中部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力實證研究

梁 艷

（安徽財貿(mào)職業(yè)學院基礎(chǔ)部，安徽合肥230601）

中部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力實證研究

梁 艷

（安徽財貿(mào)職業(yè)學院基礎(chǔ)部，安徽合肥230601）

采用理論分析和實證研究相結(jié)合的方法，運用面板數(shù)據(jù)通過建立隨機效應(yīng)變截距知識生產(chǎn)函數(shù)模型，對中部六省的技術(shù)創(chuàng)新能力進行比較分析，進而揭示中部地區(qū)各省技術(shù)創(chuàng)新能力的差異。

技術(shù)創(chuàng)新能力；面板數(shù)據(jù)；知識生產(chǎn)函數(shù)

1 模型的選擇與建立

分析技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域創(chuàng)新的重要理論工具是知識生產(chǎn)函數(shù)，其基本假設(shè)是將技術(shù)創(chuàng)新過程的產(chǎn)出看做是研發(fā)資本或研發(fā)人員投入的函數(shù)，用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

其中，α為常數(shù)，β為研發(fā)產(chǎn)出對于創(chuàng)新過程中投入變化的彈性。對式（1）兩端取自然對數(shù)，利用Eviews軟件就可估計出常數(shù)α和彈性系數(shù)β。

杰菲認為新經(jīng)濟知識是技術(shù)創(chuàng)新最重要的產(chǎn)出，企業(yè)追求新經(jīng)濟知識并將其投入生產(chǎn)過程，技術(shù)創(chuàng)新的投入變量包括投入的研究經(jīng)費和投入的人力資源。杰菲生產(chǎn)知識函數(shù)模型的一般形式：

其中，Q表示研發(fā)活動的強度；K表示投入的R＆D經(jīng)費；L表示投入的科技人力資源；α、β分別為R＆D經(jīng)費投入的彈性系數(shù)和科技人力資源投入的彈性系數(shù)；ε為隨機誤差項，i為觀測單位。

隨著經(jīng)濟社會發(fā)展的迅猛發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新作用越來越明顯，制度改革一直在進行，制度創(chuàng)新對技術(shù)創(chuàng)新的影響日益突出，從而對經(jīng)濟社會發(fā)展的作用也漸漸凸顯。所以有些學者在研究類似問題及選擇解釋變量時，也會考慮到制度因素。

借鑒以前學者的相關(guān)研究狀況以及結(jié)合相關(guān)實際情況，本文確定的解釋變量為人力資本和制度因素兩個方面，被解釋變量是研發(fā)活動的產(chǎn)出。最終建立的模型如下：

其中，P是指研究與開發(fā)活動的產(chǎn)出；S是指制度創(chuàng)新；EXP是指人力資本，是常數(shù)項；A可表示把投入的人力資本和制度創(chuàng)新轉(zhuǎn)化成研發(fā)活動產(chǎn)出的能力，即產(chǎn)出效率，也即技術(shù)創(chuàng)新效率；ε是隨機擾動項；i代表觀測單位；t是指時間變量。

考慮到數(shù)據(jù)的易得性，我們用專利申請的授權(quán)數(shù)代表研發(fā)活動的產(chǎn)出，用R＆D人員全時當量代表人力資本，用市場化程度代表制度創(chuàng)新，為了用Eviews對模型（3）進行估計，需要轉(zhuǎn)換為雙對數(shù)模型，因為這樣更加有利于對模型的系數(shù)進行估計，所以雙對數(shù)線性知識生產(chǎn)模型為：

2 數(shù)據(jù)的選取及處理

本文的數(shù)據(jù)來源于2005—2012年《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，中部六省的每個省的2005—2012年《統(tǒng)計年鑒》和《科技年鑒》。這些數(shù)據(jù)的時間跨度為2004—2011年，共8年，即每一個變量包含48個數(shù)據(jù)。

對于統(tǒng)計年鑒的一些數(shù)據(jù)，進行了適當?shù)奶幚?。其中制度?chuàng)新S用投資的市場化指數(shù)表示，即非國有、集體投資占全社會固定資產(chǎn)總投資的比重。

3 實證分析與結(jié)果解釋

對中部地區(qū)山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南六個省2004—2011年處理后的面板數(shù)據(jù)，基于模型（4）利用統(tǒng)計軟件Eviews6.0進行估計，比較中部六省的技術(shù)創(chuàng)新能力的大小。

本文通過似然比檢驗和Hausman檢驗對這三個模型進行取舍。

3.1 實證分析

3.1.1 對模型（4）建立混合效應(yīng)模型

設(shè)混合效應(yīng)模型為：yit＝α+βxit+εit，i＝1，2，3，…N，t＝1，2，3，…T。其中y為被解釋變量，x為解釋變量，β為系數(shù)，ε為隨機誤差項，α和β不隨i，t變化，軟件輸出結(jié)果如表1所示：

表1 混合效應(yīng)模型OLS估計結(jié)果

根據(jù)Eviews軟件輸出結(jié)果可知：在5%的顯著性水平下，解釋變量均顯著，混合效應(yīng)模型中修正的R2為0.8975，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為206.7078。

3.1.2 對模型（4）建立固定效應(yīng)模型

設(shè)固定效應(yīng)模型為：yit＝αi+βxit+εit，i＝1，2，3，…，N，t＝1，2，3，…，T。其中αi對于每一個截面為固定常數(shù)，代表每個截面的差異。通過Eviews軟件輸出結(jié)果如表2所示：

表2 變截距的固定效應(yīng)模型OLS估計結(jié)果

根據(jù)Eviews軟件輸出結(jié)果可知：在10%的顯著性水平下，解釋變量都顯著，固定效應(yīng)模型中修正的R2為0.9301，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為90.3662。

3.1.3 利用似然比檢驗，對混合效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型進行取舍H0∶固定效應(yīng)模型是冗余的；H1∶固定效應(yīng)模型不是冗余的。軟件輸出結(jié)果如表3所示：

表3 軟件輸出的似然比檢驗結(jié)果

由表3中的結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，所以應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

3.1.4 對模型（4）建立隨機效應(yīng)模型

類似固定效應(yīng)模型，隨機效應(yīng)模型也假定：

但與固定效應(yīng)模型不同的是，隨機效應(yīng)模型假定αi與εit同為隨機干擾項。

隨機效應(yīng)模型可以如下表示：

其中yi和εi均為T×1向量；xi是T×K矩陣；αi是一個隨機變量，代表個體的隨機效應(yīng)。軟件輸出結(jié)果如表4所示：

表4 變截距的隨機效應(yīng)模型OLS估計結(jié)果

根據(jù)Eviews軟件輸出結(jié)果可知：隨機效應(yīng)模型中修正的R2為0.8976，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為206.9527，在5%的顯著性水平下，兩個解釋變量都顯著。

3.1.5 進行Hausman檢驗，確定選擇隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)模型

H0∶選擇隨機效應(yīng)模型；H1∶選擇固定效應(yīng)模型。

軟件輸出結(jié)果如表5所示：

表5 軟件輸出的Hausman檢驗結(jié)果

由表5所示，在5%的顯著性水平下，應(yīng)該接受原假設(shè)，即隨機效應(yīng)模型的系數(shù)與固定效應(yīng)模型的系數(shù)沒什么差別，故應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型。

3.2 結(jié)果解釋

由表4的隨機效應(yīng)模型的OLS估計結(jié)果，我們可以得到在5%的顯著性水平下，解釋變量EXP、S對被解釋變量的影響均是顯著的。并且修正的R2比較大，數(shù)值為0.897582，模型擬合優(yōu)度好。根據(jù)回歸結(jié)果，可得估計的回歸方程為：

其中虛擬變量D1，D2，D3，D4，D5，D6的定義是：Di，如果屬于第i個體，i＝shanxi，anhui，jiangxi，henan，henan，hubei，hunan，Di＝0，其它。

通過面板數(shù)據(jù)模型估計的常數(shù)項，還包括一個固定的部分，即估計的回歸方程中的系數(shù)為-5.7768，這部分代表各個省份的共同特征，然而可以用來代表技術(shù)創(chuàng)新效率的可變截距項的系數(shù)的差別很明顯，說明中部六省在技術(shù)創(chuàng)新能力方面存在巨大差距。湖南省的科研創(chuàng)新基礎(chǔ)雄厚，能力較強，在中部地區(qū)六省中居第一；安徽省的科技創(chuàng)新能力在六省中排第二，是因為最近這幾年安徽省大力引進先進技術(shù)，培養(yǎng)科技創(chuàng)新人才，引進大批科技優(yōu)秀人才；江西省居第三，河南、湖北、山西的技術(shù)創(chuàng)新能力相對薄弱，尤其是山西實力最弱。中部六省的技術(shù)創(chuàng)新能力存在差異，在某種程度上正是技術(shù)水平發(fā)展不平衡的結(jié)果。中部六省的技術(shù)存在分化現(xiàn)象，而這種現(xiàn)狀是由很多因素共同造成的，既有歷史的原因，又有改革開放以來各省實施不同的發(fā)展戰(zhàn)略，以及在實施中部崛起戰(zhàn)略后，各省的發(fā)展規(guī)劃不同等。

［1］中國科技發(fā)展戰(zhàn)略研究小組.中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告［M］.北京：科學出版社，2010.

［2］李子奈.高等計量經(jīng)濟學［M］.北京：清華大學出版社，2000.

［3］郭國峰，溫軍偉，孫保營.技術(shù)創(chuàng)新能力的影響因素分析—基于東部六省面板數(shù)據(jù)分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007（9）：134-143.

梁艷（1984-），女，安徽舒城人，安徽財貿(mào)職業(yè)學院基礎(chǔ)部講師，從事運籌學和應(yīng)用數(shù)學研究。

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