基于var模型的地方財政科技投入與經(jīng)濟增長的實證分析

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1、基于VAR模型的地方財政科技投入與經(jīng)濟增長的實證分析摘要：根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，采用廣東省19782007年的時間序列數(shù)據(jù)，通過建立VAR模型、協(xié)整分析及格蘭杰因果關(guān)系檢驗對廣東省財政科技投入與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明，研發(fā)投入對經(jīng)濟增長產(chǎn)生長期穩(wěn)定的均衡作用，并且研發(fā)人員和研發(fā)投入兩個變量之間存在相互促進(jìn)作用。基于這一結(jié)論，提出了相關(guān)政策和建議，從而使財政科技投入更好地發(fā)揮其作用，促進(jìn)經(jīng)濟的持續(xù)、健康、快速發(fā)展?！　￡P(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；財政科技投入；VAR模型；協(xié)整分析　　中圖分類號：F

2、290(0.14240)(0.00230)　　lny=-3.3074lnh-0.8668lnRD+2.2780lnh*lnRD-　　0.0098TREND(79)（3-5）　　(0.30640)(0.08925)(0.22083)(0.00148)　　lny=-1.2754lnRD-0.6715lnh*lnRD-　　0.0914TREND(79)（3-6）　　(1.15033)(1.55888)(0.03155)　　lny=-０．０８０６lnh*lnRD-0.0240TREND(79)（3-7）　　(0

3、.03485)(0.00152)　　其中，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量值?！　。?-3）、（3-4）和（3-5）式表明，固定資產(chǎn)投資和交互項lnh*lnRD的交叉項回歸系數(shù)為正，而研發(fā)人員和研發(fā)投入的系數(shù)為負(fù)。表明研發(fā)人員和研發(fā)投入這兩個變量之間存在相互促進(jìn)的關(guān)系，只是單獨增加某一項投入的作用是不明顯的。這就說明，當(dāng)使用科技投入政策來促進(jìn)經(jīng)濟績效的時候，應(yīng)該首先考慮RD資本存量的提高，然后要考慮到RD人員的引進(jìn)等配套政策。（3-6）和（3-7）中各項變量均為負(fù)，研發(fā)只有在其他投資的基礎(chǔ)上才能發(fā)揮較大作用。另外，從業(yè)

4、人數(shù)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生反作用，一方面這可能說明了廣東的勞密型產(chǎn)業(yè)比例逐步減少，而低技能勞動力過多，給整個經(jīng)濟帶來了負(fù)面影響；另一方面可能是RD投入與發(fā)達(dá)國家相比明顯不足，表現(xiàn)如下：1）研發(fā)投入不足。雖然廣東省經(jīng)濟快速增長，但研發(fā)投入總量基數(shù)小，還未構(gòu)成對經(jīng)濟增長的有力支撐；2）經(jīng)濟增長方式的影響。長期以來廣東經(jīng)濟主要依靠資源和資本驅(qū)動增長，經(jīng)濟增長質(zhì)量不高，對于科技進(jìn)步對經(jīng)濟增長的作用重視不夠；3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。廣東省在相當(dāng)長的時期里，主要以第二產(chǎn)業(yè)為主，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)導(dǎo)致投資結(jié)構(gòu)不

5、合理，致使財政支出側(cè)重于第二產(chǎn)業(yè)，而對于科技含量高的第三產(chǎn)業(yè)投資率偏低?！　【C上可見，廣東省研發(fā)投入對經(jīng)濟增長產(chǎn)生長期穩(wěn)定的均衡作用，但協(xié)整關(guān)系檢驗并不能確定兩者是否具備統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系，只能說lny與lnRD具備了存在格蘭杰因果關(guān)系的可能性，尚需進(jìn)一步驗證。下面來考察這兩個變量之間的因果關(guān)系，根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則滯后期取2，檢驗結(jié)果如表3?！　∫蚬P(guān)系檢驗的結(jié)果表明，在1%顯著性水平下，1978-2007年廣東省RD投入與經(jīng)濟增長之間存在單向的因果關(guān)系，即經(jīng)濟增長是研發(fā)投入的Granger原因

6、，而廣東省研發(fā)投入增加不是經(jīng)濟增長的Granger原因。意味著經(jīng)濟增長越快誘發(fā)研發(fā)投入規(guī)模的增大，而廣東省的經(jīng)濟增長主要誘因不是研發(fā)投入，短期研發(fā)投入的增加或減少未引起經(jīng)濟增長的變化。但協(xié)整關(guān)系反映的是變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，而研發(fā)投入又顯著地進(jìn)入這一關(guān)系，這就意味著研發(fā)投入是經(jīng)濟增長的長期驅(qū)動因素。　?。ǘ┫蛄空`差修正模型　　誤差修正模型反映了被解釋變量的短期波動和長期均衡。同時，Engel和Granger(1987)證明了將協(xié)整關(guān)系引入模型后，可以用有限階的VAR過程來描述一階差分構(gòu)成過程，即進(jìn)行

7、向量誤差修正。在得到了由?駐lnyt、?駐lnlt、?駐lnkt、?駐lnht、?駐lnRDt和?駐（lnh*lnRD）t這四個I（0）過程組成的VAR（2）后，將得出的協(xié)整方程引入模型，就得到了在無約束差分形式下人均GDP及其滯后項、固定資產(chǎn)投資及其滯后項、從業(yè)人員數(shù)及其滯后項、RD人員及其滯后項、RD投入及其滯后項組成的VECM。估計時，采用的Johnson極大似然估計法，與協(xié)整分析一致，選取L＝2，含截距和不含時間項的線性趨勢假設(shè)。下表顯示的是在5%水平下VECM的參數(shù)估計結(jié)果。　　從表4可以得出

8、模型VECM的其中一個具體形式如下：　　ECM不僅能反映時間序列之間的長期均衡關(guān)系，而且能反映短期偏離長期均衡的修正機制。（3-8）式的誤差修正項系數(shù)為正，符合正向修正機制。誤差修正系數(shù)為0.1912，各變量均通過長期均衡關(guān)系來影響人均GDP的增長，每年lny的實際值與長期值或均衡值的偏差大約有19%被糾正，表明對人均GDP修正幅度較大?！　”?的VECM估計結(jié)果說明了研發(fā)人員和研發(fā)投入對經(jīng)濟增長的短期影響較大，彈性分別為（0.923764