我國三大地區技術創新能力的動態趨同性研究

[摘要] 通過對我國東部、中部和西部地區的技術創新能力的協整分析，表明這三大地區的技術創新并不存在收斂性，而是體現出動態的共同趨勢。并且，這種協整性僅僅在中西部地區之間存在，而對于東部地區而言，無論是與西部地區還是與中部地區，均不存在協整性。因此，從根本上而言，中西部地區要接收東部地區的技術擴散和溢出效應，需要從制度、觀念、環境等各個方面進行提高，這樣才能促進三大地區的和諧發展。

[關鍵詞] 三大地區 技術創新 共同趨勢

一、引言

技術創新能力是衡量一個國家、一個地區潛在生產力水平高低和經濟增長的重要因素。自從熊比特提出“創新”之后，許多學者紛紛從不同的角度、層次對創新進行了研究。縱觀技術創新的研究領域，可以發現許多研究文獻集中于技術創新對經濟增長的作用等方面，而對于技術創新能力本身在一個國家、一個地區的共同趨勢（收斂性）的研究卻較少。

同時，自從我國先后提出“西部大開發”、“中部崛起”之后，東部、西部、中部地區的協調發展成為研究的熱點，許多學者從資金溢出、技術溢出、管理溢出等多個角度對如何減少區域間差距、發揮中西部地區的“后發優勢”進行了廣泛的研究，但較少對長期內三個地區整體的發展一致性趨勢進行研究。

筆者認為，作為經濟增長的源動力之一的技術創新在減少區域差距中有重要的作用，通過東部地區的技術創新擴散，促進中西部地區的技術引進和技術模仿，從而發揮“后發優勢”，促進整個地區的協調發展。基于此，本文借鑒新古典增長理論和新增長理論關于經濟增長收斂性問題的研究方法，對我國東部、中部和西部地區的技術創新能力的動態共同趨勢（或收斂性）進行實證研究，來探討這三大地區間的技術創新能力呈現出一致的共同趨勢還是收斂性。

二、研究方法

1.協整模型

從美國經濟學家威廉姆森在20世紀50年代提出區域收入趨同的概念后，區域趨同（或區域收斂問題）成為區域經濟學、發展經濟學研究的一個重要議題（沈能等，2005）。國內外學者針對中國經濟增長趨同（或是說收斂性）問題、尤其是改革開放以來我國地區差距是擴大還是縮小的問題，進行了激烈的爭論，張國強等（2006）對此曾進行了詳細的綜述研究。本文則借鑒了Bernand和Durlarf的時間序列方法來分析我國三大地區之間的技術創新能力的共同趨勢（或收斂性）問題。

時間序列分析法，往往從各地區目標變量的時間序列所顯示的關系出發，通過單位根和協整檢驗來判斷地區之間該目標值的差異在長期內會不會消失，從而確定各地區目標變量的收斂性和共同趨勢性（Bernand， Durlarf， 1995， 1996）。根據Bernand和Durlarf對經濟增長共同趨勢和收斂性的定義，筆者對我國三大地區的技術創新能力的共同趨勢和收斂性作如下界定：

其中，，則稱這三個地區的技術創新具有共同趨勢。

該共同趨勢的含義是：在t時刻技術創新的長期預測值成正比例，具有共同趨勢的序列之間有r個協整關系，受到3-r個共同沖擊的影響，且協整向量的形式為[1，]。

同理，對于技術創新的收斂性定義如下：

收斂的含義是：當時間趨向于無窮大時，t時刻技術創新差異的期望值為0。具體而言，收斂要求這3個時間序列具有p-1=2個協整關系，且其協整向量的形式為[1，-1]。

根據共同趨勢和收斂的定義，關鍵是采用協整檢驗方法。在進行協整檢驗前，通常要先進行單位根檢驗來判斷是否是同階單整，對此可采用ADF檢驗。對于兩變量的協整檢驗，可采用EG（Engle和Granger，1987）檢驗法；對于多變量的協整檢驗，需要采用Johanson（1988）檢驗。

EG檢驗相對簡單，假設有xt和yt兩序列，可先建立回歸方程：，根據回歸系數的估計值，來求出模型殘差估計值序列：，從而來判斷該殘差序列是否平穩，若為平穩，則表明存在穩定的協整關系。

Johanson極大似然法相對復雜，設有模型：

其中表示一階差分，yt是包含了3個一階單整（1）的時間序列變量的向量，表示3×3系數矩陣，xt表示確定性變量（0），為壓縮矩陣。

關鍵在于判斷壓縮矩陣的秩r的大小，為此，構建Q跡統計量：

其中Q為樣本容量，為大小排第i步的特征值，r為假設的協整關系的個數，其取值范圍為0～2。

三、數據來源

對于我國三大區域的劃分，有很多學者進行了研究，本文借鑒了Xu（2002）和程建等（2005）的劃分方法，具體而言，東部地區包括北京、天津、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東、遼寧共9個省市，中部地區包括河北、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、山西共10個省市自治區，西部地區包括：廣西、四川、云南、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆共9個省市自治區。之所以未將海南、重慶與西藏包括在內，主要是由于其樣本期過短和數據缺失問題，所以總樣本為28個省市自治區。

關于技術創新能力的指標，筆者采用了國內學者研究通常采用的變量——專利授予量來代表，并經對數化處理。

由于我國《專利法》于1985年4月1日才正式實施，因此，樣本數據段從1985年～2004年。數據統計采用Eviews 3.1軟件。

四、實證結果

1.基本統計描述和單位根檢驗結果

筆者對東部、中部和西部地區的技術創新水平進行了基本統計，結果如表1所示。可以看出，東部地區的技術創新水平明顯地高于中部和西部地區。

表2對三大地區的技術創新水平進行了單位根檢驗。由ADF檢驗值可看出，三個地區的專利授予量的原始序列并不平穩，經過一階差分后在1%水平上高度平穩。因此符合一階單整條件。

同時，對這三大地區的專利授予量建立VAR模型，根據AIC 和SC最小準則，發現當采用1階滯后時最為適宜。因此，下文關于協整的分析均建立在滯后1期的水平上。

2.三大區域技術創新能力的共同趨勢（收斂性）協整檢驗結果

為體現兩兩區域之間的協整性，筆者采用EG方法，如表3所示，東部和中部地區、東部和西部地區并沒有表現出協整關系；而中部和西部地區在10%顯著水平下表現出一定的協整性，即表明中部和西部地區的技術創新在某種程度上存在一定的趨同性。

（注：***表示10%水平下顯著）

進一步，三大地區之間的技術創新能力是否體現共同趨勢還是收斂性，Johansen協整檢驗結果如表4所示。由此可見，在1%顯著水平下，存在1個協整關系。該協整關系表達式為： vecm=east 4.16*middle + 3.01*west + 0.75，其協整向量為：[1，-4.16，3.01]。因此，三大地區的技術創新間存在的是共同趨勢，而不是收斂性。

（注釋：*表示在1%水平上顯著）

五、研究結論

對我國三大地區的實證研究結果表明，東部、中部和西部地區的技術創新發展并不是完全獨立的，東部地區的技術創新能力的擴散對中西部地區的技術進步起到了一定的帶動作用，呈現一定的共同趨勢，但由于三個地區本身所具有的一些特質因素，在長期內受到了兩個隨機因素的共同驅動，體現出一定的比例關系，但并不是收斂關系。

同時對兩兩地區的配比研究中，可以發現，在長期內，中部和西部地區的技術創新能力容易趨于一致，而東部地區與中西部地區的技術創新并不存在協整關系，這進一步表明了東部地區通過向中西部地區進行技術擴散和溢出，并不能帶動三個地區整體技術創新能力的共同提高。究其原因，主要可能還是在于制度、觀念、原有基礎等的差異，使得東部和中西部地區之間存在較大的環境差異，從而影響了技術溢出效應的發揮。

因此，促進三大地區的和諧發展乃至于共同進步，需要有相應環境的配套。僅僅通過東部地區的技術擴散和溢出而達到中西部地區“后發優勢”的發揮，只是理論上的一種空想，更多地是需要中西部地區完善各種制度、更新觀念，營造積極接收、學習、模仿東部技術擴散有益養分的合宜環境，從而真正提高中西部地區的技術水平，達到三大地區的和諧發展。

參考文獻：

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注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文”