皖北三市科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)研究

張克榮，劉武藝，魏 遙，時(shí) 偉，陳德宇

(1.阜陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 阜陽(yáng) 236041;2.阜陽(yáng)師范學(xué)院科研處，安徽 阜陽(yáng) 236041)

皖北三市科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)研究

張克榮1，劉武藝2，魏 遙1，時(shí) 偉2，陳德宇2

(1.阜陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 阜陽(yáng) 236041;2.阜陽(yáng)師范學(xué)院科研處，安徽 阜陽(yáng) 236041)

利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的誤差修正模型研究了皖北三個(gè)地級(jí)城市科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與科技投入之間短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡相關(guān)度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，皖北三市科技投入量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的相關(guān)在統(tǒng)計(jì)上極為顯著。從彈性系數(shù)看，科技投入對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也十分明顯，皖北三市的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)對(duì)科技投入的彈性系數(shù)分別為0.4781%、0.0296%和0.6656%，潛在推動(dòng)效率均超過100，這說(shuō)明皖北三市科技投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用非常強(qiáng)。

科技投入;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);阜陽(yáng);亳州;宿州

皖北地區(qū)的大部分縣市經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然比較落后，尤其是皖北三市七縣(亳州、宿州、阜陽(yáng)和沿淮的鳳陽(yáng)、壽縣、霍邱、懷遠(yuǎn)、五河、固鎮(zhèn)、濉溪縣)，人口眾多，農(nóng)業(yè)人口的比重大，工業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后，是中部欠發(fā)達(dá)省份中極具代表性的區(qū)域。安徽省委、省政府于2008——2010年先后多次出臺(tái)了針對(duì)皖北三市七縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展的專門文件，［1，2］給予10條扶持性政策，希望加快這些縣市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，“皖北”多指工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后的諸如阜陽(yáng)、亳州和宿州等省轄市(縣)。皖北地區(qū)要“搶抓發(fā)展機(jī)遇，發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，加快工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程，在轉(zhuǎn)型升級(jí)中實(shí)現(xiàn)跨越發(fā)展”，［2，3］科技投資(科技投入)及其經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)則是相關(guān)政府部門經(jīng)常采用和必須考慮的重要抓手。

投資、外貿(mào)和消費(fèi)常被經(jīng)濟(jì)學(xué)家稱為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”:國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)需要投資的刺激，增加投資也有利于擴(kuò)大消費(fèi)需求。《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006——2020年)》提出，在2020年之前，我國(guó)的科技發(fā)展總體目標(biāo)是全社會(huì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重要達(dá)到2.5%以上，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率力爭(zhēng)達(dá)到60%以上，對(duì)外技術(shù)依存度降低到30%以下……然而，我國(guó)欠發(fā)達(dá)地區(qū)都存在不同程度的研發(fā)資金短缺現(xiàn)象，有限的科技經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)水平就格外受到人們的關(guān)注。本文以皖北地區(qū)三個(gè)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地級(jí)城市(阜陽(yáng)、亳州和宿州)為例，利用協(xié)整檢驗(yàn)方法分析科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)程度，利用誤差修正模型(ECM)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與科技投入之間的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，探討經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)或促進(jìn)作用的定量關(guān)系，以期為政府部門和企事業(yè)單位決策和規(guī)劃提供參考。

一 數(shù)據(jù)獲取及其預(yù)處理

本文采用1997－2009年的科技投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于有關(guān)年份的《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，主要有皖北七個(gè)地級(jí)城市的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)和科技投入(KJTR)，并做相應(yīng)的數(shù)據(jù)處理。其中，“科技投入”采用了科技支出的數(shù)據(jù)，因?yàn)槊磕昕萍贾С鰮芸钆c科技投入經(jīng)費(fèi)基本持平，而現(xiàn)有歷年的科技投入數(shù)據(jù)難以獲取且不完整。“科技支出”主要是指各級(jí)政府部門撥付的直接用于科技活動(dòng)的款項(xiàng)，包括科學(xué)事業(yè)費(fèi)、科技三項(xiàng)費(fèi)、科研基建費(fèi)等等。對(duì)于以上兩類變量，分別用當(dāng)年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)換算為以1992年不變價(jià)格的數(shù)值，取各變量的自然對(duì)數(shù)值以消除可能的異方差，分別得到各地級(jí)市地區(qū)生產(chǎn)總值(符號(hào):lnhb、lnhn、lnbz、lnfy、lnsz、lnbb、lnla)和科技投入(符號(hào):lnkhb、lnkhn、lnkbz、lnkfy、lnksz、lnkbb、lnkla)。

二 計(jì)量模型和理論方法

本文采用誤差修正模型(ECM)、單位根檢驗(yàn)和協(xié)整理論(也稱格蘭杰因果檢驗(yàn))系統(tǒng)地分析了皖北地區(qū)七個(gè)地級(jí)市科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。通過誤差修正模型可以揭示變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系和短期關(guān)系，但在做誤差修正模型分析之前必須確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，而在格蘭杰因果檢驗(yàn)之前必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，而具有協(xié)整關(guān)系的變量才能構(gòu)建誤差修正模型。下面將有關(guān)模型和理論方法做簡(jiǎn)要的說(shuō)明。［4 －6］

1.單位根檢驗(yàn)。

平穩(wěn)序列圍繞一個(gè)均值波動(dòng)，并有向其靠攏的趨勢(shì)，若一個(gè)變量序列是平穩(wěn)序列，表示為I(0)，若變量序列經(jīng)一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，則稱為一階單整序列，記為I(1)。檢驗(yàn)變量序列是否平穩(wěn)的方法稱為單位根檢驗(yàn)。

本文采用ADF方法檢驗(yàn)。對(duì)于變量序列{xt}，該檢驗(yàn)的一般形式為:p

其中a為常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，p為滯后階數(shù)。該檢驗(yàn)的零假設(shè)H0∶r=0，備擇假設(shè) H1∶r＜0。如果接受假設(shè)H0，則說(shuō)明變量序列{xt}存在單位根，即它是非平穩(wěn)序列;否則變量序列{xt}不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)變量序列之間的協(xié)整關(guān)系，該方法是由Engle和Granger最先提出來(lái)，故稱格蘭杰因果檢驗(yàn)。其思想可表達(dá)為:盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上變量序列為非平穩(wěn)序列(即每個(gè)變量都存在單位根)，但若它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這些變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整。常用EG兩步法和Johansen法。本文采用EG兩步法，該方法的第一步是用一個(gè)變量對(duì)其余變量做普通最小二乘回歸，得到殘差序列，第二步對(duì)殘差序列進(jìn)行EG或AEG檢驗(yàn)，若殘差序列是平穩(wěn)的I(0)序列，以說(shuō)明各變量之間存在著協(xié)整關(guān)系;再分析協(xié)整回歸方程。若殘差序列不平穩(wěn)，則變量間不存在協(xié)整關(guān)系。

3.誤差修正模型。

對(duì)單方程情形，若內(nèi)生變量yt和外生變量(x1t，x2t，……xnt是一階協(xié)整的，估計(jì)的長(zhǎng)期均衡方程為:

yt=β1x1t+β2x2t+…… +βnxnt+εt，εt～I(xiàn)(0)

則與其對(duì)應(yīng)的ECM模型可表示為:

其中Δ表示變量的一階差分，ecm是長(zhǎng)期回歸方程中的殘差。

三 結(jié)果

1.單位根檢驗(yàn)。

本文應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0對(duì)1997－2009年間皖北地區(qū)及七個(gè)地級(jí)市的科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)的關(guān)系進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)皖北地區(qū)僅阜陽(yáng)、亳州和宿州的結(jié)果存在著同階、一致而平穩(wěn)的檢驗(yàn)結(jié)果，其他城市則否(見表1)。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值均大于臨界值，說(shuō)明它們是非平穩(wěn)序列，存在單位根;一階差分序列ΔLBZ或二階差分序列Δ2LTGDP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值，說(shuō)明差分序列是平穩(wěn)序列，不存在單位根;其他變量數(shù)據(jù)亦同理。因此，變量序列地區(qū)生產(chǎn)總值與科技投入分別存在I(1)和I(2)的單位根過程。

表1 皖北三市GDP與科技投入(1997－2009)的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型的建立。

從前面的分析可知，皖北三個(gè)地級(jí)市(阜陽(yáng)、亳州、宿州)地區(qū)生產(chǎn)總值與科技投入之間是平穩(wěn)的，分別存在一階單整或二階單整。本文用EG兩步法檢驗(yàn)兩類變量之間的關(guān)系，以找出二者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。利用最小二乘法對(duì)三個(gè)城市及皖北的地區(qū)生產(chǎn)總值與科技投入進(jìn)行協(xié)整回歸分析，結(jié)果分述如下:

(1)阜陽(yáng)市的回歸方程和誤差修正模型。

方程下面圓括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t檢驗(yàn)值，回歸系數(shù)具有顯著性。D.W.值為0.7060，通過查表可認(rèn)為方程不存在自相關(guān)，R2為0.7809，說(shuō)明模型具有較高的相關(guān)，解釋能力較強(qiáng)。同理，如果回歸方程中兩個(gè)變量具有協(xié)整關(guān)系，則誤差項(xiàng)εt應(yīng)具有平穩(wěn)性。εt可表示如下:

對(duì)εt做AEG檢驗(yàn)，采用無(wú)截距項(xiàng)和無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的模型形式，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為0，得到檢驗(yàn)值為－2.4733，查AEG臨界值表知，顯著性水平1%的臨界值為－2.7719(表2)，可以認(rèn)為L(zhǎng)GFY與LKFY之間存在協(xié)整關(guān)系。同樣，根據(jù)格蘭杰定理，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可建立誤差修正模型。以ecm表示長(zhǎng)期均衡方程中的誤差項(xiàng)建立誤差修正模型(ecm可根據(jù)εt表達(dá)式計(jì)算)，結(jié)果如下:

模型中各變量回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正向系數(shù)為負(fù)，也符合反向修正機(jī)制。由于樣本區(qū)間較短，D.W.檢驗(yàn)值較小，通過查表可以認(rèn)為方程不存在自相關(guān)，且方程整體顯著性滿足，可以接受該方程。

(2)亳州市的回歸方程和誤差修正模型。

方程下面圓括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t檢驗(yàn)值，回歸系數(shù)具有顯著性。D.W.值為1.4023，表明方程不存在自相關(guān)，R2值為0.3995，說(shuō)明模型有一定的解釋力。同理，若回歸方程中兩個(gè)變量具有協(xié)整關(guān)系，則誤差項(xiàng)εt應(yīng)具有平穩(wěn)性，εt可表示為:

對(duì)εt進(jìn)行AEG檢驗(yàn)，采用無(wú)截距項(xiàng)和無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的模型形式，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為0，得值－3.3653。查AEG臨界值表，1%顯著性水平的臨界值為－2.7719，故可認(rèn)為L(zhǎng)GBZ與LKBZ之間存在協(xié)整關(guān)系。同樣，根據(jù)格蘭杰定理可知，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，建立誤差修正模型。以ecm來(lái)表示長(zhǎng)期均衡方程的誤差項(xiàng)建立誤差修正模型的結(jié)果如下:

模型中各變量回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正向系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。由于樣本區(qū)間較短，D.W.檢驗(yàn)值較小，通過查表，可以認(rèn)為方程不存在自相關(guān)，且方程整體顯著性滿足，接受該方程。

3.宿州市的回歸方程和誤差修正模型。

方程下面圓括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t檢驗(yàn)值，回歸系數(shù)具有顯著性。D.W.值為2.1272，表明方程不存在自相關(guān)，R2值為0.8025，說(shuō)明模型相關(guān)性很高。同理，如果回歸方程中兩個(gè)變量具有協(xié)整關(guān)系，誤差項(xiàng)εt應(yīng)具有平穩(wěn)性。εt可表示如下:

對(duì)εt進(jìn)行AEG檢驗(yàn)，采用無(wú)截距項(xiàng)和無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的模型形式，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為0，得值－7.0992，查AEG臨界值表，顯著性水平2%的臨界值為－2.7719。故可以認(rèn)為L(zhǎng)GSZ與LKSZ之間存在協(xié)整關(guān)系。同樣，根據(jù)格蘭杰定理可知，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可建立誤差修正模型。因此，以表示長(zhǎng)期均衡方程中的誤差項(xiàng)建立誤差修正模型，結(jié)果如下:

模型中各變量回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正向系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。考慮樣本區(qū)間較短，D.W.檢驗(yàn)值不大，通過查表可認(rèn)為方程不存在自相關(guān)，且方程整體顯著性滿足，可以接受該方程。

表2 皖北三市誤差修正模型的誤差變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

四 分析和討論

1.模型彈性分析。

在誤差修正模型中，皖北三市科技投入變量的差分項(xiàng)前面系數(shù)可以看作是GDP對(duì)科技投入的彈性系數(shù)，據(jù)此可以分析科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)作用的彈性。例如，△LKFY、△LKBZ和△LKSZ前面系數(shù)為 0.4781、0.0296和0.6656，這說(shuō)明阜陽(yáng)、亳州和宿州三市的地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)科技投入的彈性系數(shù)分別為0.4781、0.0296和0.6656(即每當(dāng)科技投入增長(zhǎng)1%時(shí)，地區(qū)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)0.4781%、0.0296%和0.6656%)。彈性系數(shù)定量地給出了科技投入對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)的具體大小。從本文的結(jié)果可以看出，皖北地區(qū)阜陽(yáng)、亳州和宿州三市生產(chǎn)總值對(duì)科技投入的彈性系數(shù)較大，說(shuō)明科技投入對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有很大的推動(dòng)作用。

2.經(jīng)濟(jì)推動(dòng)效率。

為進(jìn)一步分析科技投入對(duì)地區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用，這里引入一個(gè)新系數(shù)，稱為“推動(dòng)效率”，表示GDP對(duì)該變量彈性系數(shù)與該變量推動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在GDP中所占份額的比值，其中Di表示在某一時(shí)間區(qū)段內(nèi)GDP對(duì)某一變量的彈性系數(shù)，Si表示該變量在該時(shí)間內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)或拉動(dòng)效應(yīng)占有GDP的平均百分比，此系數(shù)是一個(gè)無(wú)量綱數(shù)值，可以排除彈性系數(shù)中不同變量份額因素變異的影響。如果q＜1，表示某一變量的拉動(dòng)效應(yīng)是消極的，少于變量自身占據(jù)的GDP的份額;如果q＞1，表示此變量對(duì)GDP的拉動(dòng)效應(yīng)是積極、高效率的，超過自身在GDP中所占據(jù)的份額;如果q＞100，表示某一變量在這一階段對(duì)GDP的拉動(dòng)作用是特別顯著的(表3)。

表3 皖北三市科技(經(jīng)費(fèi))投入(1997—2009)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)效率

由表3的計(jì)算結(jié)果可以看出，科技投入對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用是很積極的，推動(dòng)效率系數(shù)均超過100，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)一個(gè)顯著特征就是科技投入的效應(yīng)比較顯著。應(yīng)該說(shuō)，工業(yè)化城市發(fā)展早期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較為相似。其中，阜陽(yáng)、宿州三市的推動(dòng)效率系數(shù)均達(dá)到1000以上，亳州的推動(dòng)效率系數(shù)在100左右，這說(shuō)明皖北地區(qū)阜陽(yáng)、宿州兩市的科技對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中潛在的引領(lǐng)作用十分明顯。亳州主要盛產(chǎn)中藥材而被譽(yù)為“藥都”，即第一產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)，第二和第三產(chǎn)業(yè)相對(duì)落后，科技投入的貢獻(xiàn)也相對(duì)較弱。以上分析表明，今后皖北三市的科技投入(科技投資)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演非常重要的角色;科技投入是刺激欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的主要手段，能夠高效率拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

3.模型誤差模型的修正項(xiàng)系數(shù)。

誤差修正模型的ecm修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的拉回或調(diào)整力度，系數(shù)估計(jì)值一般是負(fù)值。從誤差修正模型可以看出，前面的系數(shù)分別是－0.5501、－0.3341和－1.3962，誤差修正項(xiàng)拉回或調(diào)整的力度均比較大。在誤差修正模型中，皖北三市地區(qū)生產(chǎn)總值和科技投入差分項(xiàng)基本反映了短期波動(dòng)的影響。皖北三市GDP增長(zhǎng)的短期變動(dòng)可分解為兩部分:短期的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)的影響和偏離長(zhǎng)期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)模型系數(shù)的大小可以大致反映科技投入對(duì)GDP偏離長(zhǎng)期均衡的拉回或調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值(－0.5501、－0.3341、－1.3962)看，當(dāng)短期波動(dòng)導(dǎo)致偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，科技投入將以(－0.5501、－0.3341、－1.3962)的彈性將GDP從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。這一過程體現(xiàn)了長(zhǎng)期均衡誤差對(duì)GDP偏離的控制。

五 結(jié)論

本文分析了皖北三市的科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系，建立誤差修正模型得到了反映它們之間長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)的表達(dá)式。從彈性系數(shù)可以看出，科技投入對(duì)皖北三市地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用很明顯，地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)科技投入的彈性系數(shù)均較大。從推動(dòng)效率看，科技投入對(duì)皖北三市國(guó)民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用是積極的。欠發(fā)達(dá)地區(qū)科技投入以短期波動(dòng)的形式顯著地影響當(dāng)?shù)厣a(chǎn)總值的變化;實(shí)際上，長(zhǎng)期均衡所起的作用也比較大，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)分別為 －0.5501、－0.3341 和 －1.3962，說(shuō)明欠發(fā)達(dá)地區(qū)科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用非常強(qiáng)，科技投入的短缺勢(shì)必會(huì)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。當(dāng)?shù)卣谌嬲猩桃Y、廣開投資和融資渠道的同時(shí)，不能忽視科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用;政府部門和企事業(yè)單位應(yīng)持續(xù)不斷地加大科技投資的力度，以維持地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)性與穩(wěn)定性。

［1］中共安徽省委省人民政府關(guān)于加快皖北和沿淮部分市縣發(fā)展的若干政策意見［C］.2008.

［2］中共安徽省委安徽省人民政府關(guān)于進(jìn)一步加快皖北地區(qū)發(fā)展的若干意見［C］.2010.

［3］善做“轉(zhuǎn)變”大文章——皖北崛起正當(dāng)時(shí)［N］.安徽日?qǐng)?bào)，2010－06－18.

［4］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:EVIEWS應(yīng)用及實(shí)例(第一版)［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2006:154－158.

［5］張曉峒.EViews使用指南與案例［M］.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2007:133－136.

［6］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與 EVIES應(yīng)用［M］.北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2008:98－174.

Analysis of Pulling－effect of Investments in Science and Technology to Economic Growth of Three Cities in the Northern Anhui Province

Zhang Kerong，Liu Wuyi，Wei Yao，Shi Wei，Chen Deyu

This research tries to indicate the relationship between scientific investments and the economy development level of three cities in Northern Anhui Province through the analysis of VECM(Vector Error Correction Model).It was found that investments in science and technology has obviously led to the economic development of these cities，and the coefficients of elasticity are 0.4781%，0.0296%and 0.6656%respectively，and the potential coefficient of economic promoting efficiency is more than 100.The result also showed that the investments in science and technology attributed a lot to the regional GDPs，which suggested that investments in science and technology played much important roles in the economy development of three cities.

investment in science and technology;economy growth;Fuyang;Bozhou;Su Zhou

F224

A

1672－6758(2012)08－0113－3

張克榮，碩士，副教授，阜陽(yáng)師范學(xué)院。研究方向:區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

劉武藝，博士，副教授，阜陽(yáng)師范學(xué)院。研究方向:科研管理。

魏遙，博士，副教授，阜陽(yáng)師范學(xué)院。研究方向:物流管理、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

時(shí)偉，博士，教授，阜陽(yáng)師范學(xué)院。研究方向:科研管理。

陳德宇，博士，教授，阜陽(yáng)師范學(xué)院。研究方向:科研管理。

安徽省軟科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目(11020503042)、安徽省軟科學(xué)研究重大項(xiàng)目(12020503002)和阜陽(yáng)師范學(xué)院科研項(xiàng)目(2011WLGH02ZD)

Class No.:F224Document Mark:A

(責(zé)任編輯:蔡雪嵐)