河南省R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)證研究

魯琦

【摘要】技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)進(jìn)步的不竭動(dòng)力，發(fā)明專利又是衡量技術(shù)創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)。選取2000～2015年河南省專利申請(qǐng)量、R&D投入等相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，實(shí)證分析河南省R&D經(jīng)費(fèi)、R&D活動(dòng)人員與專利申請(qǐng)量之間的關(guān)系。研究表明，河南省R&D經(jīng)費(fèi)投入與技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，上期R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)本期技術(shù)創(chuàng)新也有一定的促進(jìn)作用；R&D活動(dòng)人員對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響具有滯后性。

【關(guān)鍵詞】技術(shù)創(chuàng)新 實(shí)證分析 VAR模型

一、問(wèn)題的提出與文獻(xiàn)回顧

技術(shù)創(chuàng)新能力是衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)發(fā)展水平的重要標(biāo)志；是社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不竭動(dòng)力；是一個(gè)民族創(chuàng)造力的具體實(shí)現(xiàn)。自“十八大”以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步邁入“新常態(tài)”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于平穩(wěn)，增長(zhǎng)動(dòng)力更為多元；基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通和一些新技術(shù)、新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)、新商業(yè)模式的投資機(jī)會(huì)大量涌現(xiàn)。伴隨著新的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)部署以及“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，河南這個(gè)中原大省面臨著新的機(jī)遇和挑戰(zhàn)。河南自古以來(lái)就在全國(guó)經(jīng)濟(jì)中占有舉足輕重的地位，但其技術(shù)創(chuàng)新能力一直是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短板，為此通過(guò)研究影響河南省技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出關(guān)系，制定對(duì)策彌補(bǔ)短板，對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的實(shí)施具有重要理論和現(xiàn)實(shí)意義。

自熊彼特19世紀(jì)提出技術(shù)創(chuàng)新概念以來(lái)，眾多學(xué)者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響因素做出了廣泛而深入的研究，認(rèn)為R&D經(jīng)費(fèi)投入（研發(fā)經(jīng)費(fèi)）、R&D人員數(shù)量（研發(fā)人員）、FDI（外國(guó)直接投資）、政府R&D資助、專利政策、教育水平等，都會(huì)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。但相對(duì)而言，R&D投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著影響，R&D投入吸收能力直接影響技術(shù)創(chuàng)新能力。國(guó)外眾多學(xué)者對(duì)R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系做了一定研究。Arrow·Keneth（2010）的研究發(fā)現(xiàn)一個(gè)國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出收到上期R&D經(jīng)費(fèi)投入的影響[1]；Lach，Saul and Schankerman（2011）通過(guò)對(duì)美國(guó)205家企業(yè)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在格蘭杰因果關(guān)系[2]；Romer·Paul（2012）通過(guò)研究知識(shí)傳播過(guò)程，提出了產(chǎn)—學(xué)—研的創(chuàng)新路徑[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新也進(jìn)行了廣泛而深入的研究，唐勇，浦佐毅（2013）以新疆地區(qū)為研究對(duì)象，運(yùn)用VAR模型分析R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系，得出二者顯著正相關(guān)的結(jié)論[4]；林宮（2013）分析了福建省專利申請(qǐng)量與政府、企業(yè)、高校三類經(jīng)費(fèi)投入、人員投入的關(guān)系，通過(guò)自回歸分析，得出它們與技術(shù)創(chuàng)新能力存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[5]；張倩肖、馮根福對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)、R&D人員、FDI的溢出關(guān)系進(jìn)行研究得出創(chuàng)新產(chǎn)出主要來(lái)自于FDI的溢出效應(yīng)[6]；劉麗萍、王亞林（2012）將專利申請(qǐng)量作為衡量地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的指標(biāo)，運(yùn)用關(guān)聯(lián)度分析法，發(fā)現(xiàn)R&D要素投入、科研人員數(shù)量等都對(duì)專利申請(qǐng)量存在顯著影響并提出建議[7]。雖然關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新的文獻(xiàn)很多，但是以上文獻(xiàn)存在三點(diǎn)不足：首先，多數(shù)學(xué)者均以全國(guó)為研究對(duì)象，針對(duì)河南省的研究相對(duì)較少；其次，多數(shù)的研究方法均為回歸分析法，忽視了自變量之間的相互影響和滯后響應(yīng)；最后，研究數(shù)據(jù)多為2010年之前的數(shù)據(jù)，無(wú)法反應(yīng)最新社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)下的新?tīng)顩r。

鑒于上述問(wèn)題，本文以河南省委研究對(duì)象，選取2000～2015年河南省時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型，探究河南省R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，并針對(duì)性地提出建議。

二、測(cè)量指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

目前學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)可的衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)有專利申請(qǐng)量和專利授權(quán)量，由于專利授權(quán)量受到不同地區(qū)政策和審批時(shí)間的影響，具有地區(qū)差異性和滯后性，因此本文選取專利申請(qǐng)量P作為衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)。影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的因素一般有人力（L）和資本（K），本文選取人均R&D經(jīng)費(fèi)和R&D人員數(shù)作為因變量K和L。本文所有的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來(lái)自《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》和《河南科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

本文選取基本VAR模型作為回歸模型：

其中{Xt}，{Yt}均為平穩(wěn)數(shù)列且V1t、V2t相互獨(dú)立。

三、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用EVIEWS8.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，（1）LnP的ADF統(tǒng)計(jì)值為-2.3，其5%顯著水平下的臨界值為-2.5，1%顯著水平下的臨界值為-1.9（2）LnK的ADF統(tǒng)計(jì)值為-1.2，其5%顯著水平下的臨界值為-1.6，1%顯著水平下的臨界值為-1.5（3）LnL的ADF統(tǒng)計(jì)值為-3.2，其5%顯著水平下的臨界值為-3，1%顯著水平下的臨界值為-2.9。所以，LnP，LnK，LnL的時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。

根據(jù)池底信息準(zhǔn)則，該無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2期，以滯后期為1對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

四、VAR模型回歸結(jié)果

通過(guò)對(duì)因變量LnP，自變量LnK，LnL進(jìn)行回歸得到如下回歸方程：

上式中括號(hào)內(nèi)數(shù)字為T檢驗(yàn)值，三要素方程各自的R2分別為0.99，0.91，0.53。說(shuō)明前兩個(gè)方程擬合的較好，第三個(gè)則較差。從上式可以看出：（1）河南省技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出（LnPt）受人均R&D投入滯后一期（LnKt-1）和上期自身產(chǎn)出的影響（LnPt-1），彈性分別為0.703和0.3547（2）當(dāng)期人均R&D經(jīng)費(fèi)投入（LnKt）受到上期R&D人員數(shù)影響（LnLt-1），上期R&D人員數(shù)增長(zhǎng)1%，當(dāng)期人均R&D經(jīng)費(fèi)投入增長(zhǎng)1.1203%。

五、結(jié)論及建議

通過(guò)對(duì)河南省R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的VAR模型分析，可以得出以下結(jié)論：

河南省技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與人均R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員數(shù)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，二者與技術(shù)創(chuàng)新具有顯著正相關(guān)，這符合基本科布—道格拉斯增長(zhǎng)模型。（2）與R&D人員數(shù)相比，人均R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)河南省技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響更顯著，當(dāng)人均R&D經(jīng)費(fèi)投入增長(zhǎng)1%時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)2.1605%。（3）人均R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員數(shù)對(duì)河南省技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有滯后性，滯后期為2。

基于上述結(jié)論，給出如下政策建議：

首先，加大R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員數(shù)量，二者是影響技術(shù)創(chuàng)新的顯著因素。由于R&D人員的影響有限，應(yīng)當(dāng)建立和完善人才選拔培養(yǎng)制度，強(qiáng)化高?！髽I(yè)—市場(chǎng)之間的聯(lián)系，充分發(fā)揮河南省人力資源大省的優(yōu)勢(shì)。其次，政府在加大R&D經(jīng)費(fèi)投入時(shí)應(yīng)綜合運(yùn)用各種手段，如金融信貸、政策傾斜、創(chuàng)業(yè)支持……發(fā)揮社會(huì)和媒體的作用，吸引社會(huì)資金支持創(chuàng)新。最后，應(yīng)完善專利產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，確保創(chuàng)新型專利能順利走向市場(chǎng)，創(chuàng)造價(jià)值。

參考文獻(xiàn)

[1]Arrow，kenenth.The Economic Implications of Learning by Doing.[J].Quarterly Journal of Economics，2011，106（2）：407-43.

[2]Lach，Sual Internet，Economic Growth and Recession[J].Modern Economy，2012，04（3）：209-213.

[3]Romer，Paul.Has the Internet Increased Trade？ Developed and Developing Country Evidence[J].Economic Inquiry，2012，44（3）：465-484.

[4]唐勇.基于VAR模型的農(nóng)村信貸研究研究[J].石河子大學(xué)學(xué)報(bào)，2013，30（3）：321-325.

[5]劉麗萍，王亞林.R&D投入、專利申請(qǐng)量與技術(shù)創(chuàng)新能力[J].哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（3）：4-15.

[6]林宮.互聯(lián)網(wǎng)與國(guó)際貿(mào)易——基于雙邊雙向網(wǎng)址鏈接數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（5）：172-187.

[7]張倩肖，馮福根.R&D三種溢出與本地企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（8）：1-12.