【正文】 關系存在的影響，因此，在進行Granger檢驗之前，首先要確定各變量的最佳滯后項個數(shù)，對變量序列進行穩(wěn)定性檢測和協(xié)整關系的檢驗。檢驗變量之間是否存在協(xié)整關系的方法有兩種:EG兩步法和Johansen極大似然法。最佳滯后期根據(jù)AIC和SIC準則的值進行確定。（二）VAR模型最佳滯后期數(shù)的確定由于VAR方程滯后期的確立受變量影響較大，故需首先進行變量的平穩(wěn)性檢驗。由于投資創(chuàng)業(yè)機制還未真正建立起來，高技術(shù)企業(yè)的速效渠道較為單一。D經(jīng)費、Ramp。同時，目前學術(shù)界認為人力資本[7]，經(jīng)濟環(huán)境[8]，金融條件[9]，經(jīng)費投入[10]等是影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和發(fā)展的主要因素。D人員全時當量、國家財政支出用于科學研究的支出對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作用的機理，結(jié)合我國發(fā)展的實際情況，在充分分析的基礎上得出較為合理的解釋。認識與分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)律及其影響因素不僅是新的理論研究課題，而且是發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實際需要。關鍵詞：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值 影響因素 VAR模型 實證分析一、問題的提出（一）研究背景面對21世紀的挑戰(zhàn)，根據(jù)我國的實際，筆者認為，實施高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化是帶動我國國民經(jīng)濟發(fā)展的根本途徑。D人員全時當量、國家財政支出用于科學研究的支出之間的關系。基于VAR模型對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的實證研究吉林財經(jīng)大學 張超、康晴晴、蔣汶秀目 錄摘 要 1一、問題的提出 2（一）研究背景 2（二）研究意義 2二、研究現(xiàn)狀及存在的問題 3（一）國外有關高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的研究 3（二）國內(nèi)有關高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值影響因素的研究 3三、我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀 4四、向量自回歸（VAR）模型介紹 4（一）VAR模型的構(gòu)造 4（二）VAR模型最佳滯后期數(shù)的確定 5（三）VAR模型的脈沖響應函數(shù) 6（四）協(xié)整關系檢驗 7（五）Grange因果關系檢驗 7五、模型建立前的準備 8（一）指標的選取 8（二）數(shù)據(jù)的來源與預處理 8六、模型的構(gòu)建與檢驗 8（一）單位根檢驗 8（二）Johansen協(xié)整檢驗 9（三）向量自回歸模型（VAR）的構(gòu)建 10（四）Granger因果檢驗 11（五）脈沖響應分析 12（六）方差分解分析 13七、結(jié)語 14（一）主要結(jié)論 14（二）主要建議 161．提高自主創(chuàng)新能力和技術(shù)消化吸收能力 162．建立全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)信息共享平臺 173．發(fā)揮政府的調(diào)控作用 17參考文獻 19附表 20摘 要改革開放以來，我國國民經(jīng)濟迅速發(fā)展，對高新技術(shù)的關注也逐年提高，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值也呈現(xiàn)出飛速發(fā)展的態(tài)勢，產(chǎn)出規(guī)模不斷擴大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷優(yōu)化。D經(jīng)費、Ramp。D經(jīng)費對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增長的促進作用提出了相應的對策建議。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是建立在高技術(shù)基礎之上的，其產(chǎn)生與發(fā)展有其獨有的規(guī)律和特點，同時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的一個組成部分，其影響因素是多方面、復雜的。D經(jīng)費、Ramp。D活動、技術(shù)進步等都是驅(qū)動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的重要要素[6]。在定量分析方面，基本上是應用回歸模型進行分析，本文也是基于前人研究的基礎上，根據(jù)1990年以來宏觀經(jīng)濟實際情況的變動，利用最新的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用理論基礎完備和應用廣泛的VAR模型從現(xiàn)狀描述和實證分析的角度全面分析Ramp。高技術(shù)企業(yè)融資渠道狹窄，對外資依賴程度高。VAR的一般形式為: （）其中，()=0，(，)=0，=1，2，…；是(n1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程，是(nn)的系數(shù)矩陣，是向量的階滯后變量，是誤差項，在本模型中可視為隨機干擾項。AIC標準的計算方法為: （）Schwarz的SIC準則，定義如下: （）其中，為變量滯后期，為樣本數(shù)，為殘差平方和。如果幾個變量是協(xié)整的，那么它們之間就存在長期均衡關系，因此由這些變量建立的回歸模型才是有意義的。如果X在Y的預測中有幫助，或者X與Y的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說Y是由X的Grange引起的。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對上述序列取自然對數(shù)，變換后的變量相應的變?yōu)長HTP、LRD、LRY、LZC。檢驗結(jié)果見表 2 特征根跡（Rank Test）檢驗結(jié)果Hypothesized No. of CE(s）EigenvalueTrace Statistic Critical ValueProb.**None *At most 1At most 2At most 3表 3 最大特征值檢驗（Maximun Eigenvalue Test）結(jié)果Hypothesized No. of CE(s）EigenvalueTrace Statistic Critical ValueProb.**None *At most 1At most 2At most 3注：*表明在5%的顯著水平下拒絕原假設；**表示MackinnonHaugMichelin（1999）p值。D項目經(jīng)費（LRD）是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LHTP）的Grange原因，表明對科技項目的投入多則科技產(chǎn)出效益越好。根據(jù)實際分析的需要，下面分別給高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LHTP）、Ramp。D項目經(jīng)費的投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的推動作用在長期顯著。Ramp。D人員全時當量（LRY）以及國家財政支出用于科學研究的支出（LZC）三個變量對于我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LHTP）的影響變動情況，并發(fā)現(xiàn)Ramp。D項目經(jīng)費無效論的假象，有可能政府在Ramp。所以說，Ramp。D人員全時當量的變動對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響在第1期到第3期是負方向的，而從第3期開始到第5期是影響由負轉(zhuǎn)正，只是則是一直處于0水平之上的。D項目經(jīng)費之后，不可能馬上就能夠做出科研成果，他們是需要反復調(diào)研和研究報告，從而存在了一定的滯后期。%，之后逐年遞減，即使是說明了Ramp。筆者認為，這與國家政府的政策措施是緊密相關的，因為政府僅僅是在財政支出中拿出科學研究支出是不夠的。在這里，筆者提一下鄧小平的見解，他說過：“發(fā)展才是硬道理”，可是怎么發(fā)展呢，他又說過：“科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。例如，我國高新產(chǎn)業(yè)園區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群優(yōu)勢逐漸顯現(xiàn)，并且在長江三角洲和珠江三角洲得到很好的見證，目前環(huán)渤海也在致力于這種有簡單的產(chǎn)業(yè)集聚帶動大的產(chǎn)業(yè)及集群的發(fā)展。D人員全時當量(萬人）國家財政支出科學技術(shù)（億元）1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 200921