蔣曉光 劉守乾 陳龍丹

（華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 江西南昌 330000）

近年來，國家對研發(fā)經(jīng)費投入力度不斷增強，為創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展奠定了堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)。2016年中國的GDP為74.4萬億，R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出為15676.7億元，居世界第2位，占GDP的2.11%。國家創(chuàng)新投入強度逐漸向發(fā)達(dá)國家靠攏，但我國仍屬科技大國而非創(chuàng)新強國［1］。2011年我國城鎮(zhèn)化率首次超過50%，之后以年均1%的速度增長。但城鎮(zhèn)化質(zhì)量不高、城鄉(xiāng)發(fā)展不協(xié)調(diào)、結(jié)構(gòu)性矛盾突出等難題制約著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程［2］。此外，我國經(jīng)濟(jì)總量雖位居世界第二，但人均GDP與發(fā)達(dá)國家相比仍有較大差距。提高創(chuàng)新效率、優(yōu)化配置創(chuàng)新資源、提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量、培育新的經(jīng)濟(jì)增長點是化解我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展困境的重要舉措［3］［4］。

一、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的互動機理

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長三者的內(nèi)在關(guān)系及其作用機制，一直以來都是學(xué)術(shù)界研究的熱點問題，學(xué)者們從不同角度，運用多種計量方法對其展開了研究，并取得了許多有價值的研究成果。

（一）技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的互動機理

Ben、Reza等通過實證研究分析了技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長有明顯促進(jìn)作用，是經(jīng)濟(jì)增長的長期動力，且技術(shù)創(chuàng)新還會通過知識積累、改變原有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升全要素生產(chǎn)率等途徑直接或間接地推動經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展［5］［6］。唐未兵、嚴(yán)成樑等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健增長也帶動了技術(shù)革新。一方面，經(jīng)濟(jì)增長不僅有利于高新技術(shù)園區(qū)、特色高水平大學(xué)等研究機構(gòu)的建立，而且有利于科研成果轉(zhuǎn)化和激勵機制實施［7］。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長刺激了市場對創(chuàng)新成果的需求，由此推動技術(shù)進(jìn)步［8］。

（二）城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的互動機理

Daniel、Kawsar、陳旭等通過理論分析和實證研究指出城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，且具有相互促進(jìn)的關(guān)聯(lián)機制。一方面，城鎮(zhèn)化過程中人口集聚有利于擴(kuò)大消費和投資需求，資本集聚有利于提高技術(shù)創(chuàng)新水平，產(chǎn)業(yè)集聚則促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與集中化［9］［10］。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長是城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的前提和保證。首先，經(jīng)濟(jì)增長能為城鎮(zhèn)創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，提高居民收入水平。其次，經(jīng)濟(jì)增長帶動了人們對物質(zhì)文化的有效需求，并吸引了各類要素向城鎮(zhèn)集聚，為企業(yè)規(guī)模生產(chǎn)創(chuàng)造條件。最后，經(jīng)濟(jì)增長通過引導(dǎo)社會需求結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進(jìn)而推動消費、產(chǎn)業(yè)、人口等經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)化［11］。

（三）技術(shù)創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化的互動機理

袁博、王蘭英等認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的推動作用主要表現(xiàn)在人口、空間、社會等幾個方面。首先，技術(shù)創(chuàng)新能提高就業(yè)崗位的多樣性，滿足不同領(lǐng)域、不同技能水平就業(yè)人員對職位的需求，推動人口城鎮(zhèn)化發(fā)展。其次，技術(shù)創(chuàng)新可以優(yōu)化城市空間布局，推動空間城鎮(zhèn)化發(fā)展。最后，技術(shù)創(chuàng)新有利于將城市先進(jìn)的文化、價值觀念、管理方式向農(nóng)村地區(qū)輸出，推動社會城鎮(zhèn)化發(fā)展［12］［13］。Gerald、Sotirios等認(rèn)為城鎮(zhèn)化有利于創(chuàng)新成果的產(chǎn)生和擴(kuò)散。一方面，作為生產(chǎn)要素聚集地，城鎮(zhèn)為技術(shù)創(chuàng)新提供可能。另一方面，相比農(nóng)村，城市的制度環(huán)境更加優(yōu)良，司法、行政、教育體系建立，不僅能避免企業(yè)間非法交易與競爭，而且能疏通創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和傳播渠道［14］［15］。

綜上所述，城鎮(zhèn)化能通過技術(shù)創(chuàng)新的乘數(shù)效應(yīng)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，技術(shù)創(chuàng)新也能通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、改變供需關(guān)系、增加就業(yè)機會間接推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程，三者之間存在內(nèi)生性問題。但大部分研究只注重技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長這三者之間的兩兩關(guān)系研究。本文將三者作為一個整體研究其互動規(guī)律，對于合理配置創(chuàng)新資源、提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增速具有重要意義。

二、技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)采用R＆D經(jīng)費內(nèi)部支出占當(dāng)年GDP比值表示（記作tech）［16］。城鎮(zhèn)化指標(biāo)基于人口城鎮(zhèn)化，采用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥葋砗饬浚ㄓ涀鱱rb）［17］。經(jīng)濟(jì)增長采用人均實際GDP作為衡量指標(biāo)，為消除價格因素影響，增強不同年份數(shù)據(jù)間的可比性，以1995年人均實際GDP為基期對數(shù)據(jù)進(jìn)行平減處理，得到各年人均實際GDP（記作rgdp）［18］。文中數(shù)據(jù)均來自1995—2015年《中國統(tǒng)計年鑒》，以創(chuàng)新投入強度、城鎮(zhèn)化水平為比例尺度，人均實際GDP為定量尺度，為避免異方差效應(yīng)，對所有變量進(jìn)行對數(shù)化處理，分別記為 lntech、lnurb和 lnrgdp。

（二）SVAR模型設(shè)定

本文研究三變量AB型SVAR模型，需要對同期關(guān)系矩陣A設(shè)定3 x（3-1）／2＝3個約束條件才能恰好識別［19］。根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，做出如下假設(shè)：（1）當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新不受經(jīng)濟(jì)增長和城鎮(zhèn)化影響；（2）當(dāng)期城鎮(zhèn)化受技術(shù)創(chuàng)新影響，但不受經(jīng)濟(jì)增長影響；（3）當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長受技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化影響。在假設(shè)條件基礎(chǔ)上，本文對矩陣A、B做如下限定：

（三）序列平穩(wěn)性檢驗

在建立SVAR模型之前，需要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以避免“偽回歸”現(xiàn)象［20］。本文采用ADF檢驗方法，其中最優(yōu)滯后階數(shù)由SC準(zhǔn)則確定，檢驗結(jié)果如下（見表1）：lntech、lnurb以及l(fā)nrgdp的ADF值分別為-2.661、-1.003、-1.559，均大于5%顯著性水平下的臨界值，因此變量均不平穩(wěn)。經(jīng)一階差分后，lntech、lnurb以及l(fā)nrgdp的ADF值分別變?yōu)?3.087、-5.504、-4.097，均通過顯著性檢驗，表明變量平穩(wěn)，可構(gòu)建SVAR模型。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（四）協(xié)整檢驗

由單位根檢驗可知，時間序列l(wèi)ntech、lnurb、lnrgdp雖為非平穩(wěn)序列，但均為一階單整I（見表1），表明變量之間有可能存在長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

結(jié)果顯示（見表2），在5%顯著性水平下，當(dāng)r＝0時，跡統(tǒng)計量值為41.874，大于臨界值29.797，原假設(shè)不成立。當(dāng)r＝1時，跡統(tǒng)計量值為13.092，小于臨界值15.495。在不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)下，最大特征值統(tǒng)計量為28.782，大于5%臨界值21.132，因而拒絕原假設(shè)，即表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系；在最多存在一個協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)下，最大特征值統(tǒng)計量為11.186，小于5%的臨界值14.265，從而確定變量lntech、lnurb和lnrgdp三者之間存在唯一協(xié)整關(guān)系，跡統(tǒng)計量檢驗也得出相同結(jié)論，原假設(shè)得到驗證。

（五）最優(yōu)滯后階數(shù)確定

為完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，需確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)。在LR（似然比）檢驗標(biāo)準(zhǔn)下，滯后階數(shù)為2階時結(jié)果最優(yōu)。而在FPE、AIC、SC、HQ檢驗標(biāo)準(zhǔn)下，最優(yōu)滯后階數(shù)為4階（見表3）。因此，建立SVAR（4）模型。

表3 模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

（六）SVAR模型的估計

在對SVAR模型進(jìn)行估計之前，需驗證模型穩(wěn)定性。通過AR根檢驗后發(fā)現(xiàn)，所有單位根均落在單位圓內(nèi)，說明模型穩(wěn)定。Lnrgdp、lntech以及l(fā)nurb 3個方程的擬合程度都較高，可以進(jìn)一步得到約束矩陣A、B的估計結(jié)果。

從估計結(jié)果可以看出，技術(shù)創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化的同期系數(shù)為0.96，與經(jīng)濟(jì)增長的同期系數(shù)為0.14，在1%的置信水平下都顯著為正，表明當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)增長都有積極顯著影響；當(dāng)期城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長的同期系數(shù)為0.04，0.04＞0，正向影響并不顯著，說明城鎮(zhèn)化在同期有利于經(jīng)濟(jì)增長，但是促進(jìn)作用尚未發(fā)揮出來。

（七）結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)分析

圖1和圖2反映了技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系。由圖1可知，技術(shù)創(chuàng)新的正向沖擊使經(jīng)濟(jì)前期增長較快，第3期達(dá)最大值（0.0095）后逐漸下降，整體呈“倒U”形。圖2表明在受到單位經(jīng)濟(jì)增長的沖擊后，技術(shù)創(chuàng)新在1期表現(xiàn)出較強的正響應(yīng)，2期降低至最低點（-0.0037），4期又轉(zhuǎn)為正響應(yīng)，隨后在0.0025水平波動。相對而言，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊作用更為顯著?？傮w來看，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長已形成良性互動關(guān)系。

圖1 Response of D.lnrgdp to D.lntech

圖2 Response of D.lnrgdp to D.lntech

圖3 和圖4反映了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系。圖3顯示，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的前7期始終處于負(fù)響應(yīng)，之后響應(yīng)為正且呈顯著上升趨勢。這說明城鎮(zhèn)化初期對經(jīng)濟(jì)增長有一定抑制作用，但隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深化，其后發(fā)優(yōu)勢會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。由圖4可知，城鎮(zhèn)化受到經(jīng)濟(jì)增長正向沖擊后，正響應(yīng)隨即上升至最高點（0.0019），在經(jīng)歷1次遞減后逐步平穩(wěn)。在整個響應(yīng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長始終保持正響應(yīng)，說明經(jīng)濟(jì)增長對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展有較強支撐作用。總體來看，經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化具有顯著推動作用，而城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長有長期滯后性。

圖3 Response of D.lnrgdp to D.lnurb

圖4 Response of D.lnurb to D.lnrgdp

圖5 和圖6反映的是城鎮(zhèn)化與技術(shù)創(chuàng)新之間的互動關(guān)系。從圖5可以看出，受技術(shù)創(chuàng)新影響，城鎮(zhèn)化在1期表現(xiàn)出微弱負(fù)響應(yīng)，隨后轉(zhuǎn)為正響應(yīng)并在2期達(dá)到最大，經(jīng)歷由下而上的轉(zhuǎn)折后呈平穩(wěn)趨勢。相反，技術(shù)創(chuàng)新受城鎮(zhèn)化沖擊，響應(yīng)緩慢上升，在第3期達(dá)到最高點（0.0095），之后持續(xù)衰減（圖6）。結(jié)果表明，無論是短期還是長期，我國技術(shù)創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化之間存在顯著相互促進(jìn)關(guān)系。

圖5 Response of D.lnrgdp to D.lnurb

圖6 Response of D.lnurb to D.lnrgdp

（八）方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映隨機擾動項一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對變量現(xiàn)在及未來取值的影響規(guī)律，但無法解釋其對變量的影響程度，本文采用方差分解模型進(jìn)行闡釋。從表4可以看出，經(jīng)濟(jì)增長初期的波動全部來源于本身，技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響甚微。其后，自身因素對經(jīng)濟(jì)增長的解釋力度下降，而技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的解釋力顯著上升。到第10期，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長解釋力度達(dá)31.69%，城鎮(zhèn)化對其解釋力度為17.35%。

表4 方差分解結(jié)果

三、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文得出以下結(jié)論：（1）技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（2）技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化已形成良性互動關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化具有顯著推動作用，而城鎮(zhèn)化推動經(jīng)濟(jì)增長存在長期滯后性。（3）技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響大于城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（二）政策建議

（1）應(yīng)優(yōu)先加大創(chuàng)新投入強度，注重科技人才培養(yǎng)，鼓勵企業(yè)自我創(chuàng)新。同時，政府要深化科技管理體制改革，優(yōu)化創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化與激勵機制，加速科研成果商品化、產(chǎn)業(yè)化，形成產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的創(chuàng)新體系，充分發(fā)揮創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化的拉動作用。

（2）應(yīng)深入推進(jìn)城鎮(zhèn)化，縮短城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長滯后期。通過制定城鎮(zhèn)化長期發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，完善體制機制建設(shè)，保障人口、資本等核心要素有效流動和聚集，使我國城鎮(zhèn)化穩(wěn)健有序進(jìn)行，更早發(fā)揮城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。