京津冀R&D資源與創(chuàng)新活動關(guān)系比較分析

摘要：通過構(gòu)建京津冀RD資源—創(chuàng)新活動—創(chuàng)新績效的概念模型，采用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系分析等經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，對京津冀RD資源與創(chuàng)新活動的關(guān)系、創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明：河北省政府資金和企業(yè)資金分別與專利和新產(chǎn)品銷售收入存在長期穩(wěn)定關(guān)系；天津市政府資金和企業(yè)資金對新產(chǎn)品銷售收入存在長期穩(wěn)定關(guān)系；北京市各變量之間關(guān)系不明顯。

關(guān)鍵詞：京津冀；RD資源；創(chuàng)新活動；創(chuàng)新績效

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2012）03-0081-06

一、概念模型與研究假設(shè)

（一）概念模型建立

RD資源與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系表面上看只是簡單的RD投入產(chǎn)出關(guān)系，實(shí)際情況很復(fù)雜，直接涉及到“創(chuàng)新活動為什么發(fā)生、如何發(fā)生以及怎樣應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展”這個(gè)根本問題。綜合以上情況，我們進(jìn)一步對RD資源如何通過創(chuàng)新活動影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效進(jìn)行研究，并提出了包含RD資源、創(chuàng)新活動和經(jīng)濟(jì)績效以及它們之間關(guān)系的概念模型，見圖1。

（二）RD投入與創(chuàng)新活動關(guān)系研究假設(shè)

RD資源是提升創(chuàng)新能力和促進(jìn)科技進(jìn)步的物質(zhì)基礎(chǔ)，是持續(xù)發(fā)展科技的根本前提和保障。當(dāng)前的RD資源投入是對未來增強(qiáng)區(qū)域競爭力的一種投資。隨著科技的迅速發(fā)展，人們對創(chuàng)新的重視程度也隨之增加，近些年對RD經(jīng)費(fèi)投入力度也在持續(xù)加大。通過總結(jié)已有學(xué)者的研究成果，我們可以得出一個(gè)很明確的觀點(diǎn)：創(chuàng)新活動依賴于RD資源的投入。從宏觀領(lǐng)域看，RD投入與創(chuàng)新之間有著顯著的相關(guān)性，但是不同的學(xué)者從不同的角度選取不同的指標(biāo)得出的結(jié)論有所不同，多數(shù)的研究結(jié)論是RD投入與創(chuàng)新之間存在顯著的正相關(guān)性。京津冀RD投入與創(chuàng)新之間的相關(guān)關(guān)系是怎樣的呢?這就是本文所要研究的主要問題之一。本文在對大量相關(guān)文獻(xiàn)的研究成果進(jìn)行分析和總結(jié)的基礎(chǔ)上，提出如下假設(shè)：京津冀三地區(qū)RD投入與創(chuàng)新活動之間具有線性相關(guān)關(guān)系，并且RD投入按資金來源分類進(jìn)行詳細(xì)假設(shè)。具體的假設(shè)如下：

假設(shè)1（H1）：RD投入與創(chuàng)新活動兩者之間具有明顯正向的相關(guān)性，即：假設(shè)兩者之間相互影響且是正向的關(guān)系。

（1）政府RD資金對創(chuàng)新活動的相關(guān)假設(shè)

H1.1：政府RD資金和專利申請量具有相互正向關(guān)系

H1.2：政府RD資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關(guān)系

（2）企業(yè)RD資金對創(chuàng)新活動的相關(guān)假設(shè)

H1.3：企業(yè)RD資金和專利申請量具有相互正向關(guān)系

H1.4：企業(yè)RD資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關(guān)系

（3）其他RD資金對創(chuàng)新活動的相關(guān)假設(shè)

H1.5：其他RD資金和專利申請量具有相互正向關(guān)系

H1.6：其他RD資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關(guān)系

（三）創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效關(guān)系研究假設(shè)

有關(guān)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)家一直采用不同的框架來分析這一關(guān)系，其中最為相關(guān)的方法就是“演化”和“新增長”理論。這兩個(gè)方法在創(chuàng)新對于經(jīng)濟(jì)增長的重要性方面并無二致，但在創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)績效的具體機(jī)制方面存在不同的看法。創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要途徑是技術(shù)從發(fā)達(dá)的國家（或地區(qū)）向欠發(fā)達(dá)國家（或地區(qū)）進(jìn)行擴(kuò)散。人們贊同創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)長期持續(xù)增長的重要因素，但創(chuàng)新如何推動經(jīng)濟(jì)增長是復(fù)雜的，遠(yuǎn)非那種簡單直接的關(guān)系。根據(jù)前人的研究成果，我們對京津冀地區(qū)創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系提出以下假設(shè)。

假設(shè)2（H2）：創(chuàng)新活動與區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效兩者之間具有明顯正向的相關(guān)性。

（1）創(chuàng)新活動之專利申請量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效的相關(guān)假設(shè)

H2.1：專利申請量和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)系

H2.2：新產(chǎn)品銷售收入和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)系

（2）進(jìn)出口貿(mào)易程度對區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效的相關(guān)假設(shè)

H2.3：進(jìn)出口貿(mào)易程度和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)系

二、模型方法及變量選擇

（一）數(shù)據(jù)收集

我們搜集了2000—2009年的京津冀三省市的相關(guān)資料數(shù)據(jù)，包括政府研發(fā)支出、企業(yè)研發(fā)支出、其他研發(fā)支出和專利申請量、新產(chǎn)品銷售收入等數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于中華人民共和國科學(xué)技術(shù)部網(wǎng)、天津市科學(xué)技術(shù)委員會網(wǎng)站、河北科技信息網(wǎng)以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《全國科技機(jī)構(gòu)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)集》。其中，本文所采用政府、企業(yè)和其他金融機(jī)構(gòu)的RD經(jīng)費(fèi)的詳細(xì)數(shù)據(jù)主要來源于各省的科技進(jìn)步統(tǒng)計(jì)監(jiān)測報(bào)告。為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們對數(shù)據(jù)作了自然對數(shù)處理。接下來我們利用協(xié)整檢驗(yàn)考察各種因素之間是否存在長期穩(wěn)定的影響關(guān)系，所有的運(yùn)算都利用Eviews6.0軟件進(jìn)行。

（二）方法選擇

本文主要利用協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法研究京津冀RD資金來源對創(chuàng)新活動產(chǎn)生的影響，運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這種計(jì)量模型分析創(chuàng)新活動對經(jīng)濟(jì)績效的影響。因?yàn)閰f(xié)整檢驗(yàn)要求各個(gè)變量序列必須是平穩(wěn)序列，所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前對變量序列要用單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。而且，通過協(xié)整結(jié)果只能分析變量之間是否存在均衡關(guān)系，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析之后，還需用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)變量之間是否存在因果關(guān)系，即驗(yàn)證京津冀RD資金來源與創(chuàng)新活動之間是否互相存在因果關(guān)系。

（三）變量選擇

研究變量見表1：

（1）RD經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)：政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）、其他資金比重（NBP）；

RD經(jīng)費(fèi)支出按經(jīng)費(fèi)來源選取指標(biāo)，其中企業(yè)資金和政府資金在前面已簡單的說明。

其他資金是指金融資金和其他資金。金融資金是金融機(jī)構(gòu)從外部提供一些RD融資渠道，可以提高研發(fā)速度，能夠?yàn)镽D資源配置提供一些資金支持。金融資金主要是針對企業(yè)，通過提供股權(quán)資本，把科技型的創(chuàng)業(yè)企業(yè)作大。

（2）創(chuàng)新活動指標(biāo)：專利申請量（PT）和新產(chǎn)品銷售收入（NI）。專利是RD活動的結(jié)晶，是技術(shù)創(chuàng)新能力的直接體現(xiàn)，已成為衡量一個(gè)國家或地區(qū)科技創(chuàng)新的重要指標(biāo)，同時(shí)也是國家競爭力的重要體現(xiàn)。專利數(shù)據(jù)包括專利申請和專利授權(quán)，因?yàn)閷＠暾報(bào)w現(xiàn)創(chuàng)新水平比專利授權(quán)的效果要直觀，而且一般專利授權(quán)比專利申請滯后，可能滯后RD投入更長。考慮到數(shù)據(jù)的可利用性和本論文的需要，故本文對專利申請量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

新產(chǎn)品銷售收入不僅涉及企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，還包括銷售環(huán)節(jié)，要受到市場環(huán)境、消費(fèi)者需求等諸多不確定性因素的影響，從盈利能力角度可以反映研發(fā)的效果，以貨幣的方式表達(dá)有形資產(chǎn)的增加，即體現(xiàn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新最終實(shí)現(xiàn)的價(jià)值，也體現(xiàn)了技術(shù)創(chuàng)新為企業(yè)帶來的真實(shí)收益，因此對創(chuàng)新成果有很好的代表性。由于現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒無法收集到長期的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和小企業(yè)的研發(fā)投入方面的指標(biāo)，我們用大中型企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入作為衡量指標(biāo)。

（3）區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效指標(biāo)：人均GDP水平。本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟(jì)績效進(jìn)行測量。

（4）進(jìn)出口貿(mào)易程度：進(jìn)出口貿(mào)易額（OP）。對外開放的程度如今也是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一，它可以通過“技術(shù)外溢”和外部刺激來促進(jìn)一國或一個(gè)地區(qū)的技術(shù)變動和經(jīng)濟(jì)增長；它還可以通過“邊干邊學(xué)”效應(yīng)和“外溢”效應(yīng)，促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)的制度創(chuàng)新，以提高技術(shù)創(chuàng)新效率，從而提高國際競爭力。本文選取進(jìn)出口貿(mào)易額作為衡量指標(biāo)表示進(jìn)出口貿(mào)易程度。

三、RD資源與創(chuàng)新活動關(guān)系分析

（一）河北省RD資源與創(chuàng)新活動關(guān)系分析

1. 變量的單位根檢驗(yàn)。為了確定單位根檢驗(yàn)的回歸方程，我們對新序列進(jìn)行整理。從序列的變化可以看到，有的變量序列存在一定時(shí)間趨勢和截距，因此，ADF單位根檢驗(yàn)回歸方程中應(yīng)包含截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。對各變量序列及它們的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，NBP的檢驗(yàn)值小于其顯著性水平下的臨界值，表明這個(gè)序列是平穩(wěn)序列；NGP、NCP、LNI和LPI的檢驗(yàn)值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個(gè)變量序列都存在單位根，從而是非平穩(wěn)序列。而這幾個(gè)變量序列的一階序列差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此它們的一階差分序列不包含單位根，從而表明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的。

2. 變量的協(xié)整檢驗(yàn)。通過上面單位根檢驗(yàn)所得的結(jié)果，因?yàn)镹GP、NCP、LNI、LPI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NGP、NCP與LNI、LPI之間的協(xié)整關(guān)系。這里運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。

首先：我們用OLS回歸的方法對NGP、NCP分別和LNI、LPI進(jìn)行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：

LNI=12.096 69-23.697 53*NGP

（1.881 6） （7.195 3）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（6.429 1）（-3.293 5）

R2=0.575 5 ADR2=0.522 5 F=10.846 91

LPI=10.500 57-8.515 877*NGP

（0.634 5） （2.426 4）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（16.549 4） （-3.5097）

R2=0.606 257 ADR2=0.577 0 F=12.317 9

LNI=-1.440 218+10.991 37×NCP

（1.219 6） （1.809 6）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（-1.879） （6.073 7）

R2=0.821 9 ADR2=0.799 5 F=36.890 4

LPI=6.133 581+3.207 804×NCP

（0.662 6） （0.983 1）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（9.257 4） （3.262 9）

R2=0.571 0 ADR2=0.517 3 F=10.646 6

若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.05（8）=1.860，上面四式中各項(xiàng)系數(shù)t檢驗(yàn)值的絕對值均大于臨界值，表明四個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。

接下來對上面四個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表3所示。

通過對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的4個(gè)協(xié)整方程的殘差在顯著性水平下均為平穩(wěn)序列，證明它們存在協(xié)整關(guān)系，即分別存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

從協(xié)整分析結(jié)果我們可以得到的結(jié)果是，各個(gè)地區(qū)RD資金來源比重不同對創(chuàng)新活動成果會有不同影響效果。企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）和專利（LPI）的長期彈性分別為10.991 37、3.207 804、-23.697 53、-8.515 877，即表明企業(yè)自有資金與各類創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金與各類創(chuàng)新活動具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系。

企業(yè)資金比重（NCP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.991 37大于對專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207 804，說明河北省企業(yè)資金投入對新產(chǎn)品銷售收入的影響比專利的影響大。

3. Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為分析上述變量之間是否存在相互影響，我們對NGP、NCP、LNI、LPI四個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：

在顯著性水平下，滯后期為1~2年時(shí)，政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關(guān)系，并且是單向的關(guān)系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關(guān)系并不明顯。企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間也存在格蘭杰因果關(guān)系，且是單向關(guān)系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關(guān)系也不明顯。這可能是因?yàn)槠髽I(yè)資金使用自由支配的空間比較大，外界給的壓力比較小。因此，企業(yè)就會選擇最有利于企業(yè)價(jià)值最大化的投資方向，如新產(chǎn)品開發(fā)等。

根據(jù)協(xié)整分析的結(jié)果我們看到政府資金對創(chuàng)新活動成果呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。主要原因在于政府資金主要投向科研院所和高校，這些項(xiàng)目時(shí)間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對稱性，沒有健全的體系和制度對政府資金的使用進(jìn)行合理的分配和有效的監(jiān)督，導(dǎo)致政府資金不能被充分利用的現(xiàn)象，這也是造成創(chuàng)新效率不高的原因之一。

（二）天津市RD資源與創(chuàng)新活動關(guān)系分析

1. 單位根檢驗(yàn)（結(jié)果見表5）。通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，NGP、NCP、NBP、LNI和LPI的檢驗(yàn)值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個(gè)變量序列都存在單位根，從而是非平穩(wěn)序列。NGP、NCP、NBP和LNI這幾個(gè)變量序列的一階序列差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此它們的一階差分序列不包含單位根，從而表明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的。而LPI的二階差分序列是平穩(wěn)的。

2. 變量的協(xié)整檢驗(yàn)。通過上面單位根檢驗(yàn)所得的結(jié)果，因?yàn)镹GP、NCP、NBP和LNI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NGP、NCP、NBP和LPI之間的協(xié)整關(guān)系。這里同上文一樣運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。

首先：我們用OLS回歸的方法對NGP、NCP、NBP分別和LNI進(jìn)行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：

LNI=9.028 865-7.754 414×NGP

（1.1855） （4.7914）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（7.616 2） （-1.618 4）

R2=0.246 6 ADR2=0.152 5 F=2.619 2

LNI=0.629 677+9.741 453×NCP

（1.102 7） （1.642 8）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（0.571 0） （5.929 7）

R2=0.814 7 ADR2=0.791 5 F=35.161 1

LNI=8.376 617-14.037 77×NBP

（0.295 3） （3.038 0）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（28.365 5） （-4.620 673）

R2=0.727 4 ADR2=0.693 4 F=21.350 6

若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.05（8）=1.960，上面三式中各項(xiàng)系數(shù)的t檢驗(yàn)值的絕對值均大于臨界值，表明四個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。

其次，對上面三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

通過對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的前1個(gè)協(xié)整方程的殘差在顯著性水平下均為平穩(wěn)序列，說明NGP和LNI、NCP和LNI之間存在協(xié)整關(guān)系，即分別存在長期穩(wěn)定關(guān)系。而第三個(gè)協(xié)整方程的殘差序列為非平穩(wěn)序列，說明NBP和LNI之間不存在協(xié)整關(guān)系。

結(jié)論：從協(xié)整分析結(jié)果我們可以看出，企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的長期彈性分別為9.741 453、-7.754 414，這表明企業(yè)自有資金與創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金與創(chuàng)新活動具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系，而其他資金與創(chuàng)新活動的關(guān)系不明顯。

3. Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系以及其影響的方向。為分析上述變量之間是否存在相互影響，因?yàn)镹BP與LNI不存在協(xié)整關(guān)系，因此我們僅對NGP、NCP、LNI三個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，在滯后期為2年時(shí)，政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

（三）北京市RD資源與創(chuàng)新活動關(guān)系分析

1. 單位根檢驗(yàn)（結(jié)果見表8）。通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，NGP序列是平穩(wěn)序列；NBP、NCP和LNI的一階差分序列是平穩(wěn)的，LPI序列為二階差分平穩(wěn)序列。

2. 變量的協(xié)整檢驗(yàn)。因?yàn)镹BP、NCP和LNI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NBP、NCP與LNI之間的協(xié)整關(guān)系。這里運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。

首先我們用OLS回歸的方法對NCP、NBP分別和LNI進(jìn)行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：

LNI=4.898 349+6.115 163×NCP

（0.938 6） （2.660 1）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（5.218 6） （2.298 9）

R2=0.397 8 ADR2=0.322 5 F=5.284 8

LNI=7.712 961-4.556 431×NBP

（0.484 3） （2.789 6）

回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值：t=（15.925 0） （-1.933 3）

R2=0.250 1 ADR2=0.156 3 F=2.667 8

若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.05（8）=1.960，上面四式中各項(xiàng)系數(shù)的t檢驗(yàn)值的絕對值均大于臨界值，表明2個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。

其次，對上面2個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表9。

對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的這兩個(gè)協(xié)整方程的殘差序列為非平穩(wěn)序列，說明NCP和LNI、NBP和LNI之間均不存在協(xié)整關(guān)系。

3. Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響的方向。為分析上述變量之間是否存在相互影響，因?yàn)镹BP與LNI不存在協(xié)整關(guān)系，因此我們僅對NGP、NCP、LNI三個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表10。

通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：

在顯著性水平下，在滯后期為2年時(shí)，政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

（四）京津冀RD資源與創(chuàng)新活動關(guān)系比較

通過數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果我們可以得到以下結(jié)論：

1. 就京津冀三地區(qū)的計(jì)算結(jié)果看，方程的顯著性較高。河北省企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）和專利（LPI）存在協(xié)整關(guān)系，而且企業(yè)自有資金比重與各類創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系。而且企業(yè)資金比重（NCP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.991 37大于對專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207 804，說明河北省企業(yè)資金投入對新產(chǎn)品銷售收入的影響比專利的影響大。天津市企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）存在協(xié)整關(guān)系，而且企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金比重與創(chuàng)新活動具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系，而其他資金與創(chuàng)新活動的關(guān)系不明顯。北京市RD經(jīng)費(fèi)支出與創(chuàng)新活動之間的關(guān)系不明顯。

2. 在滯后期為1~2年時(shí)，河北省政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關(guān)系，并且是單向關(guān)系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關(guān)系并不明顯。企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間也存在格蘭杰因果關(guān)系，且是單向關(guān)系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關(guān)系也不明顯。

在滯后期為2年時(shí)，天津市政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

在滯后期為2年時(shí)，北京市政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

河北省和天津市企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動具有正向的相關(guān)關(guān)系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動具有負(fù)向的相關(guān)關(guān)系。這可能是因?yàn)槠髽I(yè)資金使用自由支配的空間比較大，外界給的壓力比較小。因此，企業(yè)就會選擇最有利于企業(yè)價(jià)值最大化的投資方向，如新產(chǎn)品開發(fā)等。而政府資金主要投向科研院所和高校，這些項(xiàng)目時(shí)間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對稱性，沒有健全的體系和制度對政府資金的使用進(jìn)行合理的分配和有效的監(jiān)督，導(dǎo)致政府資金不能被充分利用的現(xiàn)象，這也是造成創(chuàng)新效率不高的原因之一。其他資金對創(chuàng)新成果影響不明顯一是因?yàn)槠渌糝D經(jīng)費(fèi)支出比重較少，二是因?yàn)槠渌蟛糠仲Y金來自金融機(jī)構(gòu)，而金融機(jī)構(gòu)對于資金的使用有許多嚴(yán)格的限制條款，對于企業(yè)而言，來自金融機(jī)構(gòu)的資金利息較高，還款的壓力比較大，所以企業(yè)和科研院校很少會利用金融機(jī)構(gòu)的資金去進(jìn)行研發(fā)。

四、創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析

經(jīng)濟(jì)的增長與發(fā)展和科技創(chuàng)新是相伴相隨的，科技創(chuàng)新是社會發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的主要推動力。結(jié)合前人的研究結(jié)果，選用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這種計(jì)量模型，其中實(shí)際GDP增長率作為產(chǎn)出，專利和新產(chǎn)品銷售收入與對外開放程度這些影響因素作為投入，即：

GDP=a0（PI）a1（NI）a2（OP）a3

其中GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值；PI為專利；NI為新產(chǎn)品銷售收入；OP表示開放因素，用進(jìn)出口總額作為代理變量；a0、a1、a2、a3分別為三類因素的產(chǎn)出彈性。為保持?jǐn)?shù)據(jù)相對穩(wěn)定，我們對上式兩邊取對數(shù)，寫成標(biāo)準(zhǔn)的回歸方程得到：

lnGDP=a0+a1lnPI+a2lnNI+a3lnOP

（一）河北省創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長回歸分析

LnGDP=5.514 3+0.088 2LnPI+0.375 3LnNI+0.135 9LnOP

t=（15.894 1） （7.661 5） （1.622 5） （2.803 5）

其中，DW=1.851 66，F(xiàn)=2 359.283，ADR2=0.998 7

通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.998 7，說明整個(gè)模型估計(jì)效果比較理想。專利、新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度三因素對經(jīng)濟(jì)增長都有正影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.375 3，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入就會帶來0.375 3單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.135 9，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會帶來0.135 9單位的經(jīng)濟(jì)增長；專利對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.088 2，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的專利會帶來0.088 2單位的經(jīng)濟(jì)增長；新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟(jì)增長的影響比其他兩因素的作用都高。從實(shí)際情況出發(fā)，創(chuàng)新活動對經(jīng)濟(jì)增長的作用還會增強(qiáng)，它將是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長提高的第一要素。

（二）天津市創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長回歸分析

LnGDP=1.326 8-0.034 3LnPI+0.373 7LnNI+0.536 6LnOP

t=（4.499 6） （-0.364 4） （3.512 3） （5.676 8）

其中，DW=2.160 6，F(xiàn)=476.577，ADR2=0.993 7

通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.993 7，說明整個(gè)模型估計(jì)效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度兩個(gè)因素對經(jīng)濟(jì)增長都有正影響，而專利對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.373 7，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會帶來0.373 7單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.536 6，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會帶來0.536 6單位的經(jīng)濟(jì)增長。對外開放程度對經(jīng)濟(jì)增長的影響比創(chuàng)新活動的作用高。

（三）北京市創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長回歸分析

LnGDP=1.160 0-0.074 1LnPI+0.591 1LnNI+0.382 1LnOP

t=（0.916 5） （-0.574 2） （2.218 5） （2.591 0）

其中，DW=1.638 9，F(xiàn)=90.543 7，ADR2=0.967 6

通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.967 6，說明整個(gè)模型估計(jì)效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度兩個(gè)因素對經(jīng)濟(jì)增長都有正影響，而專利對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.591 1，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會帶來0.591 1單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.382 1，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會帶來0.382 1單位的經(jīng)濟(jì)增長。新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟(jì)增長的影響比對外開放程度的作用高。

（四）京津冀創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系比較

就京津冀三大地區(qū)創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)增長回歸分析的計(jì)算結(jié)果總體來看，系數(shù)都比較顯著，DW值可以接受，擬合度都在0.9以上，方程的顯著性較高。我們發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長提高的兩個(gè)主要因素——創(chuàng)新（專利和新產(chǎn)品銷售收入）和進(jìn)出口貿(mào)易——對經(jīng)濟(jì)均有顯著積極的影響。但是不同的區(qū)域具有不同特點(diǎn)，具有區(qū)域的差異性，呈明顯的區(qū)域特征，所以創(chuàng)新活動及進(jìn)出口貿(mào)易對一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用也存在著明顯的區(qū)域差距，北京市和天津市創(chuàng)新活動對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用比較高而河北省比較低。而進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用則是天津市比北京市的明顯，河北省依然最低。

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責(zé)任編輯、校對：焦世玲

A Comparison Analysis on RD Resources and Innovation Activity

Relationship among Beijing， Tianjin and Hebei

Zhao Zengqun， Li Zibiao， Hu Baomin

（School of Management， Hebei University of Technology， Tianjin 300401， China）

Abstract: Through building the concept model of RD resources-innovation activities-innovation performance among Beijing， Tianjin and Hebei， using co-integration test and granger causality analysis econometric method， the article conducts the empirical research on the relationship of RD resources and innovation activities and the relation between innovation and economic performance of the Beijing-Tianjin-Hebei region. The results show that there exists the long-term stable relationship between the government money and enterprise capital in Hebei province and the patent and new products sales income respectively. There exists a long-term stable relation between government money and enterprise funds of Tianjin and the new product sales income. The relationships of the variables of Beijing are not obvious.

Key words: Beijing， Tianjin and Hebei; RD resources; innovation activities; innovation performance