從研發支出的投入看我國科技成果轉化現狀
——基于VAR模型

李妙奇

一、引言

1996年，我國制定《中華人民共和國科技成果轉化法》。2005年以來，先后批準了50個高新技術產業標準化示范區。近年來，各省市出臺的促進科技成果轉化條例，鼓勵國有及國有控股企業，加大科技成果轉化投入，并匹配相應的股權、期權等激勵方式。科技成果轉化政策“三部曲”——《促進科技成果轉化法》、《實施〈促進科技成果轉法〉若干規定》、《促進科技成果轉移轉化行動方案》（簡稱《行動方案》）以及擴大范圍后的《國有科技型企業股權和分紅激勵暫行辦法》，是科技成果轉化實施路徑的一個整體考慮和系統性部署。

1，我國科研成果轉化現狀

與歐美國家相比，我國科技成果轉化率處于較低水平。要形成高效科技成果轉化，必須要有強大創新能力的團體。高校、研究所、企業與科研機構等，要不斷為產業輸送科技成果。楊登才（2020）通過我國28個省市的科技成果轉化的面板數據發現，我國科技成果轉化效率的地域差距明顯，東、中部地區創新發展勢頭良好，而西部地區創新能力相對較弱。北京和浙江是轉化率較高城市，其次是安徽、天津、上海和海南；如要形成聯通的產業鏈，發現市場需求，必須打通信息渠道。孫龍，雷良海（2020）通過政策量化分析，分析了上海市財政支持科技成果轉化的135份相關政策文本發現，缺少針對科技中介扶持培育的政策。沒有高端技術服務中介和優秀的技術服務人員，就無法打通產業鏈的信息渠道。要具備完備的科技成果轉化激勵制度，知識產權保護體系不夠健全、研發支出投入與科研獎勵經費不足，會導致科技成果轉化熱情不足等問題。張國會（2020）在分析科研成果提供者的困境后認為，我國科技成果轉化中，涉及國有科研單位科技成果轉化行為的法律，如《事業單位國有資產管理暫行辦法》、《實施<中華人民共和國促進科技成果轉化法＞若干規定》中指出，涉及國有資產處置和對外投資，必須經主管財政部門審批，轉化收益歸單位所有，并實行“收支兩條線”管理。

研發投入的規模和質量，代表一個國家的創新能力和經濟實力，研發經費從投入、到產生科技成果，最后轉化為生產力，促進經濟增長的過程極為重要。

2，我國研發支出投入現狀

研究表明，不同經濟發展水平的地區、不同類型的企業的研發支出對經濟增長均有不同的滯后性。企業間創新競爭激烈，企業必須要在關鍵核心技術上進行持續、長期的研發投入才能形成較為長久的核心競爭力。辛璐，羅守貴（2020）采用中國31個省份數研發經費支出、GDP等相關數據構建面板模型，得出結論，認為研發支出對專利產出的促進作用具有3年的滯后性，而專利產出對經濟增長促進作用又具有2年的滯后性。吉軒帆，梅姝娥（2020）利用5個制造業的子行業上市企業的數據構建面板模型，認為研發投入對企業的盈利能力影響具有滯后性，在醫藥制造業和設備制造業中，研發投入需要經過1年的時間才能提高企業的盈利能力，然而在化學原料、化學制造業里，研發支出對當年和次年的盈利能力均有較明顯的促進作用。

二、模型估計與實證

2.1 變量選取與數據來源

本文將GDP增長率作為被解釋變量（DGDP），和研發支出費用占GDP的比例（RDE）作為解釋變量，采用1997-2017年21年的數據，數據來源為世界銀行數據庫，構建VAR模型來觀察研發支出投入對經濟增長的影響。

以1997-2017年中國GDP增長率的數據和研發支出費用占GDP的比例三個數據指標為基準，分別記作指標DGDP、RED，為了方便計算，GDP的單位的億美元。本文使用Eviews10.0作分析，并且繪制出三個指標21年的時序圖，以觀察這三個指標時間序列的平穩性，對平穩性作出初步的估計。時序圖顯示 GDP的增長率DGDP稍有浮動但總體保持平穩，研發支出費用占GDP比例RED變動總體呈現平穩趨勢，變化不明顯。因此，需要利用ADF檢驗進一步分析這三個指標時間序列的平穩性。

2.2 ADF單位根檢驗

首先用Eviews10.0對原序列GDP增長率DGDP、研發支出費用占GDP比例RED進行第一次無差分檢驗后，得到原時間序列變量的ADF檢驗值分別為-1.4936、0.2647，大于各個置信區間的臨界值水平，P值也均大于0.05，因此上指標的原序列是非平穩序列。然后對原序列繼續進行一階差分檢驗，一階差分后的序列ADF檢驗值為-4.2921、-5.8131，且P值也都小于0.05，即在95%的置信水平拒絕該序列存在單位根的原假設，在5%的顯著性水平下為平穩序列，二者可能存在協整關系。

2.3 時間序列設定與Johansen檢驗

根據前文單位根檢驗所分析得出結論，兩個指標時間序列為一階差分單整序列，即同階單整，即可為接下來判斷協整關系，在建立VAR模型的基礎上進行Johansen檢驗。協整檢驗的目的是為了防止偽回歸現象的出現，也是構建向量誤差修正模型的基礎，主要判斷模型內部各變量是否存在長期均衡關系，以及，當短期變動是時間序列偏離了均衡狀態，是如果修復至均衡狀態的。通過LR、FPE、AIC、SC和HQ信息準則判斷差分序列的最佳滯后階數為一階，Johansen協整檢驗顯示，當原假設為“沒有原假設”的P值為0.0202，“有一個協整方程”的P值為0.2880，說明在5%的顯著性水平下，存在協整關系，并且存在一個協整方程。即說明GDP增長率和研發支出費用占GDP比例之間存在長期的協整關系，聯系比較密切，因此可以做接下來的Johansen協整檢驗實證分析。

由此建立誤差修正模型，滯后項為一階。采用誤差修正的研究方法研究GDP增長率、研發支出費用占GDP比例兩個指標間的短期動態關系。根據Eviews10.0檢驗的結果得出協整方程可以用ECM來表示，如方程（1）所示：

誤差修正模型的誤差項估計系數，可以根據其大小判斷對短期內偏離長期趨勢的調整力度。當各種原因導致解釋變量與被解釋變量發生了短期波動、偏離了長期均衡時，會以系數的大小的調整力度將偏離拉回到均衡狀態。RDE每增加一個單位會給DGDP帶來17.0599的增量

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的思想是，如果A變量的變化能夠引起B變量的變化，則A變量可以預測B變量，即A變量有助于解釋B變量將來的變化，則認為A變量是B變量的格蘭杰原因。有從格蘭杰檢驗結果看，P=0.0785＞0.05接受了原假設“RDE不是DGDP的格蘭杰原因”，以P=0.0002＜0.05拒絕原假設“DGDP不是RDE的格蘭杰原因”，說明DGDP是RDE的格蘭杰原因。說明我國GDP增長率和研發支出占GDP比重兩指標之間只存在一個單項的因果關系，GDP增長率是研發支出占GDP比重提高的原因，即經濟增長可以推動技術創新能力的提升，但是研發支出占GDP比重不是GDP增長的主要原因，即研發支出占比的增長沒有顯著推動我國經濟的增長，科學技術也具有一定的時效性，研發支出占比對經濟增長的影響具有一定的滯后性。

三、結論與建議

3.1 結論

本文選取我國1997-2017年GDP增長率和研發支出占GDP比重數據，建立VAR模型，經實證分析，得到以下結論：（1）GDP增長率和研發支出占GDP比重之間存在長期動態均衡關系，從協整方程可以看出，科技研發支出占GDP比每提高1%，會給經濟帶來17.0599的增量；（2）GDP增長率和研發支出占GDP比重只存在一個的單向因果關系，經濟增長在一定程度上推動了研發支出的增長，但是研發支出沒有顯著推動經濟的增長，出現這一矛盾結論的原因在于技術創新科技成果的滯后性，我國研發體系和科技水平和發達國家仍然有著較大的差距，研發經費從投入，到產生科技成果，最后轉化為現實生產力帶來GDP的增長可能需要較長的時間，專利應用的規模化生產可能需要經歷多環節的市場運作。

3.2 建議

當前，國際經濟和產業分工格局調整正被新一輪科技革命和產業變革沖擊著，世界經濟和競爭格局也正在重構。新技術、新產業、新業態、新模式層出不窮，但世界經濟新的增長動力仍未形成，諸多資源環境、安全風險等不確定性因素正逐漸顯現，創新發展已成為全球共識。然而，市場是檢驗應用型科技成果的試金石，要轉化與市場緊密掛鉤的科學技術成果。

（1）發揮政府、企業和高校及科研機構在科技創新的重要作用。政府、企業和高校及科研機構作為科技創新的重要力量，應該各司其職，共同協作。我國政府應該建立科技成果轉化新體系。企業要真正形成以需求為導向、以市場為依歸的研發模式，這樣科研人員的技術研發活動才能和市場需求保持一致，使具有轉化價值的成果比例提高，轉化成消費者真正需要的成果。

（2）調動科研人員積極性，完善考核機制。應該大幅度提高科研成果轉化的收益，并且讓科研人員成為成果的直接受益人。政府可以提高R&D經費，給予企業適當的創新資金支持，企業也可以通過績效考核、對有科研成果的人員做榮譽表彰、獎金激勵、改善科研環境，來提高科學研究的積極性和動力。

（3）實現“產學研”協同發展。從研發投入對GDP增長的貢獻來看，我國的研發投入對經濟增長的影響仍然有限。促進“產學研”合作，搭建創新交流平臺，形成完整的產業鏈，實現從科技到經濟的良性循環，實現資源整合和優勢互補，才能促進創新資源整合。

（4）加強科技成果深化研究。實驗室中的科研成果距離能夠在市場上廣泛應用、形成工業化流程都有著較遠的距離。所以要形成一套完整的行業標準，幫助延伸產業鏈，將科研成果推廣包裝，形成符合市場需求的新產品、新工藝、新技術，解決產品的合格率、穩定性的問題。

（5）加快信息流動效率。建議完善的知識產權制度，將優秀的知識產權成果一定程度上公開化，減少其他研究人員對相似問題重復性的研究，提高研究效率。同時可以讓后來者更好地學習前人的經驗，在前人已有的研究成果上不斷探索，激發創造的活力，更好地促進經濟的增長。