中国技术创新对经济增长贡献的实证分析

1、中国技术创新对经济增长贡献的实证分析2011年12月(第25卷第12期)中国经济革幕圣瞬譬程Dec.2011EastChinaEconomicManagement(Vo1.25,No.12)【DOI】10.3969/j.issn.10075097.2011.12.011中国技术创新对经济增长贡献的实证分析郭炬(1.福建信息职业技术学院,福建福州350003;2.福州大学管理学院,福建福州350002)摘要】学术界普遍认为技术创新是经济增长的助推器,发动机,但经济增长有多大程度归因于技术创新,技术创新的指标如何评价目前仍无定论.本文从R&D人员和R&D经费投入及专利申请的角度对技

2、术创新进行研究,运用理论模型阐述劳动力,资本,技术创新之间的相互关系,并在实证中通过ECM模型加以证明.关键词技术创新;经济增长;ECM模型中图分类号F120文献标志码A文章编号1007-5097(2011)12Oo46r_.03AnEmpiricalAnalysisofTheImpactofTechnologicalInnovationsonEconomicGrowthinChinaGUOJu(1.FujianPolytechnicofInformationTechnology,Fuzhou350003,China;2.SchoolofManagement,FuzhouUniversity,

3、Fuzhou350002,China1Abstract:Academicsgenerallyagreethattechnologicalinnovationistheboosterandengineofeconomicgrowth.However,howmuchtheextentofeconomicgrowthattributabletotechnologicalinnovationandhowtoindicatetechnologicalinnovation.thecurrentremainedopen.Inthispaper.R&DpersonnelandR&Dinputo

4、ffundsandpatentapplicationspointofviewoftechnologicalinnovationresearch,theuseoftheoreticalmodelselaborated,therelationshipbetweenlabor,capitalandtechnologicalinnovation.andadoptECMoftheempiricalmodeltoprove.Keywords:technologicalinnovation;economicgrowth;ECM一,研究回顾在20世纪8O年代之前,Davis,North,Rothwell,Ro

5、bertson,Utterback,Kline,Rosenberg,Nelson,Levill等关于创新的研究主要集中在技术创新和制度创新领域.国内的傅家骥在研究中曾得出技术创新是影响产业升级的核心因素,并认为国家高质量经济增长的过程,正是技术创新效应持续发挥的过程.张慧琳的技术创新与制度创新对经济发展的重要作用论述了技术创新是经济发展和社会进步的决定性因素,制度创新通过对技术进步的作用间接影响经济进步.耿林在创新,结构变迁与经济增长一文中得出了创新导致经济结构变迁,继而实现经济发展的结论.赵海勇等人的技术创新与经济可持续发展初探讨论了技术创新是经济可持续发展的必要条件,以及在我国经济可持续发

6、展中的地位.但在实证领域,研究成果较少.其中,在对技术创新指标的研究中,顾晓安等认为,国家的技术创新可以通过投入,专利数以及发明专利占所有专利比例得以表现.但刘钢等人认为,选取R&D人员和R&D经费作为测度的指标是合适的.而对于经济增长的影响,祝延霞,陈忠卫概括为劳动力,资本以及技术进步三个要素.其中,R&D人员和R&D经费投入做为指标已经形成共识,但对于专利数量这一指标存在分歧.实践中,专利申请和专利的扩散对经济的影响是不同的.专利申请可以作为投入要素,而专利的扩散可以做为产出要素.专利申请数量代表了组织或个人为保护创新活动所支付的成本,是技术扩散的基础,也是

7、技术创新必不可少的一部分.二,理论模型的建立根据罗伯特?索洛的新古典增长模型y(f)=F(K(L(),A()其中,Y代表总产出,K代表总资本,L代表总劳动量,A代表技术进步,由于技术创新是技术进步的基础,本文中用技术创新代替技术进步.并假定产出函数是拟凹的,关于K,L是一次齐次的,K和L的不变报酬可以满足经济实现内生增长,并假设产出函数二阶可微,其一阶导数大于零,二阶导数小于零,另外,当生产要素投入趋于0时,一阶导数的极限无穷大,当生产要素的投入趋于无穷大时,一阶导数收稿日期201l一10_1基金项目福建省教育厅社科基金项目闽台技术合作研究(JA11343S)作者简介郭炬(1973一),男,天

8、津人,讲师,博士生,研究方向:技术经济及管理.-46-的极限等于0,即满足稻田条件.丽aY(t)+or(t)(1)其中字母上面带点的表示该变量对时间的导数.如Y(t1_华该式两边同时除以v(t)可将其改写为()K(t)OY(t)().L(f)OY(t)L(t)v(t)Y(t)aK(t)n(t)Y(t)OL(t)L(t)A(f)OY(t)A(t)r.Y(t)()A(t)A(t)=HRD(t)INRD(t)PA(t)(3)其中,HRD代表R&D人员数量,INRD代表R&D资金投入总量,PA代表专利申请数量.由(2),(3)式联立,得(f)K(t)OY(t)R().L()OY(t)L

9、(t)Y(t)Y(t)OK(t)K(t).Y(t)OL(t)L(t)HRD(t)OY(t)H_RD(t)Y(O8HRD(t)HRD(t).INRD(t)OY(t)INRD(t)Y(t)alNRD(t)INRD(t).(f)OY(t)户A(f)Y(t)aPA(t)PA(t)设a(f)=丽OY(t)为资本的产出弹性,a(f)=丽OY(t)为劳动的产出弹性,一aHRD(t)为R&D人员的产陛,口,一万一刀K&u八贝亡廿弹旺aINRD)一筹aIN盟RD(t)为R&.投入的产出弹性,.)=两一刀上t&u仪八削广出弹任一为铡申请的产蝉性.由(4)式得到+a+a一丽两即:In

10、Y(t)=o+llnK(t)+2InL(t)+3lnHRD(t)+4InINRD(t)+lnPA(f)+e()(6)三,实证分析(一)数据的选取杨德林等认为中国技术创新的学术研究开始于1989年.因此为了更好地研究中国技术创新活动对经济的影响,本文选取的样本为19892010年间的数据.本文选择采用R&D投入资金,R&D人员数量和专利数量作为技术创新的表现指标.用全社会固定资产投资代表资本投入,用从业人员代表劳动力投入.(二)平稳性检验由于采用时间序列数据进行分析,根据Granger和Newbold(1974)的研究,使用带有随机趋势的非平稳数据进行估计时会引起伪回归问题,首先

11、,截距和斜率的最小二乘估计量不是一致估计量;其次,当假设成立时传统的检验统计量如t统计量,F统计量不再服从t分布和F分布,相应地临界值也不再适用;第三,用来检验序列相关的DurbinWatson统计量随着样本的增大收敛于0.因此在进行分析之前,首先对每个变量序列进行单位根检验.表1变量平稳性检验结果ADF临界值检验形式单整变量ADF值(5%)(C,T,N)阶数lnGDP2.1351801.974O28(O,O,o)2GDP一O.685338-1.96017l(0,0,1)l21nGDP-2.O2O267一1.961409(0,0,2)0lnLAR1.7085291.97O978(o,0,0)2

12、lnIJAR-1,592929一196Ol71(0,o,1)12lnLAR8.6282141.961409(O,O,2)0lnK1:7855931.970978(oo,o)21nK1.246736一1.97O978(0,0,1)lzlnK3.5843881.974O28(o,0,2)OlnPA1O.27225一1.95907l(0,0,0)2lnPA一O.6114251.970978(0,0,1)llnPA-4.015136一1.964418(00,2)O注:C,T,N分别代表检验中是否带有常数项,时间趋势项及滞后阶数,滞后阶数的选择为AIC最小化原则,采用Eviews6.0软件计算.由(6)

13、式估计得InV(t)一一7.845321+O.723695lnK(t)+1.467867lnL(t)+0.185476InHRD(f)+0.463742InINRD(t)一O.668052lnPA(t1(7)(三)协整检验1.ADF检验由表1可知,各个变量均是二阶单整变量,各个变量的二阶差分均是平稳的,所以各个变量之间可能存在协整关系,因此要进行协整检验.对残差进行单位根检验.MacK.innon(1991)通过模拟试验得到了不同变量协整检验的临界值.表2多变量协整检验ADF临界值样本变量数3显着性水平变量数4显着性水平变量数6显着性水平容量O.OlO.050.10.010.05O.10.01

14、O.O5Ol25一4.92-4.13.7l-5.43-4.56-4.156I365.414.9650_4.59-3.92-3.585.O24.323.98-5.78-5.05-4.69l0o-4.44-3.83-3.51-4.834.2l一3.89-5.5l一4.884.56oc_4.33.743.45-4.65.1-3.81--4.42对于21个样本6个变量的ADF检验,其残差值为一3.97,大于ADF临界值(5%)一5.41,表明lnGDP,InLAR,InK,lnPA,lnHRD,lnlNRD之间有可能不存在稳定的协整关系,因此,有必要再进行JJ检验.-47-2.JJ检验

15、结果表明,在5%显着性水平下,拒绝原假设Ha一4而不拒绝原假设H40:r=5,表明至少有4个协整向量3nGDP,InLAR,InK,lnPA,lnHRD,InlNRD之间存在长期,均衡的稳定关系.表3JJ检验结果原假设协特征值迹统计量5%临界值最大特征5%水平整向量数值统计量临界值r=00.999718303.547683.93712147.14736.63019r10.972487156.400660.0614l64.6756130.43961r20.87224279.2765140.1749339.O948O24.35921r30.745224401817024.2759625.98003

16、l7.79730r40.51481514.2016712.32O9O13.7412611.22480r50.0239410.4604164.1299060.4604164.129906(四)序列相关性检验对残差进行LM检验,检验结果不能拒绝原假设,表明残差不存在序列相关.表4LM检验结果F-statisticO.533092Prob.F(2,I3)0.5991Prob.ObsRsquared1.5917520.4512ChiSquare(2)(五)误差修正模型(ECM)Grange表述定理认为,如果变量x与Y是协整的,则它们问的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述:y,一lagged(Ay

17、,z)一,_j=,O<,l<1式中,/2,l是非均衡误差项或者说成是长期均衡偏差项,是短期调整参数.假定各变量具有如下形式的短期非均衡关系:,nYt=flo+illInK+fi2lnL+f13InHRDt+f14InINRDt+5ln,+/96in一1+/97lnL1+/98lnHRD1+/99InINRD1-l10lnPA卜l+finInK,2+/gtlnL2+/913InHRD2+/914inINRDf2+/915lnPA2+/dYt1+2y,一2+(8)据此建立误差修正模型(ECM)f9)lnYt:一2InYt一1+1AInK+/92AInLf+/gzAInHRDt+fl4a

18、InINRDt+85lnPA-fl6AInK1一fl7AlnL18InHRDf一19AInINRD1一fl,oAlnPAf一12(1ny,一ld0一1lnKl2InL1一a3InHRDl4lnDl5inPA卜1)+其中,=1一1一/12,ao=/9o/,o/1一(l+BIG/911)/;,0/2=(/92+f17+/912)/,Ot3=(/93+g8+13)/,d4=(g4+14)/,a5一(5-/10+15)/ecru卜l=(1ny,一l一()1InK,一l2lnLl-o3InHRDl一4InINRD15In尸A1)回归分析得到.-48-lnY,一-0.4351AinY11.2058AInK

19、,-16.78865lnL,一0.8742inHRD,+0.8586AInlNRD4-0.1022AInPA,+0.3311AInl+0.2640AInL1-1.3528AInHRD,l+O.4690AInINRD,1+1.8588AInPA14-1.2385(1nY,_l+209.21101.3310inKt120.2438lnL,_l-2.5055InHRD,_l+O.2582InINRD1+2.4372lnf,1)(10)(六)结论分析实证表明,lnY(t),lnK(t),lnL(t),lnHRD(t),InlNRD(t)和3nPA(t)之间存在长期均衡关系.3.由(7)式可得lnY(t

20、)关于InKft)的长期弹性为0.723695,3nY(t)关于3nL(t)的长期弹性为1.467867,lnY(t)关于3nHRD(t)的长期弹性为0.185476,lnY(t)关于lnINRD(t)的长期弹性为0.463742,3nY(t)lnPA(t)关于的长期弹性为一0.668052.其中,劳动力因素对GDP的影响最大.劳动力每上升1个百分点,经济增长1.467867.其次是资本对经济增长的影响,资本投入每上升3个百分点,经济增长0.723695个百分点.在技术创新目标中,R&D资金投入表现最好,R&D资金投入每增加1个百分点,经济增长0.463742.而R&D

21、人员数量,每增加3个百分点,经济增长0.185476.而专利申请的长期弹性为负,表明对经济有负作用.专利申请每增加1个百分点,经济总量减少0.668052.一个可能的原因是专利申请中包含国外自然人与法人的申请,在对专利的授权与使用时,要么技术扩散不利,要么其授权与使用在国外进行,而对国内市场形成竞争.从长期均衡模型可以看m,我国的经济增长即不是以技术创新也不是以资本做为主要的经济拉动力量,而是以劳动力为主,技术创新对经济的促进作用没有显现出来.一方面是因为知识产权有关的法律法规并不健全,一方面是因为技术扩散的措施不利.2.由(10)式可得3nY(t)关于InK(t)的短期弹性为一1.2058,

22、lnY(t)关于lnL(t)的短期弹性为一36.7887,lnY(t)关于lnHRD(t1的短期弹性为一O.8742,lnY(t)关于lnlNRD(t1的短期弹性为0.8586,lnY(t)关于lnPA(t)的短期弹性为0.1022.说明当期劳动力每下降1个百分点,经济增长16.7887,而资本对经济增长的影响,资本投入每上升1个百分点,经济增长一3.2058个百分点.在技术创新目标中,R&D资金投入每增加1个百分点,经济增长O.8586.而R&D人员数量,每增加1个百分点,经济增长一O.8742.专利申请每增加3个百分点,经济总量增加0.1022.从短期均衡模型可以看出,劳动

23、力要素投入不再是主要的经济增长拉动力量,也反映劳动力市场层次差别较大.而短期资本投入对经济增长产生负作用,说明资本的有效利用率低下,不能否认存在过度与重复投资问题.R&D资金投入对经济增长的影响与长期均衡差距不大,表明R&D资金是积极有效的.R&D人员数量与经济增长呈反向变化,反映出目前R&D人员水平良莠不齐,素质不高的特点.专利申请数量对经济增长起积极作用,说明我国企业对专利由忽视转向重视的态度.3.误差修正项的系数为=-1.2385,反映出偏离长期均衡的调整力度大小是1.2385.当短期波动偏离长期均衡时,将以f1.2385)的捌整力度将非均衡状态拉回到均衡

24、状态.即每年发生的资本,劳动力,R&D人员数量,(下转第56页)查等方面的国际合作,加强监控,共同打击逃税和避税,防范税收流失31.(五)积极营造提供外贸出口代理服务的第三方电子商务平台电子商务产业的发展壮大,不仅需要专业化的电子商务企业,而且需要产业上下游的配套服务业群体为其保驾护航,其中包括信息平台,交易平台,信誉评级,行业媒体,咨询机构,会展服务商,融资促进平台以及灾难备份等服务商,集成了贸易全流程服务各个环节的第三方电子商务平台将是未来电子商务平台发展的主流.(六)发展现代物流从我国的实际情况出发,国家可设立权威的物流管理机构,对我国未来物流发展方向,速度,政策,设施等进行系统

25、的研究,统筹解决港口,码头,铁路,公路,水运,航空站点,枢纽的部门分割和政策性问题.整合物流资源,加强物流业信息化,网络化建设,建设与国际电子商务相配套的新的物流体系.大中城市应规划建立集物流,商流,信息流于一体的新型物流配送中心,减少仓储运输企业的散乱现象.此外,还要做好企业内部的改革工作,包括物流业务流程的统一,单证的规范和统一,尽可能符合国际惯例,与国际物流接轨,以适应外贸电子商务的发展要求.(七)提高中小企业开展电子商务的能力国际电子商务实际上为广大中小企业提供了一个参与全球供应链竞争的机会.通过国际电子商务,中小企业可以发挥小而精的产品经营优势,改善企业适应国际市场变化和参与国际竞争

26、的能力.建议普通企业可以使用lntemet网络开展业务,而信息化程度高,条件好的企业则可以采用EDI专用网络,按照标准化格式传输交易数据,能获得更高的效率.企业内部也要逐步信息化,将企业的内部网络与Internet联结起来,实现信息的共享.(八)电子商务人才的培养为了加大互联网,电子商务等新兴产业人才培养力度,有关高校可从本科教育人手,积极申报与战略性新兴产业发展人才需求相关的新专业,加速教学内容,课程体系,教学方法和管理体制与运行机制的改革和创新,积极培养战略性新兴产业相关专业的人才,满足国家战略性新兴产业发展对高素质人才的迫切需求.电子商务把科学和技术融为一体,和传统的交易方式相比,电子商务更适合低碳经济的发展要求,符合低碳经济的发展理念.参考文献1吴宗祥.国际商会eUCP条文逐条解读J.对外经贸实务,2