陈新国，肖新新

（太原理工大学 经济管理学院，太原 030024）

中国高新技术产业与经济增长的协整分析

陈新国，肖新新

（太原理工大学 经济管理学院，太原 030024）

在分析、回顾高新技术产业与经济增长关系基础上，通过运用协整理论方法对1995年～2009年国内生产总值与高新技术产业工业总产值进行分析可知：国内生产总值与高新技术产业总产值之间存在协整关系，且两者之间的均衡关系对当年非均衡误差调整的修正能力较强；在滞后期为1时，两者存在双向的格兰杰因果关系，在滞后期大于等于2时，存在单项的格兰杰因果关系。这说明，高新技术产业对经济增长有较强的拉动作用。针对这一结论，今后应努力提高高新技术的创新能力，培植高新技术产业的技术创新体系；充分发挥政府的主导作用，加强产、学、研合作；大力引进人才，造就一支多层次、高水平、复合型的人才队伍，促进高新技术产业的快速发展。

高新技术产业；经济增长；协整分析

一、引言

随着科学技术的迅猛发展，高新技术产业已成为当今世界经济活动中最具活力的产业，是现代国际经济和科技竞争的焦点。改革开放以来，在世界新技术革命与邓小平“科学技术是第一生产力”思想的指引下，我国的高新技术产业发展迅速，已成为国民经济的先导产业，对经济的快速发展有着极其重要的作用。

高新技术产业，是指由高技术成果转化形成的具有知识密集、R＆D（创新科研经费投入占主营业务收入比重，下同）投入高、增长速度快、附加价值高、技术进步快等特征的先导型产业［1］。在我国，高新技术产业主要包括核燃料加工、信息化学品制造、医药制造业、医疗仪器设备及器械制造业、航天航空器制造业、通信设备、计算机及其他电子设备制造业、通用及专用仪器仪表制造业、公共软件业等［2］。

上世纪80年代中期，我国的高新技术产业进入了迅速发展阶段，特别是1995年以来，高新技术产业成为拉动GDP增长的有力因素，高新技术产业工业总产值年均递增20%左右，在制造业中所占的比重也不断增长。根据科技部的有关数据显示，高新技术产业工业总产值从1995年的4098亿元增长到2009年的60430亿元，增长了将近14倍，在国民生产总值中的比重也由1995年的6．74%上升到2009年的17．75%；中国高新技术产业企业个数由1995年的18834个增加到2010年的51764个，增幅达到175%。

当今国际经济的竞争，归根到底是综合国力的竞争，而高新技术产业是各国相互争夺的战略制高点，抢先占领这个制高点的国家就能够在国际竞争中占有主动权。因此，鼓励发展高新技术产业是每个国家的主要发展战略，也是当今世界经济发展的主旋律。基于此，本文研究高新技术产业与经济增长的关系，以期从高新技术产业角度为加快经济增长提供有益参考。

二、相关研究回顾

高新技术产业发展迅猛，对经济增长的作用越来越重要，很多学者都对其进行了研究。Salz，I．S．（1992）从理论与实证两方面论证了发展中国家FDI（外国直接投资）与经济增长之间存在负相关关系［3］。Easterly（1993）认为，当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资会阻碍经济增长［4］。J．Cornwall和 W．Cornwall（1994）提出了一个包含需求与结构变化的模型，用于估算欧洲统一大市场的效果。得出的结论是：贸易和生产要素自由移动对经济增长的作用被新经济增长模型夸大了，降低失业率促进经济增长比生产要素自由移动更可靠，而扩大需求也是生产要素自由移动的前提条件［5］。U．Walz（1997）把外商直接投资纳入包含内生技术进步的动态一般均衡模型中，并把新产品的研制地与生产地分开，从该模型中推导出了投资国和东道国高新技术产业创新与生产的均衡状态以及产业政策含义［6］。Camnos和 Kinoshita（2002）通过构造内生增长模型对25个中欧和东欧转型国家1990年～1998年的数据进行检验，发现FDI对转型国家经济增长起着重要作用，但FDI与人力资本交互项对经济增长的作用并不显著［7］。

赵玉林，魏芳（2006）运用灰色关联分析方法，从我国高新技术产业总体、高新技术产业各部门以及各地区高新技术产业发展三个层面，对高新技术产业发展对我国经济增长的带动作用进行了实证分析，认为大力发展对经济增长有突破性带动作用的高新技术产业是实现我国经济持续、稳定、健康发展的重要战略举措［8］。张磊，蒋义（2007）根据1995年～2004年高新技术产业的相关数据建立数学模型，运用实证分析方法，计算出我国和典型地区高新技术产业各行业对GDP的产出弹性，得出不同地区均有各自优势行业的结论［9］。孟伟（2008）运用格兰杰因果检验法对高新技术产业与经济增长的关系进行检验，结果表明，改革开放前GDP是高新技术产业发展的单向原因，而改革开放后高新技术产业则是经济发展的主要原因［10］。胡水晶（2009）运用计量回归分析方法，测定高新技术产业整体和高新技术产业内部各产业部门增加值对湖北经济增长的弹性，得出湖北高新技术产业内部结构比较合理，但整体对湖北经济增长的带动作用还有待提高的结论［11］。刘新同（2010）利用单位根检验和协整检验方法，对1995年～2005年度我国经济增长与研发经费各类型支出之间的关系进行协整分析和格兰杰因果关系检验，建立了经济增长与研发经费各类型支出之间的误差修正模型，揭示了我国研发经费各类型支出与经济增长的动态均衡关系，并提出改善研发经费支出结构、促进经济增长的对策［12］。

综上所述，国内外很多学者对高新技术产业及其与经济增长的关系进行了研究，并得出了许多有价值的结论，本文将针对高新技术产业与经济增长进行协整关系分析。

三、高新技术产业与经济增长的协整关系分析

（一）数据选择与处理

反映高新技术产业的指标用高新技术产业工业总产值（X），数据来源于中国科技部中国高技术产业数据（2003－2011）；国内生产总值（GDP）能够在总体上度量国内产出与收入规模以及经济波动情况，所以用GDP（Y）表示我国的经济增长，数据来源于2010年的《中国统计年鉴》。为了消除时间序列数据的异方差性影响，对其变量取对数，记为Ln Y和Ln X。

（二）单位根检验

协整分析前必须检验时间序列的平稳性。如果一个随机过程的均值、方差和自协方差在时间过程上都是常数，并且在任何两时期的协方差值仅依赖于该两时期间的距离或滞后，而不依赖于计算这个协方差的实际时间，就称这个序列为平稳的［13］。

单位根检验的方法有很多，其中应用比较多的是DF检验方法与ADF检验方法。本文运用Eviews6．0进行 ADF检验，其一般形式为：［14］

其中，Yt是待检验的时间序列，α是常数项，t是时间趋势，P是滞后值，ξt是随机误差项。ADF值根据回归方程的标准误差计算，如果ADF值小于临界值，则时间序列是平稳的；如果ADF值大于临界值，则时间序列是非平稳的。检验结果如表2所示：

表1 1995年～2009年国内生产总值与高新技术产业工业总产值

表2 ADF单位根检验结果

从检验结果来看，原对数数列与其一阶差分数列的ADF值均大于临界值，数列是不平稳的，其二阶差分数列在10%临界水平下，ADF值小于临界值，数列是平稳数列。故时间数列Ln Y和Ln X是二阶单整序列，可进行协整检验。

（三）协整检验

数列Ln Y和Ln X是同阶单整数列，可进行协整关系检验。由于本文只涉及两个变量，所以选择EG两步法进行检验，即先利用最小二乘法对回归方程Yt＝α＋βXt＋ξt进行估计，然后对残差进行检验，若残差数列平稳，则存在协整关系。

Ln Y和Ln X的协整回归方程为：

可以看出，高新技术产业与经济增长正相关，高新技术产业对GDP的弹性为0．58，即高新技术产业总产值每增长1%，GDP将约增长0．58%，表明高新技术产业对GDP的拉动作用比较大。

利用Eviews6．0对残差ξt进行ADF检验，结果如表3所示。

从残差的单位根检验结果可以看出，残差ξt的ADF统计值小于10%的临界值，所以在90%的显著水平下，残差序列是平稳的，说明GDP和高新技术产业之间存在协整关系，表明两者有长期均衡关系。

（四）误差修正模型

由格兰杰表示定理可知，具有协整关系的一组变量一定可以建立误差修正模型（EMC）。由于Ln Y与Ln X存在协整关系，可建立如下误差修正模型：

表3 残差ξt序列的ADF检验结果

ECMt－1是误差修正项，其系数反映了被解释变量对均衡偏离的修正速度。误差修正项的系数为－0．374086，显著小于零，符号反向修正机制，表明GDP与高新技术产业之间存在长期均衡关系，上一期GDP高于均衡值时，本期GDP涨幅将会下降；反之，上一期GDP低于均衡值时，本期GDP涨幅就会上升。ECMt－1的系数表明，37．41%左右的偏离长期均衡部分会在一年内得以调整，调整的幅度相对较大。

（五）Granger因果关系检验

Granger因果性检验是指在序列Xt和Yt消除了趋势之后，如果利用过去的Xt和Yt的值一起对Yt进行预测，比单用Yt的过去值预测的效果更好的话，序列Xt和Yt．存在因果关系，这种关系称为Granger因果关系［15］。利用 Eviews6．0对Ln Y 与Ln X进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表4所示：

表4 格兰杰因果关系检验

由检验结果可知，

（1）在滞后期为1时，GDP是高新技术产业发展的格兰杰原因，表明经济增长对高新技术产业工业总产值的增加有预测作用，在滞后期大于等于2时，GDP不是高新技术产业发展的格兰杰原因。

（2）高新技术产业发展是经济增长的格兰杰原因，说明高新技术产业发展能够推动经济增长。

四、结论与建议

（一）结论

根据以上分析可得出如下结论：

（1）经济增长与高新技术产业之间存在协整关系，即有长期均衡关系，且高新技术产业工业总产值每增长1%，GDP将约增长0．58%，说明高新技术产业对经济增长有较大的拉动作用。

（2）经济增长与高新技术产业的误差修正项系数为－0．374086，说明经济增长与高新技术产业之间的均衡关系对当年非均衡误差调整的修正能力较强，37．41%左右的偏离均衡部分会在一年内得以调整，且系数为负，符合方向修正机制。

（3）格兰杰因果检验结果表明，在滞后期为1时，经济增长与高新技术产业之间存在双向的因果关系，且高新技术产业发展对经济增长的促进作用要比经济增长对高新技术产业发展的促进作用大；在滞后期大于等于2时，经济增长与高新技术产业之间存在单项的因果关系，高新技术产业发展能够拉动经济增长。

（二）建议

高新技术产业发展能够促进经济增长，因此要大力发展高新技术产业，繁荣经济。具体建议是：

（1）提高高新技术的创新能力，培植高新技术产业的技术创新体系。创新及其成果的转化是高新技术产业发展的内在动力，提高创新能力是发展高新技术产业的关键。

（2）充分发挥政府的主导作用，加强产、学、研合作。政府要对重点技术与行业的发展以及重要的基础研究进行扶持，通过充分发挥政府行为的引导与协调作用，调动各方面的积极性，建立良好的高新技术产品研制与开发的机制和政策环境。政府加强企业、大学和公众研究机构的合作，能够保证研究开发的效率，加快科技成果向生产力的转化。

（3）大力引进人才，造就一支多层次、高水平、复合型的人才队伍。高新技术产业的发展，关键是靠人才，一定要制定良好的人才储备与培养机制，能够吸引、留住高素质的人才，促进高新技术产业的快速发展。

［1］宋蕊，赵黎明．高新技术产业发展策略研究——河北例证分析［J］．中国统计，2007，（11）：55．

［2］邵鲁宁，陈震，卢超．高新园区的发展和管理［M］．北京：化学工业出版社，2010：6．

［3］Saltz，I．The negative correlation between foreign direct investment and economic growth in the third world：theory and evidence［J］．Rivista International discienze Economic commercial，1992，7（39）：617－33．

［4］Easterly，W．．How much do distortions affect growth［J］．Journal of Monetary Economics，1993，（32）：187－212．

［5］Cornwall，J．，Cornwall，W．．Growth Theory and Economic Structure［J］．Economics，1994，（61）：237－251．

［6］Walz，Uwe．Innovation，Foreign Direct Investment and Growth［J］．Economics，1997，（64）：63－79．

［7］Nauro F．Campos ＆ Yuko Kinoshita．Foreign Direct Investment as Technology Transferred：Some Panel Evidence from the Transition Economics［J］．William Davidson Institute Working，2002：438．

［8］赵玉林，魏芳．高技术产业发展对经济增长带动作用的实证分析［J］．数量经济技术经济研究，2006，（6）：44－54．

［9］张磊，蒋义．高技术产业与经济增长关联性的实证分析［J］．企业技术开发，2007，26（4）：67－69．

［10］孟伟．高新技术产业与经济增长关系研究［J］．当代经济，2008，（1）：140－142．

［11］胡水晶．高技术产业对湖北经济增长的弹性研究［J］．现在商贸工业，2009，（20）：69－70．

［12］刘新同．我国经济增长与研发经费支出的协整分析［J］．科技管理研究，2010，（9）：54－56．

［13］陈新国，肖新新．煤炭产量与经济增长——基于山西面板数据协整模型的实证分析［J］．科技和产业，2011，（4）：1－5．

［14］李艳红．ECM模型对经济增长与电力能源消费的协整关系分析［J］．管理观察，2009，（第几期）：241．

［15］张晓桐．计量经济分析［M］．北京：经济科学出版社，2000：136－173．

Cointegration Analysis on High－Tech Industries and Economic Growth of China

CHEN Xin－guo，XIAO Xin－xin
（Taiyuan University of Technology School of Economics and Management，Taiyuan 030024，China）

According to the analysis and retrospect of the relationship between High－technology Industry and economic growth，this article uses co－integration theory to deal with GDP and total output value of High－technology Industry during 1995 and 2009 and get to this conclusion：co－integration relationship exists between GDP and total output value of High－technology Industry；the equilibrium relationship between them has strong ability in amending the inequality error adjustment in the same year；if the lag is 1，the two－way Granger causality exists between them，if the lag is as long as2 or longer than 2，the one－way Granger causality exists between them．The conclusion means that high－tech industry is effective in driving economic growth．In allusion to the conclusion，we should endeavor to enhance the innovation ability of high－tech industry，implant the technical innovation system of high－tech industry，fully display the leading role of the government，intensify the collaboration between production，education and research，make great effort to attract high－quality personnel，foster a contingent，multi－level，versatile strong team to accelerate the high－tech industry development speed．

high－tech industry；economic growth；cointegration analysis

F120．3 < class="emphasis_bold">文献标志码：A文章编号：

1672－0539（2012）02－019－05

2011－12－09

国家哲学社会科学基金项目“高新技术产业集群自主创新与区域经济增长质量协整研究”（10BJL049）；山西省软科学课题“山西高新技术企业技术创新模式选择研究”（2009041010－01）

陈新国（1954－），男，山西孝义人，太原理工大学经济管理学院副院长，教授，硕、博士生导师，管理学博士，主要研究方向：科技创新及区域经济，主持及参与国家级、省级以上课题十余项，发表论文二十余篇；肖新新（1986－），女，山东德州人，太原理工大学经济管理学院2009级硕士研究生，研究方向：科技管理。

刘玉邦