申童童

摘 要：本文采用計量分析模型來計算出河南省全要素生產(chǎn)率（TFP），作為經(jīng)濟增長質量的代理變量。然后運用相對比較法和主成分分析法確定河南省創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新績效、創(chuàng)新制度的指數(shù)，以及河南省區(qū)域創(chuàng)新能力綜合指數(shù)。通過Eviews對河南省經(jīng)濟增長質量與創(chuàng)新能力的關系進行實證分析。

關鍵詞：經(jīng)濟增長質量；創(chuàng)新能力指數(shù)；回歸分析

早在19世紀六十年代，就有美國學者指出要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的促進作用越來越重要，更有學者指出R&D是解釋全要素生產(chǎn)率（TFP）增長的決定因素。所以我們進行的主要實證研究就是經(jīng)濟增長質量與區(qū)域創(chuàng)新能力的關系。

一、河南省TFP的測定

我們假設區(qū)域創(chuàng)新能力，包括創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新制度與經(jīng)濟增長質量是顯著正相關的，我們將借鑒經(jīng)濟學中新增長理論的有關研究成果提出研究的計量模型，并測算和分析區(qū)域創(chuàng)新能力各部分對河南省TFP的貢獻。

（一）模型的選取。國內(nèi)外學者對于各種宏觀層次上創(chuàng)新能力與經(jīng)濟發(fā)展水平關系的實證研究，主要采用的直接提出基本計量模型，我們認為計量分析模型可以較好的反應TFP和創(chuàng)新能力之間關系的方程式。按照Grossman和Helpman的思路對其模型進行修正，得到如下計量模型：

其中，Cre表示創(chuàng)新能力，將Cre替換為B（basic）、

I（input）、O（output）和S（system）即得到關于創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新制度的計量模型。

（二）TFP的測定。全要素生產(chǎn)率TFP的測算方法很多，目前主要分為增長核算法和經(jīng)濟計量法。增長核算法以新古典增長理論為基礎，主要是Solow余值法。因此，本文根據(jù)下式（6-3）采用傳統(tǒng)的Solow余值法來測算河南省的TFP數(shù)值。

關于各變量的表示如下：

用不變價格的GDP表示產(chǎn)出Y。

K是物質資本存量，采用一個簡單且有效的方法即永續(xù)盤存法，對河南省物質資本存量進行測度。計算方法如下：

Kt，Kt-1分別表示t時期的物質資本存量和t-1時期的物質資本存量；It表示t時期的固定資產(chǎn)投資凈額；δ表示t時期的固定資本的折舊率，取10%。

L指生產(chǎn)過程中實際投入的勞動量，這里采用歷年全社會從業(yè)人員數(shù)量作為勞動力投入量的指標。考慮目前大多數(shù)關于我國TFP研究中β的取值，在計算河南省的TFP時，也取β為0.4進行計算。

根據(jù)已經(jīng)獲得的所有基礎數(shù)據(jù)，利用公式3來計算河南省1995-2014年的TFP數(shù)值。從計算結果可知，自1995年以來，河南省TFP基本保持增長的趨勢，且差異正在逐漸增大，表明河南省整體經(jīng)濟增長質量在不斷提高，這與河南省的實際情況是相符的。

二、河南省創(chuàng)新能力指數(shù)的生成

（一）計算各指標得分值。我們選取了關于創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新制度的16個指標構成了河南省區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標體系，為了將這些指標合成一個綜合指標，本文采用相對比較法將各強度指標數(shù)據(jù)轉化為指標得分值。計算公式如下：

在上式中，Vmaxt表示某個指標值X在1995-2014年的時間跨度內(nèi)的最大值，Vmint表示某個指標值X在1995-2014年的時間跨度內(nèi)的最小值，經(jīng)過這樣的改進，該指標可以表示時間上的相對水平。

對于河南省區(qū)域自主創(chuàng)新能力評價指標體系中的正指標可以采用上式來計算強度指標的得分值，而預算外與預算內(nèi)支出之比這一指標是逆指標，在計算其得分值時需對（公式5）式進行改進，

（二）權重的確定。在計算完各強度指標的得分值之后，需要確定各個指標得分的權重。采用主成分分析法來確定指標得分權重。首先我們通過主成分分析法提取若干主成分，然后用各主成分對應的系數(shù)按每個主成分的方差貢獻率加權得到綜合的系數(shù)，最后按照綜合系數(shù)進行歸一化處理，得到的就是各個指標得分值的權重，進一步得到區(qū)域創(chuàng)新能力的綜合指數(shù)。下表列出近幾年創(chuàng)新能力綜合指數(shù)。

三、實證分析

（一）變量相關性檢驗。通過Eviews做經(jīng)濟增長質量與區(qū)域創(chuàng)新能力、創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新制度的相關性檢驗，得到如下結果：創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長質量之間發(fā)展趨勢一致，基本呈線性關系，具體看經(jīng)濟增長質量與區(qū)域創(chuàng)新能力各方面相關關系，經(jīng)濟增長質量與創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度的發(fā)展趨勢也是一致的，基本呈線性關系。但經(jīng)濟增長質量與創(chuàng)新產(chǎn)出沒有呈現(xiàn)出線性關系，沒有呈現(xiàn)遞增或者遞減的趨勢，這與我們之前分析的河南省創(chuàng)新產(chǎn)出的實際情況是基本一致的。河南省創(chuàng)新產(chǎn)出之所以與經(jīng)濟增長質量不成線性趨勢，主要原因就在于河南省創(chuàng)新活動的產(chǎn)學研不能很好的結合，創(chuàng)新產(chǎn)出的轉化率較低，創(chuàng)新活動的成果市場性較弱，未能很好的轉化為生產(chǎn)力，服務于河南省經(jīng)濟的發(fā)展。

（二）TFP與Cre、B、I、S的平穩(wěn)性檢驗。建立時間序列回歸模型的前提是序列必須是平穩(wěn)的，但直接對取對數(shù)后的自變量并非平穩(wěn)，若直接進行線性回歸，容易出現(xiàn)虛假回歸問題。因此，在進行線性回歸之前，我們需要對每一個序列進行平穩(wěn)性檢驗?？紤]到河南省經(jīng)濟增長質量與創(chuàng)新產(chǎn)出不成線性關系，因此我們將創(chuàng)新產(chǎn)出這一變量從計量模型中剔除。我們采用ADF檢驗方法對河南省TFP與區(qū)域創(chuàng)新能力以及創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度這三個方面的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。

通過對各變量的時間序列進行單位根檢驗，我們得出水平條件下，ADF臨界值的絕對值均大于0.1水平下的臨界值的絕對值，各變量在1%顯著性水平下都是平穩(wěn)的，因此，河南省TFP與區(qū)域創(chuàng)新能力、創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度均是平穩(wěn)序列。

（三）格蘭杰因果關系檢驗。為了驗證河南省區(qū)域創(chuàng)新能力以及創(chuàng)新基礎、投入、制度與河南省經(jīng)濟增長質量之間的因果關系，我們需要進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果表明，創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新制度與河南省經(jīng)濟增長質量之間均存在格蘭杰因果關系，表示經(jīng)濟增長質量與創(chuàng)新的三個方面的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中，而區(qū)域創(chuàng)新能力與河南省經(jīng)濟增長質量之間不存在格蘭杰因果關系。

（四）模型計量與參數(shù)估計。通過eviews6.0對模型進行回歸分析，由回歸分析結果可知，模型可絕系數(shù)R2和F統(tǒng)計值較高，表明回歸方程擬合效果良好，回歸模型通過了顯著性檢驗；除了創(chuàng)新投入，t統(tǒng)計量在不同顯著水平上均通過檢驗，表明各解釋變量對被解釋變量顯著。綜合來說，線性回歸分析結果良好。

四、實證分析結論

（1） 河南省創(chuàng)新能力雖然近十幾年都是呈現(xiàn)增長的趨勢，但是對經(jīng)濟增長質量的關系并不顯著，我們可以通過創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新制度對河南省經(jīng)濟增長質量（TFP）的實證分析結果來說明情況。

創(chuàng)新基礎對經(jīng)濟增長起到促進的作用，創(chuàng)新基礎系數(shù)為2.9053，表明河南省創(chuàng)新基礎每增加一個百分點，經(jīng)濟增長質量提升2.9053%。創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度對經(jīng)濟質量增長起到負作用，這主要是隨著創(chuàng)新投入的加大和相關制度在頒布執(zhí)行之初，創(chuàng)新技術和設備等各個方面都在逐漸完善，可以對創(chuàng)新活動起到保駕護航的作用，能夠切實促進經(jīng)濟增長質量的提高，無論從執(zhí)行力度上還是政策與實際情況的適應程度都在減弱，使得創(chuàng)新政策對經(jīng)濟增長質量促進作用開始弱化直至若負相關。

（2）通過模型回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗，我們可以看出創(chuàng)新基礎對經(jīng)濟增長質量有一定程度的促進作用，并且同經(jīng)濟增長質量之間互成因果關系；創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度雖與經(jīng)濟增長互成因果關系，但是創(chuàng)新投入和創(chuàng)新制度對經(jīng)濟增長呈負增長的關系。

（3）而河南省區(qū)域創(chuàng)新能力中的創(chuàng)新投入則未通過檢驗，

表明其對經(jīng)濟增長質量的作用不顯著，格蘭杰因果關系檢驗也顯示兩者不互為因果關系。

究其原因，主要有一下兩個方面：第一，雖然從全國各地區(qū)創(chuàng)新能力來看，河南省在創(chuàng)新投入方面明顯處于較弱的地位，無論是財力投入還是人力投入都和全國水平有一定差距，這是不可否認的事實；但是就河南省內(nèi)的實際情況來看，創(chuàng)新投入可能存在投入過剩的情況。第二，河南省創(chuàng)新投入存在邊際效應遞減規(guī)律，創(chuàng)新投入的力度逐年加大并不能相應的促進創(chuàng)新產(chǎn)出在量和質上同步發(fā)展，對經(jīng)濟增長質量的作用逐漸減弱，甚至不顯著。

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