山西省專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟增長關系的實證分析

■崔 晟 中北大學經(jīng)濟與管理學院

山西省專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟增長關系的實證分析

■崔 晟 中北大學經(jīng)濟與管理學院

專利產(chǎn)出在衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中所占角色極其重要，是區(qū)域經(jīng)濟增長的重要推手。本文對山西省1993年-2012年的專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關數(shù)據(jù)運用時間序列動態(tài)均衡關系分析方法，進行協(xié)整分析和格蘭杰因果關系檢驗,發(fā)現(xiàn)二者呈相對穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系,但是其呈現(xiàn)單向因果關系，也就是說專利產(chǎn)出是區(qū)域經(jīng)濟增長的Gr a ng e r原因，而區(qū)域經(jīng)濟增長對專利產(chǎn)出的貢獻作用并不顯著，兩者之間還沒有形成一種協(xié)調互動的反饋機制。

專利產(chǎn)出 山西省區(qū)域經(jīng)濟增長 協(xié)整分析

一、山西省專利產(chǎn)出及經(jīng)濟增長狀況

近年來，山西科技發(fā)展取得了較好的成績：首先，專利產(chǎn)出增速加快。在省、市政府科技扶持政策激勵下，新世紀以來，我省的專利產(chǎn)出成倍增長，尤其是在2009之后呈現(xiàn)出更為迅猛的增長勢頭。單單在2012年一年我省的專利產(chǎn)出就達到了7237件，這幾乎相當于2000年之前山西省歷年專利產(chǎn)出的總量（7327件）。2012年專利產(chǎn)出為7237項，是2005年（1220件）的5.93倍，是2000年（968件）的7.48倍，是1995年（569件）的12.72倍，其中平均每五年增長率為109.79%。

在相同區(qū)間內(nèi)，山西省的GDP數(shù)量也在不斷上升。專利產(chǎn)出量與GDP數(shù)據(jù)變動的方向與步調呈一致性發(fā)展，這說明期間可能存在較強的相關關系。經(jīng)檢測，二者的相關系數(shù)為94.78%，顯然山西省的專利產(chǎn)出量與GDP之間存在著十分緊密的依存關系。

二、數(shù)據(jù)的選取和處理

本文利用《山西省統(tǒng)計年鑒》收集了1993年~2012年山西省的GDP(按當年價格計算）和GDP指數(shù)（按不變價格計算），并以1993年為基期，計算出實際GDP。利用《山西省科技統(tǒng)計年鑒》收集了1993年~2012年山西省專利申請授權量的數(shù)據(jù)，見表1。

表1 1993年~2012年山西省專利產(chǎn)出量與GDP數(shù)據(jù)

為了消除異方差，進一步研究專利產(chǎn)出量和GDP之間的彈性關系，將表1中的變量專利產(chǎn)出量定義為X，變量GDP定義為Y。對新定義的兩個變量取對數(shù)，分別記為lNX和lNY。

利用Eviwes6.0對lNX、lNY繪制時間序列圖，得出如下變化趨勢：

圖1、圖2印證了之前的猜想，兩個變量變動的方向與步調呈一致性發(fā)展，存在較強的相關關系。

三、時間序列變量的平穩(wěn)性檢驗

由協(xié)整理論可知，必須要在保證兩個時間序列變量是平穩(wěn)的前提下，才可以檢驗二者是否相關、是否具有因果關系，否則則會產(chǎn)生“虛假回歸”的結果。因此,本文采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法,對表1中的LNX、LNY及其一階差分變量DLNX和DLNY進行平穩(wěn)性檢驗,結果見表2。

表2 平穩(wěn)性檢驗結果

由平穩(wěn)性檢驗結果得知，雖然LNX和LNY是非平穩(wěn)的時間序列變量,但其一階差分變量DLNX和DLNY是平穩(wěn)序列。所以，LNX和LNY可以進行協(xié)整檢驗，因為他們都是一階單整序列。

四、時間序列變量間的協(xié)整檢驗

對于兩個長期有規(guī)律波動的變量來講，他們之間存在長期均衡關系的前提是他們必須是協(xié)整的。本文協(xié)整檢驗的目的，是檢驗山西省專利申請授權量(LNX)區(qū)域經(jīng)濟增長(LNY)與區(qū)域經(jīng)濟增長(LNY)之間是否存在長期均衡關系,以便證明二者之間是協(xié)整的，為下一步的確定因果關系作準備。本文運用Johansen的最大似然估計方法對山西省1993-2012年區(qū)域經(jīng)濟增長與專利授權量的協(xié)整關系進行檢驗。檢驗結果見表3。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結果

由表3協(xié)整檢驗結果可知，無論在5%顯著水平或者在1%顯著水平下，由于21.56063>15.49471且21.56063>19.93711，所以拒絕原假設，選擇備擇假設r=1；又因為1.763617<3.841466且1.763617<6.634897，所以接受原假設，r<=1。由此驗證LNX與LNY之間只存在一個協(xié)整方程。

經(jīng)過標準化的協(xié)整向量(LNY,LNX,C)為(1.000000,-2. 42613,12.40437),于是專利產(chǎn)出和經(jīng)濟增長的長期均衡方程為:

從長期來看，專利產(chǎn)出有效地促進GDP的增長，但在短期內(nèi)的情況還不甚明了。繼續(xù)運用Eviews估計專利產(chǎn)出與GDP的向量誤差修正模型VEC，滯后期數(shù)仍然選擇2，得到誤差修正模型如下：

模型的均衡調整系數(shù)為-0.030637，其意義表明：當短期內(nèi)經(jīng)濟變量偏離均衡點時，內(nèi)在的均衡機制將以-0.030637的力度將系統(tǒng)拉回均衡狀態(tài)。由此可見，GDP的增長變動受到多種其他因素的影響，其與專利產(chǎn)出量之間的均衡關系對當期非均衡誤差調整的自身修正能力不是很強。

五、格蘭杰因果檢驗

上一步結果顯示，山西省專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系仍然需要進一步的驗證。本文對相關數(shù)據(jù),進行格蘭杰因果關系檢驗,結果如表4所示。

表4 Granger Causality因果關系檢驗結果

格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在滯后期為1年－5年時，在5%的概率保證度下都接受了“GDP變化不是引起專利產(chǎn)出變化的原因的原假設”，這說明山西省的區(qū)域經(jīng)濟增長不是其專利產(chǎn)出增長的Granger原因。在滯后期數(shù)為1、2、3年時，專利產(chǎn)出變化是區(qū)域經(jīng)濟增長的Granger原因，而滯后期為4、5時，專利產(chǎn)出構成區(qū)域經(jīng)濟增長之間的Granger原因并不顯著。因此，從總體上看，在1年-3年內(nèi)山西省專利產(chǎn)出促進了區(qū)域經(jīng)濟的增長，但是區(qū)域經(jīng)濟的增長沒有有效促進山西省專利產(chǎn)出增長，二者之間沒有形成互動的反饋機制。

六、結論

通過以上分析,我們可以得出結論:

第一，從方程式（1）可以看出，專利產(chǎn)出量（LNX）每增長l%，區(qū)域經(jīng)濟（LNY）將會增長2.426%。也就是說山西省區(qū)域經(jīng)濟增長（LNY）對專利產(chǎn)出的彈性為2.426。

第二，從式（2）可以看出，誤差修正系數(shù)（-0.030637）為負，調整方向符合誤差修正機制。即上一年度的非均衡誤差以3.06%的比率對本年的D（LNY）做出反向修正。但修正值很小，說明修正作用不太明顯。

第三，在滯后期數(shù)為l年-3年的情況下，山西省在l993年-2012年期間，專利產(chǎn)出促進了區(qū)域經(jīng)濟的增長，但是區(qū)域經(jīng)濟的增長沒有有效促進山西省專利產(chǎn)出增長，二者之間沒有形成互動的反饋機制。

為此，山西省應努力提升專利產(chǎn)出的質量并加速專利的轉化，使之變?yōu)樯a(chǎn)力促進區(qū)域經(jīng)濟增長，縮小與東部地區(qū)的發(fā)展差距，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的跨越式發(fā)展。首先，專利總產(chǎn)出水平需要提高。政府、科研機構要提高專利產(chǎn)出獎勵的標準，尤其是對發(fā)明專利給予重獎，將專利產(chǎn)出納入平時的考核體系，與個人的職稱評定、住房分配、各種獎勵掛鉤，將科研人員的積極性調動起來，從而提高專利產(chǎn)出量。其次，專利產(chǎn)出質量有待提高。全省應培養(yǎng)科研能力更強、在思想上更為創(chuàng)新的團隊，依靠他們來努力研究具有自主知識產(chǎn)權的項目和國家重大工程項目，以提高科技產(chǎn)出質量。三是促進專利轉化率。科學技術是第一生產(chǎn)力，只有把專利轉化為生產(chǎn)力，才會促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。山西省應大力扶持能滿足將專利研究成果轉化為生產(chǎn)力的中介服務組織，在稅收與信貸政策方面予以支持，在壯大服務產(chǎn)業(yè)的同時來促進專利轉化。

[1]《山西省統(tǒng)計年鑒》[M].北京：中國統(tǒng)計出版社

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崔晟（1989- ），女，山東濟南人，中北大學經(jīng)濟與管理學院研究生，研究方向：知識產(chǎn)權與創(chuàng)新管理