李建瑞

摘 要：基于1990—2014年合肥市專(zhuān)利授權(quán)量數(shù)據(jù)和合肥市GDP數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系分析的方法，對(duì)合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，通過(guò)單位根、協(xié)整、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析可以知道：合肥市的專(zhuān)利產(chǎn)出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，專(zhuān)利產(chǎn)出是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)原因之一；在三種專(zhuān)利中，發(fā)明專(zhuān)利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力最大。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 專(zhuān)利產(chǎn)出 實(shí)證分析 合肥市

中圖分類(lèi)號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2015）12-166-05

一、新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展與專(zhuān)利產(chǎn)出

新增長(zhǎng)理論把技術(shù)進(jìn)步看作是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步與其他經(jīng)濟(jì)變量間存在的關(guān)系是相互影響的。專(zhuān)利是技術(shù)創(chuàng)新的主要標(biāo)志，對(duì)于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有明顯的推動(dòng)效果。專(zhuān)利不僅僅是專(zhuān)利創(chuàng)新的結(jié)果，也是專(zhuān)利創(chuàng)新的動(dòng)力因素。專(zhuān)利能利用對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)進(jìn)而不斷地促進(jìn)產(chǎn)品的改革創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步，并且能夠刺激經(jīng)濟(jì)體系的經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。20世紀(jì)50年代起，丹尼森、麥迪遜、納迪里等經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素貢獻(xiàn)份額進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)行對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)很大。1991年世界銀行對(duì)100多個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分析，分析得出在二戰(zhàn)后，技術(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越來(lái)越多，同時(shí)發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)貢獻(xiàn)率更多。在二戰(zhàn)結(jié)束后的1960至1987年，非洲國(guó)家技術(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為零，而同時(shí)這些國(guó)家未建立起專(zhuān)利制度，國(guó)內(nèi)的專(zhuān)利尚無(wú)一件。

我國(guó)目前進(jìn)入了新常態(tài)下的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期，此階段注重的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量。從發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來(lái)說(shuō)，就是重視經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量的內(nèi)在含義要求一個(gè)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，注重環(huán)境的保護(hù)、競(jìng)爭(zhēng)力的提升、人民生活質(zhì)量的提高等。而這些都離不開(kāi)技術(shù)的推動(dòng)作用。技術(shù)的進(jìn)步使其在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用日益凸顯，專(zhuān)利（特別是發(fā)明專(zhuān)利）成為衡量一個(gè)城市或地區(qū)發(fā)展水平的重要指標(biāo)之一。專(zhuān)利的產(chǎn)出，特別是發(fā)明專(zhuān)利的申請(qǐng)量和授權(quán)量，成為城市和地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)的重要指標(biāo)。

二、合肥市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和專(zhuān)利產(chǎn)出的概況分析

合肥在地理位置和自然資源上都有著十分明顯的優(yōu)勢(shì)。合肥位于中國(guó)的中部地區(qū)，在區(qū)位上優(yōu)勢(shì)明顯，承東啟西、貫通南北，同時(shí)它又是安徽省的省會(huì)，政治、經(jīng)濟(jì)、文化發(fā)展良好，信息、金融和商貿(mào)都十分發(fā)達(dá)?！笆濉逼陂g合肥市的技術(shù)創(chuàng)新實(shí)力有著顯著的提升，在自主創(chuàng)新方面取得了許多個(gè)第一，如第一臺(tái)4G的基帶芯片原型機(jī)，第一臺(tái)直寫(xiě)式光刻機(jī)等。在“十一五”時(shí)期，合肥的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展勢(shì)頭良好，技術(shù)創(chuàng)新體系也越來(lái)越完善，創(chuàng)新發(fā)展的環(huán)境已經(jīng)被優(yōu)化，持續(xù)增強(qiáng)的科技創(chuàng)新的活力和動(dòng)力，對(duì)于建設(shè)創(chuàng)新型城市十分有利。在“十一五”一片大好的情況下，可以說(shuō)“十二五”時(shí)期，是合肥經(jīng)濟(jì)發(fā)展、趕超跨越的關(guān)鍵時(shí)期。

近幾年來(lái)，合肥市在專(zhuān)利上的成績(jī)也是十分顯著的。2011年到2014年，合肥市的專(zhuān)利申請(qǐng)量和專(zhuān)利授權(quán)量均在10000件以上。2014年的合肥市的專(zhuān)利申請(qǐng)量是2010年的1.76倍，2014年合肥市的專(zhuān)利授權(quán)量是2010年的3.17倍。與此同時(shí)，合肥市經(jīng)濟(jì)也是迅猛增長(zhǎng)，2014年生產(chǎn)總值較2010年的1.90倍?？梢钥吹?，科技進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的步伐是一致的。

三、合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)處理與選擇

根據(jù)1990年到2014年的安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒來(lái)看，物價(jià)指數(shù)均在1的附近上下浮動(dòng)，價(jià)格變化并不明顯，所以在選取數(shù)據(jù)時(shí)直接用了GDP值，并未剔除價(jià)格變動(dòng)。

從表1，可以看到專(zhuān)利產(chǎn)出可以由兩大組數(shù)據(jù)來(lái)表示，分別是專(zhuān)利申請(qǐng)量和專(zhuān)利授權(quán)量。由于專(zhuān)利授權(quán)量具有法律效用，所以在分析中采用專(zhuān)利授權(quán)量Pa當(dāng)作變量。

（二）合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相關(guān)分析

1.傳統(tǒng)線性回歸模型分析。

運(yùn)用eviews7，繪制變量GDP和Pa的時(shí)間序列圖像及散點(diǎn)圖，如圖1、圖2。

通過(guò)觀察圖1，可以看到，GDP與Pa隨著時(shí)間的變化都是呈現(xiàn)上升趨的，且上升趨勢(shì)大致相同，都是在2006年左右上升幅度增大的，這說(shuō)明GDP和Pa之間可能存在著相關(guān)關(guān)系的；通過(guò)圖2，可以明顯看出GDP和Pa之間存在著線性相關(guān)性。

由于GDP和Pa之間存在著線性相關(guān)性，先對(duì)它進(jìn)行OLS線性回歸。

如表2所示，GDP和Pa的一元線性回歸方程可表示為：

GDP=346.06+0.38Pa

通過(guò)表2，r2=0.93，由此可見(jiàn)，樣本回歸線對(duì)樣本值的擬合度還是很高的。

在顯著水平α=0.05，查t分布表，自由度v=25-2=23時(shí)，得到臨界值均是大于查表所得的，由此可知，回歸系數(shù)均顯著不為零，由此可見(jiàn)，GDP對(duì)Pa有顯著影響。

在上述分析中，初步得出專(zhuān)利產(chǎn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響，但是，由于時(shí)間序列往往會(huì)帶有較強(qiáng)的變化趨勢(shì)，這就使得序列不平穩(wěn)，由于時(shí)間序列的不平穩(wěn)情況，常常出現(xiàn)“偽相關(guān)”這種情況。有些在現(xiàn)實(shí)情況下幾乎沒(méi)有聯(lián)系的時(shí)間序列，有時(shí)也會(huì)表現(xiàn)出相關(guān)性，所以，還需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理，因此，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量是否平穩(wěn)的方法之一。單位根檢驗(yàn)將序列是否平穩(wěn)這一檢驗(yàn)轉(zhuǎn)化成為這一序列是否有單位根的檢驗(yàn)。如果變量是非平穩(wěn)的，則需要對(duì)其進(jìn)行差分處理，使變量趨于平穩(wěn)，當(dāng)所有變量為同階單整的時(shí)候，才能進(jìn)行下一步，協(xié)整檢驗(yàn)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系?，F(xiàn)利用eviews7，采用ADF檢驗(yàn)方法，根據(jù)SIC標(biāo)準(zhǔn)對(duì)GDP和Pa及其二階差分變量D（GDP，2）、D（Pa，2）進(jìn)行單位根（平穩(wěn)性）檢驗(yàn)。

注：在Dickey-Fuller的ADF檢驗(yàn)中，表中所注C，T，K分別為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭杏汹厔?shì)以及滯后階數(shù)；本文中的滯后階數(shù)是根據(jù)SIC準(zhǔn)則，eviews自動(dòng)生成的最優(yōu)階數(shù)；是否含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)則通過(guò)檢驗(yàn)序列的曲線圖來(lái)判斷。

在做單位根檢驗(yàn)時(shí)，給出兩個(gè)假設(shè)：

H0：原序列存在單位根；H1：原序列不存在單位根。

根據(jù)表3以及圖3、4、5、6所顯示的相關(guān)信息，可以看出，GDP和Pa是接受原假設(shè)的，也就是說(shuō)它們是非平穩(wěn)的；而它們的一階差分是完全拒絕原假設(shè)，在99%的置信水平下都是平穩(wěn)的。由此，可以得出，GDP和Pa均是二階單整序列。

3.協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正分析。在平穩(wěn)的均衡狀態(tài)下，系統(tǒng)在受到干擾時(shí)，會(huì)偏離均衡點(diǎn)，但是由于內(nèi)在的均衡機(jī)制的存在，系統(tǒng)會(huì)將偏離重新拉回到均衡狀態(tài)。反過(guò)來(lái)說(shuō)，對(duì)于一個(gè)具有均衡機(jī)制的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)來(lái)說(shuō)，即使受到了各種因素的干擾，使得系統(tǒng)在短期內(nèi)出現(xiàn)偏離均衡點(diǎn)的情況，均衡機(jī)制還是會(huì)始終維持著系統(tǒng)的均衡狀態(tài)。

對(duì)于非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量，協(xié)整就是對(duì)其長(zhǎng)期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述；他們之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系就被稱(chēng)為協(xié)整關(guān)系。這些變量看起來(lái)不可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是某些特定的經(jīng)濟(jì)組合，反而可能會(huì)使多個(gè)變量之間變得平穩(wěn)，使得這個(gè)時(shí)間序列的組合存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

所有的變量都是同階單整的，變量之間才具有協(xié)整關(guān)系，由于GDP和Pa都是二階單整的，也就是存在同階單整，根據(jù)協(xié)整的相關(guān)定義，可以知道它們之間可能存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)表6、表7，可以得到經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（GDP，Pa，C）為（1.000000，-0.341775，-584.4673），通過(guò)協(xié)整向量，可以得到專(zhuān)利產(chǎn)出和合肥市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡方程：

GDP=-0.341775Pa-584.4673

根據(jù)表7，得到誤差修正系數(shù)。其中Error Correction：欄中的數(shù)值為ECMt-1的系數(shù)。表7中調(diào)整系數(shù)的解釋為：當(dāng)生產(chǎn)總值高于均衡水平的時(shí)候，在下一期中，會(huì)自動(dòng)以0.440625的水平往高的地方調(diào)整；當(dāng)專(zhuān)利產(chǎn)出高于均衡水平的時(shí)候，在下一期，會(huì)以3.106075的水平往高處調(diào)整。由于此修正結(jié)果中R2為0.92，說(shuō)明此修正擬合度很高。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)可知合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出和生產(chǎn)總值之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是兩者之間究竟是不是存在著因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步地進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，首先需要確定滯后的期數(shù)，但是在滯后期數(shù)的選擇，可能會(huì)遇到困難：一方面，如果滯后期數(shù)取得越長(zhǎng)，那么就越能反映模型的動(dòng)態(tài)特征；而另外一方面，滯后期長(zhǎng)又反過(guò)來(lái)會(huì)導(dǎo)致模型待估參數(shù)變多，從而會(huì)降低模型的估計(jì)效果。在此將運(yùn)用對(duì)數(shù)似然函數(shù)值（Log likelihood，簡(jiǎn)稱(chēng)LR）、FPE、赤池信息準(zhǔn)則（Akaike Information，簡(jiǎn)稱(chēng)AIC））、施瓦茨準(zhǔn)則（Schwarz Zriterion，簡(jiǎn)稱(chēng)SC）、HQ五個(gè)指標(biāo)對(duì)模型的滯后期數(shù)進(jìn)行選擇。滯后期數(shù)選擇結(jié)果如表8。根據(jù)表8，五個(gè)指標(biāo)全部選擇了滯后2階，因此可以確定最佳滯后期為2。

運(yùn)用eviews7做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表9。由表可知，格蘭杰檢驗(yàn)的兩零假設(shè)為：

1.專(zhuān)利產(chǎn)出的變化不是引起生產(chǎn)總值變化的原因。

2.生產(chǎn)總值的變化不是引起專(zhuān)利產(chǎn)出變化的原因。

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)論為拒絕假設(shè)1，接受假設(shè)2，由此，可以知道，專(zhuān)利產(chǎn)出的變化會(huì)引起生產(chǎn)總值的變化。

（三）三種專(zhuān)利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的分析

不同的國(guó)家對(duì)于專(zhuān)利的分類(lèi)是不一樣的。在中國(guó)，專(zhuān)利一般分為三大類(lèi)，分為發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新型專(zhuān)利以及外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利。

在中國(guó)，以上三種專(zhuān)利在經(jīng)過(guò)審查合格之后，就可以被賦予專(zhuān)利權(quán)了。根據(jù)表10，1990年—2014年這25年的三類(lèi)專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量來(lái)看，實(shí)用新型專(zhuān)利在數(shù)量上占據(jù)著主要地位。根據(jù)上文得到的長(zhǎng)期均衡方程，我們可以知道，實(shí)用新型專(zhuān)利在數(shù)量上對(duì)合肥市生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)十分巨大。實(shí)用新型專(zhuān)利在數(shù)量上比其他兩種專(zhuān)利占優(yōu)勢(shì)。但是就三種專(zhuān)利的定義以及現(xiàn)實(shí)社會(huì)實(shí)踐而言，發(fā)明專(zhuān)利的技術(shù)含量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他兩個(gè)專(zhuān)利的，其壽命也要比其他兩個(gè)專(zhuān)利要長(zhǎng)。因?yàn)榘l(fā)明專(zhuān)利需要進(jìn)行實(shí)質(zhì)檢查才能授權(quán)，所以發(fā)明專(zhuān)利所擁有的技術(shù)含量比重較高。所以對(duì)于經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)來(lái)說(shuō)，數(shù)量?jī)?yōu)勢(shì)不一定會(huì)高于質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)。由此可見(jiàn)，利用三種專(zhuān)利授權(quán)量作為變量建立新的模型，研究誰(shuí)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響更大，是十分有必要的。

運(yùn)用eviews7，做出時(shí)間序列圖，如圖7、圖8、圖9、圖10，可以看出，發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新型專(zhuān)利及外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利和GDP的增長(zhǎng)趨勢(shì)趨于一致，就圖表而言，發(fā)明專(zhuān)利和實(shí)用新型專(zhuān)利和GDP的擬合程度更高一些。

首先，先對(duì)四個(gè)變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用eviews7得到表11。

根據(jù)表11，GDP和X1、X2是同階單整的，同為二階單整，而X3在二階差分是仍舊不平穩(wěn)，是三階差分，所以跟GDP不存在協(xié)整關(guān)系，因此剔除X3。

比較XI、X2哪個(gè)對(duì)GDP的影響更大，則分別對(duì)GDP、X1和GDP、X2做回歸，得到表12、表13。

通過(guò)表12、表13，GDP和X1的樣本可決系數(shù)r12=0.93， GDP和X2的樣本可決系數(shù)r22=0.90，由此可見(jiàn)，可以看到，發(fā)明專(zhuān)利和實(shí)用新型專(zhuān)利對(duì)GDP的擬合程度都是很高的。與此同時(shí)，r12=0.93>r22=0.90.

在顯著水平α=0.05，查t分布表，自由度v=25-2=23時(shí)，得到臨界值t0.025（23）=2.07，tx10=3.59> tx20=3.45>t0.025（23），tx11=17.85> tx21=14.02>t0.025（23），由此可知，回歸系數(shù)均顯著不為零，GDP對(duì)X1、X2都有顯著影響。

通過(guò)比較，X1的樣本可決系數(shù)和顯著性均高于X2的，則發(fā)明專(zhuān)利對(duì)GDP的影響大于實(shí)用新型專(zhuān)利對(duì)GDP的影響。

四、結(jié)論

根據(jù)對(duì)合肥市1990年至2014年度專(zhuān)利授權(quán)量和合肥市生產(chǎn)總值的分析和檢驗(yàn)，可以看出合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出和生產(chǎn)總值之間存在著較強(qiáng)的線性關(guān)系，雖然每個(gè)變量都是不平穩(wěn)的，但是卻有著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。即，在短期內(nèi)，專(zhuān)利產(chǎn)出和生產(chǎn)總值之間可能存在著上下波動(dòng)，但在下一期，又會(huì)被一定的力度拉回到均衡位置上去。與此同時(shí)，合肥市專(zhuān)利產(chǎn)出和生產(chǎn)總值之間還存在著因果關(guān)系，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到專(zhuān)利產(chǎn)出是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因之一。在專(zhuān)利的三個(gè)類(lèi)型中，發(fā)明專(zhuān)利對(duì)生產(chǎn)總值的影響最為顯著。外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利對(duì)生產(chǎn)總值的影響最小。

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[8] 韓欲立，當(dāng)代社會(huì)發(fā)展動(dòng)力觀的科技轉(zhuǎn)向[D]，東北師范大學(xué)，2004

（作者單位：合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)系 安徽合肥 230601）

（責(zé)編：若佳）