航空航天產業R&D投入與產業發展關系實證研究

摘 要：根據1995—2011年的時間序列數據，利用Eviews計量經濟學軟件，對中國航空航天產業RD投入與產業發展之間的關系進行驗證。結果表明，二者之間存在長期的均衡關系，但格蘭杰因果關系并不明顯，也就是說中國航空航天產業RD投入與產業發展尚未形成良性的互動關系。

關鍵詞：航空航天產業；RD投入；產業發展；互動關系

中圖分類號：F260 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）28-0054-02

一、中國航空航天產業RD活動的特征分析

近年來，中國航空航天產業實現了跨越式的發展，產業RD活動的投入和產出也達到了前所未有的規模。在投入方面，2000年，航空航天產業RD活動經費內部支出為137 932萬元，20011年已經達到1 435 570萬元，創歷史新高；RD活動經費內部支出增長率也逐年提升，2001年的增長率為19.78%，之后穩步增長，2010年增長率達到41.14%，2011年達到54.62%。技術改造經費支出達到了373 716萬元，技術引進經費支出達到了21 109萬元。研發人員數量為22634人，比2000年增長了50.7%。在產出方面，2011年中國航空航天產業新產品產值達到，新產品銷售收入4 980 325萬元；專利申請數共計2 114項，有效發明專利授權量達到1 227項，占專利申請總數的58.04%。

二、中國航空航天產業RD投入與產業發展關系實證分析

（一）變量選取

RD投入活動包括RD經費支出和RD活動人員兩個核心因素。新產品產值通常作為企業RD投入活動的產出成果。本文選取RD經費內部支出X1和RD人員全時當量X2作為自變量，選取新產品產值Y作為因變量，來對中國高技術產業的RD投入與產出之間的量化關系進行分析。

（二）數據說明及模型的建立

原始數據來自國家統計局編《高技術產業統計年鑒》。對各變量數據進行平減，剔除物價變動等因素的影響。基于剔除物價變動后的數據，通過分析發現，1995—2011年航空航天產業RD活動人員和經費投入與新產品增加值的變化趨勢大體一致，也即RD活動人員和經費投入與新產品增加值具有一定的線性相關性。根據柯布—道格拉斯生產函數，即Y = AK^αL^β，其中，α，β分別為投入的資本和勞動力對產出的彈性，同時考慮減少異方差性，分別對自變量和因變量取自然對數，本文建立以下模型：LnYt=c+LnX1t+LnX2t +ε，t=1995，···，2011。

（三）實證分析

1.平穩性（ADF）檢驗

變量Log Y和Log X1都是時間序列數據，對其進行平穩性檢驗，最優滯后階數根據AIC準則而確定。根據表1中的結果，變量LnY、LnX1.LnX2的ADF檢驗值均大于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，則不能拒絕原假設，即LnY、LnX1.LnX1都是非平穩序列。LnY（-2）、LnX1（-2）、LnX2（-2）的ADF檢驗值均小于1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值，則LnY（-2）、Ln 1（-2）時間序列不存在單位根，是平穩序列（見下頁表1）。

檢驗結果說明Ln Y、Ln X1.LnX2在1%、5%、10%的顯著性水平下是不平穩的，但其二階差分在在1%、5%、10%的顯著性水平下是平穩的，即Ln Y、Ln X1.LnX2同為二階單整。因此可以進行協整關系檢驗。

2.協整關系檢驗

基于Johansen協整檢驗方法，對變量Ln Y、Ln X1.Ln X2進行協整分析。下頁表2中顯示的是跡統計量的檢驗結果，原假設None下計算的跡統計量的概率P值為0.0668，可以拒絕原假設，認為至少存在一個協整關系；原假設At most 1下計算的跡統計量概率P值為0.6803，不可以拒絕原假設，不認為存在兩個協整關系；原假設At most 2下計算的跡統計量概率P值為0.9634，不可以拒絕原假設，不認為存在兩個以上的協整關系。

根據對數似然值的協整關系，得出協整方程式：LnY=0.4685LnX1+8.52 LnX2。得到LnY、LnX1.LnX2都是正相關的長期均衡關系。即RD活動經費支出和RD活動人員全時當量對航空航天產業的發展在長期有正向的作用，且RD經費支出每增加1%，新產品產值增加0.4685%，RD活動人員全時當量增加1%，新產品產值增加8.52%。

3.誤差修正模型

基于變量間存在的協整關系，進一步建立將短期變化與長期均衡聯系在一起的矢量誤差修正模型（VECM）。經反復試驗利用AIC和SC統計量以及相應滯后期的系數的顯著性判斷后發現，最佳滯后期為2期。因此，建立誤差修正模型的估計結果如下：

△LnY=0.341△LnX1+0.085LnX2-0.4739△LnY（-1）+ 0.133△LnYX2（-1）+0.51△LnX1（-1）-0.129ECM（-1）

從估計結果可以看出，誤差修正項的系數為0.129，表示當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.129的力度作反向調整，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4.格蘭杰因果關系檢驗

為進一步說明各變量之間是否存在因果關系，對各變量進行因果關系檢驗。表3中的顯著性檢驗結果可以看出，在10%的顯著性水平下，0.091小于0.1，拒絕原假設“Ln X1不是Ln Y的格蘭杰原因”，0.0476小于0.05，拒絕原假設“Ln X2不是Ln Y的格蘭杰原因”。說明RD經費支出和人員全時當量是新產品產值的格蘭杰原因。

而檢驗結果顯示，在10%的顯著性水平下，0.5857大于0.1，不能拒絕原假設“Ln Y不是Ln X1的格蘭杰原因”，0.6901大于0.1，不能拒絕原假設“Ln Y不是Ln X2的格蘭杰原因”，說明新產品產值不是RD經費支出和人員全時當量的顯著原因。但由于檢驗結果的滯后期為4，且顯著性水平為10%，說明格蘭杰因果關系并不明顯，也就是說中國航空航天產業RD投入與產業發展尚未形成良性的互動關系。

三、結論及對策建議

通過協整關系式，得到LnY、LnX1.LnX2都是正相關的長期均衡關系。也就是說RD活動經費支出和RD活動人員全時當量對航空航天產業的發展在長期有正向的作用，且RD經費支出每增加1%，新產品產值增加0.4685%，RD活動人員全時當量增加1%，新產品產值增加8.52%。格蘭杰因果關系檢驗結果說明Ln X1是Ln Y的格蘭杰原因，Ln X2是Ln Y的格蘭杰原因，也即RD經費支出和人員全時當量是新產品產值的格蘭杰原因；檢驗結果的滯后期為4，且顯著性水平為10%，說明格蘭杰因果關系并不明顯，也就是說中國航空航天產業RD投入與產業發展尚未形成良性的互動關系。

為進一步提升中國航空航天產業的競爭力，本文認為應從以下幾方面提升航空航天產業R D投入的效果：第一，深化產學研合作，引進外部技術或與高校及科研院所合作來獲取創新產品或技術，為航空航天產業科研注入新的活力；第二，加大航空航天產業的RD投入強度，加強有效管理，提高RD經費的使用效率；第三，重視引進核心科研人員，注重RD人力資源的優化配置。提高RD人員中科學家和高級工程師的比重，優化RD人員的配置及結構。

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[責任編輯 陳麗敏]

收稿日期：2013-06-19

作者簡介：劉麗娟（1989-），女，山西運城人，碩士研究生，從事產業經濟學研究。