崔燕燕++崔晟

摘 要：中國專利產(chǎn)出分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利三種。其中發(fā)明專利的審批要通過比較漫長的實(shí)審流程方可授權(quán)，而實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利只需通過初審流程即可授權(quán)。究竟哪一種專利產(chǎn)出可以對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用呢？經(jīng)實(shí)證研究可以發(fā)現(xiàn)，山西省的發(fā)明專利產(chǎn)出量與GDP的關(guān)系比較顯著，因此，山西省應(yīng)該加大對發(fā)明專利的申請和保護(hù)力度，使其能夠發(fā)揮應(yīng)有的作用，促進(jìn)山西省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：發(fā)明專利；使用新型專利；外觀設(shè)計(jì)專利；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）03-0061-03

一、數(shù)據(jù)的選取和處理

本文利用《山西省科技統(tǒng)計(jì)年鑒》收集了 1996—2012年山西省專利申請授權(quán)量的數(shù)據(jù)，利用《山西省統(tǒng)計(jì)年鑒》收集了山西省歷年GDP，并且經(jīng)過經(jīng)物價指數(shù)（P）調(diào)整后得到了實(shí)際值。

二、回歸模型的建立

根據(jù)表2的數(shù)據(jù)對山西省三種專利產(chǎn)出數(shù)量與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，得出發(fā)明專利與GDP的相關(guān)系數(shù)為0.962，實(shí)用新型專利與GDP的相關(guān)系數(shù)為0.941，外觀設(shè)計(jì)專利與GDP的相關(guān)系數(shù)為0.933（見表2）。顯然山西省三種專利產(chǎn)出數(shù)量都與GDP存在顯著的線性關(guān)系，可以建立線性回歸模性。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，將表中的變量發(fā)明專利的數(shù)量定義為X1，變量實(shí)用新型專利的數(shù)量定義為X2，變量外觀設(shè)計(jì)專利的數(shù)量定義為X3，變量GDP定義為Y。

根據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果，對這四個變量 1996—2012 年的數(shù)據(jù)X1 、X2、X3和Y。 進(jìn)行回歸分析，本文把區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作為因變量（被解釋變量），把發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利作為自變量（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+β3χ3+μ1 （1）

式中：Y1代表山西省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長變量，χ1代表發(fā)明專利數(shù)量，χ2代表實(shí)用新型專利數(shù)量，χ3代表外觀設(shè)計(jì)專利數(shù)量，β0、β1、β2與β3為回歸系數(shù)，μ1為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

結(jié)果如下：

三、結(jié)果分析

首先對該模型進(jìn)行DW檢驗(yàn)。由輸出結(jié)果得DW值，d=0.56，查DW檢驗(yàn)表，給定檢驗(yàn)水平α=0.05，在17個樣本容量下，dL= 0.90，dU=1.71，計(jì)算得d< dL，其結(jié)果存在一階正自相關(guān)。為了消除序列自相關(guān)現(xiàn)象，本文對回歸模型加入調(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（見下頁表4）：

對該模型進(jìn)行DW檢驗(yàn)。由輸出結(jié)果得DW值，d=1.77，查DW檢驗(yàn)表，給定檢驗(yàn)水平α=0.05，在17個樣本容量下，dL= 0.90，dU=1.71，計(jì)算得dU

從R2=0.9853可以看出，所建立的回歸方程對樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)的擬合優(yōu)度很高。F =184，F(xiàn)0.05 （1，15）=4.54，F(xiàn)α>F，（1，n-2），則拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著?；貧w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，發(fā)明專利產(chǎn)出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)為2.582，發(fā)明專利產(chǎn)出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向影響。經(jīng)T檢驗(yàn)，X1的概率p值為0.0009，在給定的顯著性水平5%的情形下，具有顯著性意義；實(shí)用新型專利產(chǎn)出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)為0.866，經(jīng)T檢驗(yàn)，t0.05（15）=2.13，t=1.605< 2.13落在了接受域，所以接受原假設(shè)，參數(shù)β2=0，即認(rèn)為山西省實(shí)用新型專利產(chǎn)出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間不存在線性關(guān)系；外觀設(shè)計(jì)專利產(chǎn)出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)為-2.172，成負(fù)相關(guān)，經(jīng)T檢驗(yàn)，t0.05 （15）=2.13，t=-1.693< 2.13落在了接受域，所以接受原假設(shè)，參數(shù)β3=0，即認(rèn)為山西省研發(fā)人員數(shù)量對專利產(chǎn)出量之間不存在線性關(guān)系。

寫出OLS方程：Y1=168 920.5+2.5815χ1 （2）

四、結(jié)論

通過以上分析我們可以得出結(jié)論，山西省的發(fā)明專利產(chǎn)出量與GDP的關(guān)系比較顯著，因此，山西省應(yīng)該加大對發(fā)明專利的申請和保護(hù)力度，使其能夠發(fā)揮應(yīng)有的作用，促進(jìn)山西省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

首先，專利總產(chǎn)出水平需要提高。政府、科研機(jī)構(gòu)要做到一方面將各類專利產(chǎn)出納入科研考核體系中，把專利產(chǎn)出與職稱評定、住房分配、各種獎勵掛鉤，另一方面應(yīng)采取多種方式提高專利獎勵標(biāo)準(zhǔn)，尤其對發(fā)明專利應(yīng)予以重獎，以提高科技人員申請專利積極性。達(dá)到提高專利產(chǎn)出量的目的。二是提高發(fā)明專利產(chǎn)出質(zhì)量。全省應(yīng)培養(yǎng)科研能力更強(qiáng)的創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)來加強(qiáng)研究具有自主知識產(chǎn)權(quán)的項(xiàng)目和國家重大工程項(xiàng)目，以提高科技產(chǎn)出質(zhì)量。三是促進(jìn)發(fā)明專利轉(zhuǎn)化率。山西省應(yīng)大力培育和扶持能滿足科技發(fā)展需要的科技中介服務(wù)組織，在稅收與信貸政策方面予以支持，并鼓勵科技人員創(chuàng)辦科技中介服務(wù)組織。同時還應(yīng)加強(qiáng)科技中介服務(wù)組織的引導(dǎo)和管理，規(guī)范其行為，提高服務(wù)水平，擴(kuò)大服務(wù)領(lǐng)域，增強(qiáng)服務(wù)功能，壯大服務(wù)產(chǎn)業(yè)，以促進(jìn)發(fā)明專利轉(zhuǎn)化。

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[責(zé)任編輯 陳丹丹]