湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響分析及相關(guān)政策建議

江 鑫

（湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南 湘潭 411100）

自改革開(kāi)放三十多年以來(lái)，湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取得了顯著的成就。據(jù)統(tǒng)計(jì)2014年湖南省GDP總量達(dá)到27048.5億元，GDP增速為9.5%。然而湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是通過(guò)高投入、高能耗以及廉價(jià)勞動(dòng)力的投入取得的。這種粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式改革開(kāi)放三十多年以來(lái)對(duì)湖南省的告訴發(fā)展起到了巨大的推動(dòng)作用。但與此同時(shí)，這種增長(zhǎng)方式也使湖南省付出了沉重的資源和環(huán)境代價(jià)。為了盡快轉(zhuǎn)變這種粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，上至全國(guó)下至湖南省都大力提倡集約式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，注重提高自主創(chuàng)新能力，培育企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力。而在集約式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，技術(shù)進(jìn)步的作用是不可忽視的。湖南省作為中部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引領(lǐng)推動(dòng)的先行者，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能否可持續(xù)保持長(zhǎng)期穩(wěn)定，對(duì)中部地區(qū)整體的示范帶動(dòng)作用乃至全國(guó)的經(jīng)濟(jì)中高速持續(xù)增長(zhǎng)都大有助益。那么在湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)深度轉(zhuǎn)型期間，實(shí)證研究技術(shù)進(jìn)步對(duì)湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)力度也就越發(fā)顯得重要。

從眾多技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究理論梳理來(lái)看，專門(mén)針對(duì)研究湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用的文獻(xiàn)還比較少，本文便是在已有理論研究的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建回歸方程模型來(lái)探討湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，以及湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)短期影響，然后為湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型提出政策建議提出。

一、研究方法和數(shù)據(jù)處理

計(jì)量分析中，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，在進(jìn)行對(duì)數(shù)變換之后，變量的聯(lián)動(dòng)關(guān)系就表現(xiàn)為自變量變動(dòng)的百分比引起因變量變動(dòng)的百分比的程度。假設(shè)湖南省總量生產(chǎn)函數(shù)是柯布—道格拉斯（C-D）函數(shù)：Y=，本文取對(duì)數(shù)t后變?yōu)?lnYt=?lnKt+βlnLt+εlnRt+lnAt+u，其中 Yt、Kt、Lt、Rt分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步。?、β、ε分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出彈性，lnAt為常數(shù)項(xiàng)，而u是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文在分析的過(guò)程中，選取地區(qū)生產(chǎn)總值gdp來(lái)衡量湖南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而將固定資本投資（fcp）和就業(yè)人數(shù)（ye）及科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（R&D）作為影響其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三個(gè)變量。本文根據(jù)《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒（1990—2013）》選取地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），年末從業(yè)人數(shù)（ye）及固定資本投資（fcp）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒（1990—2013）》選取科技研發(fā)投入（rd）數(shù)據(jù)。采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)法進(jìn)行研究，所使用的樣本為1990—2013年的年度數(shù)據(jù)。為消除價(jià)格因素和異方差性影響，以1990年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI為基期（1990=100），將名義GDP、固定資本投資以及科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（R&D）三組數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)CPI處理后變?yōu)閷?shí)際值。

二、實(shí)證分析

（一）檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性

為防止偽回歸的出現(xiàn)，本文首先采用ADF法對(duì)lgdp、lfcp、lrd、lye及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。其一階差分序列記為d.lgdp、d.lfcp、d.lrd、d.lye。本文使用 STATA12.0版本對(duì)這些時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和BP檢驗(yàn)，以綜合判定其平穩(wěn)性。綜合考慮PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，可以有把握地得出以下結(jié)論，即認(rèn)為變量地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值和研發(fā)投入R&D的對(duì)數(shù)值只有一階差分之后在5%置信水平下拒絕有單位根的原假設(shè)才平穩(wěn)，而固定資產(chǎn)投資和年末勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)值不用一階差分就在5%置信水平下拒絕有單位根原假設(shè)而平穩(wěn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

因?yàn)閮H有變量地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值LGDP和R&D研發(fā)投入的對(duì)數(shù)值是非平穩(wěn)且一階單整的，所以只研究這兩個(gè)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否存在。通過(guò)stata軟件操作，發(fā)現(xiàn)選取滯后階數(shù)為4階是比較合適的，而且此時(shí)其協(xié)整秩為1，也就是說(shuō)二者存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

這意味著湖南省GDP增長(zhǎng)與科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（R&D）之間存在著協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。同時(shí)，可得到協(xié)整方程模型如下：

該協(xié)整方程模型整體上是非常顯著的，卡方值為994.7105，p值為0.0000。該方程反映的是地區(qū)生產(chǎn)總值與科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展投入（R&D）之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。令e=0，將模型進(jìn)行變形可得：

這個(gè)方程說(shuō)明的是湖南省R&D對(duì)湖南省的地方生產(chǎn)總值的長(zhǎng)期作用是正向的，而且比較顯著，R&D每增加1個(gè)百分點(diǎn)，長(zhǎng)期來(lái)看，湖南省GDP就正向增加0.5114025個(gè)百分點(diǎn)。

（三）建立回歸方程模型

湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP，研發(fā)投入rd的取對(duì)數(shù)一階差分值平穩(wěn)，然后固定資產(chǎn)投資fcp及年末就業(yè)總?cè)藬?shù)ye的對(duì)數(shù)值亦平穩(wěn)。因此以d.lgdp為因變量，以lfcp及d.lrd和lye為自變量建立的模型整體方程估計(jì)結(jié)果（見(jiàn)下表）。

整體方程回歸估計(jì)分析結(jié)果

從上述分析結(jié)果中可以看到，模型的F值（3，19）=21.30，P值（Prob>F=0.0199），說(shuō)明模型的整體還是比較顯著的。模型的可決系數(shù)（R2=0.9889）為0.9889，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.9873為0.9873，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度還是相當(dāng)不錯(cuò)的。

建立回歸方程模型如下：

變量lfcp的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤是0.0950668，t值為0.56，p值為0.015，在 95%的置信區(qū)間為（-0.0508357，0.3471184），因此系數(shù)非常顯著。變量lye的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤事1.215939，t值是0.81，p值為0.035，系數(shù)也是非常顯著的，95%的置信區(qū)間為（-4.751056，0.3389221）。變量d.lrd的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0362164，t值為0.55，相伴概率為0.186，95%的置信區(qū)間為（-0.0557328，0.958709），此時(shí)系數(shù)非常不顯著。從該模型中可以得到很多結(jié)論：（1）固定資產(chǎn)投資的系數(shù)為正且非常顯著，這說(shuō)明湖南省的固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的變化是具有顯著的正向作用的額，在一定程度上說(shuō)明了粗放的固定資產(chǎn)投資仍然是湖南省的重要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力，而且固定資產(chǎn)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，gdp就增長(zhǎng)0.148個(gè)百分點(diǎn)。（2）年末就業(yè)人數(shù)的系數(shù)為負(fù)且非常顯著，這說(shuō)明湖南省的年末就業(yè)人數(shù)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的變化具有顯著的負(fù)相關(guān)作用的。在一定程度上說(shuō)明了湖南省的就業(yè)市場(chǎng)已經(jīng)趨向飽和，過(guò)多的就業(yè)人口反而會(huì)降低經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率，減緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。（3）而R&D研發(fā)投入在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)很不顯著，或者說(shuō)科技投入不能立竿見(jiàn)影，并沒(méi)有成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的近期推動(dòng)力。但是從協(xié)整方程（2）式看，R&D研發(fā)投入在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用還是很明顯的，R&D每增加1個(gè)百分點(diǎn)，湖南省GDP長(zhǎng)期就正向增加0.5114025個(gè)百分點(diǎn)。

三、對(duì)策建議

本文通過(guò)對(duì)湖南省1990—2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析看出，湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠資本和勞動(dòng)力投入來(lái)拉動(dòng)，R&D投入短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用很小，長(zhǎng)期內(nèi)則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用很大，所以，綜上所述，我們可以比較有把握地說(shuō)，湖南省目前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式還相對(duì)比較粗放，距離集約型增長(zhǎng)模式還有一段比較長(zhǎng)的路要走。為此我們應(yīng)確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步快速增長(zhǎng)的前提下，大力加大對(duì)R&D和人力資本的投入，以技術(shù)創(chuàng)新為手段，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。鑒于此，本文提出以下意見(jiàn)：（1）加大R&D研發(fā)專項(xiàng)投入；（2）積極擴(kuò)大R&D研發(fā)人員數(shù)量并提高其質(zhì)量；（3）以技術(shù)創(chuàng)新為手段，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

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