崔晟 中北大学经济与管理学院
摘要：专利产出在衡量一个地区经济发展中所占角色极其重要，是区域经济增长的重要推手。本文对山西省1993 年-2012 年的专利产出与区域经济增长的相关数据运用时间序列动态均衡关系分析方法，进行协整分析和格兰杰因果关系检验, 发现二者呈相对稳定的动态均衡关系, 但是其呈现单向因果关系，也就是说专利产出是区域经济增长的Granger 原因，而区域经济增长对专利产出的贡献作用并不显著，两者之间还没有形成一种协调互动的反馈机制。
关键词：专利产出 山西省区域经济增长 协整分析
一、山西省专利产出及经济增长状况
近年来，山西科技发展取得了较好的成绩：首先，专利产出增速加快。在省、市政府科技扶持政策激励下，新世纪以来，我省的专利产出成倍增长，尤其是在2009 之后呈现出更为迅猛的增长势头。单单在2012 年一年我省的专利产出就达到了7237 件，这几乎相当于2000 年之前山西省历年专利产出的总量（7327件）。2012 年专利产出为7237 项，是2005 年（1220 件）的5.93倍，是2000 年（968 件）的7.48 倍，是1995 年（569 件）的12.72倍，其中平均每五年增长率为109.79%。
在相同区间内，山西省的GDP 数量也在不断上升。专利产出量与GDP 数据变动的方向与步调呈一致性发展，这说明期间可能存在较强的相关关系。经检测，二者的相关系数为94.78%，显然山西省的专利产出量与GDP 之间存在着十分紧密的依存关系。
二、数据的选取和处理
本文利用《山西省统计年鉴》收集了1993 年~2012 年山西省的GDP (按当年价格计算）和GDP 指数（按不变价格计算），并以1993 年为基期，计算出实际GDP。利用《山西省科技统计年鉴》收集了1993 年~2012 年山西省专利申请授权量的数据，见表1。
为了消除异方差，进一步研究专利产出量和GDP 之间的弹性关系，将表1 中的变量专利产出量定义为X，变量GDP 定义为Y。对新定义的两个变量取对数，分别记为lNX 和lNY。利用Eviwes6.0 对lNX 、lNY 绘制时间序列图，得出如下变化趋势：
图1、图2 印证了之前的猜想，两个变量变动的方向与步调呈一致性发展，存在较强的相关关系。
三、时间序列变量的平稳性检验
由协整理论可知，必须要在保证两个时间序列变量是平稳的前提下，才可以检验二者是否相关、是否具有因果关系，否则则会产生“虚假回归”的结果。因此, 本文采用Dickey-Fuller 的ADF 检验方法,对表1 中的LNX、LNY 及其一阶差分变量DLNX和DLNY 进行平稳性检验,结果见表2。
由平稳性检验结果得知，虽然LNX 和LNY 是非平稳的时间序列变量,但其一阶差分变量DLNX 和DLNY 是平稳序列。所以，LNX 和LNY 可以进行协整检验，因为他们都是一阶单整序列。
四、时间序列变量间的协整检验
对于两个长期有规律波动的变量来讲，他们之间存在长期均衡关系的前提是他们必须是协整的。本文协整检验的目的，是检验山西省专利申请授权量( LNX)区域经济增长( LNY) 与区域经济增长( LNY)之间是否存在长期均衡关系, 以便证明二者之间是协整的，为下一步的确定因果关系作准备。本文运用Johansen的最大似然估计方法对山西省1993- 2012 年区域经济增长与专利授权量的协整关系进行检验。检验结果见表3。
由表3 协整检验结果可知，无论在5%显著水平或者在1%显著水平下，由于21.56063>15.49471 且21.56063>19.93711，所以拒绝原假设，选择备择假设r=1；又因为1.763617<3.841466 且1.763617<6.634897，所以接受原假设，r<=1。由此验证LNX 与LNY 之间只存在一个协整方程。
经过标准化的协整向量(LNY, LNX, C) 为(1.000000, -2.42613, 12.40437),于是专利产出和经济增长的长期均衡方程为:
LNY= 2.42613LNX-12.40437 （1）
从长期来看，专利产出有效地促进GDP 的增长，但在短期内的情况还不甚明了。继续运用Eviews 估计专利产出与GDP 的向量误差修正模型VEC，滞后期数仍然选择2，得到误差修正模型如下：
DLNY=-0.030637EC (-1)-0.234037LNX (-2) -0.010496LNX (-1)--0.358180LNY(-2) 0.051280LNY(-1)+ 0.216805 （2）
模型的均衡调整系数为-0.030637[来自WwW.lw5U.com]，其意义表明：当短期内经济变量偏离均衡点时，内在的均衡机制将以-0.030637 的力度将系统拉回均衡状态。由此可见，GDP 的增长变动受到多种其他因素的影响，其与专利产出量之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不是很强。
五、格兰杰因果检验
上一步结果显示，山西省专利产出与区域经济增长之间存在长期的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系仍然需要进一步的验证。本文对相关数据,进行格兰杰因果关系检验,结果如表4 所示。
格兰杰因果关系检验结果表明，在滞后期为1 年－5 年时，在5% 的概率保证度下都接受了“GDP 变化不是引起专利产出变化的原因的原假设”，这说明山西省的区域经济增长不是其专利产出增长的Granger 原因。在滞后期数为1、2、3 年时，专利产出变化是区域经济增长的Granger 原因，而滞后期为4、5 时，专利产出构成区域经济增长之间的Granger 原因并不显著。因此，从总体上看，在1 年-3 年内山西省专利产出促进了区域经济的增长，但是区域经济的增长没有有效促进山西省专利产出增长，二者之间没有形成互动的反馈机制。
六、结论
通过以上分析, 我们可以得出结论:
第一，从方程式（1）可以看出，专利产出量（LNX）每增长l％，区域经济（LNY）将会增长2.426％。也就是说山西省区域经济增长（LNY）对专利产出的弹性为2. 426。
第二，从式（2）可以看出，误差修正系数（-0.030637）为负，调整方向符合误差修正机制。即上一年度的非均衡误差以3.06％的比率对本年的D（LNY）做出反向修正。但修正值很小，说明修正作用不太明显。
第三，在滞后期数为l 年-3 年的情况下，山西省在l993 年-2012 年期间，专利产出促进了区域经济的增长，但是区域经济的增长没有有效促进山西省专利产出增长，二者之间没有形成互动的反馈机制。
为此，山西省应努力提升专利产出的质量并加速专利的转化，使之变为生产力促进[来自www.lw5U.com]区域经济增长，缩小与东部地区的发展差距，实现区域经济的跨越式发展。首先，专利总产出水平需要提高。政府、科研机构要提高专利产出奖励的标准，尤其是对发明专利给予重奖，将专利产出纳入平时的考核体系，与个人的职称评定、住房分配、各种奖励挂钩，将科研人员的积极性调动起来，从而提高专利产出量。其次，专利产出质量有待提高。全省应培养科研能力更强、在思想上更为创新的团队，依靠他们来努力研究具有自主知识产权的项目和国家重大工程项目，以提高科技产出质量。三是促进专利转化率。科学技术是第一生产力，只有把专利转化为生产力，才会促进区域经济的发展。山西省应大力扶持能满足将专利研究成果转化为生产力的中介服务组织，在税收与信贷政策方面予以支持，在壮大服务产业的同时来促进专利转化。
参考文献：
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[4]姜彩楼.我国专利产出与经济增长的协整关系研究[J].西安财经学院学报,2008,21(5),90-93
作者简介：崔晟（1989-），女，山东济南人，中北大学经济与管理学院研究生，研究方向院知识产权与创新管理