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【摘要】本文选取1987—2007年时间序列数据,对我国人力资本与知识市场规模关系进行了实证研究,用我国科技活动人员总量作为人力资本衡量指标,用技术市场成交额作为知识市场规模衡量指标。通过对变量使用平稳性检验与协整分析发现:我国知识市场的发展水平受科技活动人员总量的影响较大,知识市场的发展对从事科技活动的人员总量的影响不明显。本文针对结果,提出了相关的对策建议。
【关键词】科技活动人员 技术市场交易额 协整关系
一、文献回顾
随着科教兴国战略的全面实施,以及国家对科学技术及创新对经济增长作用的重视,我国的知识市场不断完善,专利申请和授权量增长迅速,发明专利所占比重进一步提高,专利创新结构进一步优化。近年来,国内的文献主要集中在知识创新对经济增长的贡献上及R&D与知识创新的关系上。许多文献以专利数量来评估全国以及各省区创新产出或创新能力(如范丽娜,2005)。薛敬、修亚妹、宋建刚(2007)建立了研究与发展(R&D)投入与自有专利数关系的模型,并以1991—2004年的数据为基础,运用计量经济学中的协整分析方法,对R&D投入与自有专利数间的关系进行了实证研究,发现“二者存在长期稳定的均衡关系”,并提出相关政策建议。研发要素的投入仅仅是国家知识创新的一个方面,创新是一个从知识创造到经济价值实现的社会系统,知识市场是知识交易的场所,知识通过市场交易才能够发挥出经济效益。目前,知识市场的研究主要集中在企业层面,例如,戴俊、朱小梅(2004)对企业内部知识市场及其价格体系构建进行了研究,崔鑫生(2008)对专利表征的技术进步与经济增长的关系进行了文献综述。这些研究开始关注到区域知识市场的建设问题。专利申请而没有能够在知识市场中进行交易从而产生经济价值应该是主要原因,知识商业化需要通过市场交易来实现。
知识市场的主体是科技工作者,科技工作者在国家创新系统中的作用是非常重要的,是知识生产与创新的源头,但是,缺乏科技活动人员与知识市场关系的研究,本文将采用协整模型说明科技活动人员总量与知识市场发展的相互影响程度,并提出相关的政策建议。
二、模型构建与数据处理
本文选取1987—2007年间我国科技活动人员总量(H),技术市场成交额(M)的年度数据作为样本,样本容量为21。为了消除物价影响,以变量实际值进行计量检验,将技术市场成交额用居民消费价格指数处理。所有数据源于中国科学统计网站。同时在用OLS法建立模型时对数据分别取对数,我们采用了对数模型的形式。之所以选择对数形式,一是为了消除异方差,二是在于方程两边同时取对数以后,解释变量前的系数所表示的就是弹性的概念,以便于实证结果的比较。然后通过两变量(LnM,lnH)的向量自回归系统进行分析。
三、协整关系实证分析
1、单位根检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前,首先要进行单位根检验,以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验发现,Ln(M)和Ln(H)在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验。而其差分后的ln(M)在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设,表明是一阶差分平稳的,即一阶单整。对Ln(H)进行二阶差分后,在5%的显著性水平上通过平稳性检验,即二阶单整。
综上所述,序列Ln(M)、Ln(H)均为二阶单整序列。依据协整理论,对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说,可以进行协整检验,分析它们之间的协整关系。
2、协整检验
由于两个变量是同阶单整,所以协整关系检验直接用OLS法建立模型,然后对残差作平衡性检验即可。若残差是平稳的,则两变量间存在协整关系,否则就不存在。本文构建技术市场成交额(M)和科技活动人员总量(H)之间的实证模型为:
LN(M)=-15.54799+ 3.710685?鄢LN(H)
R2值为0.923407D.W.值为0.983785
Prob(F—statistic)为0.000000
对技术市场成交额(被解释变量)、科技活动人员总量(解释变量)做OLS回归分析,经过检验,发现其残差序列平稳性检验结果是平稳的。
根据实证模型和残差序列平稳检验结果,可以得出如下结论:第一,中国科技活动人员总量对技术市场成交额的作用较显著,模型拟合优度较高,且不存在序列相关与异方差。模型估计式的残差序列为平稳性,变量lnM与lnH之间存在协整关系,即中国的科技活动人员总量与技术市场成交额存在长期稳定关系。第二,由回归方程可知,科技人员总量(H)每增长1%,技术市场成交额(M)将增长3.71%。原因在于随着中国科技人员总量的增长,从事发明创造与为知识市场服务的人也增多,促进了中国市场的发展。另外,我国的知识市场发育程度还不高,从事科技活动的人员占我国人口总量比重尚低,根据规模经济递减规律可以知道,随着人力资本要素的不断投入,技术市场成交额增长会较明显。
3、误差修正模型及因果关系检验
通过white检验发现模型的随机误差项存在一定的异方差现象,为了得到理想的模型,寻求适当的方法予以修正。本文应用加权最小二乘法(WLS)消除异方差现象,得到误差修正模型,结果如下:
△lnM=0.068882-0.476976?鄢△LN(Ht-5)-0.392202?鄢△LN(Ht-6)+
T:(93.128713) (-2.185254) (-1.862937)
0.806361?鄢△LN(Mt-1)+0.020635?鄢△LN(Mt-7)-0.131681?鄢Et-1
(6.254672 ) (0.505247) (-2.791301)
在误差修正模型中,协整关系对M的增长起到了反向修正作用,当超出中国科技活动人数总量的均衡约束(Et-1)时,则误差修正作用降低了当期M(弹性系数为-0.131681),M的动态调整过程具有一定的稳定性,而且误差修正模型Et-1项对应t(-2.791301)值较高,说明中国科技活动人数总量与科技知识交易额之间短期比较稳定。
4、Granger因果关系检验
协整检验表征变量之间存在长期均衡关系,但是否构成因果关系,还需要进一步检验。H表示科技活动人员总量,M表示技术市场成交额。实证分析及结果见表1。
在滞后1期时,科技活动人员总量对于技术市场成交额在5%的显著性有单向的因果关系,说明了从事科技活动人员的总量对知识市场的发展的影响强度相对较大,一年内对其促进作用就很明显了。另一方面,在滞后3期时,对于技术市场成交额(M)的发展不是科技活动人员总量(H)的格兰杰原因假设,拒绝犯第一类错误的概率也较低(LM技术市场成交额的可能性程度虽然只有82.5%,但仍能视作为存在因果关系),这说明知识市场的发展变化情况也是科技活动人员总量变动的原因,只是没那么显著,影响强度相对较小,效果慢一些,三年后其促进作用才较明显。
四、主要结论
实证研究表明,科技活动人员总量对于知识市场发展起着不可忽视的作用,知识市场的发展对科技活动人员总量的影响强度相对较小,针对这种情况,提出以下建议:第一,尽管科技活动人员总量对知识市场发展的影响强度较大,但仍然需要一年的滞后期,主要是因为科技人员参加工作后有一个磨合适应的过程,一到两年后才能出创新成果。因此国家应该加大财政扶持力度,加强科研基础设施的建设,创造良好的科研环境,同时建立合理的福利制度,加强科技人员职业生涯规划的培训引导,让员工能专心做研究,顺利过渡到能出成果的阶段,从而促进知识市场的发展。第二,由于多数知识创新,技术发明是由各类科研院所、高校等机构完成的,与市场的挂钩不强,所以要引导大学和科研院所面向产业界,积极与企业直接合作,提高知识产品的商品转化率。第三,知识市场的发展对从事科技活动的人员总量的影响不明显,主要是因为我国的知识市场发育还不够完善。要优化提升产业结构,加大企业科研力度,提高知识市场开放度,激励吸引更多的高素质人才投入到科技活动之中。第四,完善技术交易市场和知识产品交易的法律法规。市场是知识产品交换的平台,要对其进行规范,尊重和保护知识创新者的劳动成果,这样才有利于知识市场的更好发展。
(注:本文系广西2008哲学社会科学规划项目“创新困境与广西知识经济发展战略研究”前期研究成果之一。)
【参考文献】
[1] 范丽娜:中国内地专利的空间分布及其影响因素分析[J].北京师范大学学报(社会科学版),2005(2).
[2] 薛敬、修亚妹、宋建刚:基于协整方法的中国R&D与技术创新实证分析[J].价值工程,2007(6).
[3] 戴俊、朱小梅:企业内部知识市场研究[J].科学学与科学技术管理(知识管理),2004(3).
[4] 崔鑫生:专利表征的技术进步与经济增长的关系文献综述[J].北京工商大学学报(社会科学版),2008(1).
【关键词】科技活动人员 技术市场交易额 协整关系
一、文献回顾
随着科教兴国战略的全面实施,以及国家对科学技术及创新对经济增长作用的重视,我国的知识市场不断完善,专利申请和授权量增长迅速,发明专利所占比重进一步提高,专利创新结构进一步优化。近年来,国内的文献主要集中在知识创新对经济增长的贡献上及R&D与知识创新的关系上。许多文献以专利数量来评估全国以及各省区创新产出或创新能力(如范丽娜,2005)。薛敬、修亚妹、宋建刚(2007)建立了研究与发展(R&D)投入与自有专利数关系的模型,并以1991—2004年的数据为基础,运用计量经济学中的协整分析方法,对R&D投入与自有专利数间的关系进行了实证研究,发现“二者存在长期稳定的均衡关系”,并提出相关政策建议。研发要素的投入仅仅是国家知识创新的一个方面,创新是一个从知识创造到经济价值实现的社会系统,知识市场是知识交易的场所,知识通过市场交易才能够发挥出经济效益。目前,知识市场的研究主要集中在企业层面,例如,戴俊、朱小梅(2004)对企业内部知识市场及其价格体系构建进行了研究,崔鑫生(2008)对专利表征的技术进步与经济增长的关系进行了文献综述。这些研究开始关注到区域知识市场的建设问题。专利申请而没有能够在知识市场中进行交易从而产生经济价值应该是主要原因,知识商业化需要通过市场交易来实现。
知识市场的主体是科技工作者,科技工作者在国家创新系统中的作用是非常重要的,是知识生产与创新的源头,但是,缺乏科技活动人员与知识市场关系的研究,本文将采用协整模型说明科技活动人员总量与知识市场发展的相互影响程度,并提出相关的政策建议。
二、模型构建与数据处理
本文选取1987—2007年间我国科技活动人员总量(H),技术市场成交额(M)的年度数据作为样本,样本容量为21。为了消除物价影响,以变量实际值进行计量检验,将技术市场成交额用居民消费价格指数处理。所有数据源于中国科学统计网站。同时在用OLS法建立模型时对数据分别取对数,我们采用了对数模型的形式。之所以选择对数形式,一是为了消除异方差,二是在于方程两边同时取对数以后,解释变量前的系数所表示的就是弹性的概念,以便于实证结果的比较。然后通过两变量(LnM,lnH)的向量自回归系统进行分析。
三、协整关系实证分析
1、单位根检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前,首先要进行单位根检验,以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验发现,Ln(M)和Ln(H)在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验。而其差分后的ln(M)在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设,表明是一阶差分平稳的,即一阶单整。对Ln(H)进行二阶差分后,在5%的显著性水平上通过平稳性检验,即二阶单整。
综上所述,序列Ln(M)、Ln(H)均为二阶单整序列。依据协整理论,对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说,可以进行协整检验,分析它们之间的协整关系。
2、协整检验
由于两个变量是同阶单整,所以协整关系检验直接用OLS法建立模型,然后对残差作平衡性检验即可。若残差是平稳的,则两变量间存在协整关系,否则就不存在。本文构建技术市场成交额(M)和科技活动人员总量(H)之间的实证模型为:
LN(M)=-15.54799+ 3.710685?鄢LN(H)
R2值为0.923407D.W.值为0.983785
Prob(F—statistic)为0.000000
对技术市场成交额(被解释变量)、科技活动人员总量(解释变量)做OLS回归分析,经过检验,发现其残差序列平稳性检验结果是平稳的。
根据实证模型和残差序列平稳检验结果,可以得出如下结论:第一,中国科技活动人员总量对技术市场成交额的作用较显著,模型拟合优度较高,且不存在序列相关与异方差。模型估计式的残差序列为平稳性,变量lnM与lnH之间存在协整关系,即中国的科技活动人员总量与技术市场成交额存在长期稳定关系。第二,由回归方程可知,科技人员总量(H)每增长1%,技术市场成交额(M)将增长3.71%。原因在于随着中国科技人员总量的增长,从事发明创造与为知识市场服务的人也增多,促进了中国市场的发展。另外,我国的知识市场发育程度还不高,从事科技活动的人员占我国人口总量比重尚低,根据规模经济递减规律可以知道,随着人力资本要素的不断投入,技术市场成交额增长会较明显。
3、误差修正模型及因果关系检验
通过white检验发现模型的随机误差项存在一定的异方差现象,为了得到理想的模型,寻求适当的方法予以修正。本文应用加权最小二乘法(WLS)消除异方差现象,得到误差修正模型,结果如下:
△lnM=0.068882-0.476976?鄢△LN(Ht-5)-0.392202?鄢△LN(Ht-6)+
T:(93.128713) (-2.185254) (-1.862937)
0.806361?鄢△LN(Mt-1)+0.020635?鄢△LN(Mt-7)-0.131681?鄢Et-1
(6.254672 ) (0.505247) (-2.791301)
在误差修正模型中,协整关系对M的增长起到了反向修正作用,当超出中国科技活动人数总量的均衡约束(Et-1)时,则误差修正作用降低了当期M(弹性系数为-0.131681),M的动态调整过程具有一定的稳定性,而且误差修正模型Et-1项对应t(-2.791301)值较高,说明中国科技活动人数总量与科技知识交易额之间短期比较稳定。
4、Granger因果关系检验
协整检验表征变量之间存在长期均衡关系,但是否构成因果关系,还需要进一步检验。H表示科技活动人员总量,M表示技术市场成交额。实证分析及结果见表1。
在滞后1期时,科技活动人员总量对于技术市场成交额在5%的显著性有单向的因果关系,说明了从事科技活动人员的总量对知识市场的发展的影响强度相对较大,一年内对其促进作用就很明显了。另一方面,在滞后3期时,对于技术市场成交额(M)的发展不是科技活动人员总量(H)的格兰杰原因假设,拒绝犯第一类错误的概率也较低(LM技术市场成交额的可能性程度虽然只有82.5%,但仍能视作为存在因果关系),这说明知识市场的发展变化情况也是科技活动人员总量变动的原因,只是没那么显著,影响强度相对较小,效果慢一些,三年后其促进作用才较明显。
四、主要结论
实证研究表明,科技活动人员总量对于知识市场发展起着不可忽视的作用,知识市场的发展对科技活动人员总量的影响强度相对较小,针对这种情况,提出以下建议:第一,尽管科技活动人员总量对知识市场发展的影响强度较大,但仍然需要一年的滞后期,主要是因为科技人员参加工作后有一个磨合适应的过程,一到两年后才能出创新成果。因此国家应该加大财政扶持力度,加强科研基础设施的建设,创造良好的科研环境,同时建立合理的福利制度,加强科技人员职业生涯规划的培训引导,让员工能专心做研究,顺利过渡到能出成果的阶段,从而促进知识市场的发展。第二,由于多数知识创新,技术发明是由各类科研院所、高校等机构完成的,与市场的挂钩不强,所以要引导大学和科研院所面向产业界,积极与企业直接合作,提高知识产品的商品转化率。第三,知识市场的发展对从事科技活动的人员总量的影响不明显,主要是因为我国的知识市场发育还不够完善。要优化提升产业结构,加大企业科研力度,提高知识市场开放度,激励吸引更多的高素质人才投入到科技活动之中。第四,完善技术交易市场和知识产品交易的法律法规。市场是知识产品交换的平台,要对其进行规范,尊重和保护知识创新者的劳动成果,这样才有利于知识市场的更好发展。
(注:本文系广西2008哲学社会科学规划项目“创新困境与广西知识经济发展战略研究”前期研究成果之一。)
【参考文献】
[1] 范丽娜:中国内地专利的空间分布及其影响因素分析[J].北京师范大学学报(社会科学版),2005(2).
[2] 薛敬、修亚妹、宋建刚:基于协整方法的中国R&D与技术创新实证分析[J].价值工程,2007(6).
[3] 戴俊、朱小梅:企业内部知识市场研究[J].科学学与科学技术管理(知识管理),2004(3).
[4] 崔鑫生:专利表征的技术进步与经济增长的关系文献综述[J].北京工商大学学报(社会科学版),2008(1).