上海技術(shù)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證分析

摘要：文章基于上海市1992年~2009年的GDP與上海市技術(shù)轉(zhuǎn)移的數(shù)據(jù)，對(duì)上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。協(xié)整分析結(jié)果表明，上海市技術(shù)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，上海市科技專(zhuān)利授權(quán)數(shù)、專(zhuān)利交易金額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具有促進(jìn)作用。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)科技的研發(fā)也起到了推動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：技術(shù)轉(zhuǎn)移；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

科教興國(guó)戰(zhàn)略是我國(guó)的強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略，在教育之外，科技成果的運(yùn)用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中相互作用的重要方面。“科技是第一生產(chǎn)力”，科技經(jīng)費(fèi)投入的增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；反過(guò)來(lái)，經(jīng)濟(jì)是科技投入增加的物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)增強(qiáng)社會(huì)各方面加大科技投入的能力。目前，國(guó)內(nèi)外研究科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的成果已經(jīng)很多。舒爾茨發(fā)現(xiàn)美國(guó)戰(zhàn)后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增長(zhǎng)中有80%是由教育以及與教育密切相關(guān)的科學(xué)技術(shù)所引起的。在國(guó)內(nèi)對(duì)科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究文獻(xiàn)很多。歸納起來(lái)，主要有兩點(diǎn)不足：首先，目前的絕大多數(shù)研究著眼于科技在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)，對(duì)二者互動(dòng)關(guān)系的研究較少其次，研究大多假定數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。然而，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，使得多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征。本文基于非平穩(wěn)變量的Granger因果檢驗(yàn)方法，就上海科技專(zhuān)利申請(qǐng)、技術(shù)交易合同金額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

一、 因果檢驗(yàn)的理論與方法

當(dāng)兩個(gè)時(shí)間序列非平穩(wěn)時(shí)，即使序列互相獨(dú)立，用傳統(tǒng)的回歸方法及顯著性檢驗(yàn)仍可能會(huì)顯示出兩者在統(tǒng)計(jì)上有較高的相關(guān)關(guān)系，即出現(xiàn)所謂的“虛假回歸”現(xiàn)象。 此時(shí)傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量 R2、F 檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)等就可能存在虛假問(wèn)題。對(duì)于這類(lèi)問(wèn)題的處理Engle和Granger提出用協(xié)整理論和方法，解決非平穩(wěn)性序列建模引起的虛假回歸，反映經(jīng)濟(jì)變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其協(xié)整分析一般分三個(gè)步驟完成：

1. 序列平衡性檢驗(yàn)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷其平穩(wěn)性與是否為單整序列。

2. 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和誤差修正模型。根據(jù)Engle和Granger1987年提出的EG檢驗(yàn)法，首先進(jìn)行應(yīng)變量與各個(gè)自變量分別進(jìn)行回歸，即有：

其次對(duì)其殘差序列進(jìn)行估計(jì)?著=yt-?茁0-?茁1xt做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若?著～I(xiàn)（0），剛yt與xt之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。若殘差不平穩(wěn)，則應(yīng)進(jìn)一步建立誤差修正模型。

3. Granger檢驗(yàn) 存在協(xié)整的序列構(gòu)建誤差正模型。研究序列在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡的程度，并且通過(guò)Granger檢驗(yàn)來(lái)說(shuō)明經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，確定變量間的因果方向和強(qiáng)度。

運(yùn)用X與Y的值對(duì)Y進(jìn)行回歸，可以顯著增強(qiáng)回歸的解釋能力，則X是Y的Granger原因，否則否X是Y的非Granger原因，Granger檢驗(yàn)形式如下：

檢驗(yàn)的零假設(shè)：X不是Y的Granger原因，即H0：?茁1=?茁1=…=?茁q=0，常用F檢驗(yàn)進(jìn)行，如果大于Mackinnon臨界值則拒絕零假設(shè)，否則接受零所設(shè)。

二、 實(shí)證分析

1. 樣本數(shù)據(jù)選取與處理。本研究中選擇的被解釋變量為按可比價(jià)格計(jì)算的上海市歷年GDP產(chǎn)值；解釋變量包括：第一，專(zhuān)利批準(zhǔn)授權(quán)數(shù)（Granted patent approval，GPA）。指上海市申請(qǐng)獲得批準(zhǔn)的專(zhuān)利數(shù)，包括發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)的總和。第二，技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同交易金額（amount of Technology contract transfer transaction，ATT）。主要指技術(shù)合同轉(zhuǎn)讓實(shí)際發(fā)生的金額。以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于1992年~2009年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》。

選擇恰當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)方程是檢驗(yàn)結(jié)果正確與否的關(guān)鍵。為此，需要先分別繪出相關(guān)三個(gè)變量序列的折線圖（見(jiàn)圖 1、圖 2），以判斷其隨時(shí)間變化是否具備明顯趨勢(shì)，從而確定合適的檢驗(yàn)方程和正確的單位根檢驗(yàn)方法。由于數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)不會(huì)改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差，因此在設(shè)計(jì)模型時(shí)分別建立了lnRGDP與lnGPA、lnATT之問(wèn)的雙對(duì)數(shù)一元線性回歸模型，以測(cè)算各指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系；最后通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析各變量之問(wèn)是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系。

2. 相關(guān)變量單位根檢驗(yàn)。在應(yīng)用協(xié)整理論進(jìn)行分析時(shí)，首先需要檢驗(yàn)被分析的時(shí)間序列變量是否平穩(wěn)。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的方法有多種，本文采用目前普遍應(yīng)用的ADF（Augmented Dickey－fuller）檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在設(shè)定模型形式和對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)之前，首先對(duì)lnGDP、lnGPA和lnATT數(shù)據(jù)序列及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，差分序列分別記為ΔlnGDP、ΔlnGPA和ΔlnATT。Augmented Dickey-Fuller（ADF）單位根檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

lnGDP、lnGPA和lnATT的ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為分別為0.590 411、0.728 52、0.305 268，其絕對(duì)值小于10%臨界值的-2.704 2、-2.692 7、-2.692 7的絕對(duì)值，因而接受lnGDP、lnGPA和lnATT存在單位根的零假設(shè)。進(jìn)一步檢驗(yàn)ΔLNSCI和ΔLNGDP的平穩(wěn)性，得出在10%的顯著性水平上，拒絕存在單位根的零假設(shè)。因此，序列l(wèi)nGDP、lnGPA和lnATT都是一階單整的：即lnGDP～I(xiàn)（1），lnGPA～I(xiàn)（1）， lnATT～I(xiàn)（1）。

3. 協(xié)整檢驗(yàn)。由于三個(gè)變量都是一階單整的，所以可以采用協(xié)整理論分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、科技專(zhuān)利增長(zhǎng)和簽訂合同金額的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映所研究變量之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其存在表明可以通過(guò)其他變量的變化來(lái)影響另一變量的變化。為檢驗(yàn)變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，常用的主要檢驗(yàn)方法有Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法和Johansen檢驗(yàn)法兩種，前者主要用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，后者可用于檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)本研究所建立雙對(duì)數(shù)一元線性模型的特點(diǎn)，采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行，第一步，回歸分析，見(jiàn)表2。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，方程的可決系數(shù)僅為 lnGPA與lnGDP、lnATT與lnGDP的擬合合優(yōu)度高，R2分別為0.845 77與0.904 916，F(xiàn)值分別為76.773 62、133.238 2，模型均通過(guò)了檢驗(yàn)，顯示變量的自相關(guān)性弱。

第二步，檢驗(yàn)均衡誤差的平穩(wěn)性。以殘差e，作為均衡誤差的估計(jì)值，殘差序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

在5％的顯著性水平下，lnGPA_ei、lnATT_ei的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-2.569 38、-2.491 01，大于相應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明lnGDP和lnGPA、lnATT之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。從長(zhǎng)期而言，上海專(zhuān)利授權(quán)批準(zhǔn)數(shù)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同交易金額每增長(zhǎng)1％，本市GDP分別增長(zhǎng)0.631%、0.617%。R2分別為0.845 77與0.904 916，而且殘差平衡，所以不需要進(jìn)一步建立誤差修正模型。

4. Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)中我們重點(diǎn)討論的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)科技專(zhuān)利申請(qǐng)、科技交易的影響，但變量間是否構(gòu)成因果關(guān)系仍然需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)依據(jù)的原理是：如果加入變量x對(duì)于預(yù)測(cè)y變量的變化會(huì)起到重要的作用，顯著的增加了回歸方程解釋變量y的能力，我們就認(rèn)為x是y的Granger原因，否則稱(chēng)x不是y的Grang-er原因，這樣我們可以討論雙向影響關(guān)系。由于我們這里的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期非常敏感，而且由于科技交易技術(shù)轉(zhuǎn)移和科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同實(shí)效，所以我們將分別作2期和3期滯后期的檢驗(yàn)（見(jiàn)表4）。

在研究中，我們對(duì)各個(gè)指標(biāo)Granger因果關(guān)系分別進(jìn)行分別為三期的滯后檢驗(yàn)，從表4的第一部分可以看出，在滯后1期的模型中，“LNGPA不是LNGDP的Granger原因” 的概率為0.000 21，在5％ 的顯著性水平下說(shuō)明了上海市專(zhuān)利授權(quán)數(shù)是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因；在滯后2期的模型中， “InGDP不是lnGPA的Granger原”的慨率為0.024 71，在5％ 的顯著性水平下說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)引起上海市專(zhuān)利授權(quán)數(shù)的增加；“InGPA不是lnGDP的Granger原”的慨率為0.036 39，在5％ 的顯著性水平下說(shuō)明了上海市專(zhuān)利授權(quán)數(shù)會(huì)引起GDP的增加。在表4的第2部分可以看出，在滯后1期的模型中，“InATT不是lnRGDP的Granger原因”的概率為0.001 36，在5％的 著性水平下說(shuō)明了，上海市技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同金額是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因；在滯后2期的模型中，“InATT不是lnRGDP的Granger原因”的概率為0.04153，在5％的著性水平下說(shuō)明上海市技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同金額是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。在滯后3期中l(wèi)nGDP與lnGPA、lnATT均不相互存在Granger因果關(guān)系。

三、 結(jié)論與建議

本文基于協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)，探討了上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)轉(zhuǎn)移的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明：

第一，對(duì)數(shù)變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、專(zhuān)利技術(shù)受權(quán)數(shù)與專(zhuān)利交易額是在原始變量情況下，序列具有不平穩(wěn)性；對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行一階差分后，各變量均為單整序列，并且通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

第二，從長(zhǎng)期來(lái)講，通過(guò)以lnGDP為應(yīng)變量，對(duì)lnPAC與lnATT分別進(jìn)行回歸分析，R2分別為0.845 77與0.904 916，F(xiàn)值分別為76.773 62、133.238 22，模型均通過(guò)了檢驗(yàn)，顯示回歸方程擬合度高，變量的自相關(guān)性弱。同時(shí)對(duì)各個(gè)回歸方程殘差進(jìn)行ADR平衡性檢驗(yàn)，均通過(guò)了檢驗(yàn)可知lnGDP和lnGPA、lnATT之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。而殘差通過(guò)平衡檢驗(yàn)，說(shuō)明不需要對(duì)效應(yīng)進(jìn)行短期修正。

第三，從表4的第一部分可以看出，在滯后1期的模型中，上海市專(zhuān)利授權(quán)數(shù)、上海市技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同金額均可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，專(zhuān)利數(shù)量的增加與技術(shù)合同交易的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)均有促進(jìn)作用。在滯后2期的模型中， “InGDP不是lnGPA的Granger原”的慨率為0.024 71，在5％ 的顯著性水平下說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)引起上海市專(zhuān)利授權(quán)數(shù)的增加；但在滯后2期以后，上海市技術(shù)轉(zhuǎn)讓合同金額仍然是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。在滯后3期三變量之間均不相互存在Granger因果關(guān)系。

從上述分析可知上海技術(shù)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也比較明顯，說(shuō)明兩者存在著相互依賴(lài)的關(guān)系。隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)總量的增加，對(duì)科技研發(fā)的投入加大是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段之一。

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作者簡(jiǎn)介：黃登笑，講師，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士生；牛盼強(qiáng)，講師，上海交通大學(xué)媒體與設(shè)計(jì)學(xué)院、安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院師資博士后；黃淇敏，通訊作者，就職于上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬第三人民醫(yī)院。

收稿日期：2011-04-20。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文