中國人力資本與知識市場的協整關系分析

○張林 盧志翔

（廣西大學商學院 廣西 南寧 530004）

一、文獻回顧

隨著科教興國戰略的全面實施，以及國家對科學技術及創新對經濟增長作用的重視，我國的知識市場不斷完善，專利申請和授權量增長迅速，發明專利所占比重進一步提高，專利創新結構進一步優化。近年來，國內的文獻主要集中在知識創新對經濟增長的貢獻上及R＆amp;D與知識創新的關系上。許多文獻以專利數量來評估全國以及各省區創新產出或創新能力（如范麗娜，2005）。薛敬、修亞妹、宋建剛（2007）建立了研究與發展（R＆amp;D）投入與自有專利數關系的模型，并以1991—2004年的數據為基礎，運用計量經濟學中的協整分析方法，對R＆amp;D投入與自有專利數間的關系進行了實證研究，發現“二者存在長期穩定的均衡關系”，并提出相關政策建議。研發要素的投入僅僅是國家知識創新的一個方面，創新是一個從知識創造到經濟價值實現的社會系統，知識市場是知識交易的場所，知識通過市場交易才能夠發揮出經濟效益。目前，知識市場的研究主要集中在企業層面，例如，戴俊、朱小梅（2004）對企業內部知識市場及其價格體系構建進行了研究，崔鑫生（2008）對專利表征的技術進步與經濟增長的關系進行了文獻綜述。這些研究開始關注到區域知識市場的建設問題。專利申請而沒有能夠在知識市場中進行交易從而產生經濟價值應該是主要原因，知識商業化需要通過市場交易來實現。

知識市場的主體是科技工作者，科技工作者在國家創新系統中的作用是非常重要的，是知識生產與創新的源頭，但是，缺乏科技活動人員與知識市場關系的研究，本文將采用協整模型說明科技活動人員總量與知識市場發展的相互影響程度，并提出相關的政策建議。

二、模型構建與數據處理

本文選取1987—2007年間我國科技活動人員總量（H），技術市場成交額（M）的年度數據作為樣本，樣本容量為21。為了消除物價影響，以變量實際值進行計量檢驗，將技術市場成交額用居民消費價格指數處理。所有數據源于中國科學統計網站。同時在用OLS法建立模型時對數據分別取對數，我們采用了對數模型的形式。之所以選擇對數形式，一是為了消除異方差，二是在于方程兩邊同時取對數以后，解釋變量前的系數所表示的就是彈性的概念，以便于實證結果的比較。然后通過兩變量（LnM，lnH）的向量自回歸系統進行分析。

三、協整關系實證分析

1、單位根檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗發現，Ln（M）和Ln（H）在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗。而其差分后的ln（M）在5%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明是一階差分平穩的，即一階單整。對Ln（H）進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列Ln（M）、Ln（H）均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

2、協整檢驗

由于兩個變量是同階單整，所以協整關系檢驗直接用OLS法建立模型，然后對殘差作平衡性檢驗即可。若殘差是平穩的，則兩變量間存在協整關系，否則就不存在。本文構建技術市場成交額（M）和科技活動人員總量（H）之間的實證模型為：

LN（M）=-15.54799+3.710685*LN（H）

R2值為0.923407 D.W.值為0.983785

Prob（F—statistic）為 0.000000

對技術市場成交額（被解釋變量）、科技活動人員總量（解釋變量）做OLS回歸分析，經過檢驗，發現其殘差序列平穩性檢驗結果是平穩的。

根據實證模型和殘差序列平穩檢驗結果，可以得出如下結論：第一，中國科技活動人員總量對技術市場成交額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式的殘差序列為平穩性，變量lnM與lnH之間存在協整關系，即中國的科技活動人員總量與技術市場成交額存在長期穩定關系。第二，由回歸方程可知，科技人員總量（H）每增長1%，技術市場成交額（M）將增長3.71%。原因在于隨著中國科技人員總量的增長，從事發明創造與為知識市場服務的人也增多，促進了中國市場的發展。另外，我國的知識市場發育程度還不高，從事科技活動的人員占我國人口總量比重尚低，根據規模經濟遞減規律可以知道，隨著人力資本要素的不斷投入，技術市場成交額增長會較明顯。

3、誤差修正模型及因果關系檢驗

通過white檢驗發現模型的隨機誤差項存在一定的異方差現象，為了得到理想的模型，尋求適當的方法予以修正。本文應用加權最小二乘法（WLS）消除異方差現象，得到誤差修正模型，結果如下：

△lnM=0.068882-0.476976*△LN（Ht-5）-0.392202*△LN（Ht-6）+

T:（93.128713）（-2.185254）（-1.862937）0.806361*△LN（Mt-1）+0.020635*△LN（Mt-7）-0.131681*Et-1

（6.254672） （0.505247） （-2.791301）

在誤差修正模型中，協整關系對M的增長起到了反向修正作用，當超出中國科技活動人數總量的均衡約束（Et-1）時，則誤差修正作用降低了當期M（彈性系數為-0.131681），M的動態調整過程具有一定的穩定性，而且誤差修正模型Et-1項對應t（-2.791301）值較高，說明中國科技活動人數總量與科技知識交易額之間短期比較穩定。

4、Granger因果關系檢驗

協整檢驗表征變量之間存在長期均衡關系，但是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。H表示科技活動人員總量，M表示技術市場成交額。實證分析及結果見表1。

表1 Granger因果關系檢驗結果

在滯后1期時，科技活動人員總量對于技術市場成交額在5%的顯著性有單向的因果關系，說明了從事科技活動人員的總量對知識市場的發展的影響強度相對較大，一年內對其促進作用就很明顯了。另一方面，在滯后3期時，對于技術市場成交額（M）的發展不是科技活動人員總量（H）的格蘭杰原因假設，拒絕犯第一類錯誤的概率也較低（LM技術市場成交額的可能性程度雖然只有82.5%，但仍能視作為存在因果關系），這說明知識市場的發展變化情況也是科技活動人員總量變動的原因，只是沒那么顯著，影響強度相對較小，效果慢一些，三年后其促進作用才較明顯。

四、主要結論

實證研究表明，科技活動人員總量對于知識市場發展起著不可忽視的作用，知識市場的發展對科技活動人員總量的影響強度相對較小，針對這種情況，提出以下建議：第一，盡管科技活動人員總量對知識市場發展的影響強度較大，但仍然需要一年的滯后期，主要是因為科技人員參加工作后有一個磨合適應的過程，一到兩年后才能出創新成果。因此國家應該加大財政扶持力度，加強科研基礎設施的建設，創造良好的科研環境，同時建立合理的福利制度，加強科技人員職業生涯規劃的培訓引導，讓員工能專心做研究，順利過渡到能出成果的階段，從而促進知識市場的發展。第二，由于多數知識創新，技術發明是由各類科研院所、高校等機構完成的，與市場的掛鉤不強，所以要引導大學和科研院所面向產業界，積極與企業直接合作，提高知識產品的商品轉化率。第三，知識市場的發展對從事科技活動的人員總量的影響不明顯，主要是因為我國的知識市場發育還不夠完善。要優化提升產業結構，加大企業科研力度，提高知識市場開放度，激勵吸引更多的高素質人才投入到科技活動之中。第四，完善技術交易市場和知識產品交易的法律法規。市場是知識產品交換的平臺，要對其進行規范，尊重和保護知識創新者的勞動成果，這樣才有利于知識市場的更好發展。

（注：本文系廣西2008哲學社會科學規劃項目“創新困境與廣西知識經濟發展戰略研究”前期研究成果之一。）

[1]范麗娜：中國內地專利的空間分布及其影響因素分析[J]．北京師范大學學報（社會科學版），2005（2）.

[2]薛敬、修亞妹、宋建剛：基于協整方法的中國R＆D與技術創新實證分析[J].價值工程，2007（6）.

[3]戴俊、朱小梅：企業內部知識市場研究[J].科學學與科學技術管理 （知識管理），2004（3）.

[4]崔鑫生：專利表征的技術進步與經濟增長的關系文獻綜述[J].北京工商大學學報（社會科學版），2008（1）.