东北三省创新水平与区域经济结构分析，本文主要内容关键词为：经济结构论文,水平论文,区域论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：0257-0246(2016)03-0044-07 根据英国《经济学人》对中国东北三省的发展情况分析，在全国31个省份中，2014年前三季度中国东北三省的地区生产总值(GDP)的增速都处于倒数五位之内，其中，黑龙江省以5.2%的增速垫底。①这也体现了东北区域经济可持续发展的回落现象。从1953-1957年的第一个五年计划起，东北三省作为中国重点建设的工业基地，一直以来都保持较好的发展趋势和增长势头。2003-2012年这10年间，在振兴东北老工业基地的政策拉动下，东北三省国内生产总值增长2倍多，平均增速也超过全国平均水平2个百分点。直到2012年东北地区经济全面下滑才引起了国内外的关注，人们才开始思考东北三省长期被增长所掩盖的机制性矛盾和僵化的体制。2014年以来，伴随着全国经济形势的结构性调整，东北三省经济中存在的结构性问题和深层次矛盾逐渐集中显现，逐渐成为东北三省政府和企业界的共识，同时也造成了目前的“寒冬现象”。 目前，加快结构调整、化解过剩产能已是国家明确的经济走向，在此情况下东北三省将面临更严峻的形势，辽宁、吉林以及黑龙江都将把2015年经济增速定位在5%至6%的较低水平。而国务院在2014年印发文件，明确要求实施重大利好政策，夯实东北三省振兴发展成果，从改革和创新角度出发，努力破解阻碍发展的难题，依靠内部发展驱动东北经济发展。 本文根据东北三省2000-2014年的统计数据，立足于东北三省创新创业和区域经济的角度，量化研究创新水平对东北三省区域经济的影响，分析创新水平与区域经济之间的关系，这对于提升东北三省的经济实力具有重要意义。 创新水平的综合评价 1.指标定义和计算 论文对指标定义如下：(1)非国有经济占全社会固定资产投资比例
：反映该地区非国有经济在全部投资总额中的活跃性，其度量主要用内资企业全社会固定资产投资减去国有全社会固定资产投资(属于非国有部分)再除以该地区全社会固定资产投资。(2)规模以上工业企业非公有制资本金占全部实收资本金比重
：用以反映非公有制经济的发展状况，度量主要是用1减去国有资本金占全部实收资本金的比重再减去集体资本金占全部实收资本金的比重。(3)个体私营企业所雇用的工人数占总就业人口比率
：反映东北三省的创业状况，其度量是个体私营经济就业人数除以总就业人数。(4)每百人就业人员拥有专利数
：用以反映企业自身的创新能力，以国内专利申请授权量或项除以全部就业人数。本文选取东北三省2000-2014年的数据，根据表1中的计算公式，论文通过数据可以计算出指标对应的数值，再标准化得到如表1所示的结果。
2.基于主成分分析的创新创业评价分析 本文选取了4个变量对创新水平进行观测，但是这些变量之间存在的相关性会使后续的实证分析变得更加复杂，并由此会给研究结论带来实质性的困难。如果只分析单个指标，结论会缺乏系统性，而随意减少指标又会损失掉很多信息，易得出错误的论证结果。所以本研究采用了主成分分析的方法，一方面对观测的变量提取因子，同时考虑降低综合指标的维度，试图获得较少的综合分析指标。使用SPSS对三个地区2000-2014年的数据进行主成分分析，选取主成分因子时由于论文的指标只有4个，所以主成分的选择上以SPSS自动选择为主，只要满足贡献率累积大于60%均可认为合理，最终得到如下结果：辽宁省的初始特征值的累计方差百分比为81.056；吉林省的初始特征值的累计方差百分比为72.385；黑龙江省的初始特征值的累计方差百分比为62.893。同时，论文根据相关性矩阵得到，东北三省中各个指标之间存在着显著的关系，证明它们的指标在信息上存在重叠，能同时反映创新水平的程度。从初始因子载荷矩阵进一步发现，
在主成分上有较高载荷，分别为0.889、0.963、0.962；
在主成分上有较高载荷，分别为0.866、0.897、0.873；
在主成分上有较高载荷，分别为0.845、0.865。说明各主成分基本反映了所需要的指标信息，所以提取的主成分是可靠性的，因此可以用主成分的变量替代原变量。但这个新变量还不能直接得到最终的结果，还需要用表5中的主成分载荷矩阵数据除以主成分相对应的特征值开平方根才能得到两个主成分中每个指标所对应的系数。然后利用SPSS运算得到特征向量A。随后将提取出来得出的特征向量乘以各年各项指标的数据
(i=1，2，3，4，n=2000，…，2014)，具体见表2。最终得出反映东北三省各年创新水平模型，用
表示。
图1 创新水平与区域生产总值GDP的增长率 于是，根据东北三省关于创新水平的综合评价模型，如式(1)所示，得到2000-2014年东北三省创新水平的综合评价值，如表2和图1所示。一方面，东北三省的创新水平整体上都呈现出上升趋势，并且与地区生产总值GDP保持一定的同步性，说明随着改革开放的发展，东北三省在政府政策的驱动下都加快创新模式发展，大力推动创新创业的发展，这也进一步验证了2014年以来，受国家经济结构性调整影响以及东北地区存在的结构性问题及体制问题。其次，东北三省在创新水平方面表现出一定的波动性，而这种波动性对地区生产总值GDP的影响并没有得到同步验证。所以论文有必要进一步分析东北三省创新水平与区域经济在新形势下的结构关系，观察两者之间是否存在相互影响作用以及影响程度。 通过表2数据以及对图1的分析得到，东北三省的创新水平增长率与区域经济增长率的同步性较为显著，且各自的增长基本稳定，见图1，仅创新水平增长率在2003-2004年出现负值，紧接着在2004年后回到正向增长。此外，从图1不难发现，东北三省在创新水平增长率和区域经济增长率方面从2010年起出现同步下降趋势，出现这种情况可能是源自于东北三省区域经济的带动作用，也可能来自于经济转型导致的短期瓶颈效应，但这种情况的演变趋势是否会回温，值得我们进一步研究。所以，从整体上看，除了2003年外，东北三省创新水平与区域经济基本上保持同比增长；而2003-2004年出现的波动性可能来自于2003年非典的影响，也可能是由于发生结构变化而导致的分段，因此为了详细说明新形势下东北三省在受全国经济结构性调整的情况下，区域经济与创新水平之间的结构关系是否发生变点反应，本文将通过统计检验方法定量分析2000年以来东北三省创新水平与地区生产总值GDP关系的演变情况，分析两者之间是否发生结构变点的情况，从而有利于采取相应的措施。 创新水平与区域经济的结构关系 1.协整与误差修正模型分析 在对东北三省创新水平增长率(定义为CXZZL)与地区生产总值GDP增长率(定义为GDPZZL)进行指标分析的基础上，本文首要的研究目标是探讨东北三省创新水平增长率和地区生产总值GDP增长率是否已经形成长期均衡结构关系，以及是否发生结构变点反应。协整检验是研究两个非平稳时间序列间是否存在长期的均衡关系的一种重要研究方法。Engle和Granger给出协整的定义：对于两个或两个以上具有相同单整阶数的非平稳时间序列，如果经线性组合后是平稳的，我们称它们之间具有协整关系。②但在此之前论文先对数据的平稳性进行检验，即对各变量进行数据的单位根检验。本文采用ADP检验，检验形式(c，t，k)分别表示截距项、时间趋势及滞后阶数，N表示检验模型中没有截距或者时间趋势。
结果如表3所示，表明东北三省的创新水平增长率与地区生产总值GDP增长率在一阶差分之后都是平稳的，即东北三省的创新水平增长率与地区GDP增长率是一阶单整序列；下面在单位根检验后，论文对东北三省的均衡模型进行估计。协整检验常用的方法为Johanson检验和E-G检验，而本文考虑到双变量的协整关系，选用E-G两步法对2001-2014年间的东北三省全样本数据，见表3，进行创新水平增长率与地区GDP增长率间的协整关系检验及误差修正建模。 首先在估计东北地区的协整方程
发现，无论怎样修正都得不到各系数在在5%水平上显著的结果，考虑加入适当的滞后项也无法消除残差项的自相关性。结果可能源自于2004年创新水平为负值所致，于是论文在剔除2004年东北三省的创新水平后得到，不断修正后辽宁省和吉林省创新水平增长率和地区生产总值GDP增长率的分布滞后模型：
此时得到各系数均在5%水平上显著，因此可初步认为辽宁省和吉林省的创新水平增长率和地区生产总值GDP增长率之间存在显著的长期稳定关系，而对于黑龙江省的协整模型，修正后依旧不满足各系数均在5%水平上显著，故认为黑龙江省的创新水平和地区生产总值GDP之间不存在显著的长期稳定关系。随后对辽宁省和吉林省的分布滞后模型的残差项定义为：
同时对协整方程的残差序列LN_μ(t-1)和JL_μ(t-1)进行ADF单位根检验，得到检验的t统计量都小于Engle和Yoo③临界值及MacKinnon④临界值，所以辽宁省和吉林省的创新水平和地区生产总值GDP之间存在协整关系。下面建立误差修正模型，估计方程如下所示：
同时各系数均在5%水平上显著，辽宁省的误差修正项为负，存在对偏离均衡的反向调节机制；吉林省的误差修正项为正，所以存在对偏离均衡的正向调节机制。根据上述协整检验和误差修正建模结果，从短期看，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的，短期内系统偏离均衡状态的程度直接导致波动幅值。从长期来看，协整关系式通过引力作用，使之维持在均衡状态。可以得到以下结论： 第一，本文通过E-G两步法协整检验得知，辽宁省和吉林省的创新水平增长率和地区生产总值GDP增长率序列具有协整关系。在误差修正模型中，差分项体现了短期波动的影响。吉林省和辽宁省的创新水平增长率的短期变动可以这样理解：一部分是由于辽宁省和吉林省的创新水平增长率受短期收入的变动影响造成的，另一部分是由于吉林省和辽宁省的创新水平增长率与区域经济发展长期处于不均衡状态。而误差修正项μ(t-1)的系数大小反映了吉林省和辽宁省的创新水平增长与区域经济增长长期均衡的调整力度的偏离程度。从LN_μ(t-1)系数的估计值(-0.408 818)可以看出，当辽宁省的创新水平增长率的短期波动偏离长期均衡时，将会以负方向的调整力度将辽宁省的创新水平增长率的非均衡状态拉回到均衡状态；从JL_μ(t-1)系数的估计值(0.534 177)可以看出，当吉林省的创新水平增长率的短期波动偏离长期均衡时，将会以正方向的调整力度将吉林省的创新水平增长率的非均衡状态拉回到均衡状态。 第二，在辽宁省的创新水平增长率与GDP增长率的长期均衡关系中，见式(6)，辽宁省的创新水平增长率对地区生产总值GDP增长率的弹性为0.419 754，即创新水平增长1%，将会导致下一期地区生产总值GDP增长41.98%；在吉林省的创新水平增长率与GDP增长率的长期均衡关系中，见式(6)，吉林省的创新水平增长率对地区生产总值GDP增长率的弹性为0.37 166，即创新水平增长1%，将会导致下一期地区生产总值GDP增长37.17%；可见辽宁省和吉林省的创新水平增长率对下一期地区生产总值GDP增长率的拉动作用显著。 第三，从协整方程残差的整体特征来看，如图2所示，协整方程的残差波动幅度较大，说明局部非平稳。波峰与波谷各自聚集，即在偏离程度较大时，向均衡的调整趋势缓慢，体现了辽宁省和吉林省的创新水平增长率对政策的反应有一定滞后性。其中值得注意的是，辽宁省和吉林省的残差表现出一定的分段性，即2001-2003年整体趋于负值，2005-2010年整体趋于正值，2011-2014年整体趋于负值，这也说明了创新水平增长率的短期波动可能会引起断点反应、结构性变化等情况，为此，论文进一步对原序列进行邹氏断点检验和Granger因果检验。
图2(a) 辽宁—协整残差图
图2(b) 吉林—协整残差图 2.邹氏断点检验和Granger因果检验 为验证2003年和2010年这两个点是否导致分段，使用协整方程模型(式(6))下2003年和2010年分别进行邹氏断点检验(Chow Breakpoint Test)。结果得到，在5%水平下并不显著，见表4，排除了分段影响，更多考虑非典的波动性影响，这也说明了2003-2004年并没有对辽宁省和吉林省的创新水平增长率和GDP增长率的协整关系造成影响。由邹氏断点检验表明全部样本的协整关系较为稳定，辽宁省和吉林省的创新水平增长率与GDP增长率之间的长期均衡发展关系并没有发生结构性变化。
从Granger因果检验可以得出，当滞后期为1年时，辽宁省的创新水平增长率是地区生产总值GDP增长率的Granger原因，而地区生产总值GDP增长率不是创新水平增长率的Granger原因，即说明辽宁省的创新水平对地区生产总值GDP的增长有一定的拉动作用，且拉动作用是单向的。从滞后时间来看，随着滞后期的增加，辽宁省的创新水平对地区生产总值GDP的显著水平逐渐下降，说明辽宁省的创新水平对GDP的影响程度随着时间推移在逐渐变缓，这种影响变动也验证了图2(a)中的残差波动情况，意味着辽宁省的创新水平与地区生产总值GDP之间的长期均衡关系在2001年以来存在一定程度的波动，且这种波动会因创新水平在2010年逐渐变小。所以为了促进辽宁省的经济的稳步发展，应设法提高辽宁省的创新水平。例如应提高非国有经济占全社会固定资产投资比例，即增加内资企业的固定资产投资比率，以利于刺激创业水平的提升；同时应加强非公有制资本的比重，更多减少国有资本和集体资本的比重；此外，应加强个体和私营企业的发展，并鼓励企业或单位申请专利，有利于做出更多创新的产业。 同理，当滞后期为2年时，吉林省的创新水平增长率是地区生产总值GDP增长率的Granger原因，而地区生产总值GDP增长率不是创新水平增长率的Granger原因，即说明吉林省的创新水平对地区生产总值GDP的增长有一定的拉动作用，也为单向拉动作用。从滞后时间来看，随着滞后期的增加，吉林省的创新水平对地区生产总值GDP的显著水平呈现为不稳定态势，见表5，说明吉林省的创新水平对GDP的影响程度随着时间推移呈现不稳定的变化情况，这种变动也验证了图2(b)中的残差波动情况，意味着吉林省的创新水平与地区生产总值GDP之间的长期均衡关系在2001年以来存在较大程度的波动，且这种波动会因创新水平的变化而变化。所以为了促进吉林省的经济的稳步发展，应设法稳定吉林省的创新水平。例如应稳定全社会固定资产投资比例，减少过多产业的恶性投资，稳定吉林区域经济发展的步伐。 对于黑龙江的创新水平与地区经济之间的关系，应轻度协调两者的关系，从创新以外的其他改革措施出发，不断刺激黑龙江省的区域经济发展。由此可见，对于东北三省面临的严峻形势，应差别化引导三省的发展，而不应一视同仁，采用一种模式去刺激区域经济的发展，这样可能会导致另一些负面的效应。 针对东北三省存在的深层次矛盾和结构性问题，论文基于二分类的思想首先对东北三省创新水平进行评价研究，得到东北三省的创新水平增长率与区域经济增长率的同步性较为显著，且各自的增长基本稳定，仅创新水平增长率在2003-2004年出现负值，紧接着在2004年后回到正向增长。但东北三省在创新水平增长率和区域经济增长率方面从2010年起出现同步下降趋势，出现这种情况可能是源自于东北三省区域经济的带动作用，也可能来自于经济转型导致的短期瓶颈效应。随后，为了量化分析2010年东北三省经济下滑现象，从创新水平角度出发研究东北三省创新水平和区域经济的结构变化关系。得到10多年来东北三省的创新水平与区域经济之间并不一致，三省格局不同，表现出不同的变化模式：仅辽宁省和吉林省存在长期均衡结构关系，而且这种均衡关系存在着滞后性和单向引导的结构特点，进而导致辽宁省和吉林省创新水平对区域经济的单向影响作用存在一定程度的波动性，且这种波动会因创新水平的变化而变化。所以，对于东北三省面临的严峻形势，应差别化引导三省的发展，而不应采用一种模式去刺激区域经济的发展，这样可能会导致另一些负面的效应。例如对于辽宁省，应增加内资企业的固定资产投资比率，以利于刺激创业水平的提升，加强个体和私营企业的发展，并鼓励企业或单位申请专利，有利于做出更多创新的产业；对于吉林省，应稳定全社会固定资产投资比例，减少过多产业的恶性投资，设法稳定吉林省的创新水平；对于黑龙江省，应轻度协调创新与经济的发展问题，从创新以外的其他改革措施出发，不断刺激黑龙江省的区域经济发展。 ①数据来源：中国金融信息网，http://www.xinhua08.com/。 ②Engle R.F.,and Ganger C W.J.,"Cointegration and Error Correction:Representation,Estimation and Testing," Econometrical,Vol.55,1987,pp.251-276. ③Engle R.F.,and Yoo B.S.,"Forecasting and Testing in Co-integrated Systems," Journal of Econometrics,1987,Vol.35,pp.143-159. ④MacKinnon J.G.,"Critical Values for Cointegration Tests," Queens Economics Department Working Paper,No.1227,2010.
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