文傳浩 黃磊 蘭秀娟 李春艷

摘要：將技術(shù)創(chuàng)新分解為技術(shù)創(chuàng)新人才、技術(shù)創(chuàng)新投入與技術(shù)創(chuàng)新成果三個(gè)層面，采用1997—2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用索洛新古典增長(zhǎng)模型和C—D函數(shù)，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明：重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)已十分明顯，但其地位尚不牢固，投資和要素驅(qū)動(dòng)仍是經(jīng)濟(jì)的主要增長(zhǎng)動(dòng)力；技術(shù)創(chuàng)新人才和投入是技術(shù)創(chuàng)新拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)力量，而技術(shù)創(chuàng)新成果對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不夠顯著。因此，應(yīng)繼續(xù)深化科技體制改革，引進(jìn)和培育更多高層次科技人才，加大對(duì)科技事業(yè)的投入力度，加速技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，促進(jìn)重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展由要素驅(qū)動(dòng)與投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。

關(guān)鍵詞：技術(shù)創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力；索洛模型；創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)；投資驅(qū)動(dòng)；要素驅(qū)動(dòng)；技術(shù)創(chuàng)新人才；技術(shù)創(chuàng)新投入；技術(shù)創(chuàng)新成果

中圖分類(lèi)號(hào)：F062.4；F12719文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：16748131（2015）06007007

一、引言

當(dāng)前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力迫切需要從要素驅(qū)動(dòng)與投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)面臨換擋調(diào)整。然而，重慶市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依舊保持高速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，2013年、2014年、2015年上半年增速分別為12.3%、10.9%、11%，分別高于全國(guó)平均4.6、3.5、4.0個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增速一路領(lǐng)跑全國(guó)其他省份，似乎沒(méi)有受到來(lái)自新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)壓力的影響。究其原因，我們認(rèn)為除了具有尚未耗盡的要素紅利外，更為重要的是重慶市較早實(shí)施了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略。一直以來(lái)，重慶市高度重視技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支撐作用。2009年，頒布《重慶市科技創(chuàng)新促進(jìn)條例》；2011年，發(fā)布《關(guān)于實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略 加快建設(shè)長(zhǎng)江上游技術(shù)創(chuàng)新中心的意見(jiàn)》；2013年，中科院重慶研究院建成投入使用；2014年，設(shè)立企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新獎(jiǎng)；2015年，制定《重慶市深化體制機(jī)制改革 加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略行動(dòng)計(jì)劃（2015—2020年）》。重慶市長(zhǎng)期一貫地采取各種政策措施提升技術(shù)創(chuàng)新水平，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力和發(fā)展后勁，最終取得突出的成效。因此，深入研究重慶市技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并將重慶經(jīng)驗(yàn)推向全國(guó)，對(duì)于促進(jìn)全國(guó)以及重慶經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要意義。

學(xué)術(shù)界關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究由來(lái)已久。國(guó)外學(xué)者的研究最早可追溯至Schumpeter（1911）在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的闡述，他認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，技術(shù)創(chuàng)新的波動(dòng)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期的出現(xiàn)。隨后Solow（1957）、Romer（1986）、Lucas（1988）相繼提出新古典增長(zhǎng)模型、內(nèi)生增長(zhǎng)模型和人力資本模型，從理論上論述技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)保持長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要作用。之后西方學(xué)者大多以前期的理論研究為基礎(chǔ)，針對(duì)某一國(guó)家或地區(qū)，運(yùn)用計(jì)量模型，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行定量實(shí)證分析，結(jié)果往往證實(shí)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用（Rolf et al，1997；Derek et al，2002；Jungsoo et al，2006）。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究較西方學(xué)者稍晚一些。技術(shù)創(chuàng)新的理論研究已經(jīng)比較成熟，所以國(guó)內(nèi)學(xué)者更多是基于西方技術(shù)創(chuàng)新理論，運(yùn)用計(jì)量模型，驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于我國(guó)及區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所起到的效用，并提出相應(yīng)的政策建議，同西方學(xué)者一樣，結(jié)論也往往表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用（米建華 等，2009；趙樹(shù)寬 等，2012；羅泊 等，2013；李苗苗 等，2015）。當(dāng)然也有學(xué)者持不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新未必一定能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，如馬大勇（2013）將技術(shù)創(chuàng)新的因素進(jìn)行分解，結(jié)果顯示專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)量和研發(fā)人員的全時(shí)當(dāng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰影響并不明顯；陳英（2004）將技術(shù)創(chuàng)新劃分為生產(chǎn)過(guò)程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新，認(rèn)為后者只是改變產(chǎn)品的質(zhì)量和差異性，可提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，但不一定提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。

文傳浩，黃磊，蘭秀娟，李春艷：技術(shù)創(chuàng)新對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響實(shí)證研究

從國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究可以看出：西方學(xué)者較國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)論更趨一致，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)的作用；而國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)論則相對(duì)多元。國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究有所差異，可能是由于中外經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的差異。中國(guó)東、中、西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異巨大，而歐美國(guó)家大多是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，大都步入知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，技術(shù)創(chuàng)新已成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力。雖然重慶較東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省市還存在一定差距，但重慶歷來(lái)高度重視科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用，大力推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，并取得了顯著的成績(jī)。本文將建立一個(gè)以勞動(dòng)、資本和技術(shù)創(chuàng)新為投入要素的索洛模型，采用1997—2013年重慶的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，分析技術(shù)創(chuàng)新對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效用，并根據(jù)研究結(jié)果提出相應(yīng)的政策建議。

二、模型選擇、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.模型選擇

為了考察重慶市技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文選用經(jīng)典的索洛（1957）新古典增長(zhǎng)模型進(jìn)行分析。在該模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本和勞動(dòng)的增加以及技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)受制于資本和勞動(dòng)邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的影響，最終趨于穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)（人均產(chǎn)出趨于穩(wěn)態(tài)水平）。本文僅借用索洛模型形式，并用技術(shù)創(chuàng)新代替技術(shù)進(jìn)步，且不考慮稻田條件，模型形式如下：

Yt=AF（Kt，Lt，Tt）

上式中Y代表經(jīng)濟(jì)水平，K代表資本水平，L代表勞動(dòng)力水平，T代表技術(shù)創(chuàng)新水平，A（A>0）代表社會(huì)制度環(huán)境；除A為固定水平，屬外生變量外，其余經(jīng)濟(jì)變量均為隨機(jī)變量。對(duì)模型進(jìn)行全要素分解得：

t=YtKt·t+YtLt·t+YtTt·t

上式中帶點(diǎn)的字母表示該字母對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)變量對(duì)時(shí)間的倒數(shù)（如t=dYtdt），兩邊同時(shí)除以Yt得：

tYt=YtKt·KtYt·tKt+YtLt·LtYt·tLt+YtTt·TtYt·tTt

其中，YtKt·KtYt為資本份額或產(chǎn)出的資本彈性，tKt為資本的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)率；YtLt·LtYt為勞動(dòng)份額或產(chǎn)出的勞動(dòng)彈性，tLt為勞動(dòng)的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)率；Yt Tt ·Tt Yt 為技術(shù)創(chuàng)新份額或產(chǎn)出的技術(shù)創(chuàng)新彈性，tTt為技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)率。

2.指標(biāo)選取與測(cè)算

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平（GDP）。毋庸置疑，GDP是衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最好指標(biāo)；同時(shí)考慮到通貨膨脹，選取重慶市1997—2013年商品零售環(huán)比價(jià)格指數(shù)，將以上一年為100的環(huán)比指數(shù)換算成以1997年為基期的定基指數(shù)，用當(dāng)年名義GDP除以定基零售價(jià)格指數(shù)，得到以1997年為基期的實(shí)際GDP。

（2）資本水平（K）。資本與投資不同，屬于存量概念，而統(tǒng)計(jì)年鑒一般沒(méi)有公布資本存量數(shù)據(jù)。本文采用由Goldsmith于1951年提出的永續(xù)盤(pán)存法以1997年為基期對(duì)重慶市歷年的實(shí)際資本存量進(jìn)行測(cè)算，其中折舊率采用張軍等（2004）測(cè)算的9636%，結(jié)果見(jiàn)表1。

表11997—2013年重慶市資本存量/億元

年份199719981999200020012002200320042005

資本1 208.21 596.52 010.12 461.43 006.63 681.74 522.55 540.66 764.7

年份20062007200820092010201120122013

資本8 224.510 012.612 044.214 912.918 622.322 213.826 530.131 648.5

（3）勞動(dòng)力水平（L）。采用從業(yè)人員總計(jì)這一指標(biāo)衡量勞動(dòng)力數(shù)量。

（4）技術(shù)創(chuàng)新水平。參考已有學(xué)者的研究成果關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新水平的衡量，當(dāng)前還沒(méi)有一個(gè)比較權(quán)威的指標(biāo)或指標(biāo)體系，如唐未兵等（2014）采用科技經(jīng)費(fèi)投入占GDP比重，趙樹(shù)寬等（2012）采用專(zhuān)利申請(qǐng)量，朱勇等（2005）采用萬(wàn)人口科技活動(dòng)人員數(shù)，等等。 ，本文從技術(shù)創(chuàng)新人才、技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新成果（人、財(cái)、物）三個(gè)方面技術(shù)創(chuàng)新水平，分別選用R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D經(jīng)費(fèi)支出和發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量這三個(gè)指標(biāo)予以衡量，分別用TH、TZ和TP表示。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證分析采用1997—2013年重慶市的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來(lái)自于《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998—2014）。由于重慶市1997年升級(jí)為直轄市，行政區(qū)劃發(fā)生較大調(diào)整，故而以1997年為研究樣本的起始年限；而2013年數(shù)據(jù)為當(dāng)前可從《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》獲取的最新數(shù)據(jù)，所以選取2013年為截止年限。

表2各變量（消除了物價(jià)變動(dòng)）的描述性統(tǒng)計(jì)量

變量單位樣本數(shù)量標(biāo)準(zhǔn)差均值中位數(shù)最小值最大值

GDP億元173 606.795 215.184 085.191 509.7512 582.68

K億元179 398.1010 294.196 764.701 208.2231 648.50

L萬(wàn)人1795.701 573.771 551.771 454.771 715.40

TH萬(wàn)人171.182.782.581.375.26

TZ億元1756.1257.0239.025.82175.46

TP件17833.18612.35178142 426

三、實(shí)證分析結(jié)果

本文使用EVIEWS8.0計(jì)量軟件，采用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)與誤差修正模型等計(jì)量方法對(duì)重慶市技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行估計(jì)。為了減小數(shù)據(jù)波動(dòng)，降低模型的異方差性，同時(shí)不改變?cè)兞块g的線(xiàn)性關(guān)系與數(shù)據(jù)性質(zhì)，對(duì)各指標(biāo)的數(shù)據(jù)全部進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理。變換后的GDP、資本存量、從業(yè)人員總計(jì)、R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D經(jīng)費(fèi)支出和發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量記為ln GDP、ln K、ln L、ln TH、ln TZ和ln TP。這里采用C—D函數(shù)模型對(duì)索洛模型具體化。

設(shè)索洛模型具體形式為GDPt =AKαt Lβt THηt TZφt TPθt eut ，并對(duì)模型兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)得：

ln GDPt=ln A+αln Kt+βln Lt+ηln THt+

φl(shuí)n TZt+θln TPt+ut

其中α為產(chǎn)出的資本彈性，β為產(chǎn)出的勞動(dòng)彈性，η為產(chǎn)出的技術(shù)創(chuàng)新投入彈性，φ為產(chǎn)出的技術(shù)創(chuàng)新人才彈性，θ為產(chǎn)出的技術(shù)創(chuàng)新成果彈性。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于選用的指標(biāo)是時(shí)間序列，而大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，為避免出現(xiàn)偽回歸，采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表3。

表3各指標(biāo)數(shù)據(jù)ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF10%臨界值5%臨界值1%臨界值A(chǔ)IC檢驗(yàn)形式平穩(wěn)性

ln GDPt-3.247 149-3.324 976-3.759 743-4.728 363-4.398 140（C，T，1）不平穩(wěn)

dln GDPt-5.417 779***-2.771 129-3.259 808-4.420 595-7.452 880（C，0，6）平穩(wěn)

ln Kt-1.983 789-3.362 984-3.828 975-4.886 426-5.777 476（C，T，3）不平穩(wěn)

dln Kt-3.705 571*-3.342 253-3.791 172-4.800 080-5.685 208（C，0，1）平穩(wěn)

ln Lt-2.236 777-3.324 976-3.759 743-4.728 363-7.164 994（C，T，1）不平穩(wěn)

dln Lt-3.857 922**-3.342 253-3.791 172-4.800 080-7.309 578（C，T，1）平穩(wěn)

ln THt-2.608 078-3.310 349-3.733 200-4.667 883-3.521 737（C，T，0）不平穩(wěn)

dln THt-4.003 097***-2.681 330-3.081 002-2.740 613-3.959 148（C，0，0）平穩(wěn)

ln TZt-2.981 658-3.324 976-3.759 743-4.728 363-1.809 806（C，T，1）不平穩(wěn)

dln TZt-3.551 098**-2.690 439-3.098 896-4.004 425-1.448 430（C，0，1）平穩(wěn)

ln TPt-2.365 200-3.342 253-3.791 172-4.800 080-0.237 631（C，0，2）不平穩(wěn)

dln TPt-6.992 128***-2.690 439-3.098 896-4.004 425-0.023 060（C，0，1）平穩(wěn)

注：*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平；（C，T，K）分別表示截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，K的取值依據(jù)AIC準(zhǔn)則（AIC值為最小時(shí)，對(duì)應(yīng)的K值為最優(yōu)）確定。

由表3可知，ln GDP、ln K、ln L、ln TH、ln TZ和ln TP的ADF統(tǒng)計(jì)量值均大于相應(yīng)ADF檢驗(yàn)10%的顯著性水平下的臨界值，表明原序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列；但是它們的一階差分序列在10%的顯著性水平下均為平穩(wěn)時(shí)間序列。故而原序列滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型的前提條件——時(shí)間序列的單整次數(shù)相同，均為I（1）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整是指多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線(xiàn)性組合是平穩(wěn)的。如果多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量具有協(xié)整關(guān)系，則這些變量間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系；盡管一次沖擊會(huì)使它們?cè)诙唐谄x均衡位置，但是偏差不會(huì)逐步積累，長(zhǎng)期它們?nèi)詴?huì)自動(dòng)回到均衡位置（龐皓，2010）。如果這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不具有協(xié)整關(guān)系，則這些變量相互間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，不可將它們進(jìn)行回歸分析。協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法，一種是基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，一種是基于單一方程的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：第一步，用OLS法作協(xié)整回歸；第二步，檢驗(yàn)協(xié)整回歸模型殘差的平穩(wěn)性。若殘差平穩(wěn)，則變量間存在協(xié)整關(guān)系，若不平穩(wěn)，則不存在協(xié)整關(guān)系。回歸方程估計(jì)如下：

lnGDPt∧[]=[]-1.239[]+[]0.178lnKt[]（0.149）+[]0.661lnLt[]（0.166）+[]

t=（1.190）（3.979）

0353lnTHt[]（0.197）+[]0.252lnTZt[]（0.104）+[]0.055lnTPt[]（0.046）

（1.794）（2.423）（1.180）

R2=0.998DW=1.209n=17

采用ADF檢驗(yàn)對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得其無(wú)常數(shù)項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)、滯后期為1的ADF統(tǒng)計(jì)量值為-3.865 098，在1%的顯著性水平下，殘差項(xiàng)為平穩(wěn)序列，即協(xié)整回歸方程中的各變量間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整回歸方程具有實(shí)際意義。同時(shí)通過(guò)查表，在1%顯著性水平下，dL=0.480，dU=1.847，所以dL由協(xié)整回歸方程可以看出，在長(zhǎng)期內(nèi)，重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的資本彈性為0.178，勞動(dòng)力彈性為0.661，技術(shù)創(chuàng)新人才彈性為0.353，技術(shù)創(chuàng)新投入彈性為0252，技術(shù)創(chuàng)新成果彈性為0.055。盡管勞動(dòng)力和資本對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較技術(shù)創(chuàng)新大，但是技術(shù)創(chuàng)新，尤其是技術(shù)創(chuàng)新人才與技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用同樣十分明顯而不容忽視。雖然重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力尚未由要素驅(qū)動(dòng)和投資驅(qū)動(dòng)升級(jí)至創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，但是創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的勢(shì)頭已愈來(lái)愈強(qiáng)，距離實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的蛻變已愈來(lái)愈近。

3.誤差修正模型

根據(jù)恩格爾和格蘭杰1987年提出的格蘭杰表述定理，如果變量X與變量Y具有協(xié)整關(guān)系，則它們的短期非均衡關(guān)系總能用一個(gè)誤差修正模型表述，即：

ΔYt=lagged（ΔY，ΔX）-λ·ecmt-1+μt

0<λ<1

上式中，ecmt是非均衡誤差項(xiàng)或長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)（協(xié)整回歸方程的殘差項(xiàng)），λ是短期調(diào)整參數(shù)（李子奈 等，2010）。本文采用（1，1）階自回歸分布滯后模型擬合變量間的短期非均衡關(guān)系，變換后的誤差修正模型如下：

ΔlnGDPt=α1ΔlnKt+β1ΔlnLt+η1ΔlnTHt+φ1ΔlnTZt+θ1ΔlnTPt-λecmt-1+μt

對(duì)上式回歸分析得：

ΔlnGDPt∧[]=[]0.292ΔlnKt[]（0.130）+[]0.642ΔlnLt[]（0379）+[]0236ΔlnTHt[]（0177）+[]

t=（2.240）（1.696）（1.334）

0.204ΔlnTZt[]（0.085）+[]0.035ΔlnTPt[]（0.028）-[]0.550ecmt-1[]（0.299）

（2.391）（1239）（-1.837）

R2=0.343DW=1.244n=16

由于誤差修正項(xiàng)ecmt-1含有被解釋變量滯后項(xiàng)ln GDPt-1，不滿(mǎn)足DW檢驗(yàn)法的適用前提條件，不能使用DW檢驗(yàn)法檢測(cè)誤差修正模型的自相關(guān)性。因此，采用GB檢驗(yàn)法，得nR2=8.35< χ20.01（2）=9.21，在1%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，即誤差修正模型不存自相關(guān)現(xiàn)象?？傮w來(lái)看，模型的擬合效果還算不錯(cuò)。

由誤差修正模型可知，在短期內(nèi)，重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的資本彈性為0.292，勞動(dòng)力彈性為0.642，技術(shù)創(chuàng)新人才彈性為0.236，技術(shù)創(chuàng)新投入彈性為0.204，技術(shù)創(chuàng)新成果彈性為0.035。短期調(diào)整參數(shù)為0.550，表明上一期重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與其長(zhǎng)期均衡值的偏差，將在當(dāng)期以上一期偏差的55.0%得到調(diào)整，上一期偏離得越遠(yuǎn)，當(dāng)期調(diào)整的量就越大。

與重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期的主要驅(qū)動(dòng)力一樣，重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期依舊是以資本和勞動(dòng)力的要素和投資驅(qū)動(dòng)為主。值得注意的是，在長(zhǎng)期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的影響更加明顯，這可能是由于技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的完全發(fā)揮有一個(gè)滯后期，隨著時(shí)間的推移，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生產(chǎn)力的促進(jìn)作用會(huì)更多地表現(xiàn)出來(lái)。還需要注意的是，技術(shù)創(chuàng)新成果（主要是指授權(quán)發(fā)明專(zhuān)利）對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不明顯，其彈性值和對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量值均很小。一方面可能是由于專(zhuān)利轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力也有一個(gè)時(shí)滯；另一方面也可能是存在著較多的不合需求的無(wú)效發(fā)明專(zhuān)利，一部分發(fā)明專(zhuān)利只是從實(shí)驗(yàn)室里被創(chuàng)造出來(lái)，脫離現(xiàn)實(shí)生活，不符合企業(yè)和居民需求，企業(yè)無(wú)法有效地利用這些專(zhuān)利改進(jìn)產(chǎn)品和增加產(chǎn)出。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用1997—2013年重慶市相關(guān)序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用索洛新古典增長(zhǎng)模型與柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)重慶市技術(shù)創(chuàng)新以及資本和勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。其中技術(shù)創(chuàng)新被分解為技術(shù)創(chuàng)新人才、技術(shù)創(chuàng)新投入與技術(shù)創(chuàng)新成果三個(gè)部分。實(shí)證結(jié)果表明：技術(shù)創(chuàng)新已成為重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力，但是其驅(qū)動(dòng)地位還不牢固，資本和勞動(dòng)力增長(zhǎng)仍是重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)力量；技術(shù)創(chuàng)新人才和投入直接服務(wù)于企業(yè)，可迅速轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較為明顯；技術(shù)創(chuàng)新成果由于受轉(zhuǎn)換時(shí)滯和市場(chǎng)需求的影響，對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則十分微弱。

基于上述研究結(jié)論，為增強(qiáng)重慶市技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，加速重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力由要素驅(qū)動(dòng)和投資驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，可從以下四個(gè)方面著手：第一，繼續(xù)深化科技體制改革，形成更加暢通的技術(shù)創(chuàng)新渠道，設(shè)立更多的關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新的獎(jiǎng)項(xiàng)，鼓勵(lì)社會(huì)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，形成積極主動(dòng)的創(chuàng)新意識(shí)和創(chuàng)新氛圍。第二，引進(jìn)和培育更多的高層次技術(shù)創(chuàng)新人才，一方面可從東部發(fā)達(dá)省市甚至海外引進(jìn)高層次技術(shù)型人才，另一方面也應(yīng)注重從本土高校培養(yǎng)適應(yīng)重慶未來(lái)發(fā)展的技術(shù)型人才，形成穩(wěn)定的本土技術(shù)創(chuàng)新人才基礎(chǔ)。第三，繼續(xù)加大對(duì)科技事業(yè)的投入力度。根據(jù)上文分析，技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響幾乎不亞于資本，然而2013重慶市R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重僅為1.39%，而江蘇省為2.41%，上海市為3.56%，北京市則高達(dá)598%。重慶市實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略，必須加大對(duì)科技事業(yè)的投入力度。第四，更加注重科技成果的轉(zhuǎn)化。一方面，技術(shù)創(chuàng)新要堅(jiān)持需求導(dǎo)向、市場(chǎng)導(dǎo)向，使技術(shù)創(chuàng)新成果更接地氣，能夠?yàn)槭袌?chǎng)所接受，企業(yè)可迅速應(yīng)用于生產(chǎn)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一方面，科技服務(wù)部門(mén)（如科技局和專(zhuān)利局）可將有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新成果與有類(lèi)似技術(shù)創(chuàng)新需求的企業(yè)進(jìn)行匹配，積極主動(dòng)地將技術(shù)創(chuàng)新成果向企業(yè)宣傳，減少企業(yè)的搜尋成本，盡量縮短技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的時(shí)滯。第五，持續(xù)推動(dòng)創(chuàng)新資源向重點(diǎn)領(lǐng)域集聚。受制于重慶市自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，技術(shù)創(chuàng)新不可能面面俱到、遍地灑水，要集中有限的技術(shù)創(chuàng)新資源，找準(zhǔn)技術(shù)創(chuàng)新的主攻方向和突破口，著力支持支柱產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，保證經(jīng)濟(jì)持久穩(wěn)定增長(zhǎng)。

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Empirical Study of the Effect of Technical Innovation

on Chongqings Economic Growth

WEN Chuanhao1，2，HUANG Lei1，LAN Xiujuan1，LI Chunyan1

（1.Research Center of the Economy of the Upper Reaches of Yangtze River， Chongqing Technology and Business

University， Chongqing 400067， China； 2.School of Statistics and Mathematics， Zhongnan University of Economics

and Law， Wuhan 430073， China）

Abstract： Technical innovation is decomposed into such three levels as technical innovation talent， technical innovation input and technical innovation achievement. Based on the relevant time series data of Chongqing during 19972013， this paper made an empirical research on the effect of the technical innovation on Chongqings economic growth by Solow growth model and CobbDouglas production function， cointegration test， GB test and ECM model and so on. The empirical results show that the innovationdriven power of Chongqings economic growth is fairly strong， but its position is not yet stable， factordriven power and investmentdriven power are still the main sources of its economic growth， that the technical innovation talents and input are the dominant force for its economic growth， however， the technical innovation achievement doesnt have an obvious influence on its economic growth. Therefore， Chongqing should continue to deepen the reform of the science and technology system， introduce and cultivate more highclass science and technology talents， enhance the input on science and technology research， speed up the transformation of technical innovation achievements into real productivity and boost the transformation of factordriven and investmentdriven into innovationdriven for Chongqings economic development.

Key words： technical innovation； economic growth impetus； Solow Model； innovationdriven； investmentdriven； factordriven； technical innovation talent； technical innovation input； technical innovation achievement

CLC number：F062.4；F12719Document code：AArticle ID：16748131（2015）06007007

（編輯：楊睿）