技術(shù)創(chuàng)新、標準化與經(jīng)濟增長
——基于PVAR模型的實證分析

王麗君

（中國標準化研究院，北京100191）

黨的十九大的召開標志著中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，標準化對于高質(zhì)量發(fā)展的支撐作用越來越引起社會各界的關(guān)注。國務(wù)院標準化行政主管部門與中國工程院等國家智庫開展了“中國標準2035”項目的研究。在這樣的背景下，從區(qū)域角度研究創(chuàng)新和標準與經(jīng)濟增長的關(guān)系，不僅具有重要的理論意義，同時還具有積極的實踐價值。

將標準作為創(chuàng)新知識的載體，通過標準化的過程推動創(chuàng)新知識的擴散，從而推動宏觀層面的經(jīng)濟增長，是國家層面現(xiàn)有研究成果中的典型觀點。例如，德國國家標準機構(gòu)（DIN）在2000 年發(fā)布的The Economic Benefits of Standardization（《標準化的經(jīng)濟效益》）和2011 年發(fā)布的The Economic Benefits of Standardization：An update of the study carried out by DIN in 2000（《標準化的經(jīng)濟效益：DIN 在2000 年開展的研究的最新進展》）、英國貿(mào)工部在2005 年發(fā)布的The empirical economics of standards（《標準的實證經(jīng)濟學》）和英國國家標準機構(gòu)（BSI）在2015年發(fā)布的The Economic Contribution of Standards to the UK Economy（《標準對英國經(jīng)濟的經(jīng)濟貢獻》）、法國國家標準機構(gòu)（AFNOR）在2009 年發(fā)布的The Economic Impact of Standardizations-Technological change，standards growth in France 2009（《標準化的經(jīng)濟影響——2009 年法國的技術(shù)變化、標準增長》）等。將這一作用機理從宏觀層面引入?yún)^(qū)域?qū)用妫治黾夹g(shù)創(chuàng)新能力、創(chuàng)新擴散速度和區(qū)域經(jīng)濟增長的互動關(guān)系，是本文的一個創(chuàng)新。

一、文獻綜述

經(jīng)濟的發(fā)展水平和技術(shù)發(fā)展水平是直接相關(guān)的，工業(yè)革命（蒸汽技術(shù)、電力技術(shù)和計算機技術(shù)以及近來的工業(yè)4.0）以及與之密切相關(guān)的社會關(guān)系的變革，推動人類社會不斷向更繁榮、更高層次的經(jīng)濟水平發(fā)展。伴隨技術(shù)的發(fā)展而形成并不斷繁榮的標準化領(lǐng)域，因其對創(chuàng)新成果的擴散和創(chuàng)新發(fā)展方向的規(guī)范，推動了各國和地區(qū)經(jīng)濟的快速增長（見圖1）。

圖1 標準對創(chuàng)新產(chǎn)出階段的影響

鑒于世界范圍內(nèi)各國和地區(qū)發(fā)展差異較大，且數(shù)據(jù)口徑不一致，因此在一國范圍內(nèi)從區(qū)域角度研究技術(shù)創(chuàng)新、標準化與經(jīng)濟增長的關(guān)系是一個可行的切入點。而從區(qū)域角度進行我國創(chuàng)新、標準化與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，分為省際研究和具體省份的研究等。目前省際研究中沒有專門論述標準化與經(jīng)濟增長的文獻，只在具體省份的研究中有涉及標準化的少量文獻。

1.技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的省際研究

我國很多學者在省級層面對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長進行了比較廣泛和深入的研究。其中，鄭京海和胡鞍鋼（2005）采用Malmquist指數(shù)法對1979-2001 年我國各省區(qū)市全要素生產(chǎn)率（TFP）及對TFP分解后的（技術(shù)）效率和技術(shù)進步進行估計，認為我國改革開放后的經(jīng)濟增長由兩個時期組成：TFP 高增長期（1978-1995年）和TFP低增長期（1995-2001年）。李宏彬等（2009）將企業(yè)家精神分為創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神，通過對1983-2003年省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行廣義矩估計，并進行穩(wěn)健性分析和工具變量估計，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家精神對經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，但這取決于發(fā)揮企業(yè)家精神的制度和政策的制定。唐未兵等（2014）以1996-2011 年28 個省區(qū)市面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，借助廣義矩估計分析了技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)引進與經(jīng)濟增長的關(guān)系，提出三者之間的關(guān)系具有不確定性，受到技術(shù)代差、吸收消化能力等制約，并且技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟集約化之間存在負相關(guān)關(guān)系，外資技術(shù)引進有利于提升經(jīng)濟集約化。曹裕等（2014）利用1997-2001年我國30個省份（不含西藏）的面板數(shù)據(jù)，研究創(chuàng)新能力、吸收能力與經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)東中西各區(qū)域上述三者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，創(chuàng)新能力和吸收能力對經(jīng)濟增長的影響在不斷加強，東中部地區(qū)創(chuàng)新能力和吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用優(yōu)于西部地區(qū)，建議提高創(chuàng)新資源的利用效率。龔六堂等（2014）將投資分為物資資本投資、基礎(chǔ)研究投資、應(yīng)用研究投資，基于新古典增長模型生產(chǎn)函數(shù)，運用1998-2010年我國31個省區(qū)市數(shù)據(jù)研究上述三種投資對我國人均實際收入的影響，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)研究投資和應(yīng)用研究投資的邊際生產(chǎn)率遠高于物資資本投資，而且基礎(chǔ)研究投資和應(yīng)用研究投資能顯著促進我國人均實際收入。張清正（2015）通過2005-2013年我國28個省區(qū)市（不含西藏和海南）的相關(guān)數(shù)據(jù)，用科研投入作為技術(shù)創(chuàng)新指標，借助空間計量模型分析創(chuàng)新、知識溢出與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新溢出與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，科研投入決定技術(shù)創(chuàng)新水平，區(qū)域間具有創(chuàng)新溢出效應(yīng)。王薇（2015）從創(chuàng)新驅(qū)動的條件、過程、環(huán)境、績效四個方面構(gòu)建評價指標體系，運用主成分分析法分析2010-2012 年31 個省區(qū)市（實際缺西藏）的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國區(qū)域之間創(chuàng)新驅(qū)動能力存在著巨大的差異性和不平衡性，東部地區(qū)在各方面領(lǐng)先于中西部地區(qū)?？讜阅莸龋?016）基于C-D函數(shù)運用空間面板方法對2007-2013年我國30個省區(qū)市，從自主創(chuàng)新和技術(shù)溢出兩個因素分析技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)在我國省際技術(shù)創(chuàng)新中存在溢出效應(yīng)的現(xiàn)象，而且創(chuàng)新投入對全國各省區(qū)市都有促進作用，其中中西部地區(qū)的技術(shù)溢出彈性高于東部地區(qū)。王笳旭等（2017）通過面板模型分析了1997-2004年我國30個省級行政區(qū)域（不含西藏）的經(jīng)濟、人口等數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人口老齡化對我國經(jīng)濟增長帶來嚴重挑戰(zhàn)，而技術(shù)創(chuàng)新能夠克服這種不利影響，并且提高生產(chǎn)率，改善我國經(jīng)濟質(zhì)量。從已有研究成果來看，面板數(shù)據(jù)方法已經(jīng)成為研究省際技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系的有力方法，并且基本上都支持了創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長這一結(jié)論。只是現(xiàn)有國內(nèi)省際研究存在一個局限性，沒有考慮創(chuàng)新的擴散速度與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系。本文擬把創(chuàng)新的擴散速度作為區(qū)域經(jīng)濟增長的一個影響因素單列出來，并用標準化作為衡量指標。這是本文研究重點關(guān)注的領(lǐng)域和方向。

2.具體省份的技術(shù)創(chuàng)新（含標準化）研究

一些研究人員分析了具體省份的TFP，有的還涉及標準化。其中，陳春華、路正南（2011）通過LMDI 指數(shù)分解方法，選取2000-2008年江蘇相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析，構(gòu)建社會勞動生產(chǎn)率增長效應(yīng)分析模型，研究了江蘇省工業(yè)企業(yè)社會勞動生產(chǎn)率增長效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素具有從生產(chǎn)效率低的企業(yè)向生產(chǎn)效率高的企業(yè)流動的趨勢，而社會勞動生產(chǎn)率增長越來越取決于資本要素的利用，勞動力轉(zhuǎn)移效應(yīng)等影響遞減，其他如技術(shù)創(chuàng)新的作用尚不明顯；陳剛、方敏（2007）分別利用索洛余值法、潛在產(chǎn)出法和隱含變量法等研究了1978-2006 年海南省TFP變動，發(fā)現(xiàn)海南省TFP與該省經(jīng)濟波動一致，這一期間該省經(jīng)濟增長主要受益于TFP的貢獻。侯俊軍等（2009）通過生產(chǎn)函數(shù)模型，分析了1985-2007年間物質(zhì)資本、就業(yè)人數(shù)、專利存量（相鄰兩年的平均數(shù)）、標準存量（相鄰兩年的平均數(shù)）對湖南省GDP 的影響，認為標準的貢獻率低于資本的貢獻率，而高于專利和勞動力投入的貢獻率。

3.總結(jié)分析

從現(xiàn)有文獻來看，近年來我國對區(qū)域TFP的研究范圍主要集中在省級區(qū)域和少數(shù)省份，對省級以下地區(qū)涉及較少。從研究方法來看，大部分文獻還是以C-D函數(shù)測算TFP為主，有的進一步將TFP分解為技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)效率，也有一些國際前沿的理論和方法得到運用。然而基本上沒有將標準作為創(chuàng)新水平的擴散指標來分析標準化和技術(shù)創(chuàng)新與省級經(jīng)濟增長的互動關(guān)系。因此，從省際角度分析我國技術(shù)創(chuàng)新、標準化與經(jīng)濟增長關(guān)系，有利于在中觀層面揭示三者的作用機制，能夠為我國科技發(fā)展和標準化決策提供理論依據(jù)和政策建議。

二、變量選擇和模型設(shè)定

綜合現(xiàn)有研究和本文研究主題，本文選擇技術(shù)創(chuàng)新、標準化、經(jīng)濟增長等變量的代表性指標，運用經(jīng)濟計量的方法，分析三者之間的動態(tài)關(guān)系和作用機制。

1.變量選擇

本文將專利作為技術(shù)創(chuàng)新水平的代表性指標，將標準作為標準化水平的代表性指標，將專利和標準視為知識資本，通過永續(xù)盤存法測算二者的有效存量，并使用各省區(qū)市不變價GDP計算各省區(qū)市的經(jīng)濟增長水平。

（1）技術(shù)創(chuàng)新水平

Godsmith最早提出用永續(xù)盤存法測算資本存量，經(jīng)合組織（OECD）從2001 年開始將該方法進行廣泛應(yīng)用。本文使用2001-2017 年我國中東部省區(qū)市發(fā)明專利的申請授權(quán)數(shù)，使用永續(xù)盤存法計算發(fā)明專利的有效存量。其中，我國中東部各省區(qū)市發(fā)明專利的申請授權(quán)數(shù)出自《中國統(tǒng)計年鑒》。

其中，Pi，t是截至第t年底第i個地區(qū)發(fā)明專利的有效存量，γ表示專利存量的折舊率（按照在現(xiàn)有研究中通用的做法，設(shè)置為10%），pi，t是第t年第i個地區(qū)新授權(quán)的發(fā)明專利數(shù)量。

現(xiàn)行有效的期初發(fā)布的發(fā)明專利的有效存量是：

其中，Pi，0是現(xiàn)行有效的期初發(fā)布的專利的有效存量，φi表示第0 至t 年第i 個地區(qū)新授權(quán)的專利數(shù)量的算術(shù)平均增長率，γ表示專利存量的折舊率。

（2）標準化水平

標準存量是創(chuàng)新擴散能力的代表性指標，在進行省際研究中采用各省區(qū)市的國家標準、行業(yè)標準、地方標準、團體標準的綜合存量作為各省標準化水平的代表性指標。考慮到在現(xiàn)行《中華人民共和國標準化法（2017修訂）》和舊版的標準化法中規(guī)定行業(yè)標準和地方標準實行備案制，這使得很難獲得行業(yè)標準和地方標準的面板數(shù)據(jù)。團體標準是2018 年現(xiàn)行標準化法開始實施之后才納入統(tǒng)計口徑，不在本文選擇的時期內(nèi)。因此本文使用各省區(qū)市的國家標準存量作為各省標準化水平這一變量的代表性指標。

首先，基于各年度發(fā)布的國家標準中各項國家標準的起草單位的排序計算各年度某省區(qū)市的國家標準研制貢獻指數(shù)，折算某省區(qū)市的國家標準研制貢獻率，其與各年度發(fā)布的國家標準的數(shù)量的乘積即為某省區(qū)市的國家標準數(shù)量。

其次，基于各年度某省區(qū)市的國家標準數(shù)量使用永續(xù)盤存法計算某省國家標準的有效存量（計算步驟與發(fā)明專利有效存量的計算步驟相似，因為標準每5年進行修訂，所以折舊率取20%）。其中，各省區(qū)市歷年的國家標準研制貢獻指數(shù)由中國標準化研究院國家標準館提供。各年度發(fā)布的國家標準的數(shù)量出自《中國科技統(tǒng)計年鑒》中“本年度制、修訂標準”指標。

（3）經(jīng)濟增長水平

將以2001 年為基期的各省區(qū)市不變價GDP 作為各省經(jīng)濟增長的代表性指標，其中各省區(qū)市名義GDP 和GDP 指數(shù)來源于“中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫”。

其中，GDP0是基期第0 期的名義GDP，ri是第i 期的GDP指數(shù)，RGDPn是第n期的不變價GDP。

由于我國西部地區(qū)標準化水平數(shù)據(jù)缺失，本文選取東中部19省區(qū)市（北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東）的對應(yīng)數(shù)據(jù)進行分析。

對專利的有效存量、標準的有效存量、不變價GDP三個指標進行指數(shù)化處理。本文涉及變量數(shù)據(jù)處理和建模軟件包括Excel、Eviews和Stata以及PVAR2軟件包等。

2.模型設(shè)定

由于本文研究的是技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，截至目前三者沒有結(jié)構(gòu)模型，因此采用經(jīng)濟計量方法進行分析。面板向量自回歸（Panel VAR，以下簡稱PVAR）模型是在面板數(shù)據(jù)和一般VAR 模型方法基礎(chǔ)上發(fā)展的一種最新經(jīng)濟數(shù)量分析方法。PVAR模型對省際多經(jīng)濟變量研究分析十分有利。

根據(jù)本文的變量選擇和建模情況，擬訂PVAR模型的方程表達式為：

其中，下標i表示不同省區(qū)市，變量GDPi，t表示i省區(qū)市第t年經(jīng)濟增長水平，Si，t表示i省區(qū)市第t年標準化水平，Pi，t表示i 省區(qū)市第t 年技術(shù)創(chuàng)新水平，α1t、α2t、α3t分別表示對應(yīng)方程的截距項，ε1t、ε2t、ε3t分別表示對應(yīng)方程的擾動項，j表示滯后階數(shù)。

三、實證分析

1.單位根檢驗

用Eviews 10對面板數(shù)據(jù)各變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗（見表1），可以看出在1%的顯著性水平下，LOGGDP、LOGP 和LOGS 拒絕存在單位根的原假設(shè)，那么LOGGDP、LOGP和LOGS為平穩(wěn)序列。

2.確定最優(yōu)滯后階數(shù)

為了確定PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，在Stata 12中使用pvar2安裝包對平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行檢驗。其中，F(xiàn)PE推薦最優(yōu)滯后階數(shù)為3，LR、AIC、HQIC和SBIC推薦最優(yōu)滯后階數(shù)為4（見表2）。比較之下，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。

表1 面板數(shù)據(jù)向量的單位根檢驗

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

設(shè)定最佳滯后階數(shù)4，用Eviews 10對面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表3?？梢钥闯?，東中部地區(qū)在2001-2017 年，在10%的顯著性水平下，LOGGDP、LOGP 和LOGS互為格蘭杰因果關(guān)系。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表4 PVAR模型估計結(jié)果

4.估計PVAR模型

在Stata 12 中使用pvar2 安裝包進行運算，估計得到PVAR模型，估計結(jié)果見表4。

5.脈沖響應(yīng)分析

與一般VAR模型相同，PVAR也通過脈沖響應(yīng)分析模型中各變量之間的動態(tài)關(guān)系。東中部地區(qū)19 個省區(qū)市技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長的20期脈沖響應(yīng)效果見圖2。

GDP 對自身的脈沖響應(yīng)（第1 行第1 列）基本是穩(wěn)定的正效應(yīng)。一個標準差的GDP正向沖擊，對滯后第2期GDP有較為明顯的正效應(yīng)，在隨后20 期內(nèi)波動不大，起伏較為平緩。這與各國和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況基本上是一致的，即經(jīng)濟增長一般具有較長時間的延續(xù)性。對一個國家來說，維持可持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展也是具有長遠意義的。

GDP 對來自技術(shù)創(chuàng)新的脈沖響應(yīng)（第1 行第2 列）在正負之間波動。一個標準差的技術(shù)創(chuàng)新對GDP 的正向沖擊在滯后第2-4期會帶來略向下的負效應(yīng)，但在滯后第5-11期轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，然后從滯后第12 期開始又變?yōu)樨撔?yīng)。原因主要在于一方面，創(chuàng)新成果的應(yīng)用兼具創(chuàng)造性和破壞性，在應(yīng)用的初期和后期都會對經(jīng)濟產(chǎn)生負效應(yīng)，這符合熊彼特提出的創(chuàng)造性破壞理論的觀點；另一方面，我國技術(shù)創(chuàng)新形勢不容樂觀，截至目前我國經(jīng)濟發(fā)展還是投資主導的，技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動效果不是很明顯。

GDP 對來自標準化的脈沖響應(yīng)（第1 行第3 列）為較大的正效應(yīng)，說明標準化對經(jīng)濟增長一直有促進作用。一個標準差的標準化對GDP的正向沖擊從滯后第2期開始就能帶來劇烈上升的正效應(yīng)，并在滯后第7期達到最高值，然后緩慢減小。這表明標準化有利于技術(shù)、產(chǎn)品和服務(wù)的普遍推廣，有利于提高經(jīng)濟發(fā)展的廣度和深度，并鞏固經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。而標準化本身也是制定標準和實施標準的過程，因而這種正效應(yīng)也隨著標準化自身的發(fā)展日益凸顯。

技術(shù)創(chuàng)新對來自GDP的脈沖響應(yīng)（第2行第1列）為負效應(yīng)。一個標準差的GDP對技術(shù)創(chuàng)新的沖擊結(jié)果一直為負，從滯后第1 期開始這種負效應(yīng)有所變大，但絕對值相對較小，至第4 期起下降至最低，然后基本保持在這個水平，并逐步收斂。原因一方面在于科研發(fā)現(xiàn)和技術(shù)突破不是一蹴而就的，現(xiàn)代技術(shù)創(chuàng)新初期需要巨額的和長期的投入，技術(shù)創(chuàng)新成功率往往很低。經(jīng)濟的快速發(fā)展會使得市場主體沒有動力去積極創(chuàng)新，而是依賴現(xiàn)有市場份額帶來的經(jīng)濟收入；另一方面，技術(shù)突破需要特定的時機和環(huán)境。例如，近現(xiàn)代史上幾次科技（工業(yè)）革命都是跳躍性的，并不是漸進性的。在我國現(xiàn)階段，應(yīng)注意相關(guān)技術(shù)創(chuàng)新政策的合理引導，發(fā)揮其促進作用，限制其負效應(yīng)，其中特別應(yīng)該把基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究結(jié)合起來。

圖2 東中部地區(qū)19個省區(qū)市技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)效果

技術(shù)創(chuàng)新對自身的脈沖響應(yīng)（第2 行第2 列）為正效應(yīng)。一個標準差的技術(shù)創(chuàng)新對自身的沖擊結(jié)果一直為正，從滯后第1期開始這種正效應(yīng)逐步變大，至滯后第9期達到最高值，隨后有所下降，但仍保持在高位。該圖反映了技術(shù)創(chuàng)新具有持續(xù)的擴散效應(yīng)。技術(shù)的突破特別是重大的技術(shù)創(chuàng)新會帶來隨后一系列的技術(shù)創(chuàng)新，并且發(fā)生技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴散，產(chǎn)生持續(xù)的正效應(yīng)。

技術(shù)創(chuàng)新對來自標準化的脈沖響應(yīng)（第2 行第3 列）呈現(xiàn)良好向上的正效應(yīng)。一個標準差的標準化對技術(shù)創(chuàng)新的沖擊結(jié)果從0逐漸上升，在滯后第12期達到最高值，然后有所下降，但仍保持在高位。這個脈沖響應(yīng)顯示技術(shù)與標準之間的關(guān)系。標準來源于技術(shù)，對技術(shù)有固化作用。后者具體體現(xiàn)為標準化對技術(shù)創(chuàng)新的選擇、鞏固和發(fā)展。無論是初期技術(shù)篩選帶來的某種程度上的抑制作用或者后期鞏固創(chuàng)新成果的促進作用，標準化表現(xiàn)得極其明顯。

標準化對來自GDP 的脈沖響應(yīng)（第3 行第1 列）有所波動，以正效應(yīng)為主。一個標準差的GDP 對標準化的沖擊結(jié)果開始（滯后第1 期）為負，然后在第3 期轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，在? 期達到最高值，隨后很快收斂，總體上短期有一定波動，長期來看還是以正效應(yīng)為主?，F(xiàn)代經(jīng)濟與標準化關(guān)系密切。近現(xiàn)代工業(yè)本身是大規(guī)?；a(chǎn)，市場經(jīng)濟是規(guī)模經(jīng)濟，規(guī)模化生產(chǎn)和規(guī)模經(jīng)濟的發(fā)展促進標準的制定和實施推廣。但在經(jīng)濟特別是新經(jīng)濟發(fā)展初期，標準化還沒有提上日程，因而呈現(xiàn)負效應(yīng)。

標準化對來自技術(shù)創(chuàng)新的脈沖響應(yīng)（第3 行第2 列）有一定波動，以正效應(yīng)為主，且正效應(yīng)持續(xù)較長。一個標準差的技術(shù)創(chuàng)新對標準化的沖擊結(jié)果在滯后第6 期前為負，且有一定波動，從滯后第6 期之后緩慢上升為正，在滯后第11期達到最高值，隨后略有下降，變動很小，并保持正效應(yīng)。在現(xiàn)代經(jīng)濟社會中，由于標準的使用對現(xiàn)有技術(shù)具有鎖定效應(yīng)，一般情況下創(chuàng)新技術(shù)只有經(jīng)過一段時期的發(fā)展并在一定范圍內(nèi)應(yīng)用，產(chǎn)生標準化需求之后才會推動新標準的制定和實施。因此，技術(shù)創(chuàng)新對標準化的促進作用往往也延后一段時期才能達到高點，并且持續(xù)性較長。

標準化對自身的脈沖響應(yīng)（第3行第3列）為較大的正效應(yīng)，但波動較大。一個標準差的標準化對自身的沖擊結(jié)果在滯后第1期即為較大正值，并在這個水平上保持2期，然后劇烈上升，在滯后第8 期達到最高值，隨后逐步下降，但保持較大的正值。原因在于，一方面標準對同領(lǐng)域的標準具有擴散效應(yīng)，一般是成體系發(fā)展的，“牽一發(fā)動全身”；另一方面，標準對其他領(lǐng)域的標準具有溢出效應(yīng)，一項標準的發(fā)展會帶來相關(guān)其他技術(shù)領(lǐng)域標準的發(fā)展，拉動作用明顯。

東中部地區(qū)19 個省區(qū)市技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長的20期脈沖響應(yīng)分析表明，總體上技術(shù)創(chuàng)新、標準化與經(jīng)濟增長具有良好的相互作用機制，其中標準化與經(jīng)濟發(fā)展之間具有明顯的相互驅(qū)動效果，標準化與技術(shù)創(chuàng)新之間也存在驅(qū)動機制。技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)效應(yīng)為負，是由技術(shù)創(chuàng)新本身和我國特殊情況共同決定的。

6.方差分解

在PVAR模型中，方差分解可以說明每次結(jié)構(gòu)性沖擊對內(nèi)生變量的貢獻程度，是對脈沖響應(yīng)分析的補充。PVAR 模型中東中部地區(qū)19 個省區(qū)市技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長等各變量指標每次沖擊對其他變量的影響程度見圖3。

從上述的方差分解結(jié)果可知，GDP 對自身的沖擊影響最大，隨著時間的發(fā)展逐漸下降，直至平穩(wěn)。GDP 在滯后1、2期對自身影響貢獻程度為近似100%，隨后下降，但最低保持在30%以上。GDP在短期內(nèi)對技術(shù)創(chuàng)新和標準化的影響貢獻程度都比較大，接近20%，隨著時間的推移，對技術(shù)創(chuàng)新的影響緩慢下降，對標準化的影響迅速下降，長期內(nèi)發(fā)展趨勢趨于平緩。

圖3 東中部地區(qū)19個省區(qū)市技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長的方差分解

技術(shù)創(chuàng)新對自身的沖擊影響最大，在滯后1 期最高，近85%，之后緩慢下降，但最低也在60%。技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長和標準化的沖擊影響都是正向的，但微乎其微。

標準化對各變量沖擊影響的貢獻率極端分化。標準化對經(jīng)濟增長的沖擊影響在滯后1 期最低，貢獻率為0，隨后迅速上升，在滯后10期后，貢獻維持在60%。標準化對技術(shù)創(chuàng)新的沖擊影響在滯后1 到4 期為零，之后緩慢上升，直到影響30%；標準化對自身的沖擊影響在滯后1期最低，但貢獻率不小，為72%，隨后上升，接近于100%，并保持在這個水平。

綜合來看，各變量對自身的沖擊影響的貢獻率都是最大的，只是在滯后各期變化有所差異。技術(shù)創(chuàng)新對標準化、經(jīng)濟增長沖擊影響的貢獻率相對較小。原因在于各變量之間影響渠道不同，各變量對自身影響更為直接，經(jīng)濟增長和標準化對其他變量的影響相對直接，技術(shù)創(chuàng)新對其他變量影響則不直接，因而在經(jīng)濟計量分析結(jié)果中體現(xiàn)出差異性。相比之下，本文關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與標準化貢獻率的研究結(jié)果與已有研究成果中侯俊軍等（2009）的有所出入，究其原因在于數(shù)據(jù)和方法的選取和處理不同。但是，由于標準化作用渠道是間接的，本文實證結(jié)論應(yīng)更為合理。

四、結(jié)論

本文實證研究顯示，我國中東部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長等經(jīng)濟變量之間存在數(shù)量上的動態(tài)關(guān)系，但是具有異質(zhì)性。其中，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的相互影響以負效應(yīng)為主，但在中期技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長仍有促進作用；標準化與經(jīng)濟增長之間的相互影響總體上以正效應(yīng)為主，但經(jīng)濟增長對標準化在初期有抑制作用；技術(shù)創(chuàng)新與標準化之間的相互影響總體上以正效應(yīng)為主，但技術(shù)創(chuàng)新對標準化在初期有一定的抑制作用，而標準化對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用一直很突出。從各變量的影響力度上看，技術(shù)創(chuàng)新對標準化、經(jīng)濟增長的作用效果均很小，幾乎都可以忽略不計；經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新和標準化的作用效果略大，但是經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新的影響力度是在略有上升后再下降的，而對標準化的影響力度則是劇烈下降并趨近于0；標準化對技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的影響力度都是遞增的，但是對技術(shù)創(chuàng)新的影響力度上升更劇烈更明顯。三種變量脈沖響應(yīng)分析和方差分解中的差異性揭示三者之間關(guān)系的復雜性，相互作用機制同樣也是各有特點，影響力度和渠道都是不同的，同時也是與現(xiàn)階段我國經(jīng)濟社會形勢和體制有關(guān)的。

有鑒于此，在制定有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新、標準化和經(jīng)濟增長的相關(guān)國家、地區(qū)和行業(yè)政策時，應(yīng)注意利用三者之間的良性影響，克服現(xiàn)階段相互作用機制中的缺陷，限制其負效應(yīng)。具體來說：第一，擴大存量。從各變量對自身的沖擊以及影響力度來看，各變量存量對自身滯后期關(guān)系重大，因此有必要夯實基礎(chǔ)，這是后續(xù)可持續(xù)發(fā)展的必要條件；第二，及時修訂技術(shù)政策和投入方向。按照市場經(jīng)濟原則，根據(jù)各行業(yè)發(fā)展的方向，競爭性分階段投入科研資金，并重視科技應(yīng)用和技術(shù)轉(zhuǎn)移階段的投入，處理好理論研究與應(yīng)用研究的關(guān)系；第三，持續(xù)深化標準化工作改革。建立適應(yīng)市場經(jīng)濟的開放性標準體系，鼓勵國內(nèi)市場主體參與國家標準化活動和國際標準化活動，并逐步成為主力軍；第四，協(xié)調(diào)經(jīng)濟政策、技術(shù)政策與有關(guān)區(qū)域規(guī)劃、國家中長期規(guī)劃、創(chuàng)新戰(zhàn)略、標準化戰(zhàn)略等，做到因地因時制宜。