鲁丝| 十八禁网站网址无遮挡| 国产高清videossex| 啦啦啦免费观看视频1| 精品熟女少妇八av免费久了| 国产精品一区二区精品视频观看| 岛国毛片在线播放| 久久久久精品国产欧美久久久 | 高清黄色对白视频在线免费看| 日日摸夜夜添夜夜添小说| 亚洲视频免费观看视频| 爱豆传媒免费全集在线观看| 999精品在线视频| a级毛片在线看网站| 国产亚洲精品一区二区www | 水蜜桃什么品种好| 俄罗斯特黄特色一大片| 亚洲 欧美一区二区三区| 人妻 亚洲 视频| 成年女人毛片免费观看观看9 | 水蜜桃什么品种好| 成人手机av| 纯流量卡能插随身wifi吗| 菩萨蛮人人尽说江南好唐韦庄| 无遮挡黄片免费观看| 成人三级做爰电影| a级片在线免费高清观看视频| 久久人人爽av亚洲精品天堂| 久久精品人人爽人人爽视色| 亚洲专区字幕在线| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 欧美亚洲日本最大视频资源| 99热网站在线观看| av欧美777| av天堂久久9| 捣出白浆h1v1| 精品久久久精品久久久| 永久免费av网站大全| 亚洲精品一卡2卡三卡4卡5卡 | 水蜜桃什么品种好| 制服诱惑二区| 新久久久久国产一级毛片| 亚洲综合色网址| 热99久久久久精品小说推荐| 大码成人一级视频| 午夜免费观看性视频| 成人影院久久| 国产亚洲欧美在线一区二区| av不卡在线播放| 午夜福利在线观看吧| 激情视频va一区二区三区| 超色免费av| 久久久久国产精品人妻一区二区| 欧美在线一区亚洲| 精品国产乱子伦一区二区三区 | 午夜激情av网站| 黄频高清免费视频| 亚洲专区字幕在线| 成人免费观看视频高清| 久久 成人 亚洲| 19禁男女啪啪无遮挡网站| 免费一级毛片在线播放高清视频 | 丝袜喷水一区| 精品国产一区二区久久| 18禁观看日本| av福利片在线| 亚洲 国产 在线| 亚洲国产av影院在线观看| 99国产极品粉嫩在线观看| 精品一区二区三区四区五区乱码| 人人妻,人人澡人人爽秒播| 国产麻豆69| 999精品在线视频| tocl精华| 亚洲专区中文字幕在线| 99久久国产精品久久久| 纯流量卡能插随身wifi吗| 91成人精品电影| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 999精品在线视频| 69精品国产乱码久久久| 伊人久久大香线蕉亚洲五| 极品人妻少妇av视频| av线在线观看网站| 99久久精品国产亚洲精品| 精品人妻1区二区| 亚洲av男天堂| 国产精品影院久久| 国产97色在线日韩免费| 人人妻,人人澡人人爽秒播| 视频区图区小说| 免费在线观看影片大全网站| 最黄视频免费看| 999久久久国产精品视频| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 成人国产一区最新在线观看| 日韩一卡2卡3卡4卡2021年| 午夜精品国产一区二区电影| 欧美人与性动交α欧美精品济南到| 久久久久久久大尺度免费视频| 成人手机av| 国产无遮挡羞羞视频在线观看| 啪啪无遮挡十八禁网站| 99国产精品一区二区三区| 精品久久久久久久毛片微露脸 | 自线自在国产av| 一区二区av电影网| 丝瓜视频免费看黄片| 国产极品粉嫩免费观看在线| 亚洲专区中文字幕在线| 18禁黄网站禁片午夜丰满| 男人舔女人的私密视频| 久9热在线精品视频| 欧美日韩亚洲高清精品| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 老司机靠b影院| 久久九九热精品免费| 999精品在线视频| 69精品国产乱码久久久| 国产高清视频在线播放一区 | 欧美亚洲日本最大视频资源| 波多野结衣一区麻豆| 纯流量卡能插随身wifi吗| 一区二区av电影网| 日本五十路高清| 少妇的丰满在线观看| 美女午夜性视频免费| 熟女少妇亚洲综合色aaa.| 日本黄色日本黄色录像| 男人爽女人下面视频在线观看| 免费观看a级毛片全部| 啦啦啦免费观看视频1| 精品少妇久久久久久888优播| 亚洲欧美一区二区三区黑人| 黄色 视频免费看| 中文精品一卡2卡3卡4更新| 久久久久精品人妻al黑| 国产老妇伦熟女老妇高清| 午夜精品久久久久久毛片777| 欧美在线黄色| 亚洲精品久久午夜乱码| 99国产精品一区二区蜜桃av | 一边摸一边抽搐一进一出视频| 久久香蕉激情| 精品一品国产午夜福利视频| 美女福利国产在线| 视频在线观看一区二区三区| 新久久久久国产一级毛片| 丰满迷人的少妇在线观看| 少妇裸体淫交视频免费看高清 | a在线观看视频网站| 涩涩av久久男人的天堂| 黄片播放在线免费| 国产免费福利视频在线观看| 999精品在线视频| 一级片'在线观看视频| 老汉色av国产亚洲站长工具| 老熟妇乱子伦视频在线观看 | 性色av一级| 精品久久蜜臀av无| 黄色视频不卡| 丝袜脚勾引网站| 99久久国产精品久久久| 亚洲视频免费观看视频| 夜夜骑夜夜射夜夜干| 亚洲五月婷婷丁香| 波多野结衣av一区二区av| 精品少妇久久久久久888优播| 永久免费av网站大全| 自线自在国产av| 国产人伦9x9x在线观看| 成在线人永久免费视频| 妹子高潮喷水视频| 大片电影免费在线观看免费| 久久久国产精品麻豆| 一边摸一边做爽爽视频免费| 女人精品久久久久毛片| 十八禁网站网址无遮挡| 国产精品99久久99久久久不卡| 极品人妻少妇av视频| 深夜精品福利| 亚洲国产精品成人久久小说| 国产一区二区在线观看av| 欧美激情 高清一区二区三区| 欧美性长视频在线观看| 日本一区二区免费在线视频| 亚洲视频免费观看视频| 免费在线观看视频国产中文字幕亚洲 | 五月天丁香电影| 最黄视频免费看| 日韩欧美一区二区三区在线观看 | 色综合欧美亚洲国产小说| 国产精品.久久久| 亚洲熟女毛片儿| 777米奇影视久久| 色94色欧美一区二区| 久久久精品区二区三区| 中文精品一卡2卡3卡4更新| 色94色欧美一区二区| 亚洲精品在线美女| 久久久国产一区二区| 免费高清在线观看日韩| 亚洲精品国产区一区二| 人妻久久中文字幕网| 成人亚洲精品一区在线观看| 久久久精品区二区三区| 国产男女内射视频| 最近中文字幕2019免费版| 每晚都被弄得嗷嗷叫到高潮| 欧美中文综合在线视频| 丝袜美腿诱惑在线| 久久久久久人人人人人| 高清在线国产一区| 亚洲欧美精品自产自拍| 亚洲 国产 在线| 黄片播放在线免费| 电影成人av|