張海英，周志剛，朱迎春

(1.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072；2.滄州師范學(xué)院，河北 滄州 061001；3.中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100038)

1 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來(lái)源

1988年Holtz-Eakin 在對(duì)美國(guó)勞動(dòng)報(bào)酬和勞動(dòng)時(shí)間之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究中，首次提出了面板數(shù)據(jù)的向量自回歸(Panel Data Vector Autoregression，PVAR)方法。PVAR 模型可以表示為:

式中:i 表示省區(qū);t 表示時(shí)間;j 表示滯后期數(shù);Yit=(LnRDit，LnGDPit，STRit)T，表示第i 個(gè)省區(qū)第t年的3 ×1 維變量，該變量包括三個(gè)內(nèi)生變量:高校R&D 經(jīng)費(fèi)投入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，表示為L(zhǎng)nRDit、LnGDPit、STRit;β0為常數(shù)向量;βj為滯后期系數(shù)矩陣;Yit-j表示滯后j 期的變量;ηi為省區(qū)間的固定效應(yīng)向量，反映個(gè)體的異質(zhì)性;δit為時(shí)間效應(yīng)向量，表示同一時(shí)點(diǎn)的不同截面上可能受到的共同沖擊;μit為隨機(jī)誤差效應(yīng)向量。

本文用各省區(qū)高校R&D 支出表示高校研發(fā)投入指標(biāo)，記作RD;用各省區(qū)的國(guó)民生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，記作GDP;經(jīng)濟(jì)發(fā)展中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整規(guī)律主要體現(xiàn)在三次產(chǎn)業(yè)比重的變化，第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模與質(zhì)量對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義，故以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占當(dāng)年GDP 的比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整程度，記作STR。RD、GDP、STR 的數(shù)據(jù)，分別來(lái)源于相關(guān)年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，時(shí)間跨度為1999—2011年，區(qū)域跨度為31 個(gè)省、直轄市、自治區(qū)。其中，STR 指標(biāo)為兩數(shù)的比值，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相對(duì)變化。為了便于比較，這里只對(duì)另外兩項(xiàng)指標(biāo)取對(duì)數(shù)得到LnRD、LnGDP，目的是通過(guò)對(duì)數(shù)變換，將高校R&D 投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由水平量變化轉(zhuǎn)換成相對(duì)量變化，同時(shí)增強(qiáng)變量之間的線性趨勢(shì)，消除異方差。

2 實(shí)證分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)PVAR 模型的“虛假回歸”或“偽回歸”現(xiàn)象，保證估計(jì)的有效性，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了克服檢驗(yàn)的局限性，保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文利用Stata10 版對(duì)LnRD、LnGDP 和STR 分 別 進(jìn) 行LLC、Breitung、ISP、Fisher-ADF、Fisher-PP、Hedri 平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，三個(gè)變量的水平值不能完全拒絕存在單位根假設(shè)。而三個(gè)變量的一階差分序列在1%顯著水平下均為平穩(wěn)序列，故變量為一階單整序列I (1)。

表1 lnGDP、lnRD 和STR 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 PVAR 協(xié)整檢驗(yàn)

在面板單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，分別對(duì)高校R&D 經(jīng)費(fèi)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、高校R&D 經(jīng)費(fèi)投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等面板數(shù)據(jù)之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，見(jiàn)表2。目前，常用的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法為基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，包括同質(zhì)面板協(xié)整檢驗(yàn)如Kao 殘差協(xié)整檢驗(yàn)方法，和異質(zhì)面板協(xié)整檢驗(yàn)如Pedroni 殘差協(xié)整檢驗(yàn)方法?？紤]到我國(guó)區(qū)域的異質(zhì)性，本文選擇Pedroni 殘差協(xié)整檢驗(yàn)法，根據(jù)殘差檢驗(yàn)的組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量Panel_ v、Panel _ rho、Panel_ PP、Panel_ ADF，組間統(tǒng)計(jì)量Group_ rho、Group_ PP、Group_ ADF 的顯著性水平，以及Pedroni 的蒙特卡羅模擬實(shí)驗(yàn)顯示的小樣本條件下采用Panel_ ADF 和Group_ ADF、Panel_ PP 和Group_ PP 統(tǒng)計(jì)量更優(yōu)的原則。我們可以綜合判斷，1999—2011年間，高校研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，而高校研發(fā)投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。故對(duì)高校研發(fā)投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，進(jìn)行進(jìn)一步的PVAR 模型GMM 估計(jì)、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解分析，討論我國(guó)高校科技創(chuàng)新投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 PVAR 回歸分析

為了消除PVAR 模型存在的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，使變量間呈正交性，且與誤差項(xiàng)不相關(guān)，以保證面板矩估計(jì)系數(shù)的有效性，采用橫截面上的均值差分法消除面板向量自回歸模型中時(shí)間效應(yīng)，采用前向均值差分法消除區(qū)域固定效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行1999—2011年，區(qū)域LnRD、LnGDP 之間的面板向量自回歸模型的矩估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 基于PVAR 的區(qū)域高校R＆D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GMM 估計(jì)結(jié)果

從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和高校研發(fā)投入變量自身情況來(lái)看，由GMM 估計(jì)的LnRD 滯后各期的系數(shù)和對(duì)應(yīng)的T 檢驗(yàn)值可知，LnRD 的滯后一期與滯后二期變量對(duì)當(dāng)期LnRD 的影響為顯著正向影響，系數(shù)分別為0.677 和0.169，說(shuō)明以往高校R&D 活動(dòng)對(duì)當(dāng)期活動(dòng)存在著重要影響。LGDP 的滯后一期對(duì)其當(dāng)期變量的影響也是顯著正向影響，系數(shù)為1.702;滯后二期為顯著負(fù)向影響，系數(shù)為-0.773。

從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和高校R&D 投入之間的關(guān)系來(lái)看，LnGDP 滯后一期對(duì)當(dāng)期LnRD 為正向影響，系數(shù)為1.372，滯后二期為負(fù)向影響，系數(shù)為-1.31，均通過(guò)了顯著性水平為10%的檢驗(yàn)?？傮w上，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將有效促進(jìn)高校R&D 投入。LnRD 滯后一期對(duì)當(dāng)期LnGDP 存在負(fù)向影響，系數(shù)為-0.0626，通過(guò)了顯著性水平為1%的檢驗(yàn);而滯后二期對(duì)LnGDP 存在正向影響，系數(shù)為0.009，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明我國(guó)高校R&D 投入滯后一期將對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)當(dāng)期存在顯著的負(fù)向影響，但影響的系數(shù)很小。

2.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是指系統(tǒng)在輸入為單位沖擊函數(shù)時(shí)的輸出響應(yīng)，它刻畫了給定一個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)或是在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，對(duì)系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值帶來(lái)的動(dòng)態(tài)變化軌跡。本文通過(guò)給定變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，經(jīng)過(guò)蒙特卡洛模擬500 次獲得沖擊反應(yīng)，得到誤差置信帶為5%的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。圖1 顯示了高校R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間相互影響的動(dòng)態(tài)軌跡。本文中LnRD、LnGDP 等變量是通過(guò)對(duì)數(shù)變換得到的，各變量的沖擊實(shí)際上是其相對(duì)變化量的沖擊。為了便于表述，以下仍以高校R&D 投入沖擊、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊進(jìn)行描述。

如圖1 右上圖所示，當(dāng)給定一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向沖擊時(shí)，高校R&D 投入對(duì)其作出了正向響應(yīng)，在滯后3 期，正向響應(yīng)達(dá)到最大，隨后增幅逐漸減少，到滯后6 期逐漸趨向零值。反映了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)促進(jìn)高校R&D 投入增加動(dòng)態(tài)變化，但增幅并不大。

如圖1 左下圖所示，當(dāng)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的高校R&D 投入沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化首先做出較小的正向響應(yīng)，在較短的滯后期內(nèi)轉(zhuǎn)為負(fù)向響應(yīng)，并到滯后6 期逐漸趨向穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)響應(yīng)總體上以負(fù)向響應(yīng)為主，響應(yīng)變化量不大，這與PVAR 模型的GMM 估計(jì)結(jié)果一致?？梢?jiàn)目前我國(guó)高校R&D投入的增加，短期內(nèi)并未帶來(lái)經(jīng)濟(jì)的顯著增長(zhǎng)。

圖1 基于面板VAR 模型的高校R＆D 與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

2.5 面板方差分解

本文采用方差分解計(jì)算沖擊在不同時(shí)期內(nèi)的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率，來(lái)度量沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響，并進(jìn)一步考察不同沖擊的相對(duì)重要程度。表4 給出了預(yù)測(cè)期為滯后10 期、20 期和30 期的方差分析結(jié)果。

表4 基于PVAR 的區(qū)域高校R＆D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系方差分解

由表4 可知，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，高校R&D 主要受到自身的影響，滯后30 期，自身的方差貢獻(xiàn)率基本穩(wěn)定在92.6%左右。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)高校R&D活動(dòng)的方差貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，滯后30 期預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在7.4%左右;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要受到自身與高校R&D 的影響比較大，方差貢獻(xiàn)率均高于15%，盡管由于前面模型估計(jì)的顯著性水平不高，可能會(huì)造成方差分解的偏差，但長(zhǎng)期預(yù)測(cè)趨勢(shì)與Martin、Pamela、趙文紅等的研究結(jié)論基本一致。

3 結(jié)論與建議

面板協(xié)整檢驗(yàn)表明，高校R&D 投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間尚未形成面板協(xié)整關(guān)系，而高校R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因此，有必要加強(qiáng)高校研發(fā)活動(dòng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的互動(dòng)關(guān)系，依托大學(xué)的科技資源優(yōu)勢(shì)和人才優(yōu)勢(shì)，為產(chǎn)業(yè)調(diào)整特別是主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)調(diào)整提供人才、智力和技術(shù)支持，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和引進(jìn)消化吸收能力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化。同時(shí)，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化、高度化和高效化過(guò)程中，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實(shí)際需要出發(fā)，引導(dǎo)和促進(jìn)高校科技創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展，提升高?？萍紕?chuàng)新的綜合實(shí)力。

PVAR 模型的GMM 估計(jì)表明，滯后一期、二期GDP 顯著影響當(dāng)期高校R&D 的投入;高校R&D 滯后一期對(duì)當(dāng)期GDP 存在顯著的負(fù)向影響;脈沖響應(yīng)函數(shù)分析顯示，高校R&D 投入受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向沖擊，相應(yīng)地會(huì)作出動(dòng)態(tài)同向響應(yīng)，但響應(yīng)變化量不明顯。反之，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)向響應(yīng)高校R&D 投入的沖擊，且調(diào)整量變化不大，再次驗(yàn)證了PVAR 分析的結(jié)論。說(shuō)明短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促進(jìn)高校研發(fā)活動(dòng)，而高校研發(fā)活動(dòng)需要在人、財(cái)、物、信息、技術(shù)等多方面資源的投入，且研發(fā)活動(dòng)投入產(chǎn)出周期較長(zhǎng)，短期內(nèi)并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，甚至帶來(lái)負(fù)向影響。這與現(xiàn)階段我國(guó)高?？萍紕?chuàng)新意識(shí)，高校創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)界、經(jīng)濟(jì)界的密切程度，以及創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化率普遍偏低也有著本質(zhì)的聯(lián)系。由此需要通過(guò)有效制度安排，完善高?？萍脊芾眢w制建設(shè)，增強(qiáng)高?？萍紕?chuàng)新意識(shí)、提高高校研發(fā)的效率，推動(dòng)高校與經(jīng)濟(jì)界協(xié)同合作、推進(jìn)高校科技成果快速有效轉(zhuǎn)移擴(kuò)散，以實(shí)現(xiàn)高校研發(fā)活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

方差分解顯示，從長(zhǎng)遠(yuǎn)考察，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)高校R&D 投入的方差貢獻(xiàn)率在7.4%左右，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到其自身和高校R&D 的影響均較高?？芍咝Ｑ邪l(fā)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在良好的相互促進(jìn)作用，且高校研發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響具有長(zhǎng)期性和累積性，因此應(yīng)立足長(zhǎng)遠(yuǎn)，避免短期利益沖突，保持政策的持續(xù)性和穩(wěn)定性，合理配置各種高校研發(fā)資源，構(gòu)建研發(fā)投入與產(chǎn)出的良性循環(huán)。

［1］Holtz-Eakin D，Newey W，Rosen H S.Estimating vector autoregressions with panel data［J］.Econometrica:Journal of the Econometric Society，1988:1371-1395.

［2］Kao C.Spurious regression and residual-based tests for cointegration in panel data［J］.Journal of econometrics，1999，90(1):1-44.

［3］Pedroni P.Panel cointegration:Asymptotic and finite sample properties of pooled time series tests with an application to the PPP hypothesis［J］.Econometric theory，2004:597-625.

［4］Pedroni P.Purchasing power parity tests in cointegrated panels［J］.Review of Economics and Statistics，2001，83(4):727-731.

［5］Love I，Zicchino L.Financial development and dynamic investment behavior:Evidence from panel VAR［J］.The Quarterly Review of Economics and Finance，2006，46(2):190-210.