張紹合 賀建林

(廣東商學(xué)院華商學(xué)院,廣東廣州 511300)

國內(nèi)很多學(xué)者對(duì)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進(jìn)行了研究。如史丹、李曉斌 (2004)運(yùn)用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入、企業(yè)制度與企業(yè)規(guī)模等對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響[1];吳曉波、曹體杰 (2005)從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)化、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)高技術(shù)化、協(xié)同環(huán)境建設(shè)三個(gè)方面,闡述了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)兩大產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素[2];祝福云、陳曉墩、劉敏 (2006)采用回歸分析和相關(guān)分析方法,利用跨國數(shù)據(jù)從投入因素、機(jī)制因素以及外部環(huán)境等因素出發(fā),對(duì)影響一國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的機(jī)理進(jìn)行了實(shí)證研究,結(jié)果表明:提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平需要保證R＆D的投入規(guī)模與合理處理R＆D的投入結(jié)構(gòu),加大科技人力資源的投入;需要適宜的金融體系尤其是風(fēng)險(xiǎn)投資的發(fā)展與支持,同時(shí)健康的產(chǎn)業(yè)發(fā)展機(jī)制、人們積極的創(chuàng)業(yè)精神、適宜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)、文化以及教育背景等都是促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的保證[3];彭程甸等對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的地理集中度、湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力進(jìn)行了實(shí)證分析研究[4][5]。

筆者在國內(nèi)現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上,嘗試?yán)煤细咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù),通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來分析探討哪些因素、在多大程度上影響湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。此項(xiàng)研究對(duì)促進(jìn)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展具有重要意義。

一、影響因素分析及其選取

影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素有很多,一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技投入 (包括資金投入和人力資本投入等)、企業(yè)制度與規(guī)模、制度因素、市場因素以及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)政策等對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在不同程度的影響[6]。阿羅 (Arrow,1962)的 “干中學(xué)”模型和羅默(Romer,1990)的引進(jìn)知識(shí)外溢的 “新發(fā)展理論”模型,揭示了經(jīng)濟(jì)發(fā)展可分別由人力資本、R＆D活動(dòng)和技術(shù)進(jìn)步等要素驅(qū)動(dòng)。

1、人力資本因素。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是運(yùn)用科學(xué)知識(shí),創(chuàng)造科技成果,并進(jìn)行轉(zhuǎn)化的產(chǎn)業(yè)。人力資本是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。在此選取高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中從事科技活動(dòng)的人員數(shù)來反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的人力資本因素。

2、R＆D活動(dòng)因素?？茖W(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展活動(dòng)是整個(gè)科技活動(dòng)的核心。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè),科技投入中R＆D活動(dòng)因素是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。在此選取高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中 R＆D活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出來反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R＆D活動(dòng)因素。

3、技術(shù)進(jìn)步因素。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是用當(dāng)代尖端技術(shù)(主要指信息技術(shù)、生物工程和新材料等)生產(chǎn)高新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)群,在技術(shù)方面比傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)先進(jìn)。技術(shù)進(jìn)步因素是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。在此選取專利授權(quán)數(shù)和新產(chǎn)品投入經(jīng)費(fèi)來反映技術(shù)進(jìn)步因素。

4、政府行為因素。發(fā)達(dá)國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)表明,高新技術(shù)在產(chǎn)業(yè)化過程中,需要政府的支持政府行為是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。在此選取高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中政府投入的資金來反映政府行為因素。

通過選取湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù) (見表 1),筆者嘗試通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,對(duì) 1992-2008年期間湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

表1 湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)①

二、實(shí)證分析及結(jié)果

1、數(shù)據(jù)的選取及其說明

湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)分類從 2001年開始在隨后歷年的 《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》中體現(xiàn)出來,若從 2001開始選取數(shù)據(jù),由于樣本數(shù)目較少,用來做實(shí)證分析不夠,而且也不利于反映湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的真實(shí)過程。故筆者選取一些適當(dāng)?shù)奶娲笜?biāo)數(shù)據(jù),具體如下:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的科技活動(dòng)人員的人數(shù)用地方國有、集體企業(yè)中的工程技術(shù)人員的總?cè)藬?shù)來替代,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中 R＆D活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出用科技三項(xiàng)費(fèi)來替代,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中新產(chǎn)品投入經(jīng)費(fèi)用挖潛改造資金來替代,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中政府投入的資金用基本建設(shè)支出替代,這樣處理對(duì)于分析湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響因素是合理的。其中,1992-2000年的湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值已在尹芝友、陳湘純 (2003)發(fā)表的 《湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究》一文中得到[7],其它數(shù)據(jù)均來自歷年 《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》(1993-2009)①。

為了便于分析,對(duì)所選變量做如下定義:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值 (Y)用于衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況;高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中科技活動(dòng)人員的數(shù)量 (J)用于衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)人力資本投入;R＆D經(jīng)費(fèi)支出(K)用于衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)資金投入;高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù) (L)反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利情況,用于衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步程度;高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品投入經(jīng)費(fèi) (M)用于衡量高新技術(shù)技術(shù)進(jìn)步程度;政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金(N)用于衡量政府行為對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

2、實(shí)證結(jié)果及分析

(1)單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前,必須對(duì)原序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了便于分析,同時(shí)為了消除異方差的影響,序列分別取對(duì)數(shù)lnY、lnJ、lnK、lnL、lnM、lnN。運(yùn)用Eviews3.1軟件,單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表 2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知,序列l(wèi)nJ、lnK、lnM是一階單整的,序列l(wèi)nY、lnL、lnN都是二階單整的。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的前提是兩個(gè)序列單整的階數(shù)相同,只有單整階數(shù)相同的序列才有可能具有協(xié)整關(guān)系。由表 1可知, lnY、lnL、lnN都是二階單整序列,lnY與lnL、lnY與lnN可能具有協(xié)整關(guān)系。建立協(xié)整方程lnY=lnL+u1,lnY= lnN+u2對(duì)上述兩式進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn),采用E-G兩步法進(jìn)行[8],首先用變量lnY對(duì)lnL、lnY對(duì)lnN分別進(jìn)行普通最小二乘法回歸,保留模型估計(jì)殘差序列 u1、u2,然后對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),如果殘差序列 u1、u2平穩(wěn),協(xié)整關(guān)系成立;反之不具有協(xié)整關(guān)系。具體如下:

lnY與lnL的協(xié)整方程:

t值(-3.788**)(5.964*)

lnY與lnN的協(xié)整方程:

t值(-9.090*)(14.781*)

R2=0.948 調(diào)整R2=0.944 D.W=1.382 F= 218.491

“*”、“**”、分別表示在 1%、5%的顯著性水平。

表3 殘差序列ui(i=1、2)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表 3殘差序列 u1、u2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出:殘差的ADF統(tǒng)計(jì)值小于5%的臨界值,說明在5%顯著水平下,可以拒絕存在單位根的原假設(shè),即殘差序列u1、u2都是平穩(wěn)的,上述兩式具有協(xié)整關(guān)系,即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金具有協(xié)整關(guān)系。

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件是變量之間具有協(xié)整關(guān)系,而且變量是平穩(wěn)的。對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),因?yàn)樗鼈兊亩A差分是平穩(wěn)的,利用二階差分進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),結(jié)果見表 4。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表 4可知,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金存在較弱的單向因果關(guān)系,在 1%的顯著性水平下,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值的格蘭杰原因;在 5%的顯著性水平下,政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值的格蘭杰原因。

三、結(jié)論

1、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金之間具有協(xié)整關(guān)系

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金之間具有協(xié)整關(guān)系。由于序列高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中科技活動(dòng)人員的數(shù)量、R＆D經(jīng)費(fèi)支出、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品投入經(jīng)費(fèi)與序列高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值的階數(shù)不同,故認(rèn)為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中科技活動(dòng)人員的數(shù)量、R＆D經(jīng)費(fèi)支出、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品投入經(jīng)費(fèi)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值之間沒有關(guān)系,說明這些因素沒有發(fā)揮應(yīng)有的促進(jìn)作用。同時(shí)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示出:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金存在較弱的單向因果關(guān)系。

2、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金是促進(jìn)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素

由建立的模型回歸結(jié)果顯示出:在 1992-2008年期間,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)、政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金是促進(jìn)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素。兩大因素對(duì)促進(jìn)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也顯示出明顯的差異,其中高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)比政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金的作用大,從作用效果來看,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利授權(quán)數(shù)每增加 1%,湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加 2.155%,政府投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金增加 1%,湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1.216%。

3、人力資本因素對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響力不大,政府行為因素和技術(shù)進(jìn)步因素對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響力較大

以 1992-2008年為樣本期,湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與其影響因素之間的實(shí)證分析結(jié)果顯示:首先,反映人力資本因素的科技活動(dòng)人員數(shù)對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)影響力不大。這與人力資本在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中應(yīng)起的核心作用不相符。其次,反映政府行為因素的政府投入資金因素對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)影響力較大。這說明政府投入資金對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起了重要作用。再次,反映技術(shù)進(jìn)步因素的專利授權(quán)數(shù)對(duì)湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起促進(jìn)作用,且貢獻(xiàn)力很大,這表明湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在新產(chǎn)品研發(fā)與高新技術(shù)成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化過程中取得了一定的效果。