航空航天產業分析范文

前言：我們精心挑選了數篇優質航空航天產業分析文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

關鍵詞：航空航天業；技術溢出；因子分析

一、研究背景

技術溢出（Technology Spillover）是指先進技術擁有者在從事生產、貿易或其他經濟行為時，有意識或無意識地輸出技術而引起的技術水平的提高[1]。航空航天業的技術溢出則指航空航天業的先進技術通過一定渠道自愿或非自愿地傳播到其他工業領域，進而帶動這些工業領域技術水平的整體提升。航空航天業是我國戰略性高技術產業，屬于技術密集型行業，技術裝備多、投資費用大，是國家經濟實力與科技水平的綜合體現。自20世紀50年代以來，我國航空航天業經歷了從無到有、從小到大的發展歷程，逐步建立起平臺化、系統化、專業化的研發與應用體系。它技術內涵高、產業鏈長、輻射面寬、連帶效應強，對眾多高技術產業以及傳統產業的發展起到了舉足輕重的拉動作用。研究表明，內涵科技因素越高的行業部門對其他部門的貢獻效應越大[2]。航空航天技術是高科技領域的前沿，航空航天業必然對其他部門具有較大的貢獻效應，其技術溢出也應該是顯著的，本文正是基于這一前提條件進行的研究。因此，探究影響航空航天工業技術溢出的顯著性因素，充分利用其技術溢出作用，對于加快我國科技進步與經濟發展有著重要的戰略意義。然而，目前對此問題的研究并不深入，多數學者從理論層面分析技術溢出的問題，也有學者較為系統地對技術溢出是否存在、影響技術溢出的因素以及技術溢出的機理進行了實證分析，但這些研究都局限于外商直接投資（FDI）這一領域，沒有從行業層面上分析該行業部門對其他行業部門的技術溢出，并且沒有在理論上形成統一的認識。本文利用我國航空航天業的數據，采用因子分析的方法，提取影響技術溢出的關鍵因素，進而對促進我國航空航天業技術溢出及產業自身發展提供理論支持與政策建議。

影響技術溢出的因素有很多，根據現有文獻的研究將其大致歸納為：（1）人力資本因素。Keller（1996）研究發現人力資本積累的差距導致技術吸收效果與經濟增長率的不同[3]；Borensztein等（1998）認為人力資本存量是影響技術溢出效應的關鍵因素[4]；王成岐，張建華，安輝（2002）得出人力資本存量與技術溢出效應不相關的結論，但他們認為人力資本投入以及人才素質是技術溢出的影響因素[5]。（2）技術差距因素。Findlay（1978）和Wang and Blomstorm（1992）的研究表明技術差距越大示范模仿空間越大，吸收技術溢出的潛力也就越大[6]；Kokko（1994）的研究發現低技術水平嚴重阻礙技術溢出效應的產生[7]；Perez（1997）從吸收能力角度考慮，認為過高的技術差距會影響示范模仿機制發揮其應有作用。（3）經濟開放程度。Blomstorm and Sjoholm（1999）、認為經濟開放度高的企業由于競爭壓力大而進行更多的研發投入以提高自身吸收能力[8]；Kokko（1994）發現經濟開放程度與技術溢出效應之間的關系是不確定的[7]；包群，許和連，賴明勇（2003）用出口依存度等來衡量經濟的開放程度，發現我國經濟開放程度的提高、基礎設施的建立與完善等都是促進技術溢出的有利因素[9]。（4）研發投入因素。Kathuria（2000）指出技術溢出效應并非自動產生，技術吸收方要想從中獲利，須對學習活動進行投資；田慧芳（2004）的研究則表明工業部門研發投入水平與技術溢出效應呈負相關關系。此外，市場結構、工資水平、產業關聯、基礎設施、經濟政策等都作為影響因素引入了技術溢出的相關研究中，本文在前人研究的基礎之上對此進行探討。

二、指標構建與分析方法

目前，對技術溢出進行實證研究時，學者們通常首先選擇一個影響因素，然后確定與該影響因素內容相關的指標體系，最后采用一定的計量方法（如多元回歸、分組回歸等）來分析這些指標。本文在分析技術溢出時，也采用了這種研究思路：選取航空航天業為研究對象，根據技術差距等影響因素建立與之相關的量化指標體系，采用因子分析的方法對這些指標與技術溢出之間的關系進行研究，并用線性回歸的方法對提取出的公因子進行顯著性檢驗。

（一）技術溢出指標體系

航空航天業是一個以現代科學為基礎的高新技術產業，包括機、光、電、液綜合能力的精密機械加工工業，是我國國民經濟和國防建設的重要組成部分[10]。其研發成本高、風險大、周期長，具有科技含量高、連帶效應強的產業特點，能夠帶動諸多產業的發展。理論上講，研究技術溢出影響因素需要建立一套完整的指標體系，但為了避免信息重疊，本文根據國內外現有文獻的研究成果并綜合考慮我國航空航天業技術溢出的實際情況，選取如下表所示指標體系：

（二）分析方法和數據來源

因子分析是一種研究從變量群中找出共性因子的統計技術，它通過分析眾多變量之間的依賴關系，探尋觀測樣本的內部基本結構，提取并描述隱藏在一組顯性變量中無法直接測量的隱性變量，很好地發揮了降維和簡化數據的作用。因子分析中的共性因子是不可直接被觀測卻又客觀存在的重要影響因素，每一個變量都可以表示為共性因子的線性函數與特殊因子之和，即，式中為的共性因子，為的特殊因子。若滿足以下條件：（1）；（2），即共性因子和特殊因子不相關；（3）各共性因子不相關且方差為1；（4）各特殊因子不相關且方差不要求相等。那么，每個變量可由個共性因子和自身對應的特殊因子線性表出，因子分析的數學模型可表示為：

本文采用因子分析和線性回歸相結合的方法，研究我國航空航天業技術溢出問題。用于分析的數據主要來源于《中國高技術產業統計年鑒》（1999~ 2009）中航空航天業相關數據，以及《中國統計年鑒》（1999~2009）中工業企業相關數據，統計口徑為我國國有及規模以上非國有工業企業。

三、技術溢出實證研究

（一）因子分析

從《中國高技術產業統計年鑒》（1999~2009）與《中國統計年鑒》（1999~2009）整理出構建量化指標體系所需數據，并按定義計算出各指標對應值，如下表所示：

利用SPSS17.0軟件做出相關系數矩陣，通過指標之間的相關系數初步判斷各指標相關性較高。從已建立的量化指標體系中提取公共因子，找出影響我國航空航天業技術溢出的主要因素。因子矩陣和旋轉因子矩陣如表3、表4所示：

由表3、表4可知，旋轉后公共因子F1、F2的方差貢獻率分別為4.803和2.795，累積方差貢獻率為84.424%，進一步判斷公共因子F1、F2能夠代表本文所設計的衡量我國航空航天業技術溢出的量化指標體系。由表4還可知公共因子F1在X1、X2、X3、X4、X5的載荷值均大于0.7，能夠反映我國航空航天業科技活動經費投入能力、研發經費投入能力、新產品研發經費投入能力、科技活動人員投入能力以及科學家與工程師投入能力，因此可將F1視為影響航空航天業技術溢出的因素之一――技術投入能力；公共因子F2在X6、X7、X8、X9的載荷值均大于0.65，能夠反映我國航空航天業的新產品銷售收入、新產品出口能力、新產品勞動生產率以及新產品產值比重，因此可將F2視為影響航空航天業技術溢出的因素之二――技術產出能力。

（二）線性回歸

本文根據該檢驗模型，以公共因子F1、F2的因子得分作為自變量，以其他工業企業的全員勞動生產率LP作為因變量（具體數據見表5），構建如下回歸模型：

（1）

其中LP即除航空航天業之外的其他工業企業的全員勞動生產率，是全國國有及規模以上非國有工業企業增加值與我國航空航天企業增加值的差值同全國國有及規模以上非國有工業企業全部從業人員年平均人數與我國航空航天企業從業人員年均人數差值之比。其計算公式為：

全員勞動生產率=工業增加值/全部從業人員平均人數（2）

通過回歸得到人均產出變量與公因子變量之間的關系方程為：

（3）

t值:(6.240)(2.886) ( 3.320)

P值: 0.001 0.028 0.016

R2=0.749AdjR2=0.666F=8.967

由模型估計到的參數可知，我國航空航天業的技術投入能力以及技術產出能力與其他工業企業的全員勞動生產率均存在著顯著的正相關關系，技術投入能力的因子得分每提高1%，其他工業企業的全員勞動生產率將上升17.541%，技術產出能力的因子得分每提高1%，其他工業企業的全員勞動生產率將上升15.9%。

四、結果分析與政策建議

航空航天業是我國國民經濟的先導產業，在人才、資金、技術等方面都有著相當大的優勢，產業結構具有一定的特殊性，技術溢出也不同于其他產業。因此，本文在參照前人研究成果與研究方法的基礎上，構建了一個衡量技術溢出的量化指標體系，采用因子分析的方法從中提取出最為顯著和最具代表性的兩個因素，即航空航天業的技術投入能力及技術產出能力。科學分析這些影響因素，有效利用技術溢出效應，有利于提升傳統產業的自主創新能力、推動國家整體技術進步。對此，提出如下建議：

（1）加大航空航天業技術投入力度，保障科技研發能力的領先。2007年頒布的《深化國防科技工業投資體制改革的若干意見》等政策，明確指出國防科技工業投資體制的改革思路。2009年提出的《關于加快國家高技術產業基地發展的指導意見》等政策，也明確提出鼓勵高新技術產業的發展思路。因此，同時作為我國國防科技工業和高新技術產業的航空航天業，應構建以政府投資為主、社會投資為輔的多元投資渠道，注重人力資本存量的積累和人力資源結構的優化，切實加大航空航天業的技術投入力度以保證其領先的科技研發能力。

第2篇

【關鍵詞】航空航天制造業;板塊股票;政府扶持政策

航空航天制造業在經濟發展中占有十分重要地位，對國防產業也有舉足輕重的作用，并能推動其他相關產業的發展，研究其板塊變化也有著實際的經濟意義和預測價值。但是，我國航空航天制造還存在技術限制、人才培養質量不高等因素限制，上市規模還相對較小，加之我同證券股票市場尚不成熟和穩定，因此有必要借鑒國外的運營理論和管理模式，總結出適合我國國情的道路。

一、航空航天板塊的發展前景

航天航空制造業是我國的軍事保障，是一個國家綜合實力的體現，其穩定健康的發展有著極其重要的意義。政府也必會對其發展做出扶持政策，對其進行監管和調控，保持其板塊價格波動幅度不會太大，從航空板塊的見漲，和各大相關股票價格良好發展趨勢，利潤總額不斷增長可以看出我國政策扶持起到了極其重大的作用。而同時航空航天上升到國家利益層次方面，不會產生壟斷寡頭市場，所以不管股市如何產生巨大波動，該板塊也不會因股市影響產生較大不穩定、無規律的變化。

二、政府扶持對航空航天板塊的影響

從國家政策層面，通航產業正面臨前所未有的歷史機遇。2013年12月10日，國務院《關于消息和下放一批行政審批項日的決定》，民航局取消了國內通航企業承擔境外通航業務的審批。2013年11月18日，中國人民總參謀部和中國民用航空局聯合了《通用航空飛行任務審批與管理規定》，指出軍方將國防、領土不相關的通用航空飛行任務的審批權讓渡了出來，從而在一定程度上的優化了對通航飛行的流程。

此外，工信部已經完成高端裝備制造業五個重點發展方向，包括《航空裝備制造業十二五規劃》。同時，《民用飛機行業發展條例》也以法律形式明確的表面了對航空制造業的支持政策。在政策的實施下，航空航天制造業出現一片良好的局勢。據行業報道：航天科技集團前10個月收入增長近20%，利潤總額增長11%，航天科技大股東航天科工三院前10月利潤同比增長29.2%。從板塊上來看，軍工板塊繼續明顯跑贏大盤。興業竣工板塊加權漲跌幅6.7%.平均漲跌幅90/e，上證指數漲跌幅1.1%。航天科工集團和民參軍板塊明顯跑贏其他板塊，預示著投資者對其前景的看好。

三、政府扶持對航空航天板塊的啟示

1.健全股票市場

適合航天航空制造業發展的股市才是促進產業最快發展的道路，航空航天制造業屬于一個國家戰略性的發展工業，其必會在政策的引導下按預期的道路發展。由于我國股票價格傳導的渠道發揮效應前提條件缺失制約了資本市場有效傳導政策的效應，因此我國應借鑒西方發達國家經驗，健全股票市場，采取有效措施。具體可以分為，（1）擴大股票市場規模，調整優化市場結構。發達國家航空航天股票市值占GDP比重較高，而我國日前比例尚且較低，造成了航天航空制造業不能最優質適合我國國情發展。另外，也可逐漸取消國有股，法人股，公眾股不能互相流通的限制，鼓勵利社會公民持股，這些建議也可提高該制造業股票的高效流通性，同時，政策適當凋控將減少股價大幅波動情況的產生。（2）提高該制造業龍頭公司質量，健全股票發行于續。（3）規范信息披露制度，提高透明度。（4）減少軍業及其相關制造業的資源浪費，保持最優質的資源利用率。

2.壯大航空航天產業

從航空航天產業的分布來看，北有沈陽、哈爾濱、石家莊，南有南昌，東有上海，西有西安、成都。產業分度在全國都有完善的發展和制度。同國外的軍工巨頭相比，國內的上市市場規模較小?？梢杂腥缦聨讉€方面發展：（1）加強自主創新能力，推動制造業健康發展。只有擁有自主知識產權，形成系列化發展和良好規模生產，才能使其健康發展。（2）建立配套的政策扶持，將政策進一步優化和系統化，為其發展營造有力的政策環境。

總之，我國已經率先在航空航天和國防領域有了技術突破和創新產業升級。該產業發展前景良好，在未來10年里，證券市場的成熟穩定，為航空航天板塊提供了良好的投資環境，航空航天產業將進入一個高速發展時期。只要我國政策的繼續實施，不斷的總結經驗和在失誤中吸取教訓，不斷的對航空航天扶持產生正向效應，我國的航空航天將會走在世界航空航天的最前列。

參考文獻：

[1]秦鋒.ST板塊現狀與出路探析[J]改革與戰略，2000（5）

[2]陳瑜.對我國證券市場ST公司預測的實證分析[J]經濟科學，2007（06）

[3]袁振興，高志謙ST板塊漲跌與大盤指數漲跌關系之實證研究[D]經濟管理，2007（04）

[4]董合平.宏觀經濟變量對我國股市價格行為影響研究[D]天津：天津大學，2006

[5]馮德剛.中國股市波動與政策調控實證分析[D]成都：西南財經大學，2002

[6]呂繼宏，趙振全中國股票市場的波動、政策干預與市場效應[A]中國資本市場前沿理論研究文集[C]北京：社會科學文獻出版社，2000

[7]劉炳茹.宏觀經濟調控與股市波動的相關性研究[J]，產業與科技論壇.2008（3）

[8]汪亞衛.世界航空工業發展趨勢[J]嘹望新聞周刊，2005（5）

[9]徐勇，張志鵬航空工業企業產業化發展的戰略思考[R]中國科協，2005

[10]龐皎明.中國航天“虎口奪食”商用市場[J]商務周刊，2006（03）

[11]胡金焱.中國股市“政策市”實證考察與評析[J]財貿經濟，2002（9）

[12]何誠潁，中國股市“板塊現象”分析[J]經濟研究，2001（12）

[13]Holmstrom B，Tirolej LAPM：A liquidity-Bated Assetpricing MdoelU]TheJournal of Finance，2001.（56）：1837-1867

[14] DolleyJ，Characteristics and Procedure of Common Stock Split. Upa[J] Harvard Business Reviexv，1933，（11）

[15]Fama E.F，Stock return， expecfed returns， and real activityU]JoumlofFinance， 1990，（7）：1089-11（）8

第3篇

關鍵詞：航空航天制造業；協整檢驗；Granger因果關系

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）03-0049-05

一、研究背景

國防科技工業是我國戰略性支柱產業，是國防現代化重要的物質技術基礎，是經濟社會發展和科技進步的首要推動力量。近年來，政府在國防科技工業與地方經濟融合發展的機制建設上進行了大膽的探索和實踐，取得了顯著的成效。在國防科技工業與地方經濟融合發展已經成為時代主題的背景之下，著力研究二者之間的關聯互動對于深度軍民融合及區域經濟良性加速發展具有重要的意義。

陜西省是我國重要的國防科技工業發展基地，擁有雄厚的科研實力和高新技術產業基礎，軍民融合產業的發展具有一定的代表性。其國防科研生產橫跨航空、航天、兵器、電子、船舶、核等六大行業，航空航天制造業是發展最為顯著的。目前，陜西省航空航天制造業擁有30余家工業企業，40家科研機構，近8萬從業人員，7千多研發人員，以及超過25億元的資產總額。并通過資源整合大力建設了西安兵器工業科技產業基地、西安船舶科技產業園、西安閻良國家航空高技術產業基地、西安國家民用航天產業基地、西北工業技術研究院，形成“三基地一園區一院”的發展格局。

二、實證分析

本文采用計量經濟學中的協整檢驗、Granger因果關系檢驗對陜西省航空航天制造業與地方經濟發展之間的關聯關系進行定量分析。

（一）指標選取與數據處理

本文所選用的數據樣本為1996―2011年的年度數據，數據來源于2013年《陜西省統計年鑒》與《中國高技術產業統計年鑒》。

選用國內生產總值GDP、航空航天制造業總產值AMO分別作為陜西省地方經濟發展狀況以及航空航天制造業發展的衡量指標，航空航天制造業固定資產投資額FAI代表其在基本建設的投入指標，新產品產值NPO代表在科研技術方面的投入指標，然后對陜西省航空航天制造業總產值AMO、固定資產投資額FAI、新產品產值NPO與陜西省GDP之間的互動關系展開研究。

為剔除價格波動的不利影響，首先運用GDP指數、固定資產投資價格指數以及航空航天器出廠價格指數對GDP、FAI以及AMO、NPO的原始數據分別處理，使之成為以1996年為基期價格計算的可比數據。為了避免異方差的影響，對這4個時間序列數據進行取對數運算，分別記為LnGDP、LnAMO、LnFAI、LnNPO，具體數據（見下頁表1）。本研究利用Eviews6.0軟件進行相關計算分析。

（二）單位根檢驗

時間序列分析中的首要問題是關于時間序列數據的平穩性研究，平穩性是指時間序列的統計規律不會隨時間的推移而發生變動的一種性質。本文基于ADF單位根檢驗法，對變量LnGDP、LnAMO、LnFAI、LnNPO以及它們的一階差分序列進行平穩性檢驗。檢驗結果（見下頁表2）。

從下頁表2可以得知，LnGDP、LnAMO、LnFAI、LnNPO 4個變量在原水平下其ADF值均大于各顯著性水平下的臨界值，故為非平穩變量。經過一階差分以后，新序列DLnGDP、DLnAMO、DLnFAI、DLnNPO在5%的顯著水平之下，其ADF值均小于各顯著性水平下的臨界值，4個變量數據均為平穩性數據?；诖丝梢耘卸?，序列LnGDP、LnAMO、LnFAI、LnNPO均為一階單整序列，可以進行接下來的協整檢驗。

（三）協整檢驗

協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述，顧名思義，協整關系則是指非平穩經濟變量之間存在的長期穩定的均衡關系。本文使用E―G兩步檢驗法對變量間的協整關系進行檢驗。

1.航空航天制造業總產值AMO與GDP之間的協整檢驗?；凇皟刹綑z驗法”的思想，對一組變量之間是否存在協整關系進行檢驗，其與回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列的檢驗是相同的。因此，下面采用最小二乘法對變量LnGDP與LnAMO進行回歸估計，可以得到：

從上述統計指標判斷，Prob值都在0.000，顯然小于5%的顯著性水平，表明模型回歸的系數非常顯著；F值為1 006.313，相應的概率值為0.000，因此可以拒絕模型整體解釋變量系數為零的原假設，模型的整體擬合情況良好；R方和調整R方都在98%以上，說明該模型整體上擬合得非常好；DW值為0.99，LM檢驗表明殘差序列不存在序列相關。

通過ADF檢驗法對殘差序列u進行平穩性檢驗，檢驗結果（見下頁表3）。

通過下頁表3的檢驗結果可以看到，回歸方程（1）的殘差序列ADF檢驗值小于5%的顯著性水平下的臨界值，因此認為該殘差序列是平穩的。

基于協整檢驗的思想，本文認為LnAMO與LnGDP之間存在協整關系，方程（1）為LnAMO與LnGDP之間的協整方程。而前文對原始數據進行了取對數運算，故回歸方程的系數代表了彈性的概念。因此，通過協整方程系數表明，如果陜西省航空航天制造業總產值增加1%，陜西省GDP增加0.82%。

2.航空航天制造業新產品產值NPO與GDP之間的協整檢驗。對陜西省航空航天制造業新產品產值和陜西省GDP之間的協整關系進行檢驗。得到回歸方程如下：

通過相關統計指標判斷我們可以得知，此回歸方程具有較好的擬合程度，而且，方程各系數和方程整體均具有顯著性。LM檢驗表明，殘差序列也不存在序列相關。

用ADF檢驗法對殘差序列u進行平穩性檢驗，檢驗結果（見表4）。

通過表4中的ADF檢驗結果表明，回歸方程（2）的殘差序列ADF檢驗值小于10%的顯著性水平下的臨界值，因此可以說該殘差序列是平穩的。

根據協整檢驗的觀點，可以認為LnNPO與LnGDP之間存在協整關系，方程（2）為LnNPO與LnGDP之間的協整方程。協整方程系數表明，如果陜西省航空航天制造業新產品產值增加1%，陜西省GDP則增加0.59%。

3.航空航天制造業固定資產投資額FAI與GDP之間的協整檢驗。同理，對陜西省航空航天制造業固定資產投資額與陜西省GDP之間的協整關系進行檢驗?；貧w方程如下：

由上述統計指標可以看出，方程擬合效果較差，方程整體和方程系數都不具有顯著性，而且LM檢驗表明殘差序列存在2階自相關。

用ADF檢驗法對殘差序列u進行平穩性檢驗，檢驗結果（見表5）。

表5的ADF檢驗結果表明，回歸方程（3）的殘差序列的ADF檢驗值大于顯著性水平10%下的臨界值，因此接受原假設，認為該殘差序列是一個非平穩序列。

根據協整檢驗的思想認為LnFAI與LnGDP之間不存在協整關系。

（四）Granger因果關系檢驗

采用協整檢驗，只是對變量間是否具有長期均衡關系進行了相關檢驗，而其對于變量間的長期均衡關系是否構成因果關系以及因果關系方向等問題，并不能給出更加合理清楚的解釋。因此，本文采用Granger因果關系檢驗進一步檢驗變量間的因果關系。

1.航空航天制造業總產值AMO與GDP之間的Granger因果關系檢驗。由于LnAMO與LnGDP之間存在協整關系，我們使用水平值對其因果關系進行考察。然而，滯后階數對Granger因果關系檢驗結果具有顯著的影響，若滯后階數不同，則所得因果關系也會具有差異性。因此，在實際操作中，通過利用較多的滯后階數進行多次檢驗，將會獲得更為全面合理的結果。

選擇滯后階數從1～4，對倆變量進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果（見下頁表6）。

下頁表6顯示，當滯后1期時，拒絕原假設，LnAMO與LnGDP之間互為Granger因果原因；當滯后階數為2階時，存在單向Granger因果關系（由LnGDP到LnAMO）；當滯后階數為3階時，存在單向Granger因果關系（LnAMO到LnGDP）；而在滯后期為4階時，二者之間不存在任何方向上的Granger因果關系。不難看出，在較短時期內，主要存在的是單向Granger因果關系（由地方經濟增長到航空航天制造業總產值增長）；而在滯后3期時，存在反向Granger因果關系（由航空航天制造業總產值增長到地方經濟增長）。

2.航空航天制造業新產品產值NPO與GDP之間的Granger因果關系檢驗。鑒于LnNPO與LnGDP之間也存在協整關系，因此使用水平數值對其進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果（見下頁表7）。

由下頁表7可以看出，在滯后期數從1～4時，均存在由LnNPO到LnGDP的單向Granger因果關系，說明在滯后四期的時間內，都存在由航空航天制造業新產品產值增長到地方經濟增長的單向Granger因果關系。

3.航空航天制造業固定資產投資額FAI與GDP之間的Granger因果關系檢驗。由于LnFAI與LnGDP之間不存在協整關系，因此，根據Granger因果關系檢驗對數據平穩性的要求，需要對平穩序列進行差分之后再進行檢驗，檢驗結果（見下頁表8）。

由表8可以看出，在滯后期數從1～4時，LnFAI與LnGDP之間均不存在任何方向上的Granger因果關系。且差分后的數據，表示了變量在前后年份之間的波動，因此這一檢驗結果可以解釋為，陜西省航空航天制造業固定資產投資額波動與陜西省GDP波動之間在滯后四年的時間內都不存在任何方向上的Granger因果關系。

三、研究結論

通過上述實證分析，本文主要得出以下幾點結論：（1）陜西省航空航天制造業總產值以及新產品產值與地方經濟發展之間，已經建立起了長期平穩的均衡關系，且二者彈性系數分別為0.82和0.59，而固定資產投資額與地方經濟發展之間還未形成平穩的均衡關系。（2）陜西省航空航天制造業總產值對地方經濟發展的驅動作用，在時間上仍然存在一定的滯后。新產品產值很好地帶動了地方經濟的發展，但地方經濟的發展卻并未形成促進航空航天制造業新產品產值增加的原因?？傮w上看，二者之間未形成良好的互動反饋機制。固定資產投資額與地方經濟發展之間也尚未形成良好的互動關系。

四、政策建議

基于上述分析及結論，為了深入推行陜西省航空航天制造業與地方經濟的融合發展，本文特提出以下幾點建議：（1）重點扶持優秀的航空航天制造業企業推行股份制改革和分批上市。大力推動企業建立現代企業制度和現代產權制度，并通過積極引入多元化的投資主體，增強企業的內在活力和自我發展的動力，且以上市企業為產業發展平臺，加快航空航天制造業的發展步伐。（2）完善科研機制建設，提高軍民融合產業科技成果的轉化效率。通過加深軍工與民用企業之間相互合作，不僅對國防科技工業運行效率得到了提升，而且與地方經濟的融合發展得以更好地推動，“軍民結合”的國防科技工業體系被更好地建立。（3）政府應該繼續推動產學研合作，加大科技創新的力度，并通過增加對高校、科研院所的投資等方式，加速并提高了科研成果的開發利用。與此同時，科技人員的配置效率需要進一步提高，人員培訓力度需要進一步加大，進而來保證企業可持續性的創新能力。（4）努力探索本地區其他產業的支撐。例如，本地其他產業部門在資金、技術、人力、物力上給予支持幫助，及對國防科技產業管理創新提供的意見等，所以應大力促進區域產業部門發展的良性互動，進一步推動航空航天制造業的長足發展。

參考文獻：

[1] 張曉峒.計量經濟學基礎：第3版[M].天津：南開大學出版社，2007.

[2] 李國柱，劉德智.計量經濟學實驗教程[M].北京：中國經濟出版社，2010.

[3] 張近樂，李玉芬.陜西省航空航天制造業與地方經濟發展關聯度實證研究[J].西北工業大學學報：社會科學版，2011，（3）：19-24.

[4] 張近樂，易晨晨.比較視閾下陜西省航空航天制造業貢獻度分析――基于區位商及 VAR 模型[J].科技進步與對策，2014，（9）：44-50.

[5] 劉敏.軍民融合高技術產業創新體系建設研究――以陜西省為例[J].科技進步與對策，2012，（23）：73-77.

[6] 董潔，游亞楠.中國航空航天制造業國際競爭力實證分析[J].科技進步與對策，2012，（2）：55-58.

[7] 王育寶，吳狄.陜西省高新技術優勢產業選擇與競爭力分析――基于偏離一份額分析法[J].科技管理研究，2009，（12）：218-221.

[8] 李清光，李曉鐘.中國茶葉出口價格變動的動態關系分析[J].華東經濟管理，2011，（11）：53-56.