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摘 要：根据1995—2011年的时间序列数据，利用Eviews计量经济学软件，对中国航空航天产业R&D投入与产业发展之间的关系进行验证。结果表明，二者之间存在长期的均衡关系，但格兰杰因果关系并不明显，也就是说中国航空航天产业R&D投入与产业发展尚未形成良性的互动关系。
关键词：航空航天产业；R&D投入；产业发展；互动关系
中图分类号：F260 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）28-0054-02
一、中国航空航天产业R&D活动的特征分析
近年来，中国航空航天产业实现了跨越式的发展，产业R&D活动的投入和产出也达到了前所未有的规模。在投入方面，2000年，航空航天产业R&D活动经费内部支出为137 932万元，20011年已经达到1 435 570万元，创历史新高；R&D活动经费内部支出增长率也逐年提升，2001年的增长率为19.78%，之后稳步增长，2010年增长率达到41.14%，2011年达到54.62%。技术改造经费支出达到了373 716万元，技术引进经费支出达到了21 109万元。研发人员数量为22634人，比2000年增长了50.7%。在产出方面，2011年中国航空航天产业新产品产值达到，新产品销售收入4 980 325万元；专利申请数共计2 114项，有效发明专利授权量达到1 227项，占专利申请总数的58.04%。
二、中国航空航天产业R&D投入与产业发展关系实证分析
（一）变量选取
R&D投入活动包括R&D经费支出和R&D活动人员两个核心因素。新产品产值通常作为企业R&D投入活动的产出成果。本文选取R&D经费内部支出X1和R&D人员全时当量X2作为自变量，选取新产品产值Y作为因变量，来对中国高技术产业的R&D投入与产出之间的量化关系进行分析。
（二）数据说明及模型的建立
原始数据来自国家统计局编《高技术产业统计年鉴》。对各变量数据进行平减，剔除物价变动等因素的影响。基于剔除物价变动后的数据，通过分析发现，1995—2011年航空航天产业R&D活动人员和经费投入与新产品增加值的变化趋势大体一致，也即R&D活动人员和经费投入与新产品增加值具有一定的线性相关性。根据柯布—道格拉斯生产函数，即Y = AKαLβ，其中，α，β分别为投入的资本和劳动力对产出的弹性，同时考虑减少异方差性，分别对自变量和因变量取自然对数，本文建立以下模型：LnYt=c+LnX1t+LnX2t +ε，t=1995，···，2011。
（三）实证分析
1.平稳性（ADF）检验
变量Log Y和Log X1都是时间序列数据，对其进行平稳性检验，最优滞后阶数根据AIC准则而确定。根据表1中的结果，变量LnY、LnX1.LnX2的ADF检验值均大于1%、5%、10%显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，即LnY、LnX1.LnX1都是非平稳序列。LnY（-2）、LnX1（-2）、LnX2（-2）的ADF检验值均小于1%、5%、10%显著性水平下的临界值，则LnY（-2）、Ln 1（-2）时间序列不存在单位根，是平稳序列（见下页表1）。
检验结果说明Ln Y、Ln X1.LnX2在1%、5%、10%的显著性水平下是不平稳的，但其二阶差分在在1%、5%、10%的显著性水平下是平稳的，即Ln Y、Ln X1.LnX2同为二阶单整。因此可以进行协整关系检验。
2.协整关系检验
基于Johansen协整检验方法，对变量Ln Y、Ln X1.Ln X2进行协整分析。下页表2中显示的是迹统计量的检验结果，原假设None下计算的迹统计量的概率P值为0.0668，可以拒绝原假设，认为至少存在一个协整关系；原假设At most 1下计算的迹统计量概率P值为0.6803，不可以拒绝原假设，不认为存在两个协整关系；原假设At most 2下计算的迹统计量概率P值为0.9634，不可以拒绝原假设，不认为存在两个以上的协整关系。
根据对数似然值的协整关系，得出协整方程式：LnY=0.4685LnX1+8.52 LnX2。得到LnY、LnX1.LnX2都是正相关的长期均衡关系。即R&D活动经费支出和R&D活动人员全时当量对航空航天产业的发展在长期有正向的作用，且R&D经费支出每增加1%，新产品产值增加0.4685%，R&D活动人员全时当量增加1%，新产品产值增加8.52%。
3.误差修正模型
基于变量间存在的协整关系，进一步建立将短期变化与长期均衡联系在一起的矢量误差修正模型（VECM）。经反复试验利用AIC和SC统计量以及相应滞后期的系数的显著性判断后发现，最佳滞后期为2期。因此，建立误差修正模型的估计结果如下：
△LnY=0.341△LnX1+0.085LnX2-0.4739△LnY（-1）+ 0.133△LnYX2（-1）+0.51△LnX1（-1）-0.129ECM（-1）
从估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.129，表示当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.129的力度作反向调整，将非均衡状态拉回到均衡状态。
4.格兰杰因果关系检验
为进一步说明各变量之间是否存在因果关系，对各变量进行因果关系检验。表3中的显著性检验结果可以看出，在10%的显著性水平下，0.091小于0.1，拒绝原假设“Ln X1不是Ln Y的格兰杰原因”，0.0476小于0.05，拒绝原假设“Ln X2不是Ln Y的格兰杰原因”。说明R&D经费支出和人员全时当量是新产品产值的格兰杰原因。
而检验结果显示，在10%的显著性水平下，0.5857大于0.1，不能拒绝原假设“Ln Y不是Ln X1的格兰杰原因”，0.6901大于0.1，不能拒绝原假设“Ln Y不是Ln X2的格兰杰原因”，说明新产品产值不是R&D经费支出和人员全时当量的显著原因。但由于检验结果的滞后期为4，且显著性水平为10%，说明格兰杰因果关系并不明显，也就是说中国航空航天产业R&D投入与产业发展尚未形成良性的互动关系。
三、结论及对策建议
通过协整关系式，得到LnY、LnX1.LnX2都是正相关的长期均衡关系。也就是说R&D活动经费支出和R&D活动人员全时当量对航空航天产业的发展在长期有正向的作用，且R&D经费支出每增加1%，新产品产值增加0.4685%，R&D活动人员全时当量增加1%，新产品产值增加8.52%。格兰杰因果关系检验结果说明Ln X1是Ln Y的格兰杰原因，Ln X2是Ln Y的格兰杰原因，也即R&D经费支出和人员全时当量是新产品产值的格兰杰原因；检验结果的滞后期为4，且显著性水平为10%，说明格兰杰因果关系并不明显，也就是说中国航空航天产业R&D投入与产业发展尚未形成良性的互动关系。
为进一步提升中国航空航天产业的竞争力，本文认为应从以下几方面提升航空航天产业R &D投入的效果：第一，深化产学研合作，引进外部技术或与高校及科研院所合作来获取创新产品或技术，为航空航天产业科研注入新的活力；第二，加大航空航天产业的R&D投入强度，加强有效管理，提高R&D经费的使用效率；第三，重视引进核心科研人员，注重R&D人力资源的优化配置。提高R&D人员中科学家和高级工程师的比重，优化R&D人员的配置及结构。
参考文献：
[1] 李邃，江可中，郑兵云，等.高技本产业研发创新效率与全要素生产率增长[J].科学学与科学技术管理，2010，（11）：169-175.
[2] 余泳泽，武鹏.中国高技术产业研发效率空间相关性及其影响因素分析[J].产业经济评论，2010，（3）：71-82.
[3] 王坚强，阳建军.基于DEA模型的企业投资效率评价[J].科研管理，2010，（4）：73-80.
[4] 廖和信.专利就是科技竞争力[M].北京：知识产权出版社，2008.
[5] 陈伟，于艳丽.基于因子分析的中国34省市专利发展实证研究[J].科技进步与对策，2009，（3）：44-47.
[责任编辑 陈丽敏]
收稿日期：2013-06-19
作者简介：刘丽娟（1989-），女，山西运城人，硕士研究生，从事产业经济学研究。
关键词：航空航天产业；R&D投入；产业发展；互动关系
中图分类号：F260 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）28-0054-02
一、中国航空航天产业R&D活动的特征分析
近年来，中国航空航天产业实现了跨越式的发展，产业R&D活动的投入和产出也达到了前所未有的规模。在投入方面，2000年，航空航天产业R&D活动经费内部支出为137 932万元，20011年已经达到1 435 570万元，创历史新高；R&D活动经费内部支出增长率也逐年提升，2001年的增长率为19.78%，之后稳步增长，2010年增长率达到41.14%，2011年达到54.62%。技术改造经费支出达到了373 716万元，技术引进经费支出达到了21 109万元。研发人员数量为22634人，比2000年增长了50.7%。在产出方面，2011年中国航空航天产业新产品产值达到，新产品销售收入4 980 325万元；专利申请数共计2 114项，有效发明专利授权量达到1 227项，占专利申请总数的58.04%。
二、中国航空航天产业R&D投入与产业发展关系实证分析
（一）变量选取
R&D投入活动包括R&D经费支出和R&D活动人员两个核心因素。新产品产值通常作为企业R&D投入活动的产出成果。本文选取R&D经费内部支出X1和R&D人员全时当量X2作为自变量，选取新产品产值Y作为因变量，来对中国高技术产业的R&D投入与产出之间的量化关系进行分析。
（二）数据说明及模型的建立
原始数据来自国家统计局编《高技术产业统计年鉴》。对各变量数据进行平减，剔除物价变动等因素的影响。基于剔除物价变动后的数据，通过分析发现，1995—2011年航空航天产业R&D活动人员和经费投入与新产品增加值的变化趋势大体一致，也即R&D活动人员和经费投入与新产品增加值具有一定的线性相关性。根据柯布—道格拉斯生产函数，即Y = AKαLβ，其中，α，β分别为投入的资本和劳动力对产出的弹性，同时考虑减少异方差性，分别对自变量和因变量取自然对数，本文建立以下模型：LnYt=c+LnX1t+LnX2t +ε，t=1995，···，2011。
（三）实证分析
1.平稳性（ADF）检验
变量Log Y和Log X1都是时间序列数据，对其进行平稳性检验，最优滞后阶数根据AIC准则而确定。根据表1中的结果，变量LnY、LnX1.LnX2的ADF检验值均大于1%、5%、10%显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，即LnY、LnX1.LnX1都是非平稳序列。LnY（-2）、LnX1（-2）、LnX2（-2）的ADF检验值均小于1%、5%、10%显著性水平下的临界值，则LnY（-2）、Ln 1（-2）时间序列不存在单位根，是平稳序列（见下页表1）。
检验结果说明Ln Y、Ln X1.LnX2在1%、5%、10%的显著性水平下是不平稳的，但其二阶差分在在1%、5%、10%的显著性水平下是平稳的，即Ln Y、Ln X1.LnX2同为二阶单整。因此可以进行协整关系检验。
2.协整关系检验
基于Johansen协整检验方法，对变量Ln Y、Ln X1.Ln X2进行协整分析。下页表2中显示的是迹统计量的检验结果，原假设None下计算的迹统计量的概率P值为0.0668，可以拒绝原假设，认为至少存在一个协整关系；原假设At most 1下计算的迹统计量概率P值为0.6803，不可以拒绝原假设，不认为存在两个协整关系；原假设At most 2下计算的迹统计量概率P值为0.9634，不可以拒绝原假设，不认为存在两个以上的协整关系。
根据对数似然值的协整关系，得出协整方程式：LnY=0.4685LnX1+8.52 LnX2。得到LnY、LnX1.LnX2都是正相关的长期均衡关系。即R&D活动经费支出和R&D活动人员全时当量对航空航天产业的发展在长期有正向的作用，且R&D经费支出每增加1%，新产品产值增加0.4685%，R&D活动人员全时当量增加1%，新产品产值增加8.52%。
3.误差修正模型
基于变量间存在的协整关系，进一步建立将短期变化与长期均衡联系在一起的矢量误差修正模型（VECM）。经反复试验利用AIC和SC统计量以及相应滞后期的系数的显著性判断后发现，最佳滞后期为2期。因此，建立误差修正模型的估计结果如下：
△LnY=0.341△LnX1+0.085LnX2-0.4739△LnY（-1）+ 0.133△LnYX2（-1）+0.51△LnX1（-1）-0.129ECM（-1）
从估计结果可以看出，误差修正项的系数为0.129，表示当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.129的力度作反向调整，将非均衡状态拉回到均衡状态。
4.格兰杰因果关系检验
为进一步说明各变量之间是否存在因果关系，对各变量进行因果关系检验。表3中的显著性检验结果可以看出，在10%的显著性水平下，0.091小于0.1，拒绝原假设“Ln X1不是Ln Y的格兰杰原因”，0.0476小于0.05，拒绝原假设“Ln X2不是Ln Y的格兰杰原因”。说明R&D经费支出和人员全时当量是新产品产值的格兰杰原因。
而检验结果显示，在10%的显著性水平下，0.5857大于0.1，不能拒绝原假设“Ln Y不是Ln X1的格兰杰原因”，0.6901大于0.1，不能拒绝原假设“Ln Y不是Ln X2的格兰杰原因”，说明新产品产值不是R&D经费支出和人员全时当量的显著原因。但由于检验结果的滞后期为4，且显著性水平为10%，说明格兰杰因果关系并不明显，也就是说中国航空航天产业R&D投入与产业发展尚未形成良性的互动关系。
三、结论及对策建议
通过协整关系式，得到LnY、LnX1.LnX2都是正相关的长期均衡关系。也就是说R&D活动经费支出和R&D活动人员全时当量对航空航天产业的发展在长期有正向的作用，且R&D经费支出每增加1%，新产品产值增加0.4685%，R&D活动人员全时当量增加1%，新产品产值增加8.52%。格兰杰因果关系检验结果说明Ln X1是Ln Y的格兰杰原因，Ln X2是Ln Y的格兰杰原因，也即R&D经费支出和人员全时当量是新产品产值的格兰杰原因；检验结果的滞后期为4，且显著性水平为10%，说明格兰杰因果关系并不明显，也就是说中国航空航天产业R&D投入与产业发展尚未形成良性的互动关系。
为进一步提升中国航空航天产业的竞争力，本文认为应从以下几方面提升航空航天产业R &D投入的效果：第一，深化产学研合作，引进外部技术或与高校及科研院所合作来获取创新产品或技术，为航空航天产业科研注入新的活力；第二，加大航空航天产业的R&D投入强度，加强有效管理，提高R&D经费的使用效率；第三，重视引进核心科研人员，注重R&D人力资源的优化配置。提高R&D人员中科学家和高级工程师的比重，优化R&D人员的配置及结构。
参考文献：
[1] 李邃，江可中，郑兵云，等.高技本产业研发创新效率与全要素生产率增长[J].科学学与科学技术管理，2010，（11）：169-175.
[2] 余泳泽，武鹏.中国高技术产业研发效率空间相关性及其影响因素分析[J].产业经济评论，2010，（3）：71-82.
[3] 王坚强，阳建军.基于DEA模型的企业投资效率评价[J].科研管理，2010，（4）：73-80.
[4] 廖和信.专利就是科技竞争力[M].北京：知识产权出版社，2008.
[5] 陈伟，于艳丽.基于因子分析的中国34省市专利发展实证研究[J].科技进步与对策，2009，（3）：44-47.
[责任编辑 陈丽敏]
收稿日期：2013-06-19
作者简介：刘丽娟（1989-），女，山西运城人，硕士研究生，从事产业经济学研究。