R&D投入对中国经济增长的动态时滞效应分析

２Ｏ０７年第６期　双月刊　总第１６５期　中南财经政法大学学报　ＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＺＨＯＮＧＮＡＮ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　ＯＦ　ＥＣＯＮＯＭＩＣＳ　ＡＮＤ　ＬＡＷ　№．６．砌　Ｂｉｍｏｎｔｈｌｙ　Ｓｅｒｉａｌ　Ｎｏ．１６５　Ｒ＆Ｄ投入对中国经济增长的动态时滞效应分析　徐冬林郭云南　（中南财经政法大学信息学院，湖北武汉４３（１０７３）　摘要：本文分析并确定了Ｒ＆Ｄ投入促进经济增长的传导机制和作用途径。在理论分析上，Ｒ＆Ｄ投入主要通　过资本形成、贸易创造、产业联系、技术进步、产业结构和制度变迁六大效应向ＧＤＰ传导。在实证上，构建向量　自回归模型，采用协整检验和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验来确定Ｒ＆Ｄ促进经济增长的作用途径，最终通过脉冲响应函数　及方差分解实证研究Ｒ＆Ｄ促进作用的时滞效应。结果显示：Ｒ＆Ｄ对我国经济的综合影响大致从其投入起８～ｌ５　年表现最为显著，时滞期长并能对经济增长产生持久影响。　关键词：Ｒ＆Ｄ；传导机制；ＶＡＩｌ模型；动态时滞效应　中图分类号：Ｆ０６２．４　文献标识码：Ａ　文章编号：１００３．５ｚ３ｏ（２ｏｏ７）ｏ６－ｏｏ３６－ｏ８　早在２０世纪４０年代，Ｓｏｌｏｗ就指出实物资本积累的变动不能很好地解释经济增长，只有技术进　步才能促进人均产出的持久性增长【　Ｊ（ＰＩ７）。当前全球经济正由工业经济向知识经济迈进，知识创新、　科技创新等已被推到市场竞争和生产力发展的前沿。研究与开发（Ｒｅｓｅａｒｃｈ＆Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，Ｒ＆Ｄ）投入　是为增加知识总量，以及运用这些知识去创造新的应用而进行的创造性活动。显然Ｒ＆Ｄ投入对一个　国家、一个地区甚至一个企业的发展都具有非常重要的意义。　国内外学者对Ｒ＆Ｄ投入对经济的影响做了相关研究。Ｓｏｌｏｗ提出的新古典增长模型，发现了技　术进步对经济增长的巨大作用　ｊ。在该模型中，技术进步是促进经济增长的关键因素，但技术进步却　是外生变量，这一缺陷遭到众多经济学家的批评。Ｒｏｍｅｒ从知识积累性角度将技术创新活动内生化，　但忽略了人力资本积累对经济增长的贡献　ｊ。Ｉ￣ｃａｓ强调人力资本对技术内生化及经济增长的作用，　但又忽视了Ｒ＆Ｄ资本对技术创新的作用Ｌ４Ｊ。赵喜仓、陈海波和李健民认为我国Ｒ＆Ｄ活动具有明显　的趋利性，Ｒ＆Ｄ资源投入对经济发展的平均影响时滞为２年Ｌ５Ｊ。施晓江、顾宇婷提出创新是推动经　济增长至关重要的因素，可中国的Ｒ＆Ｄ投入确实太低，技术创新的贡献尚显不足，ＧＤＰ对Ｒ＆Ｄ所起　的激励作用也非常有限，必须充分利用发达国家Ｒ＆Ｄ投入的溢出效应Ｌ６Ｊ。综观相关文献，很少学者　对Ｒ＆Ｄ促进经济增长的时滞效应进行专门的分析和探讨。但分析Ｒ＆Ｄ的时滞效应有助于了解其对　经济的动态影响过程，有助于揭示Ｒ＆Ｄ促进经济增长的内在机理。　本文在Ｒ＆Ｄ投入传导效应分析的基础上，利用我国１９７９～２００５年的宏观经济数据，构建Ｒ＆Ｄ促　进经济增长的作用机制和传导路径，基于向量自回归（ＶＡＲ）模型，采用协整检验和格兰杰因果检验来　收稿日期：２ｏｆｆ７—０９一１０　作者简介：徐冬林（１　），男，江西丰城人，中南财经政法大学信息学院教授，博士；　郭云南（１９８３一），女，湖北荆门人，中南财经政法大学信息学院研究生。　３６　维普资讯 http://www.cqvip.com

确定Ｒ＆Ｄ促进经济增长的作用途径，最后通过脉冲响应函数、方差分解来实证研究Ｒ＆Ｄ促进作用的　时滞效应。本文为研究Ｒ＆Ｄ与经济增长的关系提供了一个新的视角。　一、Ｒ＆Ｄ促进经济增长的传导途径及时滞原因分析　从理论上讲，Ｒ＆Ｄ投入对一国经济增长的促进作用可分为直接效应和间接效应。直接效应主要　表现为：增加社会投资，促进资本形成；拉动进出口，促进对外贸易；通过产业的前向联系和后向联系　以及企业间竞争带动国内投资。由此产生的资本形成效应、贸易创造效应和产业联系效应对经济增　长有直接贡献，反映Ｒ＆Ｄ投入的资本特性。　间接效应主要表现为：能增加知识存量，产生新的知识或新的应用去创造新的技术，促进本国技　术进步；推动产权制度、市场化程度和对外开放程度等制度因素变迁；促使新的产业和产业部门的形　成，刺激需求结构变化，促进劳动生产率提高，从而改变产业结构。这些影响可以归为技术进步效应、　产业结构变动效应和制度变迁效应。它们不以宏观经济变量或指标的形式反映，但能间接推动经济　增长，反映Ｒ＆Ｄ投入的外溢特性，即Ｒ＆Ｄ投入作为多种生产要素的总体转移，除了影响本国资本和　劳动力因素之外，还会影响其他能够促进经济增长的因素，从而使该国全要素生产率提高，推动经济　增长。上述Ｒ＆Ｄ投入影响经济增长的途径，无论是Ｒ＆Ｄ投入的直接效应还是间接效应，都是动态的　变化过程，都需要一定时间来逐步显现其作用。因此这就必然会产生时滞。　二、模型、变量选取与数据来源　本文分析的是双变量间的动态关系，故使用含有两个变量滞后期的ＶＡＲ模型。采用１９７９～２００５　年的年度统计数据，数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《新中国五十五年统　计资料汇编》及《中国科技统计年鉴》。　根据Ｒ＆Ｄ投入促进经济增长的传导作用及原因分析，本文选取如下变量：Ｒ＆Ｄ支出（Ｒ）、国内生　产总值（ＧＤＰ）、资本存量（Ｋ）、进出口总额（ＩＥ）、国内投资（Ｉ）、外商直接投资（ＦＤＩ）、产业结构变量　（ＩＮＤ）、制度变量（Ｓ）、全要素生产率（　）。其关系满足：　ＧＤＰ＝Ｆ［Ｋ（Ｒ），ＩＥ（Ｒ），Ｉ（Ｒ），ＦＤＩ（Ｒ），Ｒ，ＩＮＤ（Ｒ），Ｓ（Ｒ）］　度的是技术进步效应　。各种效应的具体测度如下Ｉ　（１）　其中，Ｋ、ＩＥ、Ｉ和ＦＤＩ、Ｒ、ＩＮＤ、Ｓ分别代表Ｒ＆Ｄ投入的上述对应的六种效应，值得说明的是，Ｒ测　１．Ｒ＆Ｄ投入（Ｒ）。采用存量数据　，使用公式Ｒｔ＝ｒｔ／￣ｔ＋（１一　）ｒｔ一１计算，Ｒｌ为ｔ年实际Ｒ＆Ｄ存　量，ｒｔ为ｔ年的Ｒ＆Ｄ经费支出，　为缩减率，Ｐｌ为以１９７８年为基期的固定资产投资价格指数。由于只　有１９８７～２００５年的Ｒ＆Ｄ经费支出数据，故１９７９～１９８６年的数据采用科技三项费用代替。根据李明　智和王娅莉计算Ｒ＆Ｄ初始存量的公式：Ｒ＝ｒ（１＋ｎ）／（ｎ＋　）（其中Ｒ为Ｒ＆Ｄ初始存量，ｒ为最初Ｒ＆Ｄ　经费支出，　为现有Ｒ＆Ｄ经费投入的年均增长率，　为缩减率，采用１５％ＬＴ　Ｊ，计算得出１９７８年Ｒ＆Ｄ存　量为９１．０７亿元，以此作为计算Ｒ＆Ｄ存量的初始值。　２．国内生产总值（ＧＤＰ）。采用以１９７８年为基期的ＧＤＰ平减指数调整。　３．资本存量（Ｋ）。计算同Ｒ＆Ｄ存量的处理方式。由于固定资产价格指数从１９９１年才开始统计，　于是１９７９　１９９１年问的固定资产价格指数将张军和章元的估算结果以１９７８年为基期折算得到　Ｊ，　１９９２～２００５年的固定资产价格指数以１９７８年为基期折算。折旧率选择王小鲁和樊纲假定的５％　Ｊ。　以郭庆旺和费俊雪计算的１９７８年资本存量３　８３７亿元作为计算１９７９年资本存量的初始值ｕ　。　４．进出口总额（ＩＥ）。用以１９７８年为基期的商品零售价格指数调整。　５．国内投资（Ｉ）。采用历年固定资本形成总额与实际利用外资的差额表示。为消除价格因素，用　以１９７８年为基期的固定资产投资价格指数平减。　６．外商直接投资（ＦＤＩ）。ＦＤＩ采用存量数据，计算公式与Ｒ＆Ｄ存量的处理方式相同。我国从　１９７９年开始统计ＦＤＩ额，故采用１９７９年的值作为存量初始值。同时采用以１９７８年为基期的固定资　３７　维普资讯 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产投资价格指数来平减，按一般的资本折旧率５％进行折算。　７．产业结构变量（咖）。主要通过第二、三产业的就业人数和增加值分别与总就业人数和ＧＤＰ　的比值来衡量。设第二、三产业就业人数占社会就业总人数的比重为ｌｌ，第二、三产业增加值占ＧＤＰ　的比重为ｌ２，对ＧＤＰ和ｌｌ、ｌ２取对数回归，得到ｌｌ和ｌ２系数比为１：２，将系数比作为权重比得到的加权　平均数作为ＩＮＤ的值【１¨。　８．制度变量（Ｓ）。主要用３个变量来反映：（１）非国有化率，用非国有工业总产值与全部工业总产　值的比值来反映。（２）市场化程度，用全社会固定资产投资中“利用外资、自筹资金和其他投资”三项　投资占总投资的比重来表示。（３）对外开放度，用国际贸易和国际投资占ＧＤＰ比重的加权平均数表　示。最后采用加权平均值代表制度变量Ｓ（以上权重均为对ＧＤＰ与相应变量取对数后回归系数的比　ｔ９｜）Ｃｎｌ。　９．全要素生产率（ＴＦＰ）。将生产函数Ｙ＝ＡＩ（ａＬ【１　）变形得到全要素生产率的计算公式：Ａ＝Ｙ／　ｌ＜ａＬ（卜　，其中，Ａ为全要素生产率；Ｙ为产出，用ＧＤＰ表示；Ｋ为资本要素投入，用资本存量表示；Ｌ为　劳动要素投入，用历年就业人数表示；Ｏ＜ａ＜１，表示资本的产出弹性，此处取值为０．６④。　由于数据的自然对数变换不改变原有协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异　方差现象，所以对所有变量分别取自然对数进行分析。　三、实证检验与结果分析　（一）平稳性检验　首先对各变量的平稳性进行检验。结果显示，所有变量的水平值都是非平稳的，而它们的一阶差　分平稳，即这些变量都是一阶单整Ｉ（１）。接下来通过协整检验来验证Ｒ＆Ｄ投入与各传导变量之间是　否具有长期均衡关系。　（二）协整检验　采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ极大似然法对变量进行协整检验。该检验是一种基于向量自回归模型的检验方　法，使用ＡＩＣ、ＳＣ信息准则和ＬＲ统计量作为选择最优滞后阶数的判断标准。结果显示，Ｒ＆Ｄ投入与　Ｋ、Ⅲ、Ｉ、ＦＤＩ、ＩＮＤ、Ｓ、ＴＦＰ和ＧＤＰ之间均存在协整关系，即Ｒ＆Ｄ投入与上述各变量间均存在长期稳定　的关系；上述这些变量也分别与ＧＤＰ存在协整关系。从经济意义上看，协整关系的存在便可以用来　表示一个变量的变化对另一个变量的影响。由于协整方程中各变量均为相应的对数值，所以协整方　程中的回归系数为对被解释变量的弹性，结果见表１。　表１　Ｒ＆Ｄ投入、ＧＤＰ与各传导变量之间的弹性系数　１．除国内投资和制度变量外，Ｒ＆Ｄ投入对其余各传导变量的弹性系数均大于１，对制度变量的弹　性系数也接近于１，说明除国内投资外，各传导变量的增长比例比Ｒ＆Ｄ投入的增长比例更大，其中影　响最大的是外商直接投资。相比Ｒ＆Ｄ投入的其他传导效应，贸易创造效应更为明显。　２．在贸易创造效应中，Ｒ＆Ｄ投入对国内投资的弹性系数远小于对外商直接投资的弹性系数，说　明相比国内投资者而言，由于Ｒ＆Ｄ投入增加而带来的技术进步增加，更能吸引夕ｌ国投资者。　３．从各传导变量对ＧＤＰ的贡献来看，直接传导变量小于间接传导变量。间接传导变量的弹性系　数均大于ｌ，而直接传导变量的弹性系数均小于ｌ。从而也在一定程度上支持了Ｓｏｌｏｗ增长因素分析　中的相关结论。他将经济增长的绝大部分解释为一个无法解释的索洛剩余，该剩余反应了除资本积　累以外的所有其它增长源泉…【　，。　３８　维普资讯 http://www.cqvip.com （三）格兰杰因果关系检验　协整检验表明Ｒ＆Ｄ投入、ＧＤＰ与各传导变量及之间存在长期均衡关系，但这种关系是否构成因　果关系还有待进一步验证。检验结果如表２。从经济意义上看，主要有以下结论：　表２　格兰杰因果关系检验结果表　注：单向关系是Ｒ＆Ｄ存量影响各传导变量，及各传导变量影响ＧＤＰ。　１．ＬｎＲ与各传导变量之间都存在显著的正向格兰杰因果关系，表明Ｒ＆Ｄ投入能够对资本存量、　进出口、国内投资、外商直接投资、产业结构、制度及全要素生产率等方面产生影响，进而推动经济增　长。而进出口、外商直接投资、制度及全要素生产率对Ｒ＆Ｄ的格兰杰因果关系则表明，一国的Ｒ＆Ｄ　投入对经济增长的直接作用或间接作用会受到对外贸易状况、外商直接投资、制度等多种因素的共同　制约。这一结论与众多学者的研究结论相吻合。如吴延兵指出不同性质的产权结构在Ｒ＆Ｄ投入上　具有不同的激励效果，界定清晰的产权结构有利于增加Ｒ＆Ｄ投入【１２ｊ。又如吴建军和仇怡认为国际　贸易的发展直接或间接地带来国外先进的技术，从而有利于本国的技术进步，最终促进经济增长Ｌ１３３。　２．各传导变量与ＬｎＧＤＰ之间存在正向格兰杰因果关系，表明了一国的资本存量、进出口、国内投　资、外商直接投资、产业结构、制度及全要素生产率对经济增长的重要性。同时，外商直接投资、产业　结构、制度及全要素生产率与ＬｎＧＤＰ之间的双向格兰杰因果关系揭示了上述变量长期的和交互的影　响过程，说明外商直接投资、产业结构、制度、全要素生产率在促进经济增长的同时，也在经济增长的　推动下不断发展。　３．上述因果关系表明，Ｒ＆Ｄ投入作为技术进步变量不仅直接对经济增长发挥作用，而且通过资　本存量、进出口、国内投资、外商直接投资、产业结构、制度及全要素生产率等传导变量间接影响ＧＤＰ，　从而促进经济增长。　（四）脉冲响应函数分析　脉冲响应函数描述在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未　来值带来的影响，由此来判断变量间的时滞关系。本文主要给出了各传导变量对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响　应，出于完整性考虑，各传导变量对ＬｎＧＤＰ的冲击响应也进行了研究。　１．资本存量对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　将图１与图２　７对比，可知各变量对新息冲击的响应都在第２期之后显示，而资本存量对新息　冲击的响应效果更加明显，且随着滞后阶数的延长，响应逐步明显且越来越显著，表明Ｒ＆Ｄ投入的资　本形成效应时滞期较长。原因可能在于Ｒ＆Ｄ投入增加了知识存量，知识存量又带来新产品和新技术　的开发，新产品直接作为物质资本参与资本形成，而新技术和资本存量作为研究与开发部门的新投　入，会产生新的知识，从而又会产生新技术和新产品，这种良性循环会一直促进资本形成，即Ｒ＆Ｄ投　入的资本形成效应会逐渐显著，因此时滞期较长。　２．进出口对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　从图２可以看出，在初期冲击响应不显著。从第４期起，Ｒ＆Ｄ投入的贸易创造效应逐步显现，随　后逐渐波动，效果越来越明显，波动幅度也有略增的趋势。总体来说，Ｒ＆Ｄ投入的贸易创造效应在我　国表现明显，Ｒ＆Ｄ投入带动了我国进出口的发展。对于负面的影响，可能的原因是Ｒ＆Ｄ的投入增加　了新产品的开发，由于商品贸易条件的限制，使进口额的增加少于出口额，由此带来进出口的下降，但　随着时间的推移，Ｒ＆Ｄ投入的生产能力达到一定规模后，出口额的增加将大于进口额。新技术和新　产品的开发对进出口的推动作用逐步明显。　３９　维普资讯 http://www.cqvip.com ∞　∞　蝤　坩　图１资本存量对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　图２进出口对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　３．国内投资对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　Ｒ＆Ｄ投入在第２期引起了国内投资的增加，增加幅度约０．０２，表明Ｒ＆Ｄ投入开拓市场的能力较　强，很快引发了产业的前后向联系效应；然后响应逐渐平缓，持续时间较长，在第９期趋于水平，在第　ｌ５期左右达到峰值，而后有所下降。说明了Ｒ＆Ｄ对国内投资产生了一定的“挤入效应”，拓宽了国内　投资的渠道，拉动了国内投资。　４．外商直接投资对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　对比其它响应图，外商直接投资对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应不显著，直到第ｌ０期才产生了正的效　应，而后略有上升，又趋于平缓。说明Ｒ＆Ｄ投入的增加并没有引起外商直接投资的大幅度增长，一方　面相比较发达国家而言，目前我国的Ｒ＆Ｄ投入还比较薄弱，新产品或新技术的开发还不足以吸引外　国投资者；另一方面，外商直接投资的引入也受到东道国基础设施、人力资本、产业结构等因素的制　约，即东道国一定的经济发展水平是外商直接投资引入的内生基础。　－－．。．．，　，－、　／　广、…．－～、／／＼、Ｌ、、　一　一　。。。／一　～　¨　／＼‘　…＾／、＼Ｖ　Ｖ＾　　一一…一一一：：一　～，　ｒ‘～…一／＼，．　＼＿＿，，　……、　；　．　图３国内投资对Ｒ＆Ｄ投入冲击的晌应　图４外商直接投资对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　５．产业结构对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　图５显示，Ｒ＆Ｄ投入从第２期开始影响产业结构，且前６期的影响基本为负，但是影响不大。从　第７期起，Ｒ＆Ｄ投入的产业结构效应开始逐步显现，影响效果明显，远大于先前的负面效果。从第７　期至第ｌ２期左右Ｒ＆Ｄ投入的产业结构效应不断放大，随后开始平缓下降。总的来说，Ｒ＆Ｄ投入的产　业结构效应在我国表现明显且持续时间长，这表明Ｒ＆Ｄ投入能促进产业间资源的重新配置，推动产　业结构升级。对于前期的微弱负面影响，可能的原因是Ｒ＆Ｄ投入在达到一定的生产规模后，才会使　资源配置得到显著改善，而Ｒ＆Ｄ投入达到一定的生产规模需要５—６年的时间。　６．制度变迁对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　从图６看出，制度对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应开始于第２期，且为负面影峒，从第３期开始，制度变　迁效应开始逐步显现正的影响，在第４期达到峰值，大概６期后逐步趋于平缓，但持续时间很长。表　４０　维普资讯 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明Ｒ＆Ｄ投人对我国市场化进程、对外开放进程的推动作用比较明显，同时政府和企业对Ｒ＆Ｄ投人的　吸收和反应也较快。待相应方面都得到适当调整之后，Ｒ＆Ｄ投人的作用开始趋于平缓。至于第２期　呈现微弱的负面影响的原因类似于产业结构对Ｒ＆Ｄ投人冲击的响应。　∞　位　加　们　皿　－－。　ｒ　０　／一…’。。。‘。・－～……一……．　、／　：　＼／、　、　，，一－…．．　．，‘…一…一一一。　　／．　．．　．．　／　一一一一——～———。　。。、。。…　／，，，、／～二—、一—————一一　～。’‘　。．＿．…一一……　　．。、－／　．＼　＼—．　／／，………一一。一……………一一　．＿／　／　图５产业结构对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　图６制度对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　７．技术进步对Ｒ＆Ｄ投人冲击的响应　￡：　加　位　∞　对比Ｒ＆Ｄ投人冲击对各传导变量的响应，从图７看出，Ｒ＆Ｄ投人对其自身的一个标准差新息立　刻有较强的反应，其后略有下降，但仍保持着上涨的趋势，在第６到８期左右达到峰值，随后趋于平　缓。表明Ｒ＆Ｄ投人对技术进步有着深远的影响，Ｒ＆Ｄ投人的直接产品就是新技术和新知识，基于知　识的非竞争性，新产品和新技术又可以作为中问投人，而在研究与开发部门中获得新的知识存量，即　所谓的技术进步。这种良性循环的方式直接决定了技术进步对Ｒ＆Ｄ投人冲击具有较长的时滞性。　／一’　一…’　－一．．　／　一。。。。。’一’一．．　………一ｒ．．．．．．．　／’　一、－－．　／。一。。。～　、…・，’　＼　．厂—————＼　一／　ｉ　。／—　—～　Ｖ。一　～～．、．厂，．　‘　　＼．＿／／～　一、＿．　一　，一一　…一＿－．＿＿…一　－－－＿．．．．／　…　、一　２　４　６　８　１０　１２　１４　１６　１８　２Ｏ　图７技术进步对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　图８　ＧＤＰ对Ｒ＆Ｄ投入冲击的响应　８．ＧＤＰ对Ｒ＆Ｄ投人冲击的响应　从图８看出，ＧＤＰ对Ｒ＆Ｄ投人冲击的响应从第３期开始，前４年的影响都是负的，但影响不大。　从第４年起，技术进步效应开始逐步显现，逐渐变，南正的影响，且效果明显，在第１５期左右达到峰值，　随后略有下降，而趋于平缓，但持续时间较长。这表明Ｒ＆Ｄ投人的技术进步效应对经济增长有显著　地推动作用。对于前４年的微弱负面影响，可能的原因是Ｒ＆Ｄ投人的增加必然会吸收一部分资本或　劳动力等要素的投人，但一项科技发明从要素投人到产出并不是瞬时能完成的，有时甚至需要相当长　的时问，从而对产品的生产造成一定的影响，短期内使投人要素变少，于是会短期降低总产出。　（五）方差分解分析　考察ＶＡＲ模型时，也可以采用方差分解的方法研究模型的动态特征。其原理是将任意一个内生　变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的相　对重要性，即变量的贡献占总贡献的比例。随着时问的变化，该比例趋于稳定时的阶数就是滞后期，　即该变量的作用时滞。检验结果如表３。　４１　维普资讯 http://www.cqvip.com

表３　各变量方差分解结果　注：不带括号的数据表示该项的方差分解结果与脉冲响应函数分析结果一致，括号内的数据为脉冲响应函数分析结果；‘‘＿一”表示　时滞后期大于２ｏ。　综合上述脉冲响应函数分析和方差分解分析，得出Ｒ＆Ｄ投人促进经济增长的作用机制及传导路　径上的时滞效应，结果如图９所示。　直接效应卜＿　｛．｛资本形成效应　Ｈ　资本存量　产业联系效应　尺　经　＆　８（Ｉ５）　济　增　Ｄ　投　入　技术进步效应　长＝　一（御）ｌ　—　间接效应｝．　制度变迁效应　４（　Ｐ）　一　图９　Ｒ＆Ｄ投入促进经济增长的作用机制及传导路径上的时滞效应　四、主要结论　对于Ｒ＆Ｄ促进经济增长的时滞分析，结合协整分析、脉冲响应函数分析及方差分析，可以得出以　下基本结论：　第一，从长期来看，Ｒ＆Ｄ投人、ＧＤＰ与资本存量、进出口、国内投资、外商直接投资、产业结构、制　度等传导变量之间存在着长期均衡关系。各传导变量对Ｒ＆Ｄ投人的反应均很灵敏，除国内投资外，　各传导变量的增长比例比Ｒ＆Ｄ投人的增长比例更大，其中影响最大的是外商直接投资。相比Ｒ＆Ｄ　投人的其他传导效应，贸易创造效应更为明显些。另外，间接传导变量对ＧＤＰ的贡献更加明显。　第二，Ｒ＆Ｄ投人作为技术进步变量不仅直接对经济增长发挥作用，而且间接通过资本形成、贸易　创造、产业联系、产业结构、制度变迁等传导变量向ＧＤＰ传导，从而促进经济增长。同时一国的Ｒ＆Ｄ　投人对经济增长的直接或间接作用会受到对外贸易状况、外商直接投资、制度等多种因素的共同制　约。另外，外商直接投资、产业结构、制度在促进经济增长的同时，也在经济增长的推动下不断发展。　４２　维普资讯 http://www.cqvip.com

第三，从Ｒ＆Ｄ投入的传导机制来看：促进资本形成的良性循环，资本形成效应的时滞期较长。贸　易创造效应在我国表现明显且持久，带动了我国进出口的发展。对国内投资产生了一定的“挤入效　应”，拓宽了国内投资的渠道，对国内投资产生了拉动作用。目前我国的Ｒ＆Ｄ投入还比较薄弱，以至　于新产品或新技术的开发不足以吸引外国投资者，外商直接投资的响应不显著。产业结构效应在我　国表现明显且持续时间长，能促进产业间资源的重新配置，推动产业结构升级。对我国市场化进程、　对外开放进程的推动作用比较明显，同时政府和企业对Ｒ＆Ｄ投入的吸收和反应也较快。Ｒ＆Ｄ投入　带来自身的良性循环，促使技术进步促进经济持续增长。　第四，Ｒ＆Ｄ对我国经济的综合影响大致从其投入起８～１５年表现最为显著，时滞期长，能对经济　增长产生持久影响。　注释：　①由于没有直接表示技术进步变量的宏观数据，故一般采用间接途径来测度。邓一华和吴贵生介绍了几种可进行技术进步变量　测度的方法，其中一种方法是以Ｒ＆Ｄ投入作为技术进步变量的测量。　②选用Ｒ＆Ｄ存量数据是因为Ｒ＆Ｄ具有时滞性和积累性，从资金的投入到产生实际效应应存在着时差。此外，过去的Ｒ＆Ｄ也会　对当前的经济变量产生影响。Ｒ＆Ｄ存量同时包含了短期影响和长期影响。ＦＤＩ亦采用存量数据，原因类似。　③世界银行１９８７年曾以劳动和资本的产出弹性分别为０．４和０．６的方案，测算中国的全要素生产率对经济增长的贡献。另据张　军、施少华对中国数据的测算，资本产出弹性也接近０．６。　参考文献：　ｌ１］Ｄａｖｉｄ　Ｒｏｍｅｒ．Ａｄｖａｎｃｅｄ　Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃｓ［ＭＪ．Ｓｈａｎｇｈａｉ：Ｓｈａｎｇｈａｉ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｅ＆Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　Ｐｒｅｓｓ，２００１．　［２］Ｓｏｌｏｗ，Ｒｏｂｅｒｔ　Ｍ．Ａ　Ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ　ｔｏ　ｔｈｅ　Ｔｈｅｏｒｙ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｆｏ　ｃｏｎｏｍＥｉｃｓ，１９５６，（７０）：６５—　９４．　［３］Ｒｏｍｅｒ，Ｐａｕｌ　Ｍ．Ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　Ｒｅｔｕｒｎ　ｎｄ　ａＬｏｎｇ—ｒｕｎ　Ｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｆＰｏｌｏｉｔｉｃａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９８６，（９４）：ｌｉＸ）２－－１０３７．　［４］Ｌｕｃａｓ，Ｒｏｅｒｂｔ　Ｅ．Ｏｎ　ｔｈｅ　Ｍｅｃｌｒａｎｉｓｍ　ｆｏ　ｃｏＥｎｏｍｉｃ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｆｏ　Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｅｃｏｎｏｍｙ，１９８８，（２２）：２２．　［５］赵喜仓，陈海波，李健民．Ｒ＆Ｄ资源投入对我国经济发展影响的时滞分析［Ｊ］．科学管理研究，２００５，（４）：１１２—　１１５．　［６］施晓江，顾字婷．Ｒ＆Ｄ投入与ＧＤＰ增长的关系检验及思考［Ｊ］．中国青年科技，２００７，（１５２）：２ｏ＿　５．　１７］ＤｏｍｉｎｉｑｕｅＧｕｅｌｌｅｃ，Ｖａｎ　ｏｔｔｅｌｓｅｒｂｇｈｅＤｅ　ＬａＰｏａｅＮｃ．ＦｒｏｍＲ＆ＤｔｏＰｒｏｄｕｃｉｔｉｖｙＣｙｔｒｏｗｔｈ　ＤｏｔｈｅＩｎｓｉｔｔｕｔｉｏｎａｌ　Ｓｅｔｔｉｎｇｓａｎｄｔｈｅ　Ｓｏｔｔｒｅｅ　ｆ　ｏＦｕｎｄｓ　ｆｏ　Ｒ＆Ｄ　Ｍａ￣ｅｒ［Ｊ］．Ｏｘｆｏｒｄ　Ｂｕｌｌｅｔｉｎ　ｏｆ　ｃｏｎｏｍＥｉｃｓ＆Ｓｔａｔｉｓｉｔｃｓ，２００４，（６６）：３５３．　［８］张军，章元．对中国资本存量Ｋ的再估计［Ｊ］．经济研究，２００３，（７）：３５—４３．　［９］王小鲁，樊纲．中国经济增长的可持续性与制度变革［Ｊ］．经济研究，２ＯＯＯ，（７）：３—１５．　［１０］郭庆旺，费俊雪．中国全要素生产率的估算：１９７９－－２００４［Ｊ］．经济研究，２００５，（６）：５１—６ｏ．　［１１］刘琛，卢黎薇．ＶＡＲ框架下外商直接投资时滞效应的动态分析［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２ＯＯ６，（１０）：１０１—　１１０．　［１２］吴延兵．市场结构、产权结构与Ｒ＆　中国制造业的实证分析［Ｊ］．统计研究，２ＯＯ７，（５）：６７１５．　［１３］吴建军，仇怡．贸易、技术进步与经济增长关系研究综述［Ｊ］．当代经济管理，２００５，（６）：２９＿＿３１．　（责任编辑：易会文）　４３