吳瑋

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理研究院，四川 成都 610074）

基于協(xié)整分析的專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究

吳瑋

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理研究院，四川 成都 610074）

文章使用1986-2005年我國(guó)專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的季度數(shù)據(jù)分析了專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。在平穩(wěn)性與因果關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系模型，并利用誤差修正模型檢驗(yàn)了兩者的短期關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，專(zhuān)利申請(qǐng)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的長(zhǎng)期雙向因果關(guān)系，而從短期看兩者關(guān)系不明顯。專(zhuān)利數(shù)量的增加可以為技術(shù)進(jìn)步提供技術(shù)支持，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展。此外，保持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定、避免經(jīng)濟(jì)的大幅度波動(dòng)則有利于為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供外部環(huán)境。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；專(zhuān)利申請(qǐng)量；協(xié)整；Granger檢驗(yàn)；誤差修正模型

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論是現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要組成部分，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反映了一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民福利水平。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的發(fā)展經(jīng)歷了古典增長(zhǎng)理論、新古典增長(zhǎng)理論和內(nèi)生增長(zhǎng)理論三個(gè)階段。新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型與內(nèi)生增長(zhǎng)模型的一個(gè)核心結(jié)論是：長(zhǎng)期來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的唯一源泉[1]。所不同的是，新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型假定技術(shù)進(jìn)步是外生變量，在資本的邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的作用下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將趨于停滯。內(nèi)生增長(zhǎng)模型則對(duì)技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化，并認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步和人力資本的作用使得資本的邊際報(bào)酬非遞減。技術(shù)進(jìn)步能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已成為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的共識(shí)。但是由于各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)基礎(chǔ)和外部環(huán)境的差異,技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制會(huì)有所不同[2]。因此，結(jié)合不同國(guó)家與地區(qū)的國(guó)情和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)踐，分析二者相互作用的作用機(jī)制，對(duì)于國(guó)家或地區(qū)的科技發(fā)展戰(zhàn)略具有重要指導(dǎo)作用?，F(xiàn)有的實(shí)證研究一般將專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量作為一國(guó)或地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的代理變量。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量與一國(guó)技術(shù)進(jìn)步正相關(guān)，專(zhuān)利數(shù)量越多，技術(shù)發(fā)展層次越高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較高的促進(jìn)作用[3]。

筆者使用1986-2005年我國(guó)專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的季度數(shù)據(jù)研究了專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系。運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)與誤差修正模型，分析了專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響與短期影響。

二、文獻(xiàn)綜述

如何實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在。傳統(tǒng)的古典和新古典增長(zhǎng)理論假設(shè)技術(shù)是一個(gè)外生的不變量，技術(shù)對(duì)產(chǎn)品生產(chǎn)不發(fā)生影響。新增長(zhǎng)理論將技術(shù)視為一種內(nèi)生變量，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是獲得產(chǎn)品壟斷差異和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的—個(gè)重要因素（Ted O'Donoghue 2004）[4]。 Ted O'Donoghue 等人認(rèn)為，企業(yè)獲得先進(jìn)技術(shù)主要通過(guò)兩種渠道：其一是技術(shù)創(chuàng)新 （Innovation）；其二是干中學(xué)（Learning by doing）。技術(shù)創(chuàng)新是通過(guò)企業(yè)研發(fā)（RD）活動(dòng)來(lái)獲得的（Ashish Arora,et al.2008）[5]。一方面，RD 所產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新改變了企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，降低了邊際生產(chǎn)成本。在生產(chǎn)過(guò)程中，同樣的要素投入能帶來(lái)更多更好的產(chǎn)出，其表現(xiàn)為要素生產(chǎn)率的提高、產(chǎn)品質(zhì)量的提高和新產(chǎn)品的開(kāi)發(fā)。這樣，企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本就不斷下降，企業(yè)能夠在市場(chǎng)上獲得壟斷優(yōu)勢(shì)。另一方面，技術(shù)進(jìn)步能夠從學(xué)習(xí)曲線(xiàn)（Learning Curve）的角度闡述動(dòng)態(tài)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。假定邊際成本是累積產(chǎn)量的減函數(shù)，累計(jì)產(chǎn)量越多，生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)、銷(xiāo)售經(jīng)驗(yàn)和管理經(jīng)驗(yàn)越豐富，邊際成本就越下降，這就是“干中學(xué)”。一般而言，作為先進(jìn)技術(shù)的擁有者并非有意轉(zhuǎn)讓或傳播其技術(shù)，而是在貿(mào)易、投資或其他經(jīng)濟(jì)行為中自然輸出了技術(shù)，即所謂的“技術(shù)外溢”。廣大落后的發(fā)展中國(guó)家技術(shù)水平的提高多是通過(guò)第二種途徑獲得。近年來(lái)的實(shí)證研究（Josef Zweimüller 2004；Walter G.Park 2008；Joseph Farrell,etal2008；GuangzhouHu,etal2009）表明，技術(shù)進(jìn)步在生產(chǎn)過(guò)程中的作用直接表現(xiàn)在它等同于生產(chǎn)要素的擴(kuò)張，它與生產(chǎn)要素之間存在一個(gè)替代的關(guān)系。技術(shù)進(jìn)步會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)品要素密集度的動(dòng)態(tài)變化，從而可以實(shí)現(xiàn)比較優(yōu)勢(shì)的轉(zhuǎn)化。動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)理論強(qiáng)調(diào)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的差別是作為國(guó)際貿(mào)易流量的基礎(chǔ)[6-9]。對(duì)于廣大發(fā)展中國(guó)家而言，技術(shù)進(jìn)步是實(shí)現(xiàn)比較優(yōu)勢(shì)升級(jí)、轉(zhuǎn)換的重要途徑。筆者試圖從技術(shù)進(jìn)步的另一個(gè)指標(biāo)——專(zhuān)利數(shù)量角度分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)。

三、研究設(shè)計(jì)

筆者選用中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量；選取專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量。數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間是1986年-2005年，均為季度數(shù)據(jù)，最終取得了80個(gè)樣本。其中，我們選擇專(zhuān)利申請(qǐng)量作為專(zhuān)利產(chǎn)出衡量指標(biāo)，而不是專(zhuān)利授權(quán)量,主要是基于兩個(gè)方面的考慮，一是專(zhuān)利授權(quán)量同專(zhuān)利申請(qǐng)量之間存在較強(qiáng)線(xiàn)性相關(guān)，專(zhuān)利申請(qǐng)量所包含的信息在很大程度上已經(jīng)覆蓋了專(zhuān)利授權(quán)量。二是專(zhuān)利授權(quán)量同專(zhuān)利申請(qǐng)量相比時(shí)間滯后性更大，以其作為分析指標(biāo)，更易引起信息失真。

本文用GDP和PTT分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與專(zhuān)利申請(qǐng)量。為了減少數(shù)據(jù)的異方差和波動(dòng)性，分別對(duì)各實(shí)際量取自然對(duì)數(shù)，用LNGDP、LNPTT表示。為了檢驗(yàn)技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系，本文構(gòu)造了兩變量的時(shí)間序列模型，模型如下：

模型（1）中被解釋變量為GDP，解釋變量為專(zhuān)利數(shù)量，以PTT表示，εt為殘差項(xiàng)?；趦?nèi)生增長(zhǎng)理論，技術(shù)進(jìn)步是一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的核心要素，本文預(yù)測(cè)，專(zhuān)利數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者正相關(guān)，專(zhuān)利數(shù)量的系數(shù)β1預(yù)期為正。此外，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)進(jìn)步兩者存在互動(dòng)關(guān)系，首先，技術(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)專(zhuān)利數(shù)量的影響因素研究發(fā)現(xiàn)，在影響專(zhuān)利數(shù)量的因素中，一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境是影響專(zhuān)利數(shù)量的重要因素，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于本地區(qū)科技創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步。因此，為了考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用，構(gòu)建了模型（2）。模型（2）中被解釋變量為專(zhuān)利數(shù)量，以PTT表示專(zhuān)利,解釋變量為GDP，εt為殘差項(xiàng)。根據(jù)之前的研究，預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與專(zhuān)利數(shù)量?jī)烧哒嚓P(guān)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系數(shù)β2預(yù)期為正。

四、實(shí)證結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量的對(duì)數(shù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)，則會(huì)帶來(lái)“偽回歸”的問(wèn)題，估計(jì)出的參數(shù)有偏。因此有必要對(duì)GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了更直觀地觀察GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量的趨勢(shì)變動(dòng)，圖1與圖2繪制了兩者的時(shí)間趨勢(shì)圖，圖中橫軸為時(shí)間，以年份表示，縱軸分別為GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量的對(duì)數(shù)值。從圖1與圖2可以看出,GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的趨勢(shì)性。此外，GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量隨時(shí)間變動(dòng)的方向較為一致，這說(shuō)明兩者可能存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。為了研究這種相關(guān)關(guān)系，一般的做法是根據(jù)現(xiàn)有的樣本資料建立比較合適的回歸方程。我們?cè)谶M(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析時(shí),要求所用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，否則會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題，然而在現(xiàn)實(shí)中，經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列通常都是非平穩(wěn)的（帶有明顯的變化趨勢(shì)），破壞了平穩(wěn)性的假定，為了使回歸有意義,可以對(duì)其實(shí)行平穩(wěn)化[10]。常用的方法是對(duì)水平序列進(jìn)行差分,然后用差分序列進(jìn)行回歸,但這樣做的結(jié)果忽視了水平序列所包含的有用信息,而這些信息對(duì)分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)既是必要的又是重要的。協(xié)整理論則提供了一種處理非平穩(wěn)數(shù)據(jù)的方法。

進(jìn)行協(xié)整分析之前，必須先檢驗(yàn)變量是否是平穩(wěn)的。如果非平穩(wěn)時(shí)間序列在經(jīng)過(guò)d次差分后變?yōu)槠椒€(wěn)時(shí)間序列，則稱(chēng)這樣的序列是d階單整，記作I（d）。采用Dickey-Fuller的ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)表1中的LNGDP、LNPTT及其一階差分變量DLNGDP和DLNPTT進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 各變量的原序列和一階差分序列的單整檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 LNGDP變化趨勢(shì)圖

圖2 專(zhuān)利申請(qǐng)變化趨勢(shì)圖

表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量原序列的ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均低于5%臨界值水平，這說(shuō)明原序列在5%的顯著性水平均接受零假設(shè)H0=0，因此，所有的原序列都是不平穩(wěn)的。經(jīng)過(guò)一階差分后，LNGDP、LNPTT的ADF統(tǒng)計(jì)量在10%水平顯著，這說(shuō)明兩個(gè)序列的一階差分序列是平穩(wěn)的，因此可以得出的結(jié)論是，LNGDP、LNPTT是一階單整序列，即I（1）。

圖3與圖4繪制了GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量一階差分?jǐn)?shù)據(jù)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)圖。圖3與圖4的結(jié)果顯示，經(jīng)過(guò)一階差分后，GDP和專(zhuān)利申請(qǐng)量變動(dòng)較為平穩(wěn)，沒(méi)有明顯的趨勢(shì)變化。因此，使用一階差分變量進(jìn)行回歸所得出的系數(shù)無(wú)偏。

2.因果關(guān)系檢驗(yàn)

經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，本文進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。這是由于，由模型（1）與模型（2）可知，專(zhuān)利數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者可能存在互為因果的關(guān)系，這會(huì)產(chǎn)生聯(lián)立內(nèi)生性的問(wèn)題，內(nèi)生性的存在使得單一方程回歸到結(jié)果有偏差。因此，為了檢驗(yàn)專(zhuān)利數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，本文從長(zhǎng)期與短期角度進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)[11]。

（1）GDP與專(zhuān)利申請(qǐng)的長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)

圖3 DLNGDP變化趨勢(shì)圖

圖4 DLNPTT變化趨勢(shì)圖

本文選取自回歸最大滯后階數(shù)5，對(duì)各變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2結(jié)果顯示，滯后1期到3期的檢驗(yàn)結(jié)果證明存在從專(zhuān)利申請(qǐng)的GDP的因果關(guān)系；滯后2期到5期的檢驗(yàn)結(jié)果證明存在從GDP到專(zhuān)利申請(qǐng)的因果關(guān)系。即從長(zhǎng)期來(lái)看，GDP最先從Granger原因上導(dǎo)致專(zhuān)利申請(qǐng)的增加；而專(zhuān)利由申請(qǐng)到使用存在時(shí)滯，滯后期大概為1到3年，因此專(zhuān)利申請(qǐng)會(huì)在未來(lái)幾年Granger原因上導(dǎo)致GDP的提高。長(zhǎng)期來(lái)看，兩者存在雙向因果關(guān)系。

（2）基于誤差修正模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

基于誤差修正模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以揭示變量之間的短期因果關(guān)系。各變量對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的因果關(guān)系，可以就相應(yīng)的參數(shù)作約束檢驗(yàn)，假設(shè)相應(yīng)的變量系數(shù)為零，如果假設(shè)被接受，則可以認(rèn)為該變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有短期Granger因果關(guān)系，否則，接受該變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在短期Granger因果關(guān)系。[12]

誤差修正模型表達(dá)式(3)為：

檢驗(yàn)短期專(zhuān)利申請(qǐng)變動(dòng)是否對(duì)GDP形成因果關(guān)系，就是檢驗(yàn)原假設(shè)：θ1=θ2=0。而檢驗(yàn)短期專(zhuān)利申請(qǐng)變動(dòng)是否通過(guò)協(xié)整關(guān)系對(duì)GDP形成因果關(guān)系，就是檢驗(yàn)原假設(shè)：墜1=θ1=θ2=0。 檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表2 各變量之間的長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表3 各變量的短期因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，滯后1期的檢驗(yàn)結(jié)果證明存在從專(zhuān)利申請(qǐng)的GDP的因果關(guān)系；滯后2期和3期的檢驗(yàn)結(jié)果證明存在從GDP到專(zhuān)利申請(qǐng)的因果關(guān)系。從短期來(lái)看，兩者之間的關(guān)系并不顯著。專(zhuān)利申請(qǐng)量的增減未必會(huì)引起GDP的增加或減少,而GDP的增減也未必會(huì)引起專(zhuān)利申請(qǐng)量的增加或減少,這在一定程度上反映了我國(guó)專(zhuān)利產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間還遠(yuǎn)未達(dá)到像發(fā)達(dá)國(guó)家那樣互動(dòng)的關(guān)系。

3.實(shí)證結(jié)果分析

經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)與因果關(guān)系檢驗(yàn)后，對(duì)模型（1）（2）進(jìn)行回歸，此外為了分析專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)立性，本文還使用了模型（1）（2）的聯(lián)立方程模型，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表4。

表4中，第1-2列為模型（1）的回歸結(jié)果，其中，第1列將專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的對(duì)數(shù)值作為解釋變量，GDP的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量，第2列將專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量對(duì)數(shù)值的差分作為解釋變量，GDP的對(duì)數(shù)值的差分作為被解釋變量，第1-2列的回歸方法為最小二乘法。第3-4列為模型（2）的回歸結(jié)果，其中，第3列將GDP的對(duì)數(shù)值作為解釋變量，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量，第4列將GDP的對(duì)數(shù)值的差分作為解釋變量，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量對(duì)數(shù)值的差分作為被解釋變量，第3-4列的回歸方法為最小二乘法。第5-6列為模型（1）（2）聯(lián)立模型的回歸結(jié)果，回歸方法為極大似然值法。

表4第1-2列的結(jié)果顯示，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間顯著正相關(guān)，長(zhǎng)期來(lái)看，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量越多，專(zhuān)利轉(zhuǎn)化為技術(shù)應(yīng)用的比例越大，也有利于推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，對(duì)一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有較大促進(jìn)作用，這也與內(nèi)生增長(zhǎng)模型的推論一致。第1列系數(shù)顯示，專(zhuān)利數(shù)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.384，專(zhuān)利數(shù)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增加了0.384個(gè)百分點(diǎn)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著。因此，為了保證一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展，應(yīng)當(dāng)積極扶持與鼓勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新行為，以企業(yè)作為主體，進(jìn)行研發(fā)的投入。

表4 專(zhuān)利數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期關(guān)系

表4第3-4列的結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)專(zhuān)利數(shù)量具有一定的促進(jìn)作用，這是由于，影響企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入并申請(qǐng)專(zhuān)利的主要因素便是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。如果一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)保持較快的發(fā)展，可以激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。因此，一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，專(zhuān)利申請(qǐng)的數(shù)量也越高，這也與國(guó)外的發(fā)現(xiàn)一致。第3列結(jié)果表明，長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)專(zhuān)利申請(qǐng)的彈性系數(shù)為0.117，GDP增長(zhǎng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，長(zhǎng)期專(zhuān)利數(shù)量增加了0.117個(gè)百分點(diǎn)，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)專(zhuān)利申請(qǐng)的作用顯著。因此，一國(guó)應(yīng)當(dāng)保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，避免經(jīng)濟(jì)的劇烈波動(dòng)，為企業(yè)專(zhuān)利發(fā)明創(chuàng)造較好的外部環(huán)境。此外，表4第5-6列的聯(lián)立模型結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與專(zhuān)利申請(qǐng)存在長(zhǎng)期互為因果的關(guān)系，這也驗(yàn)證了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。

五、結(jié)論及政策啟示

本文使用協(xié)整分析與誤差修正模型，檢驗(yàn)了專(zhuān)利申請(qǐng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系與短期關(guān)系，主要結(jié)論及政策啟示有以下兩點(diǎn)。

1.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與專(zhuān)利申請(qǐng)之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系，并且長(zhǎng)期來(lái)看兩者之間互為因果關(guān)系。專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)一國(guó)或地區(qū)的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較大的促進(jìn)作用，作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響。因此，政府應(yīng)當(dāng)積極鼓勵(lì)并扶持企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，開(kāi)展各項(xiàng)研發(fā)活動(dòng)，為經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展提供技術(shù)支持。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也影響了專(zhuān)利申請(qǐng)的數(shù)量，保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，可以為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供外部環(huán)境。

2.在短期內(nèi)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與專(zhuān)利申請(qǐng)之間存在單向的因果關(guān)系，專(zhuān)利申請(qǐng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期效應(yīng)并不明顯。這一方面反映了我國(guó)專(zhuān)利發(fā)明與國(guó)外相比總體上還處于落后狀態(tài)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心作用短期內(nèi)無(wú)法體現(xiàn)；另一方面，我國(guó)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)還很不完善，無(wú)法激勵(lì)更多的企業(yè)和個(gè)人進(jìn)行專(zhuān)利研發(fā)投入。因此，政府應(yīng)該不斷完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)與激勵(lì)機(jī)制，為專(zhuān)利投入提供制度保障，進(jìn)而使得技術(shù)進(jìn)步成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎。特別是專(zhuān)利轉(zhuǎn)讓與技術(shù)轉(zhuǎn)移方面,我國(guó)與歐美國(guó)家相比還存在很大的差距。我國(guó)還沒(méi)有健全專(zhuān)利等知識(shí)產(chǎn)權(quán)的轉(zhuǎn)移機(jī)制，專(zhuān)利發(fā)明的主體之一——科研機(jī)構(gòu)和高等院校還沒(méi)有建立相應(yīng)的專(zhuān)利轉(zhuǎn)移機(jī)構(gòu)。許多部門(mén)還存在自己發(fā)明專(zhuān)利并將其推向市場(chǎng)的現(xiàn)象，而將技術(shù)發(fā)明成果產(chǎn)品化并推向市場(chǎng)并不是這些科研機(jī)構(gòu)的強(qiáng)項(xiàng)與優(yōu)勢(shì)，實(shí)踐證明，一項(xiàng)新的科研成果從發(fā)明到市場(chǎng)普及一般需要5-10年時(shí)間，而且市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)很大，因此，一個(gè)較好的制度安排是建立相應(yīng)的技術(shù)發(fā)明轉(zhuǎn)移機(jī)制，科研機(jī)構(gòu)與企業(yè)合作，科研機(jī)構(gòu)進(jìn)行技術(shù)發(fā)明，企業(yè)進(jìn)行市場(chǎng)推廣。

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[編輯：張薛梅]

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1671-4806（2010）06-0014-05

2010-09-25

西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“211工程”三期建設(shè)項(xiàng)目

吳瑋（1984－ ），男 ，河南信陽(yáng)人，博士研究生，研究方向?yàn)槲鞣浇?jīng)濟(jì)學(xué)。