高校科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的實證分析——以廣東省為例摘要：隨著建設(shè)創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略的提出，高校成為促進社會經(jīng)濟增長的重要力量，不僅承擔(dān)了傳遞知識和轉(zhuǎn)化技術(shù)成果的任務(wù)，還要發(fā)揮其科技創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中的推動作用。本文選擇廣東省為研究對象，首先通過數(shù)據(jù)和圖表結(jié)合的方式，分析高校科技創(chuàng)新的投入、產(chǎn)出和廣東省經(jīng)濟增長的發(fā)展現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)高?？萍紕?chuàng)新近十年來投入增大，產(chǎn)出成果增加，發(fā)展?jié)摿Υ?。然后，本文從高?？萍紕?chuàng)新的投入和產(chǎn)出兩方面，分析其對經(jīng)濟增長影響的作用機理。繼而選取2010—2020年廣東省時間序列數(shù)據(jù)，實證檢驗高?？萍紕?chuàng)新的投入和產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示高?？萍紕?chuàng)新的投入和產(chǎn)出與經(jīng)濟增長均存在長期均衡關(guān)系，科技創(chuàng)新投入和產(chǎn)出都能顯著促進地方經(jīng)濟增長，而短期中雖然這種促進作用會偏離長期均衡，但會以一定的速度從短期非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài)。最后，本文根據(jù)廣東省高?？萍紕?chuàng)新的發(fā)展現(xiàn)狀、理論及實證研究，提出促進高?？萍汲晒行мD(zhuǎn)化、加大科技創(chuàng)新投入力度以及完善知識產(chǎn)權(quán)制度的發(fā)展對策。關(guān)鍵詞：高校科技創(chuàng)新；EG兩步法；經(jīng)濟增長目錄一、引言 一、引言在知識經(jīng)濟時代，科技創(chuàng)新已成為經(jīng)濟社會發(fā)展的主要驅(qū)動力，成為衡量一個國家和地區(qū)綜合競爭力的關(guān)鍵因素。高校作為創(chuàng)新體系的重要組成部分，在培養(yǎng)創(chuàng)新人才、發(fā)展科學(xué)技術(shù)方面發(fā)揮著重要作用，是支撐地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的重要創(chuàng)新源頭。根據(jù)廣東省2020年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2020年廣東省GDP達到110760.94億元，同比增長2.3%，2010—2020十年間經(jīng)濟持續(xù)高速增長。同時，2020年廣東省高校數(shù)量共154所，高校研究機構(gòu)數(shù)達32347個，R&D活動人員共有1091544人，R&D活動研究課題數(shù)達224904項。從上述數(shù)據(jù)可以看出，廣東省高?？萍紕?chuàng)新成果的確推動了廣東省經(jīng)濟的增長，優(yōu)化了廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。隨著全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟形勢，高等教育在人力資本培養(yǎng)中體現(xiàn)出越來越重要的作用，高等教育質(zhì)量作為經(jīng)濟增長模型中的投入要素，體現(xiàn)了人才培養(yǎng)和科研成果的更高經(jīng)濟性轉(zhuǎn)化，即高等教育質(zhì)量明顯推動了勞動力投入對經(jīng)濟產(chǎn)出的貢獻率。高?？萍紕?chuàng)新首先是以實實在在的成果服務(wù)地方產(chǎn)業(yè)，進而推動地方經(jīng)濟的規(guī)模性增長；另一方面，地方經(jīng)濟的增長為科技創(chuàng)新提供了強有力的經(jīng)濟支撐，同時也為科研和教育創(chuàng)造了良好的環(huán)境。換言之，經(jīng)濟增長需要科技創(chuàng)新作為支撐，而高校又匯集了很多科研人才，他們優(yōu)秀的科研成果又會轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，從而促進經(jīng)濟增長。因此，高?？萍紕?chuàng)新可以促進地方經(jīng)濟穩(wěn)步增長，還能充分發(fā)揮科技和人才資源優(yōu)勢，對推動區(qū)域經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展具有重要意義?！秶抑虚L期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要》明確指出，高校要樹立積極服務(wù)社會的意識，提高社會公益能力，落實全社會公益工作。高校的基本使命是培養(yǎng)和鍛煉人才，在人力資源開發(fā)過程中，要同時把握好國家和地方經(jīng)濟增長這兩個方面，并取得相應(yīng)的成果。大學(xué)科研的本質(zhì)是培養(yǎng)人才和服務(wù)社會，其核心是創(chuàng)新。由此可見，高?？萍紕?chuàng)新在推動經(jīng)濟增長中發(fā)揮著不可缺失的作用。二、文獻綜述（一）關(guān)于高?？萍紕?chuàng)新能力的評價研究目前，學(xué)術(shù)界在關(guān)于高?？萍紕?chuàng)新能力的研究中，國內(nèi)外學(xué)者從體系構(gòu)建、影響因素、模型構(gòu)建等角度展開了研究。從體系構(gòu)建角度來看，孫文祥（2005）構(gòu)建了高校研發(fā)實力評價指標體系，通過研發(fā)人員數(shù)量、研發(fā)經(jīng)費籌集金額、經(jīng)費支出金額及結(jié)構(gòu)、研發(fā)課題數(shù)量、研究機構(gòu)數(shù)量五個指標評價高等院校的科技創(chuàng)新水平；章熙春、馬衛(wèi)華等（2010）建立了高?？萍紕?chuàng)新能力評價體系，指標體系將高?？萍紕?chuàng)新資源與基礎(chǔ)能力、知識創(chuàng)造能力、知識流動能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、科技成果轉(zhuǎn)化能力、外界環(huán)境支持能力分為六個一級指標；孫燕、楊健安等（2011）則直接賦予工作基礎(chǔ)及規(guī)模條件、承擔(dān)科技項目和經(jīng)費情況、科技工作成效這三個一級指標權(quán)重，建立起綜合評價指標體系；賀志亮（2012）采用層次分析法構(gòu)建了定性指標和定量指標相結(jié)合的遞階多層次評價指標體系，并從創(chuàng)新資源與基礎(chǔ)實力、知識創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新、成果外溢四個模塊對高新科技創(chuàng)新能力進行評價；王青、潘桔（2017）采用因子分析法構(gòu)建評價體系，選取了科技活動人員數(shù)、科技活動人員全時當(dāng)量、科研經(jīng)費支出、科研項目數(shù)、發(fā)表論文數(shù)、出版著作數(shù)、申請專利數(shù)、專利出售數(shù)和獲國家級以上獎勵情況9個衡量指標；王美霞（2018）采用全局主成分分析法，從協(xié)同創(chuàng)新投入、協(xié)同創(chuàng)新產(chǎn)出、協(xié)同創(chuàng)新轉(zhuǎn)化、協(xié)同創(chuàng)新合作和協(xié)同創(chuàng)新支撐5個方面構(gòu)建高校協(xié)同創(chuàng)新能力的評價指標體系；熊國經(jīng)、熊玲玲等（2018）采用改進因子分析法，構(gòu)建包含科技創(chuàng)新基礎(chǔ)能力、科技創(chuàng)新投入能力、科技創(chuàng)新產(chǎn)出能力、科技成果轉(zhuǎn)化能力4個一級指標的評價體系；孔鳳琴（2018）通過構(gòu)建一個由創(chuàng)新基礎(chǔ)能力、創(chuàng)新投入能力、創(chuàng)新產(chǎn)出能力、成果轉(zhuǎn)化能力、環(huán)境支撐能力組成的高校創(chuàng)新能力評價指標體系，對浙江省高校的科技創(chuàng)新能力進行測評；蘇鴻儒、盧曉程（2021）通過構(gòu)建高等教育與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的評價指標體系對比研究廣東、山東、浙江、江蘇四省份高等教育與區(qū)域經(jīng)濟的耦合關(guān)系。從影響因素來看，孫倫軒、施曉路（2016）通過固定效應(yīng)模型和分布滯后模型，研究了高校R&D經(jīng)費中的政府資金和企業(yè)資金對經(jīng)濟增長的短期性效應(yīng)和長期性效應(yīng)的差異；李嘉怡、魏亞運（2018）以高等院校專利申請總量、高等院校專利授權(quán)量、高校賣出的技術(shù)合同數(shù)量及成交金額等來評價高校的科技創(chuàng)新水平；從構(gòu)建模型角度來看，鄭浩、張印鵬（2017）構(gòu)建高校數(shù)量與經(jīng)濟增長關(guān)系的模型，分析了我國高校數(shù)量的變化及其對經(jīng)濟增長的影響；蔡文伯、甘雪巖（2021）將高校R&D經(jīng)費、高校R&D基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗研究經(jīng)費作為變量，構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型，研究西部地區(qū)高校R&D經(jīng)費支出與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系。從已有的文獻來看，關(guān)于對高?？萍紕?chuàng)新能力的評價研究中，一些學(xué)者通過構(gòu)建評價指標體系來分析高校的科技創(chuàng)新能力，也有一些學(xué)者從高?？萍紕?chuàng)新能力的影響因素出發(fā)，主要以R&D經(jīng)費和專利數(shù)為主要變量分析科技創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響，還有一些學(xué)者采用構(gòu)建模型來評價科技創(chuàng)新能力。（二）關(guān)于高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響研究關(guān)于高?？萍紕?chuàng)新是如何影響地方經(jīng)濟增長，不同學(xué)者在研究中給出了不同的答案，孫文祥（2005）通過模型構(gòu)建對我國不同地區(qū)高校的研發(fā)實力及其對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響進行實證研究，發(fā)現(xiàn)我國東部高校的研發(fā)實力明顯優(yōu)于西部地區(qū)，高校研發(fā)實力的增強對地方經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用；方豐、唐龍（2014）認為科技創(chuàng)新的確會影響經(jīng)濟增長，首先，高?？萍紕?chuàng)新可以提高科技進步在經(jīng)濟增長的貢獻率，以及促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整，此外，高校科技創(chuàng)新還可以促進技術(shù)進步與管理創(chuàng)新、提高全要素的生產(chǎn)率，從而轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式；鄭浩、張印鵬（2017）認為高校首先通過提高學(xué)生的素質(zhì)與技能，進而形成人力資本促進地方經(jīng)濟增長，此外高校還可以提高學(xué)生的創(chuàng)新能力和加快創(chuàng)新的社會氛圍的形成，從而降低社會生產(chǎn)成本以促進經(jīng)濟增長；楊雪松、趙彥、李勇（2019）則通過高校的地域、文化、資源以及科研四方面的優(yōu)勢研究高校人才服務(wù)地方經(jīng)濟的路徑；王淑冬、王偉（2020）認為高?？梢猿浞职l(fā)揮對地方經(jīng)濟的服務(wù)作用，提升自身的教學(xué)服務(wù)能力，提高高校的科技水平和教學(xué)質(zhì)量，增強學(xué)生的課堂體驗感；魏亞運、李嘉怡（2020）通過構(gòu)造科技成果轉(zhuǎn)化收益模型，證明市場模式是高校進行科技成果轉(zhuǎn)化的主要選擇，認為高校的教育層次水平的高低直接影響著地方經(jīng)濟實力的強弱，并指出廣東省高校在科技成果轉(zhuǎn)化過程中存在科技成果與市場需求不符的問題；聶鑫、孟召賓、楊春波（2021）認為高校的科研成果能夠轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，經(jīng)濟增長需要科研成果的支撐；盡管學(xué)術(shù)界針對高等院?？萍紕?chuàng)新對地方經(jīng)濟增長影響的理論機制的研究各有差異，但都可以看出高等院?？萍紕?chuàng)新對地方經(jīng)濟增長的確有促進作用。（三）文獻評述從已有的文獻來看，國內(nèi)學(xué)者主要通過兩個方面分析高?？萍紕?chuàng)新對地方經(jīng)濟增長的影響機制，孫倫軒、蘇鴻儒等學(xué)者主要提出R&D經(jīng)費是影響高?？萍紕?chuàng)新能力的一個重要因素，高校R&D收入的規(guī)模、強度以及支出的類型都會影響高校科技創(chuàng)新的能力，進而影響地方經(jīng)濟增長的水平；鄭浩、王淑冬等學(xué)者認為，高校通過發(fā)揮其服務(wù)社會的功能，提高學(xué)生的科研能力和高校自身的教學(xué)水平，進而提高高校的科技創(chuàng)新能力，促進地方經(jīng)濟的增長；聶鑫、孟召賓、楊春波等學(xué)者則認為高?？梢詫⒖萍汲晒D(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，從而發(fā)揮科研成果的經(jīng)濟功能，促進地方經(jīng)濟的增長。就研究范圍而言，有的學(xué)者基于全國31個省份的面板數(shù)據(jù)進行全國性的研究分析，也有學(xué)者就單個地區(qū)的數(shù)據(jù)進行討論，并且提出該地區(qū)的針對性政策建議；就變量選取而言，有的學(xué)者直接選用《中國統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)為變量，也有學(xué)者通過構(gòu)建指標體系，通過計算獲得變量數(shù)據(jù)；就研究結(jié)果而言，高校的科技創(chuàng)新能力的確對經(jīng)濟增長起到了顯著的促進作用，但部分地區(qū)也存在著一些地區(qū)性問題需要改善?；谖墨I的查閱，此前關(guān)于高等院?？萍紕?chuàng)新對地方經(jīng)濟增長的影響研究中，更多的是基于全國31個省份的面板數(shù)據(jù)做研究分析，而針對廣東省的面板數(shù)據(jù)做研究的文獻較少，廣東省作為經(jīng)濟發(fā)展大省，其高等教育的發(fā)展卻與經(jīng)濟增長的速度不協(xié)調(diào)，分析廣東省的高?？萍紕?chuàng)新如何影響地方經(jīng)濟增長，具有研究的意義。三、廣東省高?？萍紕?chuàng)新與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀（一）廣東省高?？萍紕?chuàng)新現(xiàn)狀與趨勢改革開放以來，廣東省率先在全國進行改革開放，經(jīng)濟上取得了顯著成效。作為經(jīng)濟強省，廣東省加強高?？萍紕?chuàng)新，促進經(jīng)濟增長更是勢在必行。2010-2020年，廣東省高等學(xué)校數(shù)量總體呈上升趨勢。從圖1的2010年到2020年廣東省高等學(xué)校數(shù)量數(shù)的變化來看，2010年至2015年的變化較小，上升趨勢不明顯，2016年至2020年的變化較大，上升趨勢逐漸明顯，表現(xiàn)出持續(xù)的上升態(tài)勢。其中，2016年至2017年的增長幅度最大，由2016年的55所增加至2017年的87所。圖1廣東省高等學(xué)校數(shù)量數(shù)高校科技創(chuàng)新主要包含投入與產(chǎn)出兩方面，投入方面主要包括人員和經(jīng)費二者的投入，產(chǎn)出方面主要包括成果產(chǎn)出和成果轉(zhuǎn)化兩個方面。從高校人員投入角度來看，結(jié)合圖2可以看出，從2010年至2020年，高校教學(xué)與科研人員總數(shù)整體呈上升趨勢，除2013年和2016年有下降趨勢，其余年份均呈增長態(tài)勢，總體來看，由2010年的48970人增加至2020年峰值66455人；R&D人員以及R&D全時人員數(shù)量變化趨勢基本一致，2010年至2015年總體呈上升趨勢，2015年到2016年雖有所下降，但至2016年起增長態(tài)勢明顯，分別由2016年的15227人和9138人年增長至2020年峰值24819人和20433人年，表現(xiàn)出持續(xù)的上升趨勢；R&D成果應(yīng)用及科技服務(wù)人員以及R&D成果應(yīng)用及科技服務(wù)全時人員數(shù)量變化也基本一致，2010年至2019年表現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢，但在2020年都有小幅度的增長態(tài)勢，總體呈平穩(wěn)趨勢。圖2高校人員投入情況從高校經(jīng)費投入角度來看，結(jié)合圖3可以看出，高校經(jīng)費投入主要由政府資金、企事業(yè)單位委托經(jīng)費撥入經(jīng)費和其他撥入經(jīng)費三部分組成。其中，政府資金占比最高，2020年政府資金比企事業(yè)單位委托經(jīng)費撥入經(jīng)費和其他撥入經(jīng)費之和的兩倍還更多，特別是2015年至2020年呈現(xiàn)出加速增長態(tài)勢，由2015年的4219314千元增長至2020年的15840630千元，2020年政府投入資金比上一年增長2395855千元，同比上漲17.82%。企事業(yè)單位委托經(jīng)費撥入經(jīng)費總體呈平穩(wěn)增長態(tài)勢，自2010年的702748千元增加至2020年的2498514千元，增加了1795766千元，表現(xiàn)出持續(xù)的上升態(tài)勢。其他撥入經(jīng)費總體也呈增長態(tài)勢，除2013年有明顯的下降趨勢之外，其余年份均有上升的趨勢，2020年比2010年增加了1797273千元。圖3高校經(jīng)費投入情況從高校產(chǎn)出角度來看，結(jié)合圖4可以看出，高?？萍籍a(chǎn)出主要由科研課題數(shù)、學(xué)術(shù)論文篇數(shù)、技術(shù)成果轉(zhuǎn)讓收入、簽訂合同數(shù)、成果獲獎數(shù)五部分組成，由圖中曲線可以看出，五類產(chǎn)出成果整體都呈現(xiàn)出上升的趨勢，其中，技術(shù)轉(zhuǎn)讓收入的占比最高，變化趨勢也最為明顯，由2010年的77912千元增加至2020年的177626千元，2012—2015年間，表現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢，2016—2020年間，增長下降的幅度較大，2016年下降至峰值108256千元，2019年增長至峰值196978千元；科研課題數(shù)、學(xué)術(shù)論文篇數(shù)以及簽訂合同數(shù)三類產(chǎn)出成果的變化趨勢相似，總體上都表現(xiàn)出較為平穩(wěn)的增長趨勢；簽訂合同數(shù)的變化趨勢也較為明顯，變化幅度較大，2010—2017年間都呈現(xiàn)出小幅度的波動，由2017至2018年，增長幅度大，增長速度快，同比增長了79.89%，2018年增長至峰值680項，由2018至2019年，下降幅度大，同比下降了41.62%，2020年又上升至591項?？傮w來看，高?？萍籍a(chǎn)出十年間均有上漲的趨勢。圖4高?？萍籍a(chǎn)出情況（一）圖5高?？萍籍a(chǎn)出情況（二）根據(jù)圖6，可以看出，三種專利授權(quán)量占比中，實用新型的授權(quán)量占比最高，占總體的50%以上，而發(fā)明類的授權(quán)量占比最低，由此可以看出，廣東省科技創(chuàng)新更加注重實用性，而缺乏創(chuàng)新性。圖62020年廣東省三種專利授權(quán)量（二）廣東省經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀與趨勢改革開放以來，廣東省經(jīng)濟發(fā)展迅速，已連續(xù)32年居全國首位。2020年廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值首次突破11億元，達到了110760.94億元，同比增長2.3%。圖7廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值由圖7可以看出，2010—2020年間，廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值呈上升趨勢，且上升幅度較大，由2010年的45944.62億元上漲至2020年的110760.94億元，由此可見，廣東省近十年來的GDP仍呈不斷上升的趨勢，經(jīng)濟增長的趨勢良好。圖8廣東省三次產(chǎn)業(yè)情況根據(jù)可以圖8看出，2010—2020十年間，廣東省第一產(chǎn)業(yè)的漲幅緩慢，沒有明顯的增長趨勢，第二產(chǎn)業(yè)的增速整體呈上漲趨勢，但增速慢于第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的增速整體呈線性上漲趨勢，并在2014年首次超過了第二產(chǎn)業(yè)，成為了三大產(chǎn)業(yè)中占比最大的一個產(chǎn)業(yè)。同時，廣東省2020年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（“三二一”）較2010年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（“二三一”）發(fā)生了質(zhì)的改變，并且也與全國2020年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（“三二一”）是相似的，因此可以看出廣東省大力實施科技創(chuàng)新政策促進了廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，進而推動經(jīng)濟的增長。圖9廣東省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值比根據(jù)圖9可以看出，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占廣東省總產(chǎn)值比最大，2010—2020十年間，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比很低，變化幅度小，增長趨勢緩慢，十年間增長了五個百分點；2010—2012年間，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比是三次產(chǎn)業(yè)間最大的，占比達百分之五十以上，但自2012年開始，首次被第三產(chǎn)業(yè)反超，2012—2014年間和2016—2018年間經(jīng)歷了短暫的上升后，2015和2019年又表現(xiàn)出下降的趨勢，并在2019年下降至峰值30.37%；2010—2020十年間，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比總體表現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢，由2010年的37.34%上升至2020年的59.94%，增長了20%左右。2010—2012年間增長速度快，上升了十八個百分點，2012—2014年間經(jīng)歷了短暫的下降，2015年又開始表現(xiàn)出上漲的趨勢，2016—2018年間增長速度平緩，并在2019年上升至峰值67.22%，整體上升趨勢明顯，是三次產(chǎn)業(yè)間最重要的產(chǎn)業(yè)。圖10三次產(chǎn)業(yè)對地區(qū)生產(chǎn)總值增長的拉動四、高?？萍紕?chuàng)新對廣東省經(jīng)濟增長的作用機制高校科技創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響是一種長期均衡的關(guān)系，要實現(xiàn)可持續(xù)增長，必須依靠科學(xué)技術(shù)?？萍紕?chuàng)新是推動地區(qū)經(jīng)濟增長的主要因素，而經(jīng)濟增長又是促進科技創(chuàng)新的前提條件，二者互相依存、相互促進。（一）高校科技創(chuàng)新投入促進經(jīng)濟增長1.科研經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的作用機制科研經(jīng)費是支撐科技創(chuàng)新成果產(chǎn)出的重要載體，是科技創(chuàng)新的必備條件?？蒲薪?jīng)費投入增加，可以增加高校知識和技術(shù)的積累，進而可以利用所積累的新知識和新技術(shù)展開科技創(chuàng)新活動。Romer提出了知識溢出效應(yīng)，他認為知識會隨著產(chǎn)品或人員的流動發(fā)生擴散，產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)也會促進技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。此外，Arrow認為技術(shù)溢出效應(yīng)會有效提高勞動的效率，成為經(jīng)濟增長的重要內(nèi)生動力。因此，通過知識溢出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，科研經(jīng)費投入的增加，可以有效發(fā)揮高校科研成果的社會服務(wù)作用，促進經(jīng)濟增長。2.人力資源投入對經(jīng)濟增長的作用機制首先，人力資源的投入會提高科技創(chuàng)新的素質(zhì)，進而形成人力資本，并且通過提高人力資本的水平，進而促進設(shè)備、工藝、技術(shù)的改進與創(chuàng)新，提高整體的生產(chǎn)效率與效益，推動經(jīng)濟增長。其次，人力資源是科技創(chuàng)新活動中最積極、最主要的因素，人力資源的投入會加速知識和技術(shù)的探索和發(fā)展，而高素質(zhì)人才能夠進一步加快知識和技術(shù)的擴散和應(yīng)用的速度，促進地方經(jīng)濟增長。此外，盧卡斯構(gòu)建了人力資本溢出模型，研究了人力資本與勞動生產(chǎn)效率之間的關(guān)系，證明了人力資本高的個體能夠提高整體的勞動生產(chǎn)效率。在影響地方經(jīng)濟的高校科技創(chuàng)新過程中，人力資本水平?jīng)Q定了創(chuàng)新成果的最終外溢效果，人力資本水平高的區(qū)域?qū)?chuàng)新成果溢出的反應(yīng)速度會更快，反之，吸收能力強、知識流通速度快、流通頻率較高的區(qū)域，也會產(chǎn)生更多的創(chuàng)新成果。因此，高校通過培養(yǎng)高素質(zhì)人才，加大人力資源的投入，為經(jīng)濟增長提供智力支持，并組成一批批的科技創(chuàng)新活動團隊，開展創(chuàng)新活動，產(chǎn)出科研成果，并加以應(yīng)用和推廣，提高地方的創(chuàng)新驅(qū)動力，促進地方的經(jīng)濟增長。最后，人力資源的投入還有利于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會使得一些傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的市場占比率下降，通過市場經(jīng)濟的優(yōu)勝劣汰，進而完善地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，拉動地方經(jīng)濟增長。（二）高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出拉動經(jīng)濟增長高新科技創(chuàng)新產(chǎn)出成果將高校的潛在生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，推動社會經(jīng)濟增長。高?？萍汲晒D(zhuǎn)化能力的強弱，反映了高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出的經(jīng)濟效益，也反映了高校作為技術(shù)創(chuàng)新重要源泉的輻射和示范作用。1.科技創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的作用機制一方面，科技創(chuàng)新產(chǎn)出會產(chǎn)生自愿或非自愿性的技術(shù)擴散，促進地方整體創(chuàng)新能力的技術(shù)提升，還可能會促進地方企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)的提升，這就是技術(shù)溢出效應(yīng)，在高?？萍紕?chuàng)新過程中，技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過創(chuàng)新項目內(nèi)人員流動、新產(chǎn)品或新技術(shù)轉(zhuǎn)移等方式進行，擴散創(chuàng)新成果，合理改進技術(shù)，進而形成地方創(chuàng)新的核心競爭優(yōu)勢，提高各類產(chǎn)品的附加值，拉動經(jīng)濟增長；另一方面，科技創(chuàng)新產(chǎn)出會產(chǎn)生新知識和新技術(shù)，新經(jīng)濟增長理論提出，除了勞動和資本這兩個要素以外，知識和技術(shù)是知識經(jīng)濟時代的主要生產(chǎn)要素。在內(nèi)生過程中，投資收益和邊際生產(chǎn)率都與知識、技術(shù)生產(chǎn)要素緊密相關(guān)，新知識會隨著投資的增加而增加，投資主體也會由于知識積累的增加而加大投資力度，形成知識與投資的良性循環(huán)。而新技術(shù)能推動生產(chǎn)過程中新工藝、新設(shè)備、新生產(chǎn)線的更新，減少生產(chǎn)過程中的勞動力數(shù)量，有效提升勞動生產(chǎn)率，實現(xiàn)自動化、智能化的生產(chǎn)過程，推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并合理改進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)存在的不足，提高產(chǎn)品的質(zhì)量和效益，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級，加快經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，促進經(jīng)濟增長；2.科研成果轉(zhuǎn)化對經(jīng)濟增長的作用機制第一，科技創(chuàng)新產(chǎn)出的成果商業(yè)化會引起外部性變化，外在因素發(fā)生改變會使相對價格發(fā)生變動，相對價格一旦發(fā)生變化就會造成原有系統(tǒng)的不平衡，導(dǎo)致潛在利潤出現(xiàn)，潛在利潤誘導(dǎo)制度變遷，從而產(chǎn)生制度外溢效應(yīng)。當(dāng)社會制度與社會生產(chǎn)力水平相匹配時，制度外溢效應(yīng)就會促進經(jīng)濟增長，反之則阻礙經(jīng)濟增長；第二，科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化在不同產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域中的應(yīng)用會產(chǎn)生不同的影響，在各產(chǎn)業(yè)中的勞動生產(chǎn)率也不同，因而生產(chǎn)要素會在不同產(chǎn)業(yè)間流動，勞動生產(chǎn)率較低部門的生產(chǎn)要素會流向生產(chǎn)效率較高的部門，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)果趨向合理化。第三，科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化為地方經(jīng)濟活動提供了開放包容的創(chuàng)新文化氛圍，有利于培養(yǎng)高素質(zhì)人才，推動科學(xué)技術(shù)的進步，進而促進全社會生產(chǎn)力的發(fā)展和地方經(jīng)濟的迅速增長。五、高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長影響的實證分析從高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用機制可知，高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，為了進一步檢驗高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響，本文利用2010—2020年廣東省高校創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的時間序列數(shù)據(jù)，首先對兩者之間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗，然后通過建立計量回歸模型，具體分析廣東省高校創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。（一）高?？萍紕?chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析1.基本模型協(xié)整分析主要用于檢驗兩個或多個的非平穩(wěn)時間序列變量之間是否有長期穩(wěn)定關(guān)系。如果高?？萍紕?chuàng)新與廣東省經(jīng)濟增長之間有協(xié)整關(guān)系，那么兩者之間就有長期系統(tǒng)的聯(lián)系。本文采用EG兩步法進行協(xié)整檢驗。參考王瀾穎、張拓宇（2014）的理論模型，構(gòu)建理論模型如下：lnyt=α+其中yt代表經(jīng)濟增長變量，x1t和x2t共同代表高?？萍紕?chuàng)新變量，x1t為高校科技創(chuàng)新投入變量，x2t為高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出變量。α和β1、如果殘差序列μt是平穩(wěn)的，那么變量x1t、x2.數(shù)據(jù)選取本文選取廣東省為研究對象，考慮高校科技創(chuàng)新的定義和數(shù)據(jù)可得性，選取高校科技創(chuàng)新投入與高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出兩個方面作為高?？萍紕?chuàng)新的研究樣本。選擇企事業(yè)單位委托經(jīng)費撥入經(jīng)費（千元）作為高校科技創(chuàng)新投入指標，選擇科技課題數(shù)（項）作為高校科技創(chuàng)新產(chǎn)出指標。本文選取2010至2020年作為樣本期間，其中廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒》，高校科技創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的各項指標來源于《高等學(xué)?？萍冀y(tǒng)計資料匯編》。下面對構(gòu)建計量模型的變量進行說明：被解釋變量：本文選取地區(qū)實際生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟增長的指標，縮寫為yt。根據(jù)《廣東省統(tǒng)計年鑒》相關(guān)的數(shù)據(jù)，選擇以2010解釋變量：高?？萍紕?chuàng)新投入，縮寫為x1t，高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出，縮寫為x2表2各變量的描述性統(tǒng)計信息變量樣本數(shù)均值標準差最大值最小值Lnx11114.0914.0914.7313.46Lnx21110.5010.4310.9310.10Lny1111.2211.2211.6210.743、單位根檢驗協(xié)整分析的前提是變量必須是同階單整序列，而經(jīng)濟變量的時間序列通常都具有非平穩(wěn)的特征，因此，在進行協(xié)整分析之前必須進行單位根檢驗，從而確定判斷各個時間序列變量的平穩(wěn)性。本文將對各個變量進行趨勢分析，并采用ADF檢驗來衡量各個變量的平穩(wěn)性。從Lnx1,Lnx2的變化趨勢圖可以看出（見圖1、圖2），Lnx1,Lnx2具有隨時間上升的明顯趨勢，而且縱軸起點并不在原點，這說明采取ADF單位根檢驗時應(yīng)對Lnx1,Lnx2采取含截距項和時間趨勢項的平穩(wěn)性檢驗方式。從Lny的變化趨勢圖可以看出（見圖3），Lny也具有隨時間上升的明顯趨勢，而且縱軸起點的數(shù)值大于0，這說明應(yīng)對Lnx采取含截距項和時間趨勢項的ADF單位根檢驗方式。將圖1、圖2和圖3結(jié)合起來看可以發(fā)現(xiàn)，Lnx1、Lnx2和Lny之間具有較高的相關(guān)性，表明Lnx1、Lnx2和Lny之間可能存在一定的關(guān)系。圖1LNx1的變化趨勢圖2LNx2的變化趨勢圖3LNy的變化趨勢從圖4、圖5關(guān)于Lnx的一階差分d(Lnx1)、d(Lnx2)的變化趨勢圖可以看出，序列d(Lnx1)、d(Lnx2)沒有上升或下降的趨勢，縱軸起點不在原點，因此，對Lnx1、Lnx2的一階差分d(Lnx1)、d(Lnx2)應(yīng)該采取含截距項、不含時間趨勢項的平穩(wěn)性檢驗方式。從圖6關(guān)于Lny的一階差分d(Lny)的變化趨勢圖同樣可以看出，序列d(Lny)也沒有上升或下降的趨勢，也應(yīng)采用含截距項、不含時間趨勢項的平穩(wěn)性檢驗方式。圖4d(Lnx1)的變化趨勢圖5d(Lnx2)的變化趨勢圖6d(Lnyt)的變化趨勢在分析了各個變量以及各個變量的一階差分變化趨勢后，下面將根據(jù)變量和變量一階差分變化趨勢的分析結(jié)果，使用ADF檢驗法對變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。表3時間序列變量的ADF檢驗結(jié)果變量名檢驗類型ADF檢驗值Mackinnon臨界值(t，c，n)10%5%1%Lnx1(t，c，1)-3.843533-3.515047-4.107833-5.521860d(Lnx1)(0，c，1)-6.190998-2.841819-3.403313-4.803492Lnx2(t，c，1)-2.082756-2.841819-3.403313-4.853315d(Lnx2)(0，c，1)-3.162138-2.801384-3.320969-4.582648Lny(t，c，1)-1.386445-3.460791-4.008157-5.295384d(Lny)(0，c，1)-4.174636-2.801384-3.320969-4.582648注：t：表示趨勢項c：表示截距項n：表示自回歸滯后階數(shù)(由SIC檢驗標準決定)；“d()”表示變量的一階差分從表3可知，時間序列Lnx1的ADF統(tǒng)計值為-3.843533，表明Lnx1在99%的置信水平下不能拒絕原假設(shè)，即Lnx1存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而時間序列Lnx1的一階差分序列d(Lnx1)的ADF統(tǒng)計值為-6.190998，小于5%和1%臨界值，這表明d(Lnx1)在99%的置信水平下是平穩(wěn)序列。同樣地，時間序列Lnx2存在單位根，為非平穩(wěn)序列。時間序列Lnx2的一階差分序列d(Lnx2)在90%的置信水平下是平穩(wěn)序列。時間序列Lny的ADF統(tǒng)計值也大于1%和5%臨界值，表明Lny在99%的置信水平下是非平穩(wěn)序列。而Lny的一階差分序列d(Lny)的ADF統(tǒng)計值為-4.174636，小于10%和5%臨界值，表明d(Lny)在95%的置信水平下是平穩(wěn)序列。因此，Lnx1，Lnx2和Lny都是一階單整時間序列。4、協(xié)整檢驗由于Lnx1，Lnx2和Lny都是一階單整時間序列，滿足協(xié)整分析的前提條件，因此可以利用EG兩步法進行協(xié)整檢驗。首先，基于2010—2020年的時間序列數(shù)據(jù)，運用最小二乘法對模型（1）進行回歸，結(jié)果如表4所示。表4普通回歸結(jié)果變量回歸系數(shù)標準差t統(tǒng)計值相伴概率C1.0689660.4578162.3349240.0478Lnx10.4311190.1790342.4080290.0426Lnx20.3880060.257351-1.5076950.0171R-squared0.986636Durbin-Watsonstat1.395789通過整理可得回歸方程：lnyt=1.068966（2.334924）（2.408029）（-1.507695）R2=0.986636D.W.=1.回歸方程（2）的擬合優(yōu)度R2為0.986636，說明模型擬合較好，但D.W.值為1.395789，說明模型殘差序列μt為解決自相關(guān)問題，采用廣義差分法。由方程（2）可得殘差序列e，為估計自相關(guān)系數(shù)β，用e進行滯后一期的自回歸，可得回歸方程et=0.0944e整理可得：yt=12994.9?0.121415x（2.029719）（-1.253265）（3.093292）R2=0.998149D.W.=1.式中，yt=yt?0.0944查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dl=0.340，du=1.733，模型中DW=1.8599，du圖7廣義差分方程輸出結(jié)果接下來進行EG兩步法的第二步：檢驗方程（2）的殘差序列μt是否平穩(wěn)，仍沿用ADF檢驗來對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示，根據(jù)表5與MacKinaon協(xié)整檢驗臨界值計算公式，殘差序列的t統(tǒng)計值為-2.953146，小于1%的臨界值-2.816740表SEQ表\*ARABIC5方程（5）殘差序列的單位根檢驗t統(tǒng)計值相伴概率AugmentedDickey-Fullerteststatistic-2.9531460.0077Testcriticalvalues:1%level-2.8167405%level-1.98234410%level-1.601144注：根據(jù)SIC標準，滯后階數(shù)為0，有截距項，無時間趨勢項。表SEQ表\*ARABIC6協(xié)整檢驗臨界值表N模型形式α???3常數(shù)項，無趨勢項0.01-4.2981-13.790-46.370.05-3.7429-8.352-13.410.10-3.4518-6.241-2.79注：=1\*GB3①N為協(xié)整回歸公式中所含變量個數(shù)，α為顯著性水平=2\*GB3②臨界值計算公式Cα=?∞+?5.誤差修正模型方程（2）的殘差序列μt是平穩(wěn)序列，令ecm=μ?lny對ECM模型（4）進行估計可得：表7方程（4）回歸結(jié)果變量回歸系數(shù)標準差t統(tǒng)計值相伴概率C0.0270760.0198671.3628870.2218d(Lnx1)0.1007150.0970381.0378990.3393d(Lnx2)0.6307710.1908863.3044370.0163ecm-1-0.8414010.295216-2.8501150.0292R-squared0.676938Durbin-Watsonstat0.531012整理可得：?ln(1.3629)(1.0379)(3.304437)(-2.8501)R2=0.676938方程（5）所表示的誤差修正模型中，誤差修正項ecmt?1的系數(shù)為-0.841401，與方程（2）中Lnx1、Lnx2的系數(shù)相反，表明短期內(nèi)，高?？萍紕?chuàng)新投入和產(chǎn)出與廣東省經(jīng)濟增長之間的關(guān)系可能偏離長期均衡水平，但將以（6.格蘭杰因果檢驗協(xié)整分析的結(jié)果表明高?？萍紕?chuàng)新投入、產(chǎn)出與廣東省經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。接下來本文運用格蘭杰因果檢驗來分析其因果關(guān)系。表SEQ表\*ARABIC8格蘭杰因果檢驗結(jié)果原假設(shè)自由度F統(tǒng)計值相伴概率Lnx2doesnotGrangerCauseLny910.35370.0262LnydoesnotGrangerCauseLnx293.570860.1289本文對滯后期為1時，自由度為9時的Lny和Lnx2進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表8所示?！癓nx2不是Lny的格蘭杰原因”的結(jié)果表明在90%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，Lnx2是Lny的格蘭杰原因，即高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出對廣東省經(jīng)濟增長具有顯著的促進影響。而“Lny不是Lnx2的格蘭杰原因”的相伴概率為0.1289，表明在90%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，Lny不是Lnx2的格蘭杰原因。因此，檢驗結(jié)果表明，在滯后期為1時，存在從高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出是引起經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的推動作用存在一定的滯后。（二）高校科技創(chuàng)新與廣東省經(jīng)濟增長關(guān)系的回歸分析本文利用2010—2020年廣東省時間序列數(shù)據(jù)對高?？萍紕?chuàng)新和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了協(xié)整檢驗，并在構(gòu)建誤差修正模型之后進行格蘭杰因果檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高?？萍紕?chuàng)新與廣東省經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，從回歸結(jié)果來看，高?？萍紕?chuàng)新投入對廣東省經(jīng)濟增長的影響彈性系數(shù)為0.431119，表明高?？萍紕?chuàng)新投入在合理度上每加深一個百分點，會促進經(jīng)濟增長0.431119個百分點；高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的影響彈性系數(shù)為0.388006，表明高?？萍紕?chuàng)新投入在合理度上每加深一個百分點，會促進經(jīng)濟增長0.388006個百分點。從誤差修正模型來看，在短期會出現(xiàn)高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響偏離長期均衡的情況，即高?？萍紕?chuàng)新在合理度上的偏離可能會在短期內(nèi)促進經(jīng)濟增長，但將以（-0.841401）的速度從短期非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài)。進一步分析廣東省高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的促進作用可以發(fā)現(xiàn)：在高?？萍紕?chuàng)新投入對經(jīng)濟增長的影響過程中，從《高等學(xué)?？萍冀y(tǒng)計資料匯編》可看出，2020年廣東省企事業(yè)單位委托撥入經(jīng)費為2498514千元，同比增長率9.54%，科研撥入經(jīng)費增加，科技創(chuàng)新投入增加，知識溢出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)明顯，創(chuàng)新效應(yīng)較強，對經(jīng)濟增長的促進作用顯著；同樣地，2020年廣東省高校教學(xué)與科研人員為66455人，同比增長率10.16%，人力資源投入增加，人力資本水平提高，創(chuàng)新成果溢出效應(yīng)更為明顯，促進經(jīng)濟增長。關(guān)于高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的影響，這里借鑒韓卓群學(xué)者研究中國高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的空間溢出分析的方法，用一定數(shù)量的科技成果數(shù)量來表明高校的科技創(chuàng)新產(chǎn)出能力。2020年廣東省高?？蒲姓n題數(shù)、論文發(fā)表數(shù)、成果獲獎數(shù)分別為55592項、80631篇、192項，年平均增長率分別為8.57%、7.51%、0.26%，科技創(chuàng)新成果產(chǎn)出增加，新知識積累增加，投資也會相應(yīng)地增加，拉動經(jīng)濟增長。2020年廣東省高校技術(shù)轉(zhuǎn)讓收入、科研合同簽訂數(shù)分別為177626千元、591項，年平均增長率分別為21.6%、73.13%，科技成果轉(zhuǎn)化能力增強，提高地方生產(chǎn)力，創(chuàng)造經(jīng)濟價值，加速完成科技成果從高校轉(zhuǎn)化經(jīng)濟市場的過程，拉動經(jīng)濟增長。綜上所述，高?？萍紕?chuàng)新的投入和產(chǎn)出兩方面對經(jīng)濟增長的促進作用都較為顯著。六、結(jié)論與對策（一）主要結(jié)論高?？萍紕?chuàng)新通過科技投入和產(chǎn)出等方面，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。在現(xiàn)今廣東省大力促進科技創(chuàng)新的情況下，充分利用高?？萍紕?chuàng)新的經(jīng)濟力量是促進經(jīng)濟增長的關(guān)鍵手段之一。本文通過理論分析和實證分析相結(jié)合的方式研究高校科技創(chuàng)新與廣東省經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，得出如下結(jié)論：1.選擇經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高的廣東省作為研究對象，使用數(shù)據(jù)及圖表相結(jié)合的方式，具體分析了廣東省高校科技創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出及經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀及趨勢，發(fā)現(xiàn)近十年來廣東省高?？萍紕?chuàng)新投入不斷增加，經(jīng)費投入和人員投入都明顯增加，產(chǎn)出成果也逐漸增多，研究課題數(shù)、發(fā)表論文數(shù)、獲獎成果數(shù)都有所增多，表現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢和潛力。但相對于浙江、江蘇等省份，其還存在科研成果轉(zhuǎn)化率較低、經(jīng)費和人才資源投入較低、產(chǎn)權(quán)制度不夠合理等問題2.深入分析廣東省高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用機理，發(fā)現(xiàn)：在高?？萍紕?chuàng)新進程中，從投入和產(chǎn)出兩個方面，增加科技創(chuàng)新經(jīng)費的撥入，培養(yǎng)高素質(zhì)科研人才，提高人力資本水平，保障科技創(chuàng)新成果的產(chǎn)出，提高科研成果的轉(zhuǎn)化能力，促進廣東省經(jīng)濟的增長。3.選取廣東省2010—2020年度的時間序列數(shù)據(jù)，以企事業(yè)單位委托經(jīng)費撥入經(jīng)費（元）、課題數(shù)（項）為變量，通過單位根檢驗與協(xié)整檢驗后，構(gòu)建計量回歸模型與誤差修正模型。發(fā)現(xiàn)在長期內(nèi)，高?？萍紕?chuàng)新的投入和產(chǎn)出都與經(jīng)濟增長之間存在均衡關(guān)系，高?？萍紕?chuàng)新產(chǎn)出是廣東省經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，科技創(chuàng)新產(chǎn)出在合理度上的加深對廣東省經(jīng)濟的增長有拉動作用；在短期內(nèi)，科技創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出均對經(jīng)濟增長有負面作用，但將以一定速度從短期非均衡狀態(tài)回到長期均衡狀態(tài)。（二）發(fā)展對策在前文對廣東省高?？萍紕?chuàng)新與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀的描述的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)近年來廣東省高校科技創(chuàng)新投入與產(chǎn)出存在不夠合理的問題。根據(jù)高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用機理及實證結(jié)論，提出以下對策：促進高?？萍汲晒行мD(zhuǎn)化發(fā)揮科研成果的轉(zhuǎn)化作用，引導(dǎo)科研成果與企業(yè)對接，推動高校成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化，支持高校與企業(yè)圍繞實際發(fā)展需求，從源頭上突破“科研-轉(zhuǎn)化-生產(chǎn)”關(guān)鍵環(huán)節(jié)，實現(xiàn)產(chǎn)學(xué)研合作，有效提高高校的科技成果轉(zhuǎn)化率，使其能滿足廣東省經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需要，突出產(chǎn)學(xué)研協(xié)同支撐作用，發(fā)揮其在科研成果轉(zhuǎn)化中的示范和推廣作用。加大科技創(chuàng)新的投入力度繼續(xù)加大科研經(jīng)費投入力度，提高科研經(jīng)費投入比重，結(jié)合國家和地區(qū)戰(zhàn)略做好頂層設(shè)計，要調(diào)動社會各方的力量，多角度多方位得加大對廣東省高?？蒲薪?jīng)費的撥入，保障廣東省高校科技創(chuàng)新活動的持續(xù)性發(fā)展，企業(yè)、各級政府、科研機構(gòu)都盡可能地為其提供充足的科研經(jīng)費，解決科研經(jīng)費資助效率不高的問題。此外，廣東省要繼續(xù)加大人才培養(yǎng)力度，鼓勵高素質(zhì)人才加入科技創(chuàng)新活動，充分發(fā)揮高校自身的優(yōu)勢，發(fā)展科學(xué)，鼓勵創(chuàng)新，在產(chǎn)出高水平科研成果的同時，促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的升級，服務(wù)社會經(jīng)濟的發(fā)展。完善知識產(chǎn)權(quán)制度完善知識產(chǎn)權(quán)制度，充分發(fā)揮其對科研人員的激勵作用，促進科研成果的合理分配，特別是研究課題、發(fā)表的論文、專利等要科學(xué)配置，體現(xiàn)各種創(chuàng)新活動的引領(lǐng)作用，促進社會公平，促使知識成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，為科技創(chuàng)新活動提供良好的知識創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新的學(xué)術(shù)氛圍。進一步完善科研評價機制，使科技創(chuàng)新能與經(jīng)濟增長充分融合，建立以科研人員的利益尾注的知識產(chǎn)權(quán)制度，對高?？蒲腥藛T進行最直接、最有效的激勵。參考文獻：[1]聶娟,辛士波.我國高等教育質(zhì)量差異化及對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應(yīng)分析[J].中國軟科學(xué),2018(11):58-65.[2]鄭浩,張印鵬.中國高校數(shù)量規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展影響的實證研究[J].中國高教研究,2017(08):68-73.DOI:10.16298/ki.1004-3667.2017.08.14.[3]陳運平.高?？萍紕?chuàng)新體系、能力及其對經(jīng)濟增長的貢獻研究[D].南昌大學(xué),2007.[4]高楊,張艷蕓,李靜晶.中國高校數(shù)量規(guī)模對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)研究[J].中國高教研究,2017(08):61-67.DOI:10.16298/ki.1004-3667.2017.08.13.[5]楊雪松,趙彥,李勇.地方高校人才服務(wù)區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的機制及路徑探討[J].成都中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報(教育科學(xué)版),2019,21(01):106-109.[6]劉新竹.我國高?？萍紕?chuàng)新促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的作用研究[D].遼寧大學(xué),2016.[7]李荔.高校科技創(chuàng)新的現(xiàn)狀及對策[J].中國高?？萍寂c產(chǎn)業(yè)化,2011(05):22-23.DOI:10.16209/ki.cust.2011.05.008.[8]王青,潘桔.高?？萍紕?chuàng)新能力對地區(qū)經(jīng)濟增長貢獻率研究——以遼寧省為例[J].沈陽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2017,10(02):129-133.[9]孔風(fēng)琴.高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟增長貢獻實證分析——以浙江省為例[J].特區(qū)經(jīng)濟,2018(12):75-79.[10]張楠,葉阿忠,胡樂瓊.我國技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響因素研究[J].科技和產(chǎn)業(yè),2013,13(11):162-166.[11]苗麗冉.高?？萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響研究[D].河北大學(xué),2020.DOI:10.27103/ki.ghebu.2020.001922.[1