技术创新与我国经济增长之间关系的实证研究
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技术创新推动区域经济发展动力研究[摘要]技术创新是促进经济增长的源泉。
在区域经济视角下研究企业技术创新,通过政府和企业联动,改善促进技术创新因素作用的效率,加快技术创新;同时,技术创新带来较高劳动生产率、提高产品价值,促进经济的增长,这是寻求技术创新与经济持续循环上升的新道路。
[关键词]技术创新区域经济发展动力因素所谓经济增长,是指一个国家或一个地区在一定时期内的国民产出(包括商品和劳务)的增加或人均生产水平的提高。
我们一般用国民生产总值(gdp)的发展水平来衡量地区经济的发展。
技术创新推动经济发展这一理论,在国内外已经多位经济学者证实。
在区域性经济的实证分析方面,李红松、田益祥(2003)对我国东、中、西部地区的科技对经济增长的贡献率进行了测算比较。
冯敏(2006),郑杰(2006)等人也分别对省市的科技进步与经济增长关系进行了实证分析。
一、生产函数模型生产函数是用数学函数表达式的形式来体现劳动生产过程中,各生产要素与经济效益可能的最大产出量之间关系的,目前常用的是(柯布—道格拉斯模型);即:y=f(a,k,l, , ,)c—d生产函数模型表示为:式中:y为经济效益产量(gdp);a为效率参数,具体反映了广义技术进步的全要素生产率(外生变量)。
k表示资本投入量,体现为固定资产投资总额;l表示劳动力投入量,体现为从业人员数量。
其中全要素生产率a是可变的,它是由科研机构数量、科技技术投入、技术产出等各变量所确定的外生变量函数。
对c—d(柯布—道格拉斯)生产函数两边取对数,得到:(1)全要素a可以表示成各技术、科研要素的函数。
(2)将(2)式代入(1)式可得:(3)在实际社会经济中x1、x2、x3……我们通过以下几个这要因素来描述:x1高新技术引进支出,反映高新技术投入对区域经济增长的影响;x2内部科技活动的支出,反映区域内部科研投入对经济发展的影响;x3从事科技劳动的人员数量,表示科研中的劳动投入;x4科研机构的数量,反映了该地区从事高新技术产业研究的专业机构数量;x5专利产出数量,它一定程度上反映了科研成果的产出量。
2012年12月内蒙古科技与经济December2012 第23期总第273期Inner M o ngo lia Science T echnolo gy&Economy N o.23T o tal N o.273F DI与经济增长关系的实证研究文献综述姜 颖(内蒙古大学经济管理学院,内蒙古呼和浩特 010051) 摘 要:综述了F DI与经济增长关系的实证研究文献,对内蒙古如何高效率引进F DI有一定参考意义。
关键词:对外开放;F DI;经济增长;GDP;模型;贡献率 中图分类号:F061.5(226) 文献标识码:A 文章编号:1007—6921(2012)23—0005—02 从1979年~2010年底,中国实际利用外商投资(F DI)10483.81亿美元,F DI成为推动中国经济发展的重要因素。
20世纪80年代初,我国的经济发展相对落后、经济环境较为封闭、资本匮乏、技术管理水平较低,在改革开放的指导方针下,我国积极引进FDI,一方面吸引外国大量资本流入,对我国的产业发展起到了极大的促进作用;另一方面获得国外先进的知识和技术外溢,为我国的产业创新提供了新的思路。
FDI在我国对外开放的进程中起到了至关重要的作用,对我国地区经济的发展起到了极大的推动作用。
1 以地区为背景进行研究的情况随着中国对外开放步伐的加快,各地区都积极响应,部分地区制定优惠政策以吸引外商投资。
因此,一些学者开始研究FDI对地区经济增长是否有贡献。
曾国平、祝伽伽(2008)对重庆市F DI和其经济增长进行实证研究,通过建立FDI与描述重庆市经济增长的指标GDP之间相互关系的数学模型进行分析,随后运用Jo hansen最大似然估计方法对二者之间的长期稳定性进行检验,最后运用Granger因果检验对F DI与重庆市GDP之间的因果关系进行检验,得出的结论是:重庆市F DI与经济增长之间存在长期稳定的协整关系,F DI对重庆市GDP的贡献率为16.72%,而经济增长在短期内对F DI没有显著的促进作用。
报告中的实证研究结果的经济意义解释导言:报告中的实证研究结果,即基于事实数据所得出的结论,对于经济学家、决策者以及社会各界人士来说,具有重要的经济意义。
本文将通过解析报告中的实证研究结果,对其经济意义进行详细的论述。
以下是本文将要展开论述的六个标题。
一、消费与收入之间的关系消费与收入之间的关系是经济领域中一个重要的研究课题。
报告的实证研究结果显示,消费与收入之间存在着正向的相关性,即收入增加会促使消费的增加。
这一研究结果具有重要的经济意义。
首先,对于个人而言,收入的增加意味着其消费能力的提升,从而改善生活质量。
其次,对于经济增长而言,消费的增加是拉动经济增长的重要动力之一。
因此,通过深入研究消费与收入之间的关系,可以更好地为个人决策者和宏观经济政策制定者提供可靠的依据。
二、教育与经济增长之间的关联报告中的实证研究结果指出,教育与经济增长之间存在着密切的关联。
这一研究结果的经济意义在于,教育被认为是创造和吸收知识的主要途径,对于提高劳动者素质、促进技术创新以及推动经济增长具有至关重要的作用。
因此,通过深入研究教育与经济增长之间的关联,可以更好地引导教育政策的制定,从而为经济发展提供更加可持续的动力。
三、外商直接投资对国内经济的影响报告中的实证研究结果显示,外商直接投资(FDI)对国内经济有着积极的影响。
这一研究结果的经济意义在于,外商直接投资不仅可以促进资源的高效配置和国际分工,还可以引进外部技术和管理经验,提升国内生产力,从而推动经济的发展。
同时,外商直接投资还可以促进国内企业的技术创新和产业升级,提高企业竞争力。
因此,通过深入研究外商直接投资对国内经济的影响,可以更好地引导外商投资政策的制定,为国内经济发展提供更加有效的支持。
四、科技创新对经济增长的作用报告中的实证研究结果表明,科技创新对经济增长具有重要的作用。
这一研究结果的经济意义在于,科技创新被认为是推动经济增长的核心驱动力。
科技创新可以提高生产力和产出水平,促进产业升级和结构优化,从而推动经济的可持续发展。
我国科教投入对经济增长贡献率实证分析:1979-2006(2)1我国科教投入对经济增长贡献率实证分析1979-2006 刘拓哈尔滨工程大学经济管理学院,哈尔滨(150001)摘要:基于互谱分析方法,分别计算了改革开放以来(1979年-2006年)中国国家财政科技投入与教育投入对我国经济增长贡献率。
研究结果表明:改革开放以来,中国国家科技投入与教育投入对我国经济增长的贡献率分别为121>.66%和12.97%。
关键词: 互谱分析;科教投入;经济增长;贡献率中图分类号: F224.9 文献标识码:A 随着经济全球化的发展和知识经济的到来,知识在经济社会发展中的作用日益突出。
科技和教育成为知识创新、传播和应用中的两个核心,对经济和社会发展的贡献作用正在逐步加大。
科技是第一生产力,科技投入是科技进步的物质基础和前提,是经济增长的原动力。
教育投入是人力资本投资的主渠道,能够提高资本的利用效率,是经济增长的动力源。
如何科学测算科技投入和教育投入对我国经济增长的贡献率一直是经济学研究的重要课题。
国内学者多采用时间序列的时域分析方法,如格兰杰因果检验、协整、广义差分回归分析、误差修正模型等。
由于研究角度、方法和对象以及研究时间跨度的不同,因而相关研[1-2]究得出的结论也不尽相同,这些成果为本文研究提供了良好的基础。
时间序列谱分析方法从频域角度提供了另外一种研究科教投入对我国经济增长贡献率的有力工具。
与时域分析方法相比,时间序列谱分析方法具有以下优点:(1)谱分析方法具有深厚理论基础和严密逻辑,其计算、判断过程具有具体标准,可减少分析者的判断的主观性;(2)谱分析方法不损失样本点,所有数据都参与方程估计,包含了时间序列特征的全部[3]信息。
因此在时间序列分析与贡献率测量方面,具有其他方法所无法替代的优势。
本文根据互谱分析原理,采用时间序列谱分析中的互谱分析方法,计算改革开放以来(1979年-2006年)国家财政科技投入和教育投入对中国经济增长的贡献率。
技术进步与制度创新对贵州省经济发展影响的实证研究【摘要】技术进步与制度创新是促进经济增长的重要因素。
在简要介绍技术进步与制度创新对经济增长内生作用的理论依据的同时,在定量分析的基础上得出自1978-2005年近30年来技术进步与制度创新对贵州省经济增长的贡献率。
【关键词】技术进步;制度创新;经济增长1.引言自改革开放以来,贵州省利用经济社会发展的良好环境,抓住机遇,注重引进人才和技术,并且利用科研院所和大专院校的科研成果,不断促进技术进步,加大科技转化为生产力的力度。
同时,各级政府不断强化服务职能,促进市场开放,加强经济社会发展的引导和监督,创新金融服务,完善各项法律法规,为经济社会发展创造了良好的制度环境。
然而,与全国经济发达省份相比,贵州省的发展水平仍处于落后水平。
技术进步与制度创新能力还有待提高,只有在充分研究技术进步与制度创新对经济增长的互动机制以及贡献程度后,才能够分析导致落后的原因所在,才能够结合当前贵州省的实际情况,抓住经济社会发展的重要战略机遇期,促进贵州省经济社会的长远发展。
贵州省在改革开放30年来,经济取得了巨大的发展。
但是如果按照古典经济学派对经济要素的加总和均衡分析方法,并不能很好的解释贵州省经济发展取得的成绩的内在原因和机理。
在贵州省30年的改革开放过程中,经济社会发展取得的重大成就关键在于贵州省的制度与技术变革,而不仅仅是各种生产要素的简单组合。
在这30年来,社会制度、企业制度与技术都经历了巨大的变革,制度创新和技术创新已经成为推动贵州省经济发展的重要方面。
[1][2]2.技术进步与制度创新对贵州省经济发展影响的实证分析改革开放以来,贵州省经济持续发展,年均增长率达到9%左右,连续20多年保持了经济高速增长的速度,这充分说明了改革开放以来贵州省在技术进步和制度创新方面取得了很大的成就。
对于制度创新和技术进步在经济增长中进行定量研究,在当前技术条件下,很难找到一种权威的方法进行数理统计上的定量计算。
我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究一、本文概述随着全球经济的持续发展和我国改革开放的深入推进,我国产业结构发生了显著变化,逐渐向高级化、服务化、知识化转变。
这种转变不仅反映了我国经济实力的提升,也是适应全球经济发展趋势的必然选择。
然而,产业结构高级化是否以及如何促进经济增长,仍是一个值得深入探讨的问题。
本文旨在通过实证研究,探讨我国产业结构高级化与经济增长之间的关系。
我们将回顾和梳理相关文献,了解产业结构高级化的内涵、演变过程及其与经济增长的理论关系。
我们将利用时间序列数据和面板数据,运用计量经济学方法,对我国产业结构高级化与经济增长的关系进行实证分析。
我们将根据实证结果,提出针对性的政策建议,以推动我国产业结构进一步高级化,促进经济增长。
本文的研究具有重要的理论意义和实践价值。
从理论层面看,本文的研究有助于丰富和完善产业结构与经济增长关系的理论体系,为后续的学术研究提供有益参考。
从实践层面看,本文的研究将为我国政府制定产业政策、优化产业结构、推动经济转型升级提供决策支持。
在接下来的章节中,我们将详细介绍研究方法、数据来源、实证模型以及具体的分析过程,并逐一展示实证结果。
我们希望通过本文的研究,为我国产业结构高级化与经济增长关系的研究提供新的视角和思路。
二、文献综述在经济学领域,产业结构高级化与经济增长之间的关系一直是研究的热点话题。
国内外学者对此进行了广泛而深入的研究,从理论探讨到实证分析,为我们理解两者之间的关系提供了丰富的视角和证据。
早期的研究主要集中在产业结构变迁与经济增长的关联上。
钱纳里和塞尔昆(1989)在其经典著作《发展的型式:1950-1970》中提出了产业结构变迁与经济增长的关联模型,认为产业结构的优化和升级是推动经济增长的重要因素。
罗斯托(1960)在《经济增长的阶段》一书中提出了经济增长的六阶段理论,强调了产业结构在经济增长过程中的关键作用。
随着研究的深入,学者们开始关注产业结构高级化对经济增长的影响机制。
科技创新的空间溢出效应与地区经济增长科技创新的空间溢岀效应与地区经济增长李书(长春理工大学经济管理学院,吉林长春130022)摘要:文章基于2005—2018年各省市年度面板数据和动态空间面板Durbin模型,研究了科技创新对地区经济增长的影响及其空间溢出效应。
实证结果表明:中国地区经济增长存在正的空间自相关性,并且近年来持续增强;科技创新能够有效拉动当地的经济增长,但其空间溢出效应为负,原因在于当地的科技进步伴随着资源分配机制的不协调和科技创新成果的独占性等问题,从而表现出对其他地区经济增长的负向冲击;科技创新的空间溢出效应存在地区差异,东部地区为正,中西部则为负,原因在于中西部地区生产要素不及东部地区丰富,科技创新投入引致的虹吸效应会对其他地区的经济增长造成更大的负面影响。
关键词:科技创新;地区经济增长;空间溢出效应中图分类号:F204文献标识码:A文章编号:1004-292X(2021)06-0025-05Spatial Spillover Effects of Technological Innovation and Regional Economic GrowthLI Shu(School of Economics and Management,Changchun University of Science and Technology,Changchun Jilin130022,China)Abstract:Based on the annual panel data of provinces and cities from2005to2018and the dynamic spatial panel Durbin model, this paper studies the impacts of scientific and technological innovation on regional economic growth and its spatial spillover effects.The empirical results show that:There is a positive spatial autocorrelation in regional economic growth in China,and it has continued to increase in recent years;Scientific and technological innovation can effectively stimulate local economic growth,but its spatial spillover effect is negative,because of the local Technological progress is accompanied by problems such as the incoordination of resource allocation mechanisms and the exclusivity of scientific and technological innovation achievements,which have shown a negative impact on economic growth in other regions;The spatial spillover effects of scientific and technological and innovation have regional differences, and the eastern region is positive.The central and western regions are negative because the production factors in the central and western regions are not as abundant as those in the eastern regions.The siphon effect caused by the investment in scientific and technological innovation will have a greater negative impact on the economic growth of other regions.Key words:Science and technological innovation;Regional economic growth;Spatial spillover effects自1978年改革开放以来,中国经济历经了四十余年的高速增长,1980—2016年间中国经济年均增速为9.7%,创造了世界瞩目的“中国奇迹”。
FDI对我国经济增长影响实证研究外商直接投资(FDI)指跨国公司或外国私人投资者,在一个或数个国家(或地区)通过直接投资建厂,建立原材料生产基地或产品销售市场等实物性资产投资手段,以获得一定收益的行为。
它是一个包含资本、知识技术的复合体。
正是FDI的这一特性使得它对经济增长的影响一直以来都是学者们关注的焦点。
一、文献综述关于FDI与经济增长间关系的研究,我国一些学者认为FDI对GDP的增长起了不可忽视的作用。
胡鞍钢指出据世界银行研究,外资所带来的GDP总量增长率的贡献为0.9个百分点,其贡献率为8.6%,近年来这一贡献率已经超过10%。
姜巍认为FDI对我国经济保持健康稳定的高速增长具有重要的推动作用。
在研究投入要素与经济增长间的关系时,把FDI作为独立的投入要素引入到增长方程中,把固定资产投资来源分为国内投资与国外投资两个部分,然后通过回归估计来检验FDI与经济增长的关系。
研究数据范围为1985~2001年,最后结论是:FDI对我国国民产出的贡献率大约在5%~6%之间,平均贡献率为5.9%。
另一些学者则认为FDI的流入和商品出口对我国最重要的意义并不在于FDI 本身所带来的GDP增长,而是体现在其带来的创造就业和技术外溢等方面。
理由是外资在我国投资构成中一直都在1/3以下,而净出口始终维持在GDP约2%~3%的水平,因此从粗略定量的角度可以认为我国经济增长是内需主导的形式。
还有一些学者通过不同的经济增长模型对FDI与GDP的关系做了研究。
赵晋平认为“FDI带来大量资本,弥补国内资本短缺,我国经济增长率中2%~3%应当归功于外资贡献”,并用计量分析的方法假定GDP与FDI间存在如下关系:LN(GDP)=α×LN(FDI)+β。
假定FDI是资本要素投入的一部分,其他要素包括劳动要素投入的影响集中反映在常数项中,而且主要是劳动要素的影响。
由此可得出结论,我国劳动要素价格低廉,劳动密集型产业发展对总支出增长贡献率较大,FDI对经济贡献率保持在3%左右。
第25卷第4a(总第116期)V01.25No.4(SUMNo.116)机械管理开发MECHANICALMANAGEMENTANDDEVELOPMENT
2010年8月Aug.2010
技术创新与我国经济增长之间关系的实证研究木田新翠,吕月英,史竹琴(太原科技大学经济与管理学院,山西太原030024)【摘要】创新与技术进步作为经济增长的第一推动力,为人类创造了大量财富,促进了全球经济的繁荣。测度科技创新对经济增长的贡献一直是计量经济学家们工作内容之一。那么技术创新对经济增长的贡献到底有多大,文章利用计量经济学的方法一协和检验与向量误差修正模型,选取R&D投入水平作为研究科技创新活动水平的代表指标,选取国内生产总值GDP作为经济增长的代表指标对中国经济增长进行实证分析。从而得出加大科技创新投入的力度是合理的,同时,测算出的影响度也为政府进行宏观调控提供了数据参考。【关键词】技术创新;R&D投入水平;协和检验;向量误差修正模型;经济增长【中图分类号】F273.1【文献标识码】B【文章编号】1003—773x(2010)04—0130—03
0引言经济增长是一个国家永远追求的目标,关系着整个经济和社会的发展。20世纪80年代以来,以罗默和卢卡斯为代表的一批经济学家在对新古典经济增长理论重新思考的基础上,提出了新经济增长理论,将技术进步作为系统的内生变量,从生产率和技术进步方面研究经济增长,把当今世界的经济增长归结为来自知识和人力资本的增长,认为技术因素成为经济增长的决定因素。随着我国知识经济的兴起,技术因素在经济增长中的作用也日益显著,而科技投入水平的高低影响着技术的发展,科技投人已经成为决定我国经济增长的重要因素。1我国科技创新投入情况分析近年来,我国科技水平迅速发展,科技投入逐年加大,技术因素在经济增长中的贡献越来越大,促进了经济由粗放型增长向集约化的转变。但科技投入的运行情况仍有一些不足之处。从科技经费筹集和使用情况看:1987~2004年间科技经费筹集额增长了6.04倍,科技经费使用额增长了5.95倍,投入总量呈逐年稳步增长之势,但中间略有波折,1996年和1998年科技经费筹集和使用额增长率都有比较明显的下降,而2000年则有较大幅度的增长,分别达到2346.68亿元和2050.25亿元。同时,国内生产总值(GDP)增长了9.81倍,均低于同期科技经费筹集和使用额的增长;从研发经费(R&D)投人情况看,研发(R&D)活动是科技活动的核心,关系到一个国家和地区国际竞争力并进而影响经济增长。1987—2004年间,全国研发经费投入总体上呈上升趋势,总量不断增加,从74.0亿元上升到1966.6亿元,上升了25.58倍,低于科技经费投人,但高于同期的GDP增长。根据国际惯例,R&D经费增长率应高于GDP增长率,这样科技发展的后劲才能得到不断加强。由于我国R&D经费投入的基数小,投入经费的绝对值与发达国家相比差距还很大,2000年的R&D经费投入仅占美国同期的4.74%,应该进一步增大投入力度。同时R&D经费的投入与GDP的比值也显示出先抑后扬的趋势,近年来逐渐增大,2001年达到1.23%,有着良好的发展态势。但还远远低于发达国家水平,根据《洛桑报告》,2000年该指标最高的是瑞典为3.78%,美国为2.68%,日本为3.12%,韩国为2.65%,表明我国的科技投入强度还需要加强。2科学技术创新对经济增长的传导机制经济的持续增长依赖于总供给曲线和总需求曲线的不断右移,而这正是由于不断的技术创新。技术创新之所以能成为推动经济增长的动力和源泉,就在于技术创新即创造了持续的供给,也创造了持续的需求。虽然从表面上看,社会产品的增加是由于投资而产生的,但是如果没有技术创新的出现,那么投资的动力就会由于社会生产的饱和而消亡。正是由于技术创新的不断涌现,才使得社会具有持续不竭的投资需求。技术创新的作用,不同于对现有生产力的扩大投资而引起资本增加的作用,技术创新使经济增长的内容和环境发生了不可逆转的变化,其创造的供给和需求是持续性的,因此技术创新对经济增长的总用时持续的。不断的技术创新将会使总供给曲线和总需求曲线不断右移,从而推动经济持续的增长胆,。3构建模型与实证检验3.1数据的选取所有数据均来源于《中国统计年鉴》,本文选取样本区间为1987~2007年的年度数据。以国内生产总值(GDP)和科研经费投入(1(YJF)为变量来分析科技创新与我国经济增长之间的长期关系。由于所有国内生产总值GDP数据只有名义价格数据,而无实际价格数据,于是可以将各年的GDP数值都除以当年的可比消费价格指数得到实际价格的国内生产总值(SGDP)。另外反映科技创新的指标有很多,在这里,我们仅用科
研经费投入这一指标来代表,科研经费R&D数据(KYJF)也以名义数据除以当年的可比消费价格指数得到实际科研经费(SKYJF),为了消除变量之间的异
收稿日期:2010—05—20项目基金:山西省软科学项目(项目名称:山西金融发展与产业结构调整的关系研究),项目编号:2009041059—04作者简介:田新翠(1977一),女,山西高平市人,讲师,硕士研究生,研究方向:宏观经济分析。
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万方数据第25卷第4期(总第116期)田新翠,等:技术创新与我国经济增长之间关系的实证研究2010年8月方差性,再分别对上述取得的数据取自然对数,从而提高估计的可靠性。因此本文采用SGDP、SKYJF的自然对数形式,分别记作InSGDP、LNSKYJF。本文采用的是计量软件EVIEWS5.0。3.2单整(Integration)检验很多时间序列具有非平稳性的特征,如果事先不考虑时间序列的平稳性而直接对非平稳性数据进行线性回归,很可能会出现“虚假回归”(SpuriousRegres—sion),即变量之间实际上并不存在任何线性关系,但相关的检验又都很显著,从而导致这种回归模型的结果毫无意义。因此,在协整分析之前,我们先对变量进行单位根检验(unitroottest),检验变量是否平衡。单位根检验也就是单整过程。一个非平稳过程,如果经过扣1次差分仍然是非平稳过程。但经过d次差分后成为一个平稳的、可逆的移动平均自回归过程,这样的过程是一个d阶单整过程。只有同阶单整的非平稳时间序列之间才可能存在协整关系(Cointegration)。本文采用的单位根检验方法是ADF(AugmentDikey--Fuller)检验法,检验过程是从带趋势和截矩项模型、带截矩项模型、不带趋势和截矩项模型三种模型逐步进行检验。即该检验是通过以下3个模型完成的:模型1:Ax。=dx川+∑biAx。+ei;模型2:血。:c+出l-l+∑biAx。+el;模型3:Ax。=c+6£+如f_l+∑6j△菇。+巴。模型3中的t是时间变量,代表了时间序列随时间变化的某种趋势。零假设都是H0:d=O,即存在一单位根。实际检验时从模型3开始,然后模型2,模型1。何时检验拒绝零假设,即原序列不在单位根,为平稳序列,何时停止检验。否则,就要继续检验,直到检验完模型1为止。只要其中一个模型检验结果拒绝零假设,就可以认为时间序列是稳定的。否则,就是不稳定的。将lnsgdp、lnskyj进行ADF单位根检验后,我们得出结论见表l:表1时间序列ADF检验变量检验形式f’c,nADF检验值比较临界值是否平稳LnSGDPtt,c,1-2.978744>-3.733200不平稳△LnSGDPt0,0,0-6.400398<一1.964418平稳LnSKYJFt,c,1—2.326434>-3.733200不平稳△h6KYJFc,o。0-3.774711<一3.065585乎稳t:表示趋势项;c:表示截矩项;n:表示滞后变量阶数;表中所有数据显著性概率为5%。资料来源:自制得到。从上表可以看出,SGDP,、SKYJF都是非平稳序列,而其一阶差分序列都是平稳的时间序列。因此,两个变量序列都是一阶单整序列,即为I(1),即二者是同阶单整的。3.3协整(cointe帮ation)检验对变量的协整检验,目前常用且较简便的方法是恩格尔一葛兰杰两步法。第一步:首先建立如下的计量模型:LnSGDP,=届+届LnSKYJFl十以(1)并估计出(1)式的变量之间的长期均衡关系,根据中国1987~2004年的年度数据,使用普通最小二乘法对回归方程式(1)进行估计,可得SGDP与SKYJF的长期均衡关系估计式为:
LnSGDPt=1.064475+0.863280LnSKYJF,
(2)
(1.297432)(6.321805)R2=0.714108DW=2.164865(2)式中时间变量t的原点为1987年,式下括号中的数字为相应参数的t值。根据以上R2值、DW值可以看出,以上回归方程结果良好。第二步:对式(2)的残差序列进行单位根检验。记(2)式回归方程残差为e。。协整关系存在的一个重要条件是协整回归方程的残差序列是平稳的,则变量之间的关系是协整的。反之则不是协整的。所以必须对残差序列的平稳性进行检验。检验方法也采用单位根检验(ADF检验)。检验结果见表2:表2残差序列ADF检验睦量检验形式t,c,nADF检验值比较临界值是否平稳
Iet(O.0。0)-4.385811<一1.962813平稳
表中所有数据显著性概率为5%再由生成的残差序列e。得出的ADF值为一4.385811,
与相应的Engel—yoo临界值一1.962813相比是显著的,所以需拒绝残差序列et中存在单位根的零假设。这表明残差序列e屉平稳序列,为I(O)。这就是说,式(2)给
出的国内生产总值与科研经费变量之间的长期均衡关系是真实的。从式(2)可以看出,科研经费对GDP的影响弹性为0.863280,影响程度是显著的,说明科研经费的投入每增加一个百分点,GDP会增加0.863280个百分点。可见科研经费的投入能有效促进经济增长。3.4误差修正模型(ErrorCorreetionModel)
误差修正模型(ECM)也是由Engle和Ggranger于1987年提出的,是一种具有特定形式的技量经济模型。其基本思想是如果变量之间存在协整关系,则表明这些变量之间存在着长期均衡的关系,而这种长期均衡的关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说大多数经济时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制—误差修正机制一在起作用,防止了长期均衡关系出现较大的误差。得误差修正模型的估计式为:ALnSGDPt=O.161665-1.042552ECM。一l一2.680926
ALNSKYJF.+2.722581ALNSKYJF,一-(o.212013)(一3.682000)卜1.029953)(0.965062)砰=0.623036DW=1.958315