競爭情報與經(jīng)濟增長的長期均衡與因果關(guān)系

[摘要] 以中國為案例，對1989-2010年樣本區(qū)間內(nèi)競爭情報與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證性研究。首先通過單位根檢驗考察變量的平穩(wěn)性；其次，通過應用協(xié)整檢驗的方法分析變量的長期均衡特征；最后，通過應用格蘭杰因果檢驗方法對變量之間的因果關(guān)系進行研究。結(jié)果表明，在1994-2010年樣本區(qū)間內(nèi)競爭情報年度論文數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系，把時間序列擴展到1989-2010年，則無這種長期均衡。因果關(guān)系分析發(fā)現(xiàn)，競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間沒有單向因果關(guān)系，也不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

[關(guān)鍵詞] 競爭情報 經(jīng)濟增長 協(xié)整 因果關(guān)系

1 引 言

競爭情報(competitive intelligence， CI)，是美國著名產(chǎn)業(yè)競爭力研究專家、美國哈佛大學工商管理學院邁克爾#8226;波特教授通過近20年的分析研究而形成的比較完整的理論體系。競爭情報的崛起預示了人類由信息化向智能化的發(fā)展，順應了世界經(jīng)濟的發(fā)展趨勢，已經(jīng)對世界經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了重大影響。根據(jù)美國競爭情報從業(yè)人員協(xié)會( SCIP)的權(quán)威定義，競爭情報是指對整體競爭環(huán)境和競爭對手的一個全面監(jiān)測過程，即通過合法手段收集和分析商業(yè)競爭中有關(guān)商業(yè)行為的優(yōu)勢、劣勢和機會的信息。我國于1994年1月由中國科技情報學會、北京市科技情報學會、上海科技情報學會和中國兵工情報學會四家單位聯(lián)合發(fā)起，成立了“中國科技情報學會情報研究暨競爭情報專業(yè)委員會”。 該專業(yè)委員會在1995年5月更名為“中國科學技術(shù)情報學會競爭情報分會”，對外稱為競爭情報專業(yè)人員協(xié)會中國分會（簡稱SCIC）。從此，我國的競爭情報研究工作開始與國際競爭情報研究接軌，并且走上了有組織的道路。中國科技情報學會競爭情報分會理事長包昌火（1998）[1]認為，技術(shù)跟蹤、市場研究、環(huán)境監(jiān)視、對手分析、策略制定和工商秘密保護等方面都包含在競爭情報活動中。競爭情報首先來自于經(jīng)濟活動中的市場競爭，是關(guān)于競爭環(huán)境、競爭對手、競爭態(tài)勢和競爭策略的信息和研究。因此，積極開展競爭情報工作，可以創(chuàng)造出巨大的情報增值，促進經(jīng)濟增長。競爭情報與經(jīng)濟增長成為一個熱門的話題，吸引著人們不斷對其進行探索。在一個以經(jīng)濟建設為中心，又長期處在復雜的國際戰(zhàn)略環(huán)境中的國家來說，如何正確評估競爭情報與經(jīng)濟增長的關(guān)系是我國在經(jīng)濟發(fā)展中需要面對的一個重要課題。

國內(nèi)學者對競爭情報與經(jīng)濟增長的關(guān)系做過一些研究。如彭靖里和馬敏象（2000）[2]、竇偉(2008)[3]、王知津和賀婷婷（2007）[4]等。研究的結(jié)果一般都在理論上支持競爭情報促進了經(jīng)濟增長的觀點，但尚無學者通過實證研究來支持這一觀點。因此，本文選擇1989-2010年的相關(guān)研究數(shù)據(jù)作為基本樣本空間，采用時間序列分析方法對競爭情報與經(jīng)濟增長的關(guān)系做實證研究，以驗證中國的競爭情報與經(jīng)濟增長之間是否存在互相促進的雙向因果關(guān)系。

2 樣本數(shù)據(jù)選取和模型介紹

2.1樣本數(shù)據(jù)的選取

本文分析經(jīng)濟增長所使用的數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站（http://www.stats.gov.cn/），該網(wǎng)站又名中國統(tǒng)計信息網(wǎng)，是中華人民共和國國家統(tǒng)計局的官方網(wǎng)站，是國家統(tǒng)計局對外發(fā)布信息、服務社會公眾的唯一網(wǎng)絡窗口。本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來衡量經(jīng)濟增長，如表1所示：

本文選擇中文科技期刊數(shù)據(jù)庫(全文版)作為年度競爭情報論文發(fā)表數(shù)量統(tǒng)計數(shù)據(jù)源。該庫是目前世界上最大的連續(xù)動態(tài)更新的中國期刊全文數(shù)據(jù)庫，收錄國內(nèi)9100多種重要期刊，以學術(shù)、技術(shù)、政策指導、高等科普及教育類為主，同時收錄部分基礎教育、大眾科普、大眾文化和文藝作品類刊物，學科覆蓋自然科學、工程技術(shù)、農(nóng)業(yè)、哲學、醫(yī)學、人文社會科學等各個領(lǐng)域。本文以該數(shù)據(jù)庫收錄的1989-2010年的競爭情報文獻作為研究數(shù)據(jù)， 檢索途徑:“ 題名或關(guān)鍵詞”， 檢索詞：“競爭情報”，分年度進行檢索，對1989-2010年共22年的年度競爭情報論文發(fā)表數(shù)量進行統(tǒng)計，如表2所示：

從表2可以看出，有關(guān)研究論文呈現(xiàn)明顯的增長趨勢。1989-1993年，我國進行競爭情報研究的文章非常少，主要是因為當時“競爭情報”這個概念剛引入國內(nèi)時間不長，人們的競爭情報意識普遍不強，還未形成競爭情報研究的氣氛，但到2010年相關(guān)研究文章已達到324篇之多。

2.2模型介紹

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(Granger test of causality)一般用于檢驗一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因。易會文（2006）[5]認為作為一種計量經(jīng)濟分析工具，格蘭杰因果檢驗模型可以從統(tǒng)計意義上檢驗變量之間的因果性。但是，隨機變量必須是平穩(wěn)序列才可以進行格蘭杰因果檢驗。所以，格蘭杰因果檢驗包含時間序列的單位根檢驗、變量之間的協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

2.2.1單位根檢驗(unit root test) 單位根檢驗是比較常用的檢驗變量是否穩(wěn)定的過程（Gujarati， 2000）[6]。在任何時候檢測，平穩(wěn)序列的均值、方差和自協(xié)方差都保持不變。可能由于均值發(fā)生變化，所以非平穩(wěn)過程不具有這個性質(zhì)。迪基—富勒（DF）檢驗是比較常用的單位根檢驗方法。由于方程中的殘差項有可能是白噪音(white noise)，所以Dickey和Fuller對DF檢驗法進行了擴充，使得方程式包含有足夠的滯后項，以使得誤差項是序列上獨立的，形成擴充迪基—富勒（Augented Dickey-Fuller，簡記ADF）檢驗，Gujarati（2000）[6]認為ADF檢驗是較為普遍應用的單整檢驗方法 。具體方法是估計回歸方程式：

其中t是時間或趨勢變量，m為滯后階數(shù)，εt為殘差項。該檢驗的零假設 H0:δ=0，即Y有一個單位根，是非平穩(wěn)序列；備擇假設 H1:δ≠0，即Y是平穩(wěn)序列。如果δ的ADF值小于臨界值則拒絕原假設H0，說明Yt是I(0)，即Y是平穩(wěn)序列。否則Y存在單位根，即它是非平穩(wěn)的，需要進一步檢驗，直至確認它是d階單整，即I(d)序列。加入m個滯后項是為了使殘差項εt為白噪音。

2.2.2 協(xié)整檢驗(cointegration test) 然而，大部分整體經(jīng)濟時間序列都可以看作是隨機過程產(chǎn)生的結(jié)果，通常都有一個隨機趨勢，是非平穩(wěn)的。在進行時間系列分析時，當用于平穩(wěn)時間序列的統(tǒng)計方法運用于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)分析時，我們可以對它進行差分，把它變平穩(wěn)，然而差分可能導致兩個序列之間關(guān)系的信息損失，以此做出的結(jié)論很可能是錯誤的。Gujarati（2000）[6]認為凡涉及時間序列數(shù)據(jù)的回歸中，都含有一個常見的問題就是謬誤回歸（spurious regression）問題。所以，動態(tài)計量經(jīng)濟理論要求在進行宏觀經(jīng)濟實證的分析時，首先必須進行變量的平穩(wěn)性檢驗，避免分析時出現(xiàn)謬誤回歸現(xiàn)象，所以 Engle和 Granger提出了協(xié)整理論(Engle-Granger， 1987)[7]。其基本思想在于，兩個或兩個以上的非平穩(wěn)變量序列可能存在某種呈現(xiàn)穩(wěn)定性的線性組合，則這兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。檢驗兩變量之間協(xié)整關(guān)系通常使用Engle-Granger(1987)[7]兩步法，而對于多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗則使用Johansen檢驗。Johansen檢驗是Johansen和Juselius提出的一種用極大似然法進行檢驗的方法。該方法是在多變量向量自回歸(VAR)系統(tǒng)回歸構(gòu)造兩個殘差的積矩陣，通過計算求得矩陣的有序本征值，然后根據(jù)求得的本征值得到一系列的統(tǒng)計量，以此，判斷協(xié)整關(guān)系是否存在以及協(xié)整關(guān)系存在的個數(shù)。Johansen檢驗也是本文采用的方法。

2.2.3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(Granger test of causality) 根據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果，我們可以判斷出變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要利用因果分析進一步驗證。

本研究采用如下的因果分析模型，作為基于向量自回歸（VAR）進行格蘭杰因果分析的基礎：

其中： 分別指t 時刻的經(jīng)濟增長率和相關(guān)論文年度數(shù)量增長； 指代相關(guān)變量的系數(shù)。

3 實證分析與估計結(jié)果

因為本文各變量的時間序列可能是非平穩(wěn)序列，所以，筆者首先對各變量進行單位根平穩(wěn)性檢驗。如果變量具有非平穩(wěn)性，則采用協(xié)整檢驗分析各變量之間的關(guān)系。最后，對變量之間的關(guān)系進行因果分析。

3.1單位根檢驗結(jié)果

為了保證模型的有效性，首先應用Dicker-Fuller標準的單位根檢驗（ADF）對經(jīng)濟增長率（gt）競爭情報論文年度發(fā)表數(shù)量（nt）時間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性進行檢驗。如果變量gt、nt存在單位根，本文將對變量的一階差分序列D(gt)、D(nt)進行檢驗。檢驗結(jié)果如表3所示：

對于1989-2010年區(qū)間時間序列，在原假設 H0:δ=0下，變量gt、nt單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值都大于相應的DW臨界值，從而都接受 H0，表明我國1989-2010年度經(jīng)濟增長率gt序列和相關(guān)論文年度數(shù)量增長（nt）序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。所以，本文繼續(xù)對gt和nt的一階差分序列D(gt)和D(nt)進行ADF單位根檢驗。在原假設 H0:δ=0下，變量D(gt)單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值大于相應的DW臨界值，所以接受 H0，表明D(gt)仍然是不平穩(wěn)的。D(nt)單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值小于相應的DW臨界值，所以拒絕H0，表明D(nt)是平穩(wěn)的，nt為一階單整I(1)過程。

對于1994-2010年區(qū)間時間序列，在原假設 H0:δ=0下，變量gt、nt單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值分別為 1.964857和-2.633378，都大于相應的DW臨界值，從而都接受 H0，表明我國1994-2010年度經(jīng)濟增長率gt序列和相關(guān)論文年度數(shù)量增長nt序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。所以，本文繼續(xù)對gt的一階差分序列D(gt)和相關(guān)論文年度數(shù)量增長nt的一階差分序列D(nt)進行ADF單位根檢驗。在原假設 H0:δ=0下，變量D(gt)單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值為-3.466719小與10%顯著性水平下單位根檢驗的臨界值，D(nt)單位根的t檢驗統(tǒng)計量的值小于1%、5%、10%三個顯著性水平下單位根檢驗的臨界值，所以均拒絕H0，表明D(gt)和D(nt)是平穩(wěn)的。因此，gt和nt均為一階單整I(1)過程，是同階單整的。

3.2 協(xié)整分析結(jié)果

對于1989-2010年區(qū)間時間序列無法進行協(xié)整分析，GDP（gt）和相關(guān)論文年度數(shù)量增長（nt）兩個變量之間不具長期均衡關(guān)系。對于1994-2010年區(qū)間時間序列，考慮時間趨勢，由于經(jīng)濟增長指標GDP（gt）與相關(guān)論文年度數(shù)量增長（nt）均為I(1)過程，可以對其進行協(xié)整分析。這里采用Johansen協(xié)整法檢驗相關(guān)論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系。由于使用的是兩變量系統(tǒng)，因此零假設為無協(xié)整關(guān)系H0:ｒ=0，H1:ｒ=1，拒絕零假設則表明存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表4所示：

檢驗結(jié)果顯示，對于相關(guān)論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長，在零假設H0:ｒ=0下，統(tǒng)計量值大于5%顯著性水平下的臨界值，接受備擇假設H1:ｒ=1，同時在H0:ｒ≤1下，統(tǒng)計量值小于5%顯著性水平下的臨界值，接受H0:ｒ≤1，說明相關(guān)論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間存在1個協(xié)整關(guān)系。這表示在1994-2010時間區(qū)間以內(nèi)，中國的競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間存在一種長期均衡，而如果把時間序列擴展到1989-2010年，則無這種長期均衡。

3.3 因果分析結(jié)果

在協(xié)整檢驗的基礎上，本文對1994-2010年競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示：

1994-2010年區(qū)間數(shù)據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果：在5%顯著水平下，競爭情報論文年度數(shù)量增長nt與經(jīng)濟增長gt 之間沒有格蘭杰因果關(guān)系，nt不是gt的原因，gt也不是nt的原因。從檢驗結(jié)果看，競爭情報論文年度數(shù)量增長對經(jīng)濟增長的影響不明顯，經(jīng)濟增長對競爭情報論文年度數(shù)量增長的影響也不顯著，沒有單向因果關(guān)系，也不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

4 結(jié) 論

本文利用因果分析方法對中國1989-2010年樣本區(qū)間內(nèi)的數(shù)據(jù)進行了實證研究。首先進行了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性分析，單位根檢驗表明，1989-2010年區(qū)間內(nèi)考慮時間趨勢競爭情報論文年度數(shù)量增長的一階差分具平穩(wěn)性，但經(jīng)濟增長具非平穩(wěn)性。1994-2010年區(qū)間內(nèi)考慮時間趨勢競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長的一階差分均具平穩(wěn)性；通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，1994-2010年區(qū)間內(nèi)，中國的競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間存在一種長期均衡，而如果把時間序列擴展到1989-2010年則無這種長期均衡。因果關(guān)系分析發(fā)現(xiàn)，競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間沒有單向因果關(guān)系，也不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。實證研究的結(jié)果是1989-2010年區(qū)間內(nèi)中國競爭情報論文年度數(shù)量增長與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的綜合評價，結(jié)果表明，競爭情報論文年度數(shù)量增長并不是經(jīng)濟增長的一個強的外生變量。

參考文獻：

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[作者簡介] 朱秀嘉，女，1983年生，助理館員，碩士。