第24卷 第6期2006年12月科 学 学 研 究Studies i n Science of Sc i ence V o.l 24N o .6D ec .2006文章编号:1003-2053(2006)06-0974-05中国技术市场与自主创新关系的实证研究刘和东(南京大学商学院,江苏南京210093)摘 要:运用时间序列动态均衡关系分析方法,通过对我国1991~2003年技术市场发展与自主创新能力的有关数据变量进行协整分析与因果关系检验,建立了两者之间的误差修正模型,揭示我国自主创新能力与技术市场发展的动态均衡关系,并针对完善我国技术市场提出一些前瞻性的对策。
关键词:技术市场;自主创新;协整分析;因果关系;误差修正模型中图分类号:F723.84 文献标识码:A收稿日期:2006-03-28;修回日期:2006-05-29作者简介:刘和东(1971-),男,安徽庐江人,博士生,讲师,经济师,研究方向为技术创新管理与技术经济。
改革开放以来,我国经济在持续快速增长的同时,产业结构不断升级,但也面临着自主创新能力不足、从国外引进先进技术难度增加等问题。
一方面,没有自主开发和创新能力,就不可能引进高水平的技术;另一方面,一些关键技术和敏感技术特别是关系国家安全的技术引进受到诸多限制。
因此,我们要从实现国家长期可持续发展的战略高度出发,进一步增强自主创新能力,掌握更多的关键技术的知识产权,在战略领域和关键环节形成自主创新能力,才能形成长期竞争优势,保证国家经济安全。
中共中央在多次会议提出,要把提高自主创新能力作为推进结构调整和提高国家竞争力的中心环节,加快建设中国特色国家创新体系。
这表明,提高自主创新能力正在成为推动我国经济发展、科技进步和增强国家竞争力的重大课题。
对技术创新与市场的关系,国外学者研究较多,熊彼特认为,垄断是技术创新的先决条件,正是对垄断利润的期望,给技术创新提供了激励。
产业的垄断程度越高,企业规模越大,技术创新密度也越大[1]。
阿罗比较了纯粹垄断的竞争对创新的影响。
结论说:完全竞争比垄断的市场结构更有利于创新,但无论何种市场结构,都低于社会期望的最优状态,这将导致创新动力不足。
谢勒尔、卡米恩-施瓦茨通过对竞争情况下创新资源配置的分析,得出结论:竞争一般会加快创新的步伐,尤其是当一个新市场刚刚打开时,竞争对创新的推动优于垄断。
在实证研究中,曼斯菲尔德通过对一些产业的分析,发现技术创新和垄断的关系因产业的不同而不同;在企业规模超过一定阈值之后,企业规模和R&D 活动及创新产出之间不存在显著的相关性。
菲利浦斯发现,市场集中度高有利于创新;纳尔逊认为,多元化能更有效地利用创新成果,多元化强度的增加会增加R&D 强度[2]。
这些文献多数只探讨技术创新与市场结构的关系,专门研究技术市场发展与技术创新关系的很少或者不够深入。
在我国,技术市场发展对技术创新的贡献程度如何,一直是人们关心的热点问题。
如唐亮东等分析了我国技术市场中存在的问题与建议;徐冠华提出建设创新型国家要壮大完善技术市场;他们也只从理论上探讨技术市场与技术创新的关系,都没有给出技术市场发展是否实质上对技术创新有着显著贡献的实证分析。
为此,本文根据时间序列动态均衡关系分析方法,对中国技术市场发展与自主创新能力之间的关系进行实证研究。
1 中国技术市场发展与自主创新能力关系的实证研究1.1 模型的构建与指标的选取自主创新是一个综合性的概念,对应于不同的实现主体,自主创新有不同的内涵。
企业层面的自主创新是以掌握对产业发展有重大影响的自主知识产权(或专有技术)、参与国际标准制定为标志,以第6期刘和东:中国技术市场与自主创新关系的实证研究集成创新和引进基础上的再创新为主要实现形式,以提升企业的核心竞争力,形成自主品牌为目的的技术创新活动。
影响自主创新能力的因素很多,例如制度、观念、市场等,其模型可建为:Y =F(X,Z)其中:Y:自主创新能力X:技术市场发展Z :其他因素企业技术创新动力理论模型中,市场拉引模式强调技术创新主要始源于市场需求;马奎斯(D.M arquis)等人曾抽样调查了567项不同的技术创新实例,发现其中3/4的技术创新是发市场需求或生产为出发点。
莫厄里(D.M o w ery )和罗森堡(N.Rosenberg)等人提出的/推)))拉0综合模式认为,技术创新应是技术推进力和市场需求拉引力共同作用力的活动,二者都是决定创新成功与否的重要因素。
综合这两种模式,市场发展程度都是技术创新的重要因素。
为此,为便于研究,因内容限制,本文研究自主创新能力时假定其他因素不变,只考虑技术市场发展因素,即建立模型:Y=F(X)变量含义同上由于专利是对产品、方法或者其改进所提出的新的技术方案,可以形成具有自主知识产品,专利授权统计数据反映了一个时期人们从事科学技术发展和创新活动的数量和质量,能综合反映自主创新能力的大小,技术市场成交额能反映我国技术市场的发展完善状况,因此我们选取专利授权量ZSQ 作为衡量自主创新能力的量度,技术市场成交额作为衡量国家技术市场发展的合适量度(PJSSC 为经过物价指数(P )调整后得到的实际值)。
样本数据取1991~2003年的年度数据,具体见表1。
表1 1991~2003年中国专利授权(Z SQ )总量与技术市场(JSSC)成交额年份ZSQ (件)JSSC (万元)P(%)LN ZS Q (件)P JSSC(万元)LNP JSSC(万元)1991213959480542.1379.970913443637.8113.0027637719922859015088952.25210.26081670024.422713.4150694419935751820755082.54910.95985814244.017313.6100153819944033622886963.10210.605737813.023913.5114457219954188126834473.56110.64259753565.571513.5325713219964033730020453.77810.60502794612.228713.5856095119974638935137183.80810.74482922720.06313.7350811819986137843582283.70911.024*********.25113.9768138119999210152341233.59811.430641454731.2414.1903317320009523665075193.54411.464111836207.39314.423212820019927878274893.51611.505682226248.29414.61582835200211210388417133.4711.627172548044.09214.75083662003149588108467283.46711.915643128563.02314.95608436数据来源:中国科技统计年鉴1992~2004[3]。
为了减少异方差,分别对表1中的ZSQ 和PJSSC 取自然对数,得到LNZSQ 和LNPJSSC 后,分别绘制时间序列图和散点图。
从图1和图2可以看出,各变量都有不断增长的趋势,并且变动的方向与步调较为一致。
这说明期间可能存在较强的相关关系,图3所示的散点图也显示了经济增长和技术市场发展之间存在着较强的直线相关关系,经计算,二者之间的相关系数也比较高(0.970732)。
为了研究这种相关关系,一般的做法是根据现有的样本资料建立比较合适的回归方程。
我们在进行传统的回归分析时,要求所用的时间序列必须是平稳的,否则会产生/伪回归0问题。
然而在现实图1 专利授权(LNZSQ )的变化趋势中,经济时间序列通常都是非平稳的(带有明显的变化趋势),破坏了平稳性的假定,为了使回归有意#975#科 学 学 研 究第24卷图2 技术市场成交额(LN PJSSC )的变化趋势图3 LN ZS Q 和LNP J SSC 的散点图义,可以对其实行平稳化。
常用的方法是对水平序列进行差分,然后用差分序列进行回归,但这样做的结果忽视了水平序列所包含的有用信息,而这些信息对分析问题来说既是必要的又是重要的。
协整理论则提供了一种处理非平稳数据的方法。
协整分析是用于非平稳变量组成的关系式中长期均衡参数估计的技术,它是用于动态模型的设定、估计和检验的一种新技术。
在实际分析研究时,一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列的平稳性进行检验;其次是检验变量间协整关系;第三是建立协整变量与均衡之间的误差修正方程;最后,一般再对具有协整关系的时间变量序列的因果关系进)步检验分析[4]。
1.2 检验变量序列的平稳性在进行协整分析之前,必须先检验变量是否平稳的。
采用D ickey -Fu ller 的ADF 检验方法,对表1中的LNZSQ 、LNPJSSC 及其差分变量DLNZSQ 和DLNPJSSC 进行平稳性检验,结果见表2。
表2 平稳性检验结果变量ADF 检验值检验类型(c ,t ,k)5%临界值10%临界值结论LN ZSQ-2.644965(c ,t ,1)-3.9271-3.4104非平稳LN PJSSC -3.203779(c ,t ,1)-3.9271-3.4104非平稳DLNZSQ -4.085756(c ,t ,1)-3.9948-3.4455平稳DLN PJSSC-4.085756(c ,t ,1)-3.9948-3.4455平稳注:(1)检验类型中的c 和t 表示带有常数项和趋势项,k 表示滞后阶数;(2)滞后期k 的选择标准是以A IC 和SC 值最小为准则[5]。
由上表可知,由于ADF 检验值-2.644965>-3.9271,-3.203779>-3.9271,所以变量LNZSQ,LNPJSSC 非平稳,ADF 检验值-4.085756<-3.9948,所以变量DLNZSQ,DLNPJSSC平稳。
图4 专利授权)阶差分变量的变化趋势综合表2和图1、图2、图4、图5的相关信息,可知虽然时间序列变量L NZSQ 和LNPJSSC 是非平稳的,但图5 技术市场成交额一阶差分变量的变化趋势其一阶差分变量DL NZSQ 和DLNPJSSC 平稳序列。
由此可知L NZSQ 和L NPJSSC 均为一阶单整序列。
1.3 协整检验和误差修正模型运用Johansen 协整检验法对1991~2003年中国专利授权和技术市场发展的协整关系进行检验,检验结果如表3所示。
#976#第6期刘和东:中国技术市场与自主创新关系的实证研究表3Johansen协整检验结果特征值似然比5%的临界值10%的临界值原假设备择假设0.72554715.6494815.4120.04r=0r=10.1216461.4267653.766.65r<=1R=2似然比检验表明:似然比15.64948>15.41, 11426765<3.76,在5%的显著水平,拒绝r=0,接受r=1假设,因此,存在一个协整关系。