科技創(chuàng)新對四川省經(jīng)濟(jì)增長影響的實證研究

◆夏 意

一、前言

創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的理論在經(jīng)濟(jì)學(xué)界由來已久。熊彼特更被視為“創(chuàng)新理論”的鼻祖。熊彼特（1912）在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中提出技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在這之后，羅默（1986）與盧卡斯（1988）共同發(fā)展了相關(guān)理論，他們研究認(rèn)為知識、科技以及人才的積累對經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)有重要作用。許多西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家也對技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行研究，開拓了人力資本理論。我國相關(guān)的研究人員結(jié)合國內(nèi)具體的國情，也對科技創(chuàng)新的作用進(jìn)行了探究。傅家驥（1988）認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新在提高生產(chǎn)率和創(chuàng)造新興產(chǎn)業(yè)方面起到了主要作用，可通過增加創(chuàng)新流量來提高中國經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。洪名勇（2003）分析發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新伴隨著區(qū)域特征，經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的地區(qū)的科技實力一般較強(qiáng)。張林（2016）對金融發(fā)展與科技創(chuàng)新進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)兩者能夠長期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。以上文獻(xiàn)可以看出，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是關(guān)于四川省科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的研究較少。

許多發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)水平已經(jīng)發(fā)展到一定階段，逐步進(jìn)入了知識驅(qū)動的發(fā)展階段。中國還有很長的一段路要走，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與之還有一定距離。而且中國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也各有不同，東中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在區(qū)域性特征。而四川在全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的西部布局中占據(jù)著重要地位，但是四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與東部地區(qū)依舊有較大差距。

早些年前，西部地區(qū)為了加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度，選擇了依賴消耗自然資源，依靠較低的勞動力成本并扶持重工業(yè)發(fā)展道路，西部地區(qū)的資源與環(huán)境面臨巨大隱患。近年來國家越來越重視環(huán)境與科技，提倡“綠水青山就是金山銀山”的理念，進(jìn)一步表明國家非常重視科技創(chuàng)新的發(fā)展。近些年來，西部地區(qū)也越來越重視科技創(chuàng)新，認(rèn)識到可持續(xù)的高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長要依賴于科技創(chuàng)新，其科技創(chuàng)新投入也逐年增加。根據(jù)《2018 年四川省科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計公報》得到，2018 年四川省科技創(chuàng)新投入總量在全國科技創(chuàng)新投入中排名第8，投入強(qiáng)度在全國各省科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度排第13 名。而根據(jù)《四川統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)分析得到，四川省的GDP 在2004-2018 年間逐年增長，其發(fā)展較為穩(wěn)定。在此背景下研究四川省技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響，對于促進(jìn)全國尤其是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級具有重要的借鑒意義。

鑒于此，本文將利用2004-2018 年四川省科技創(chuàng)新的相關(guān)數(shù)據(jù)，對四川省的經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行研究，并探討科技創(chuàng)新如何影響四川省的經(jīng)濟(jì)。該研究也為其他西部地區(qū)以及全國其他欠發(fā)達(dá)地區(qū)如何實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長提供相關(guān)借鑒經(jīng)驗，為經(jīng)濟(jì)如何實現(xiàn)高質(zhì)量增長提供重要的理論支撐。

二、科技創(chuàng)新對四川省經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析

本文采用EVIEW7.0 軟件進(jìn)行計量分析，分別進(jìn)行了單位根檢驗、協(xié)整檢驗、OLS 回歸分析、異方差檢驗、序列相關(guān)檢驗、格蘭杰因果檢驗，以此評估科技創(chuàng)新對四川省經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取2004—2018 年四川省的GDP 作為該省經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。同時選取2004—2018 年四川省的R&D 的內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出作為科技創(chuàng)新的指標(biāo)，其數(shù)據(jù)來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。并選用2004—2018 年四川省的地方財政的教育支出作為人力資本投入的指標(biāo)，其數(shù)據(jù)來源于《四川統(tǒng)計年鑒》（2005-2019）。

（二）模型設(shè)定

首先觀察相關(guān)數(shù)據(jù)，設(shè)置相關(guān)變量，Yt表示四川省第t 期的GDP，Xt1表示四川省第t 期R&D 投入，Xt2表示第t 期政府教育支出，uit為隨機(jī)擾動項。

為減少異方差，將各變量取對數(shù)，并采用2004-2018 年四川省的相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)做OLS 的模型。設(shè)定模型如下：

（三）單位根檢驗

本文使用單位根檢驗檢驗序列的平穩(wěn)性，以防止回歸分析中可能出現(xiàn)的偽回歸。對于不平穩(wěn)序列，可以通過差分變換使其變成平穩(wěn)的序列。本文分別對lny、lnx1、lnx2 進(jìn)行ADF 單位根檢驗，并經(jīng)過二階差分變換，其結(jié)果如表1 所示，其ADF 值皆小于臨界值，即可得lny、lnx1、lnx2 皆在α=0.01 水平上平穩(wěn)。

表1

（四）協(xié)整檢驗

在單位根檢驗的基礎(chǔ)上，檢查各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文用johansen 協(xié)整檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系，P=0.2311＞0.05,該結(jié)果顯示在0.05 顯著性水平上接受了變量間存在兩個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。因此可以認(rèn)為lny 與lnx1之間存在協(xié)整關(guān)系，即科技創(chuàng)新與四川省經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，即模型設(shè)定正確。

（五）實證結(jié)果

為檢驗科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文對lny、lnx1、lnx2 進(jìn)行OLS 回歸。其中l(wèi)ny 為被解釋變量，lnx1為解釋變量，lnx2 為控制變量。

綜上分析可得該回歸結(jié)果如下：

對上述的回歸結(jié)果的分析可得，模型擬合效果比較好。該模型調(diào)整的可決系數(shù)為0.99671，該結(jié)果表明lny 變化的99.6% 可以由科技投入與教育投入的變化來解釋。在5%的顯著性水平下，F(xiàn) 統(tǒng)計量的臨界值為F0.05（2，12）=3.88，由回歸結(jié)果圖可以得出該回歸模型的線性關(guān)系是顯著成立的。自由度n-k-1=12 的t統(tǒng)計量的臨界值為t0.025（12）=2.179，由此可得lnx1 與lnx2 前面的參數(shù)是顯著異于0 的。

由回歸結(jié)果可得，科技創(chuàng)新投入的產(chǎn)出彈性為0.59。該彈性表明，其他條件不變，科技創(chuàng)新投入增加得越多，經(jīng)濟(jì)增長得越多，由此可見科技創(chuàng)新對四川省的經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著的，并且有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展。

（六）異方差檢驗

本文通過懷特檢驗檢驗該回歸方程的異方差。首先采用圖示法，查看是否存在異方差。由殘差圖可知，殘差在數(shù)值0 周圍上下波動，因此初步觀察沒有異方差。懷特檢驗的原假設(shè)是不存在異方差，檢驗結(jié)果的p 值等于0.9182，顯著大于0.05，即不拒絕原假設(shè)。綜上所述，該回歸模型不存在異方差。

（七）序列相關(guān)檢驗

首先本文進(jìn)行DW 檢驗。由前文可得n=15，k=2，取顯著性水平α=0.05，查表得dl=1.08、du=1.36。由回歸結(jié)果可以得到DW=2.237408，其值在（du,4-du）之間，則該回歸模型不存在序列相關(guān)。

本文再進(jìn)行序列相關(guān)的LM 檢驗。LM 檢驗的原假設(shè)為各變量之間不存在序列相關(guān)，LM 檢驗的P 值為0.6585，大于0.05，結(jié)果顯示不拒絕原假設(shè)。由此可得，該回歸模型不存在序列相關(guān)。

（八）格蘭杰因果檢驗

在5%的顯著性水平下，拒絕了“l(fā)nx1 不是lny 的格蘭杰原因”，沒有拒絕“l(fā)ny 不是lnx 的格蘭杰原因”。由此可以得出，lnx1 是lny 的格蘭杰原因，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的影響。

三、結(jié)論與政策建議

通過上述的研究，本文可以得到重要的結(jié)論——四川省科技創(chuàng)新對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。因此，四川省各地政府應(yīng)當(dāng)重視科技創(chuàng)新，重視科技創(chuàng)新投入。從總體上看，四川省的科技創(chuàng)新投入逐年增加，與此同時經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好。通過OLS 回歸模型，可以得出，科技創(chuàng)新投入有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與增長，并且其效應(yīng)是顯著的。但是各地區(qū)的科技技術(shù)投入仍然差距較大，其中成都市、綿陽市的科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r良好。甘孜市、阿壩州等市的科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度不足，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不足。因此可見，四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展還需要很長的一條路要走，各地區(qū)的發(fā)展不太均衡，需要協(xié)調(diào)各地區(qū)的科技創(chuàng)新以此來促進(jìn)四川省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。