陶 凱

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

R&D、出口以及人力資本對新疆TFP的影響
——基于VAR模型分析

陶 凱

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

基于1996—2013年新疆R&D、出口、人力資本、SD(研發(fā)資本存量)等因素對TFP的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。首先，對變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)與格蘭杰檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)出口、人力資本、SD與TFP存在因果關(guān)系；其次，對這四組時(shí)間序列變量做JJ協(xié)整檢驗(yàn)后做出協(xié)整模型；再次，基于VAR模型對出口、人力資本、SD和TFP進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)人力資本與SD對TFP起促進(jìn)作用；最后對模型結(jié)果做出了相關(guān)解釋并提供了一些建議。

新疆TFP；VAR模型；R&D；人力資本

西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來，新疆經(jīng)濟(jì)以較快速度增長，人均GDP也逐年增長，截至2013年新疆城鎮(zhèn)居民實(shí)現(xiàn)人均可支配收入達(dá)到19 874元，相當(dāng)于全國平均水平的74%,可見，新疆收入水平正逐步接近全國平均水平。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一國收入是由勞動(dòng)資本以及技術(shù)決定的,而勞動(dòng)力的增加可以增加總收入?yún)s會(huì)減少人均收入。目前的研究結(jié)果表明，資本對新疆收入的貢獻(xiàn)最大，而TFP對新疆收入的貢獻(xiàn)居于次要地位，但其作用卻在不斷增強(qiáng)。資本的增加一方面靠儲蓄，一方面需要吸引外資。目前，新疆的儲蓄率已經(jīng)相當(dāng)高，想通過提高儲蓄來增加資本是很困難的。另一方面，新疆吸引外資的規(guī)模正在不斷擴(kuò)大，然而新疆吸引外資一是靠其豐富的資源，二是靠其廉價(jià)的勞動(dòng)力，這注定了新疆外資總額難以持續(xù)增長。許多關(guān)注發(fā)展中國家的學(xué)者認(rèn)為，要素積累只是一國收入提高的必要條件，發(fā)展中國家要想長期提高收入水平，必須提高自身的技術(shù)水平，并且將技術(shù)進(jìn)步從特定行業(yè)推廣到其他領(lǐng)域。①約瑟夫·E·斯蒂格利茨.東亞奇跡的反思【M】.北京：中國人民大學(xué)出版社，2013.所以，研究新疆TFP的影響因素可以為如何提高新疆收入水平和促進(jìn)新疆穩(wěn)定指明方向。

一、文獻(xiàn)綜述

由于TFP自身的重要性，國內(nèi)外對于TFP進(jìn)行了大量的研究。關(guān)于TFP的影響因素有很多，比如R&D、進(jìn)出口、外資、人力資本、金融深化、市場化程度和城市規(guī)模等，而大部分關(guān)于TFP的研究成果中，主要集中于R&D、進(jìn)出口、吸引外資以及人力資本等變量。

關(guān)于R&D對TFP的影響，Griffith（2004）利用 12個(gè)國家的行業(yè)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了R&D對生產(chǎn)率增長的促進(jìn)作用,認(rèn)為R&D可以通過直接技術(shù)創(chuàng)造和間接技術(shù)轉(zhuǎn)移提高TFP。Dominique Guellec（2001）通過對16個(gè)OECD(經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織)國家的研究后認(rèn)為,平均而言,企業(yè)R&D、公共R&D和國外R&D每增長1%會(huì)使TFP分別增長0.13%、0.17%和0.46%。曹澤（2011）運(yùn)用面板回歸模型分析了不同種類R＆D活動(dòng)對TFP的影響程度和方向，企業(yè)R&D投入對TFP作用的效果最大，且對于TFP的作用東部地區(qū)大于中、西部地區(qū)；技術(shù)交易帶來的TFP效應(yīng)居其次，且對TFP的作用西部地區(qū)大，政府R&D投入的TFP彈性在三個(gè)地區(qū)均為負(fù)值。

關(guān)于外資對TFP的影響，大部分文獻(xiàn)都認(rèn)為FDI可促進(jìn)東道國的TFP。Gorg和Greenaway（2004）總結(jié)了外資溢出效應(yīng)的四個(gè)渠道：模仿、人力資本流動(dòng)、外資企業(yè)在國際貿(mào)易方面的優(yōu)勢和市場競爭等；Hejazi（1999）利用OECD國家與6個(gè)G7國家的雙邊數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，相對于貿(mào)易而言，外資更容易對TFP產(chǎn)生正向效應(yīng)。但也有部分外國學(xué)者得出了相反的結(jié)論，Easterly（1993）就認(rèn)為利用優(yōu)惠政策吸

引FDI會(huì)阻礙國內(nèi)的投資，當(dāng)外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)收益差距很大時(shí)，利用外資反而會(huì)阻礙技術(shù)進(jìn)步。

關(guān)于進(jìn)出口對TFP的影響，鮑德溫（1992）認(rèn)為在不充分競爭的情況下，通過進(jìn)口來促進(jìn)競爭可以降低缺乏壟斷的獲利能力來刺激創(chuàng)新。Coe、Helpman and Hoffmeister(1997)采用 77個(gè)發(fā)展中國家和22個(gè)工業(yè)國1971—1990年間的數(shù)據(jù),考察了國際技術(shù)外溢對發(fā)展中國家技術(shù)進(jìn)步的作用,結(jié)果表明發(fā)展中國家的TFP與其工業(yè)國貿(mào)易伙伴的研發(fā)和來自工業(yè)國的機(jī)械設(shè)備進(jìn)口貿(mào)易顯著正相關(guān),即發(fā)展中國家同樣能通過進(jìn)口貿(mào)易分享發(fā)達(dá)國家的R&D成果,發(fā)展中國家通過和發(fā)達(dá)國家的國際貿(mào)易提升了自己的生產(chǎn)率。何元慶（2007）將進(jìn)口、出口作為對外開放程度的二個(gè)衡量變量，利用了面板數(shù)據(jù)分析了對外開放與TFP之間的關(guān)系，認(rèn)為出口對TFP有輕微的負(fù)向作用，而進(jìn)口對TFP有比較明顯的正向作用。康志勇（2009）認(rèn)為出口對TFP的影響在沿海和內(nèi)陸地區(qū)表現(xiàn)了不同的效果，在沿海地區(qū)出口對全要素生產(chǎn)率有明顯的正向效用，而在內(nèi)陸地區(qū)出口對TFP只是在短期有一定的負(fù)向作用而在長期并不顯著。出口可以通過下面兩個(gè)渠道對TFP產(chǎn)生影響，一是通過國際接觸,企業(yè)可以獲得新的生產(chǎn)技術(shù)、新的產(chǎn)品設(shè)計(jì)等,即通過邊出口邊學(xué)習(xí)，能夠提高企業(yè)的生產(chǎn)率，二是出口具有正向的外部性,出口是國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的重要來源,如出口部門與國內(nèi)部門的前、后向產(chǎn)業(yè)聯(lián)結(jié)效應(yīng),出口加速了國外技術(shù)的擴(kuò)散與傳遞,出口促進(jìn)了國內(nèi)資源的合理配置等。

關(guān)于人力資本對TFP的影響，朱承亮（2009）認(rèn)為，人力資本對的TFP存在正向作用，然而不同區(qū)域貢獻(xiàn)不同的，而高等教育的人力資本對經(jīng)濟(jì)增長效率改善具有較大促進(jìn)作用。孫向力（2010）通過協(xié)整分析和誤差修正模型對我國1982—2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為人力資本的不同組成部分對TFP影響作用也大不相同,數(shù)據(jù)結(jié)果顯示基礎(chǔ)教育和中等教育對TFP沒有表現(xiàn)出積極的促進(jìn)作用,而高等教育對TFP卻有著顯著的推動(dòng)作用。

總之，國內(nèi)外針對TFP的影響因素分析，大部分集中在R&D投入上，認(rèn)為R&D的增長是TFP增長的決定性因素；人力資本也對TFP有著十分重要的影響，而進(jìn)出口與FDI對TFP的影響，學(xué)者們有不同的看法。

值得注意的是，上述研究成果都是從全國層面考慮的，而研究新疆TFP影響因素的文獻(xiàn)較少，由于在不同的區(qū)域內(nèi)，各變量對TFP的影響程度是不同的，而這些變量對新疆又會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響呢？新疆引入的外資較少，難以形成一定規(guī)模，新疆的進(jìn)口國家主要是中亞五國，進(jìn)口產(chǎn)品主要是石油，天然氣等初級產(chǎn)品和原材料，產(chǎn)品技術(shù)含量低，難以對新疆經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生示范作用，即難以通過進(jìn)口提高TFP。此外，新疆與中亞五國的貿(mào)易商品具有較強(qiáng)的互補(bǔ)性，所以新疆從中亞五國進(jìn)口的商品不會(huì)增強(qiáng)本地市場競爭性。鑒于上述原因，本文主要考察R&D、出口、人力資本對新疆TFP的影響。

二、數(shù)據(jù)的選取

（一）通過DEAP Malmquis方法求出TFP增長率

首先，通過DEA方法分析1997—2013年隨著新疆投入與產(chǎn)出的變化求出每年的TFP值。計(jì)算TFP所需要的數(shù)據(jù)均可以從《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》中查出，產(chǎn)出用新疆每年實(shí)際生產(chǎn)總值表示，投入分為勞動(dòng)與資本存量，勞動(dòng)用新疆就業(yè)人數(shù)來表示，張軍和吳桂英（2004）曾經(jīng)對十多年的中國省際物質(zhì)資本存量進(jìn)行估算,而剩下的未估算的年份我們通過“永續(xù)盤存法”來求出。資本存量的基本估計(jì)公式可以表達(dá)為：

Kt代表新疆t時(shí)期的實(shí)際資本存量，It新疆t時(shí)期的投資量，PT表示每年的固定資本價(jià)格指數(shù)，為了消除通貨膨脹的影響，不論計(jì)算何年的資本總量，投資都要除以固定資本價(jià)格指數(shù)，&表示折舊，我們粗略估計(jì)為5%。

通過代入以上變量，得到表1。筆者發(fā)現(xiàn)，1997—2013年新疆的TFP基本顯著增長，平均年增長率達(dá)3.1%。只有2009年與2012年有所下降，2012年下降的幅度并不大，但2009年下降了6.5%，估計(jì)是受全球金融危機(jī)影響，新疆與內(nèi)地貿(mào)易和資本技術(shù)交流的減少導(dǎo)致新疆TFP的下降。

（二）R&D和資本存量SDit

采用Griliches（1980）提出的公式來計(jì)算新疆1996年的資本研發(fā)存量：

SD1996是新疆1996年資本存量，R&D1996為1996年研發(fā)資本支出，g為1996—2013年為研發(fā)支出算術(shù)平均增長率，&為R&D資本存量折舊率,按照國際慣例取5%來計(jì)算。

通過永續(xù)盤存法，我們可以得出以1996年為基期的歷年研發(fā)資本存量，計(jì)算公式如下:

表1 1997—2013年新疆TFP增長

計(jì)算新疆研發(fā)資本存量的所有數(shù)據(jù)均來自《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》,并用新疆GDP評價(jià)指數(shù)調(diào)整為以1996年為基期的數(shù)據(jù)來消除價(jià)格變動(dòng)的影響。

（三）出口

本文選取1996—2013年新疆出口（EX）的數(shù)據(jù)，來考察其與TFP之間的關(guān)系,數(shù)據(jù)來自《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(四)人力資本

本文選取1996—2013年百萬人口大學(xué)生比例去衡量人力資本（H），來考察其與TFP之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)來自《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、模型設(shè)定

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

對時(shí)間序列進(jìn)行建模前，都要分析各變量是否平穩(wěn)，若不平穩(wěn)將會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”問題，整個(gè)模型將不具有任何實(shí)際意義。對各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)一般采用ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程根據(jù)是否具有截距項(xiàng)或者時(shí)間趨勢分為三類：

方程(1)中既無截距項(xiàng)又無時(shí)問趨勢，方程(2)中含有截距項(xiàng)但無時(shí)問趨勢，方程(3)中既有截距項(xiàng)又有時(shí)間趨勢。

檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2中可以看出，所有原始時(shí)間序列都不平穩(wěn)而一階序列皆平穩(wěn)?？梢?，所有序列都是同階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)與分析。

（二）格蘭杰因果檢驗(yàn)

表2 各變量的ADF 單位根的檢驗(yàn)結(jié)果

在做協(xié)整分析之前，我們可以通過多次改變滯后期對各變量進(jìn)行格蘭杰非因果性檢驗(yàn)，從表3中的結(jié)果可以看出，在顯著性水平a=0.05時(shí)，ΔLnTFP與ΔLnEX互成因果關(guān)系，而ΔLnSD與ΔLnTFP成單向因果關(guān)系，ΔLnTFP與ΔLnH也成因果關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

表3 ΔLn(TFP)與各變量的 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用JJ協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)LnTFP與剩下的經(jīng)濟(jì)變量組成四變量系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系，滯后階數(shù)根據(jù)SIC和SC準(zhǔn)則來確定。建立lnTFP、lnSD、lnX和ln EX之間的協(xié)整方程如下：

ε為干擾項(xiàng)。

檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，在0.05的顯著性水平下，模型存在4個(gè)協(xié)整向量，長期協(xié)整關(guān)系式為：

我們從上面的式子中可以看出了4個(gè)時(shí)間序列之間的長期均衡關(guān)系，即Log Likelihood = 95.25 471。由方程還可以看出，SD和H與TFP成正相關(guān),且SD和H對TFP的彈性系數(shù)分別為0.048 069和0.273 329,EX與TFP呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，EX對TFP的彈性系數(shù)為0.128 898.

表4 四變量模型協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表5 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

（四）VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

在上述分析基礎(chǔ)上，本文以上述向量自回歸模型VAR為基礎(chǔ)，確定最優(yōu)滯后階數(shù)，滯后階數(shù)根據(jù)SIC和SC準(zhǔn)則，之后構(gòu)建收入TFP、SD、人力資本和出口變動(dòng)的VAR模型，并采用AR根估計(jì)的方法對VAR模型估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。AR根估計(jì)是基于該原理：如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的；如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩(wěn)定的。從表5可以看出，AR根估計(jì)所有的根模倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，所以被估計(jì)的VAR模型是穩(wěn)定的，得到的結(jié)果是有效的。

（五）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是度量模型系統(tǒng)中，每個(gè)內(nèi)生變量對其自身及所有其他內(nèi)生變量的變化的反應(yīng)，這個(gè)變化是某個(gè)內(nèi)生變量受到一個(gè)干擾或沖擊，也就是其誤差發(fā)生變動(dòng)(一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊)；而反應(yīng)指的是誤差變動(dòng)對自身及其他內(nèi)生變量的影響，即如何在模型系統(tǒng)內(nèi)傳遞。圖1給出了TFP對自身和SD變化、出口變化，人力資本的一單位標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊后的反應(yīng)時(shí)間路徑：

圖1 LnTFP 對LnTFP,LnSD,LnEX，LnH沖擊響應(yīng)的函數(shù)曲線

其中A代表TFP,E代表出口，U代表人力資本，S代表SD，從圖2中可以看出的是，第一，TFP變動(dòng)對自身的沖擊初期反應(yīng)比較強(qiáng)烈，而且影響一直增強(qiáng)，在滯后6期時(shí)，影響最大，但是之后以較快的速度減弱，在第8期降到最低水平，并長期維持在一個(gè)穩(wěn)定水平，但其對自身一直存在正向影響；第二，對于人力變動(dòng)的正向沖擊，TFP變動(dòng)的響應(yīng)值逐漸增強(qiáng)，并長期維持在一個(gè)比較高的正值水平，由圖可知，人力資本變動(dòng)對TFP變遷有著長期穩(wěn)定的促進(jìn)作用,而且效果明顯；第三，對于出口的正向沖擊，在大部分時(shí)期，TFP變動(dòng)的響應(yīng)值為負(fù)，只有4期和第8期呈現(xiàn)正向作用，可見出口變動(dòng)對TFP變動(dòng)在不同時(shí)期呈現(xiàn)不同的影響，第四，對于SD的正向沖擊，TFP變動(dòng)的響應(yīng)值始終為正，然而效果并不明顯，可見SD的變動(dòng)對TFP變遷有著微弱正向的作用。

（六）方差分解分析

方差分解是利用方差來衡量每一種結(jié)構(gòu)沖擊對其他內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)而區(qū)分出不同因素沖擊的重要程度。本文在前文建立的VAR模型的基礎(chǔ)上，對TFP指標(biāo)進(jìn)行方差分解，結(jié)果見表6。

從方差分析的結(jié)果看，初期對TFP指標(biāo)的變動(dòng)貢獻(xiàn)率最大的源自自身變動(dòng)，但其貢獻(xiàn)率逐期下降，由滯后1期的100%下降至滯后10期的79%。SD變化對TFP變動(dòng)的貢獻(xiàn)并不明顯，始終在1%徘徊。出口變動(dòng)對TFP變化的貢獻(xiàn)第2期到達(dá)最大值4.78%，之后影響逐年減弱，到了第十期減少1.925031%。人力資本變化對TFP變動(dòng)，一開始效果并不明顯，然而到了滯后3期時(shí)已經(jīng)到了14%，在第四期到達(dá)最大值21%，之后稍微有所下降，在第十期時(shí)依然達(dá)到17.55%，可見人力資本變動(dòng)對TFP變遷有著強(qiáng)勁而持久的影響，是TFP變遷的重要推動(dòng)力。

表6 TFP變動(dòng)的方差分解

四、政策建議

（一）新疆不能只注重政府R&D的投入數(shù)量

提高新疆TFP，不能只注重政府R&D的投入數(shù)量，要更加注重政府關(guān)于R&D的投入效率，要鼓勵(lì)新疆企業(yè)增加研發(fā)費(fèi)用，建立合理的金融機(jī)制，使新疆企業(yè)有充足的資金，提升自身技術(shù)。當(dāng)然，在技術(shù)開發(fā)的同時(shí)也要重視從東部技術(shù)引進(jìn)并積極吸引人才。

（二）新疆要注重進(jìn)出口高級化和多元化

新疆與中亞國家時(shí)開展貿(mào)易時(shí)，不能只重視進(jìn)口初級產(chǎn)品和原材料，要努力爭取進(jìn)口技術(shù)含量相對較高的制成品以及可以提高資源利用率和生產(chǎn)率的機(jī)械裝備，這樣不但可以改善進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)和提高技術(shù)水平，也不會(huì)被其他國家認(rèn)為新疆在掠奪資源。但是，中亞國家技術(shù)含量高的產(chǎn)品比較少，所以新疆可以借助“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略構(gòu)想的契機(jī)和第二亞歐大陸橋的聯(lián)通作用，積極向西拓展歐洲國家市場。此外，政府也可繼續(xù)積極制訂相關(guān)政策，促進(jìn)新疆出口高端商品和新疆出口市場多元化，鼓勵(lì)出口企業(yè)采用先進(jìn)且適用的技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，提高產(chǎn)品的技術(shù)含量和設(shè)計(jì)水平，提高勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、農(nóng)產(chǎn)品、資源性商品的深加工程度和附加值。

(三)新疆要注重人力資本的投入

第一，新疆需要加強(qiáng)基礎(chǔ)教育投資,提高人力資源整體素質(zhì)。第二，新疆要制訂優(yōu)惠的人才政策，在保證現(xiàn)有人才隊(duì)伍基本穩(wěn)定的情況下,積極吸引外地人才。第三，要注重對人力資本的二次投資。對于一個(gè)人來說,只有不斷地進(jìn)行培訓(xùn)和學(xué)習(xí),其專業(yè)知識、技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)等才能盡快進(jìn)入到成熟期。因此，要對現(xiàn)有勞動(dòng)力進(jìn)行人力資本的二次投資,才能不斷發(fā)揮他們的人力資源優(yōu)勢。

五、結(jié)語

從以上的分析中，我們可以得出以下結(jié)論：

1.新疆人力資本的投入對TFP的影響非常明顯，筆者認(rèn)為主要原因有四個(gè)。第一，隨著新疆人才總數(shù)量的增加，可以增強(qiáng)新疆吸收內(nèi)地技術(shù)的能力，提高新疆與內(nèi)地技術(shù)合作的效率。第二，新疆人力資本的增加，可以提高勞動(dòng)者的效率，減少生產(chǎn)的成本。第三，新疆人才總數(shù)量的增加，可以為新疆承接內(nèi)地產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供條件，吸引部分內(nèi)地企業(yè)來新疆投資，促進(jìn)新疆產(chǎn)業(yè)升級。第四，新疆人才總數(shù)量的增加，可以增強(qiáng)新疆與內(nèi)地貿(mào)易中的技術(shù)溢出效應(yīng)。第五，人力資本的增加可以促進(jìn)勞動(dòng)力的流動(dòng)，使得勞動(dòng)力可以迅速從低收益的產(chǎn)業(yè)向高收益的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

2.出口對新疆TFP的影響表現(xiàn)為，在不同的時(shí)期呈現(xiàn)正向與負(fù)向交叉的情況，這說明出口對新疆TFP作用有多種渠道，一種渠道是出口對新疆TFP起正向作用，而另一種渠道是出口對新疆TFP呈負(fù)向作用，總體上看負(fù)向作用要大于正向作用。

筆者認(rèn)為主要原因是：一方面，新疆與中亞國家的產(chǎn)品都屬于資源密集型產(chǎn)品，制造業(yè)都較薄弱，東部企業(yè)從而認(rèn)識到了新疆制造業(yè)的機(jī)會(huì)，將資本投入到了新疆，并積極培訓(xùn)當(dāng)?shù)貑T工使得新疆的要素稟賦發(fā)生變化，新疆出口產(chǎn)品從資源密集型轉(zhuǎn)變?yōu)閯趧?dòng)與資本密集型。另外，中亞國家市場要求比新疆本地市場要嚴(yán)格，歐洲許多知名廠商開始進(jìn)軍中亞國家市場，故而出口企業(yè)不得不加大力度改善自身技術(shù)。另一方面新疆出口商品結(jié)構(gòu)不合理、種類比較單一、市場集中在少數(shù)國家，而由于占有中亞國家相當(dāng)?shù)氖袌龇蓊~，這也導(dǎo)致了新疆出口企業(yè)缺乏提高自身技術(shù)的動(dòng)力。

3.新疆R&D的投入可以提高TFP,但影響效果并不明顯。筆者認(rèn)為主要原因有：第一，新疆由于地理位置與經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)難以激發(fā)本地企業(yè)的創(chuàng)新和提升企業(yè)科技水平的意愿。第二，新疆與內(nèi)地相比人力資本與科技水平差距比較大，與其投入資金研發(fā)不如從內(nèi)地引進(jìn)技術(shù)。第三，由于國家政策與金融體制存在問題，新疆R&D投入占新疆GDP的比重與內(nèi)地相比明顯偏小。第四，R&D投入分為企業(yè)投入與政府投入，新疆的政府投入所占比重較大，然而，一方面政府R&D資源配置不當(dāng)，導(dǎo)致科技產(chǎn)出效益較差；另一方面，政府R&D投入涉及到許多公共項(xiàng)目，并不直接作用于生產(chǎn)力，比如環(huán)境保護(hù)、健康醫(yī)療等；尤其是用于軍事目的的研發(fā)不僅不具有提高生產(chǎn)效率的作用，可能在一定程度上抑制了生產(chǎn)力的進(jìn)步，所以，政府投入不僅沒能增進(jìn)生產(chǎn)效率，反而起到了一定制約作用。

最后，需要說明的是，由于新疆經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和地理環(huán)境的特殊性，影響新疆TFP變化的因素還有很多，如新疆與內(nèi)地貿(mào)易、技術(shù)合作、技術(shù)交流和內(nèi)地對新疆的投資等。由于數(shù)據(jù)查找存在難度以及作者水平有限，只分析了以上變量對新疆TFP的影響，今后仍可繼續(xù)增加變量和更科學(xué)合理地分析。

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Influence of R&D，Export and the Human Capital on TFP in Xinjiang——Analysis Based on VAR Model

TAO Kai
(College of International Trade, Xinjiang University of Finance and Economics，Urumqi, Xinjiang 830012)

Based on annual data of R&D ,labor, capital income, human capital and export from 1996 to 2012 ,the paper first carried on the empirical analysis on this question. Then stationery test and Granger test were carried out on the variable. It’s found that TFP has causal relationship with export, SD and human capital. Then JJ cointegration test was done on the four variables to make cointegration model;based on the VAR model for export, human capital, SD and TFP, it’s found that increase of human capital and SD can enhance TFP.At last we make relevant explanations and put forward some suggestions.

Xinjiang TFP;VAR model ;R&D;human capital

F127

A

1009-9549（2015）01-0022-05

2015-02-14

陶凱（1988-）,男，碩士研究生，主要從事世界經(jīng)濟(jì)研究.