中国R&D投入与经济增长的协整关系分析

谭越璇

摘 要：R&D投入与经济发展的关系一直是研究的热点，科技进步对于经济的促进作用日益增加，而R&D投入在科技进步中起到了核心作用。本文通过分析R&D投入与经济增长的协整关系，研究R&D投入对经济发展的促进作用，进而提出相应的建议。

关键词：R&D投入；GDP；协整关系

一、我国R&D投入与经济增长的协整关系实证分析

1.变量选取及数据来源

我们选取了1995年-2014年间中国的R&D投入（单位：亿元）反映样本期的R&D投入状况，用国民生产总值GDP（单位：亿元）表示经济增长状况（见表一）。本文用国内生产总值指数和商品零售价格指数（1978=100）分别对名义GDP和R&D投入进行换算，得到实际GDP（PGDP）和实际R&D投入（PRD）。同时为了避免时间序列数据的异方差，在得到实际值以后对实际的R&D投入和实际GDP取自然对数，得到LNPGDP和LNPRD。

2.计量分析与结果说明

（1）检验变量平稳性

在进行协整分析以前，必须先检验变量是否平稳。采用Dickey-Fuller的ADF检验方法。对表1中的LNPGDP和LNPRD以及其一阶差分变量DLNPGDP和DLNPRD进行平稳性检验。虽然时间序列LNPGDP和LNPRD是非平稳的，但是它们的一阶差分DLNPGDP和DLNPRD是平稳的。由此可以知道，时间序列LNPRD和LNPGDP都是一阶单整的，即I（1）。所以，序列可能会存在协整关系。

（2）协整检验

协整检验：根据Engle和Granger对协整所做的原始定义，对于双变量模型，协整要求两个变量具有相同的单整阶数。单位根检验中我们已经得出了两个变量都是一阶单整的结论，故此我们采用E-G两步法首先用OLS法估计协整向量，再检验残差是否存在单位根。利用计量分析软件Eviews9.0，我们得出下面的方程：

LNPGDP=4.746+0.18844*LNPRD

（177.6727） （14.2576）

R2=09187校正的R2=0.9141，F=203.28，DW=0.2748，括号内为t统计量。

根据查表可知，DW值显示该回归方程残差存在序列相关。因而应用广以最小二乘法（GLS）对回归方程进行修正。通过一阶自回归AR（1）修正，得到：

LNPGDP=4.7897+0.1738*LNPRD AR（1）=0.8980

（66.4594） （5.7585）

R2=09789校正的R2=0.9765，F=394.99，DW=1.5125，括号内为t统计量。

然后对残差的单位根检验。估计的残差e1=LNPGDP-4.7897-0.1738*LNPRD，对残差e1进行单位根检验，结果见表3所示。由于ADF值小于5%水平的临界值，估计的残差序列e1在5%的水平拒绝原假设因此可以确定残差序列是0阶单整，LNPGDP、LNPRD存在协整关系。

（4）格兰杰因果关系检验

根据上述协整检验的结果，我们知道R&D投入与经济增长之间存在着均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需要应用Granger因果关系做进一步的验证。格兰杰因果关系检验结果见表4。

注：表格第二三列的每一行种第一个数据是F统计量数值，括号内数据是F统计量在零假设成立时的概率显著水平。

二、结论

本文通过实证进一步证明了中国经济增长与R&D投入存在着长期均衡关系，但二者还不是双向因果关系。中国的R&D投入是中国经济增长的格兰杰原因，而中国的经济增长则不是R&D投入增加的格兰杰原因。这说明了R&D投入对我国经济增长起到了促进的作用，因而必须加R&D经费投入。建立稳定的投入机制，充分发挥政府资金的导向作用，通过补贴、税收优惠等多种政策组合引导社会增加R&D经费投入。加强产学研合作，缩短科技成果转化周期，降低之后其对经济增长的影响。

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