崔燕燕　崔晟

【摘要】由以往文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)果得出，在山西省專利產(chǎn)出是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，而區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)專利產(chǎn)出的貢獻(xiàn)作用并不顯著。所以本文研究的主要目的，是山西省省R&D經(jīng)費(fèi)和R&D人員與專利之間存在怎樣的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)實(shí)證研究可以發(fā)現(xiàn)：研發(fā)經(jīng)費(fèi)對(duì)山西省的專利產(chǎn)出量具有較大的影響，可以通過(guò)增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入來(lái)促進(jìn)山西省專利申請(qǐng)授權(quán)量的增加，進(jìn)而帶動(dòng)山西省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

【關(guān)鍵詞】專利產(chǎn)出 R&D經(jīng)費(fèi) R&D人員

一、山西省專利產(chǎn)出及R&D投入狀況

本文利用《山西省科技統(tǒng)計(jì)年鑒》收集了1996～2012年山西省專利申請(qǐng)授權(quán)量的數(shù)據(jù)，利用《山西省科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》收集了山西省歷年科技經(jīng)費(fèi)投入，并且經(jīng)過(guò)經(jīng)物價(jià)指數(shù)（P）調(diào)整后得到了實(shí)際值；以及山西省歷年科技活動(dòng)人員數(shù)量，見(jiàn)表1。

表1 1996～2012年山西省R&D人員經(jīng)費(fèi)與專利產(chǎn)出量數(shù)據(jù)

二、回歸模型的建立

根據(jù)相關(guān)性分析得出，R&D經(jīng)費(fèi)投入與專利產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.962，R&D人員數(shù)量與專利產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.827。顯然山西省的R&D經(jīng)費(fèi)投入與專利產(chǎn)出量之間存在著十分緊密的依存關(guān)系，而R&D人員數(shù)量與專利產(chǎn)出量之間的相關(guān)性相對(duì)偏弱。為了進(jìn)一步研究R&D投入與專利產(chǎn)出量之間的彈性關(guān)系，將表1中的變量R&D經(jīng)費(fèi)投入定義為X1，變量R&D人員數(shù)量定義為X2，變量專利產(chǎn)出量定義為Y。

根據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果，對(duì)這三個(gè)變量1996～2012年的數(shù)據(jù)X1、X2和Y進(jìn)行回歸分析，本文把專利產(chǎn)出作為因變量（被解釋變量），把R&D經(jīng)費(fèi)投入與R&D人員數(shù)量作為自變量（主要解釋變量），非主要因素歸為隨機(jī)項(xiàng)。

模型如下：

Y1=β0+β1χ1+β2χ2+μ1 （1）

式中：Y1代表山西省專利產(chǎn)出水平，χ1代表山西省R&D經(jīng)費(fèi)投入，χ2代表山西省R&D人員數(shù)量，β0、β1與β2為回歸系數(shù)，μ1為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

結(jié)果如下：

圖1 1996～2012年回歸模型的估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

三、結(jié)果分析

首先對(duì)該模型進(jìn)行DW檢驗(yàn)。由輸出結(jié)果得DW值，d=2.92，查DW檢驗(yàn)表，給定檢驗(yàn)水平α=0.05，在17個(gè)樣本容量下，dL= 1.02dU=1.54，計(jì)算得d>dU，其結(jié)果存在一階負(fù)自相關(guān)。為了消除序列自相關(guān)現(xiàn)象，本文對(duì)回歸模型加入調(diào)整系數(shù)AR（1）進(jìn)行修正。

方程加入AR（1）后，得到修正回歸方程系數(shù)及檢驗(yàn)參數(shù)結(jié)果如下：

圖2 1996～2012年修正回歸模型的估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)該模型進(jìn)行DW檢驗(yàn)。由輸出結(jié)果得DW值，d=1.72，查DW檢驗(yàn)表，給定檢驗(yàn)水平α=0.05，在17個(gè)樣本容量下，dL= 1.02dU=1.54，計(jì)算得dU

從R2=0.9741可以看出，所建立的回歸方程對(duì)樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。F=150.68，F(xiàn)0.05（1，15）=4.54，F(xiàn)α>F，（1，n-2），則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著。回歸參數(shù)顯著性檢驗(yàn)：設(shè)原假設(shè)為β1=0，備擇假設(shè)為β1≠0。t分布的自由度為n-2=17-2=15。給定檢驗(yàn)水平α=0.05，回歸分析的結(jié)果顯示，R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)專利產(chǎn)出量的回歸系數(shù)為41.159，表明研發(fā)經(jīng)費(fèi)對(duì)專利產(chǎn)出量有顯著的正向影響。經(jīng)T檢驗(yàn)，X1的概率p值為0.0000，在給定的顯著性水平5%的情形下，具有顯著性意義；研發(fā)人員對(duì)專利產(chǎn)出量的回歸系數(shù)為-0.0399，成負(fù)相關(guān)，經(jīng)T檢驗(yàn)，t0.05（15）=2.13，t=-5.871<2.13落在了接受域，所以接受原假設(shè)，參數(shù)β2=0，即認(rèn)為山西省研發(fā)人員數(shù)量對(duì)專利產(chǎn)出量之間不存在線性關(guān)系。

寫(xiě)出OLS方程： t=766，774+41.159χ1 （2）

四、結(jié)論

通過(guò)以上分析，我們可以得出結(jié)論：研發(fā)經(jīng)費(fèi)對(duì)山西省的專利產(chǎn)出量具有較大的影響，可以通過(guò)增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入來(lái)促進(jìn)山西省專利申請(qǐng)授權(quán)量的增加，進(jìn)而帶動(dòng)山西省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。為此，山西省應(yīng)努力提R&D經(jīng)費(fèi)投入并加速專利的轉(zhuǎn)化，使之變?yōu)樯a(chǎn)力促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，縮小與東部地區(qū)的發(fā)展差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的跨越式發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

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[4]崔晟.山西省專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[D].中北大學(xué).2014.