京津冀R&D與創(chuàng)新關系對比范文

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一、概念模型與研究假設

（一）概念模型建立

R&D資源與創(chuàng)新績效之間的關系表面上看只是簡單的R&D投入產(chǎn)出關系，實際情況很復雜，直接涉及到“創(chuàng)新活動為什么發(fā)生、如何發(fā)生以及怎樣應用于經(jīng)濟發(fā)展”這個根本問題。綜合以上情況，我們進一步對R&D資源如何通過創(chuàng)新活動影響區(qū)域經(jīng)濟績效進行研究，并提出了包含R&D資源、創(chuàng)新活動和經(jīng)濟績效以及它們之間關系的概念模型，見圖1。

（二）R&D投入與創(chuàng)新活動關系研究假設

R&D資源是提升創(chuàng)新能力和促進科技進步的物質(zhì)基礎，是持續(xù)發(fā)展科技的根本前提和保障。當前的R&D資源投入是對未來增強區(qū)域競爭力的一種投資。隨著科技的迅速發(fā)展，人們對創(chuàng)新的重視程度也隨之增加，近些年對R&D經(jīng)費投入力度也在持續(xù)加大。通過總結(jié)已有學者的研究成果，我們可以得出一個很明確的觀點：創(chuàng)新活動依賴于R&D資源的投入。從宏觀領域看，R&D投入與創(chuàng)新之間有著顯著的相關性，但是不同的學者從不同的角度選取不同的指標得出的結(jié)論有所不同，多數(shù)的研究結(jié)論是R&D投入與創(chuàng)新之間存在顯著的正相關性。京津冀R&D投入與創(chuàng)新之間的相關關系是怎樣的呢?這就是本文所要研究的主要問題之一。本文在對大量相關文獻的研究成果進行分析和總結(jié)的基礎上，提出如下假設：京津冀三地區(qū)R&D投入與創(chuàng)新活動之間具有線性相關關系，并且R&D投入按資金來源分類進行詳細假設。具體的假設如下：假設1（H1）：R&D投入與創(chuàng)新活動兩者之間具有明顯正向的相關性，即：假設兩者之間相互影響且是正向的關系。（1）政府R&D資金對創(chuàng)新活動的相關假設H1.1：政府R&D資金和專利申請量具有相互正向關系H1.2：政府R&D資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關系（2）企業(yè)R&D資金對創(chuàng)新活動的相關假設H1.3：企業(yè)R&D資金和專利申請量具有相互正向關系H1.4：企業(yè)R&D資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關系（3）其他R&D資金對創(chuàng)新活動的相關假設H1.5：其他R&D資金和專利申請量具有相互正向關系H1.6：其他R&D資金和新產(chǎn)品銷售收入具有相互正向關系

（三）創(chuàng)新與經(jīng)濟績效關系研究假設

有關創(chuàng)新與經(jīng)濟績效之間的關系研究，經(jīng)濟學家一直采用不同的框架來分析這一關系，其中最為相關的方法就是“演化”和“新增長”理論。這兩個方法在創(chuàng)新對于經(jīng)濟增長的重要性方面并無二致，但在創(chuàng)新影響經(jīng)濟績效的具體機制方面存在不同的看法。創(chuàng)新促進經(jīng)濟增長的一個重要途徑是技術從發(fā)達的國家（或地區(qū)）向欠發(fā)達國家（或地區(qū)）進行擴散。人們贊同創(chuàng)新是推動經(jīng)濟長期持續(xù)增長的重要因素，但創(chuàng)新如何推動經(jīng)濟增長是復雜的，遠非那種簡單直接的關系。根據(jù)前人的研究成果，我們對京津冀地區(qū)創(chuàng)新活動與經(jīng)濟績效之間的關系提出以下假設。假設2（H2）：創(chuàng)新活動與區(qū)域經(jīng)濟績效兩者之間具有明顯正向的相關性。（1）創(chuàng)新活動之專利申請量對區(qū)域經(jīng)濟績效的相關假設H2.1：專利申請量和區(qū)域經(jīng)濟績效（人均GDP水平）具有相互正向關系H2.2：新產(chǎn)品銷售收入和區(qū)域經(jīng)濟績效（人均GDP水平）具有相互正向關系（2）進出口貿(mào)易程度對區(qū)域經(jīng)濟績效的相關假設H2.3：進出口貿(mào)易程度和區(qū)域經(jīng)濟績效（人均GDP水平）具有相互正向關系

二、模型方法及變量選擇

（一）數(shù)據(jù)收集

我們搜集了2000—2009年的京津冀三省市的相關資料數(shù)據(jù)，包括政府研發(fā)支出、企業(yè)研發(fā)支出、其他研發(fā)支出和專利申請量、新產(chǎn)品銷售收入等數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于中華人民共和國科學技術部網(wǎng)、天津市科學技術委員會網(wǎng)站、河北科技信息網(wǎng)以及《中國統(tǒng)計年鑒》和《全國科技機構統(tǒng)計數(shù)據(jù)集》。其中，本文所采用政府、企業(yè)和其他金融機構的R&D經(jīng)費的詳細數(shù)據(jù)主要來源于各省的科技進步統(tǒng)計監(jiān)測報告。為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們對數(shù)據(jù)作了自然對數(shù)處理。接下來我們利用協(xié)整檢驗考察各種因素之間是否存在長期穩(wěn)定的影響關系，所有的運算都利用Eviews6.0軟件進行。

（二）方法選擇

本文主要利用協(xié)整分析和格蘭杰因果關系檢驗方法研究京津冀R&D資金來源對創(chuàng)新活動產(chǎn)生的影響，運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這種計量模型分析創(chuàng)新活動對經(jīng)濟績效的影響。因為協(xié)整檢驗要求各個變量序列必須是平穩(wěn)序列，所以在進行協(xié)整檢驗之前對變量序列要用單位根檢驗方法檢驗序列的平穩(wěn)性。而且，通過協(xié)整結(jié)果只能分析變量之間是否存在均衡關系，在進行協(xié)整檢驗分析之后，還需用格蘭杰因果關系檢驗變量之間是否存在因果關系，即驗證京津冀R&D資金來源與創(chuàng)新活動之間是否互相存在因果關系。

（三）變量選擇

（1）R&D經(jīng)費支出指標：政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）、其他資金比重（NBP）；R&D經(jīng)費支出按經(jīng)費來源選取指標，其中企業(yè)資金和政府資金在前面已簡單的說明。其他資金是指金融資金和其他資金。金融資金是金融機構從外部提供一些R&D融資渠道，可以提高研發(fā)速度，能夠為R&D資源配置提供一些資金支持。金融資金主要是針對企業(yè)，通過提供股權資本，把科技型的創(chuàng)業(yè)企業(yè)作大。（2）創(chuàng)新活動指標：專利申請量（PT）和新產(chǎn)品銷售收入（NI）。專利是R&D活動的結(jié)晶，是技術創(chuàng)新能力的直接體現(xiàn)，已成為衡量一個國家或地區(qū)科技創(chuàng)新的重要指標，同時也是國家競爭力的重要體現(xiàn)。專利數(shù)據(jù)包括專利申請和專利授權，因為專利申請體現(xiàn)創(chuàng)新水平比專利授權的效果要直觀，而且一般專利授權比專利申請滯后，可能滯后R&D投入更長。考慮到數(shù)據(jù)的可利用性和本論文的需要，故本文對專利申請量數(shù)據(jù)進行分析。新產(chǎn)品銷售收入不僅涉及企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，還包括銷售環(huán)節(jié)，要受到市場環(huán)境、消費者需求等諸多不確定性因素的影響，從盈利能力角度可以反映研發(fā)的效果，以貨幣的方式表達有形資產(chǎn)的增加，即體現(xiàn)了企業(yè)技術創(chuàng)新最終實現(xiàn)的價值，也體現(xiàn)了技術創(chuàng)新為企業(yè)帶來的真實收益，因此對創(chuàng)新成果有很好的代表性。由于現(xiàn)有統(tǒng)計年鑒無法收集到長期的高新技術產(chǎn)業(yè)和小企業(yè)的研發(fā)投入方面的指標，我們用大中型企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入作為衡量指標。（3）區(qū)域經(jīng)濟績效指標：人均GDP水平。本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟績效進行測量。（4）進出口貿(mào)易程度：進出口貿(mào)易額（OP）。對外開放的程度如今也是影響經(jīng)濟增長的重要因素之一，它可以通過“技術外溢”和外部刺激來促進一國或一個地區(qū)的技術變動和經(jīng)濟增長；它還可以通過“邊干邊學”效應和“外溢”效應，促進國內(nèi)企業(yè)的制度創(chuàng)新，以提高技術創(chuàng)新效率，從而提高國際競爭力。本文選取進出口貿(mào)易額作為衡量指標表示進出口貿(mào)易程度。

三、R&D資源與創(chuàng)新活動關系分析

（一）河北省R&D資源與創(chuàng)新活動關系分析

1.變量的單位根檢驗。為了確定單位根檢驗的回歸方程，我們對新序列進行整理。從序列的變化可以看到，有的變量序列存在一定時間趨勢和截距，因此，ADF單位根檢驗回歸方程中應包含截距項和趨勢項。對各變量序列及它們的一階差分序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。通過單位根檢驗結(jié)果我們可以看到，NBP的檢驗值小于其顯著性水平下的臨界值，表明這個序列是平穩(wěn)序列；NGP、NCP、LNI和LPI的檢驗值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個變量序列都存在單位根，從而是非平穩(wěn)序列。而這幾個變量序列的一階序列差分的檢驗統(tǒng)計量值都小于檢驗水平下的臨界值，因此它們的一階差分序列不包含單位根，從而表明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的。

2.變量的協(xié)整檢驗。通過上面單位根檢驗所得的結(jié)果，因為NGP、NCP、LNI、LPI都是一階單整序列，所以可進一步檢驗NGP、NCP與LNI、LPI之間的協(xié)整關系。這里運用Engle-Granger兩步法檢驗它們之間的協(xié)整關系。首先：我們用OLS回歸的方法對NGP、NCP分別和LNI、LPI進行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：LNI=12.09669-23.69753*NGP（1.8816）（7.1953）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（6.4291）（-3.2935）R2=0.5755ADR2=0.5225F=10.84691LPI=10.50057-8.515877*NGP（0.6345）（2.4264）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（16.5494）（-3.5097）R2=0.606257ADR2=0.5770F=12.3179LNI=-1.440218+10.99137×NCP（1.2196）（1.8096）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（-1.879）（6.0737）R2=0.8219ADR2=0.7995F=36.8904LPI=6.133581+3.207804×NCP（0.6626）（0.9831）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（9.2574）（3.2629）R2=0.5710ADR2=0.5173F=10.6466若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.0（58）=1.860，上面四式中各項系數(shù)t檢驗值的絕對值均大于臨界值，表明四個協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗。接下來對上面四個回歸方程的殘差進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表3所示。通過對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的4個協(xié)整方程的殘差在顯著性水平下均為平穩(wěn)序列，證明它們存在協(xié)整關系，即分別存在長期穩(wěn)定關系。從協(xié)整分析結(jié)果我們可以得到的結(jié)果是，各個地區(qū)R&D資金來源比重不同對創(chuàng)新活動成果會有不同影響效果。企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）和專利（LPI）的長期彈性分別為10.99137、3.207804、-23.69753、-8.515877，即表明企業(yè)自有資金與各類創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關系，政府資金與各類創(chuàng)新活動具有負向的協(xié)整關系。企業(yè)資金比重（NCP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.99137大于對專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207804，說明河北省企業(yè)資金投入對新產(chǎn)品銷售收入的影響比專利的影響大。

3.Granger因果關系檢驗為分析上述變量之間是否存在相互影響，我們對NGP、NCP、LNI、LPI四個變量進行Granger因果關系檢驗。檢驗結(jié)果見表4。通過分析Granger因果關系檢驗結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，滯后期為1~2年時，政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關系，并且是單向的關系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關系并不明顯。企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間也存在格蘭杰因果關系，且是單向關系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關系也不明顯。這可能是因為企業(yè)資金使用自由支配的空間比較大，外界給的壓力比較小。因此，企業(yè)就會選擇最有利于企業(yè)價值最大化的投資方向，如新產(chǎn)品開發(fā)等。根據(jù)協(xié)整分析的結(jié)果我們看到政府資金對創(chuàng)新活動成果呈負相關關系。主要原因在于政府資金主要投向科研院所和高校，這些項目時間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對稱性，沒有健全的體系和制度對政府資金的使用進行合理的分配和有效的監(jiān)督，導致政府資金不能被充分利用的現(xiàn)象，這也是造成創(chuàng)新效率不高的原因之一。

（二）天津市R&D資源與創(chuàng)新活動關系分析

1.單位根檢驗（結(jié)果見表5）。通過單位根檢驗結(jié)果我們可以看到，NGP、NCP、NBP、LNI和LPI的檢驗值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個變量序列都存在單位根，從而是非平穩(wěn)序列。NGP、NCP、NBP和LNI這幾個變量序列的一階序列差分的檢驗統(tǒng)計量值都小于檢驗水平下的臨界值，因此它們的一階差分序列不包含單位根，從而表明它們的一階差分序列是平穩(wěn)的。而LPI的二階差分序列是平穩(wěn)的。

2.變量的協(xié)整檢驗。通過上面單位根檢驗所得的結(jié)果，因為NGP、NCP、NBP和LNI都是一階單整序列，所以可進一步檢驗NGP、NCP、NBP和LPI之間的協(xié)整關系。這里同上文一樣運用Engle-Granger兩步法檢驗它們之間的協(xié)整關系。首先：我們用OLS回歸的方法對NGP、NCP、NBP分別和LNI進行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：LNI=9.028865-7.754414×NGP（1.1855）（4.7914）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（7.6162）（-1.6184）R2=0.2466ADR2=0.1525F=2.6192LNI=0.629677+9.741453×NCP（1.1027）（1.6428）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（0.5710）（5.9297）R2=0.8147ADR2=0.7915F=35.1611LNI=8.376617-14.03777×NBP（0.2953）（3.0380）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（28.3655）（-4.620673）R2=0.7274ADR2=0.6934F=21.3506若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.0（58）=1.960，上面三式中各項系數(shù)的t檢驗值的絕對值均大于臨界值，表明四個協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗。其次，對上面三個回歸方程的殘差進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表6所示。通過對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的前1個協(xié)整方程的殘差在顯著性水平下均為平穩(wěn)序列，說明NGP和LNI、NCP和LNI之間存在協(xié)整關系，即分別存在長期穩(wěn)定關系。而第三個協(xié)整方程的殘差序列為非平穩(wěn)序列，說明NBP和LNI之間不存在協(xié)整關系。結(jié)論：從協(xié)整分析結(jié)果我們可以看出，企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的長期彈性分別為9.741453、-7.754414，這表明企業(yè)自有資金與創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關系，政府資金與創(chuàng)新活動具有負向的協(xié)整關系，而其他資金與創(chuàng)新活動的關系不明顯。

3.Granger因果關系檢驗。Granger因果關系檢驗可以用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關系以及其影響的方向。為分析上述變量之間是否存在相互影響，因為NBP與LNI不存在協(xié)整關系，因此我們僅對NGP、NCP、LNI三個變量進行Granger因果關系檢驗。檢驗結(jié)果見表7。通過分析Granger因果關系檢驗結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，在滯后期為2年時，政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關系，但其之間是單向的格蘭杰因果關系。

（三）北京市R&D資源與創(chuàng)新活動關系分析

1.單位根檢驗（結(jié)果見表8）。通過單位根檢驗結(jié)果我們可以看到，NGP序列是平穩(wěn)序列；NBP、NCP和LNI的一階差分序列是平穩(wěn)的，LPI序列為二階差分平穩(wěn)序列。

2.變量的協(xié)整檢驗。因為NBP、NCP和LNI都是一階單整序列，所以可進一步檢驗NBP、NCP與LNI之間的協(xié)整關系。這里運用Engle-Granger兩步法檢驗它們之間的協(xié)整關系。首先我們用OLS回歸的方法對NCP、NBP分別和LNI進行回歸。協(xié)整回歸方程結(jié)果如下：LNI=4.898349+6.115163×NCP（0.9386）（2.6601）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（5.2186）（2.2989）R2=0.3978ADR2=0.3225F=5.2848LNI=7.712961-4.556431×NBP（0.4843）（2.7896）回歸系數(shù)的t檢驗值：t=（15.9250）（-1.9333）R2=0.2501ADR2=0.1563F=2.6678若假定顯著性水平為10％，自由度為8的t分布臨界值為t0.0（58）=1.960，上面四式中各項系數(shù)的t檢驗值的絕對值均大于臨界值，表明2個協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗。其次，對上面2個回歸方程的殘差進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表9。對變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的這兩個協(xié)整方程的殘差序列為非平穩(wěn)序列，說明NCP和LNI、NBP和LNI之間均不存在協(xié)整關系。

3.Granger因果關系檢驗。Granger因果關系檢驗可以用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關系以及影響的方向。為分析上述變量之間是否存在相互影響，因為NBP與LNI不存在協(xié)整關系，因此我們僅對NGP、NCP、LNI三個變量進行Granger因果關系檢驗。檢驗結(jié)果見表10。通過分析Granger因果關系檢驗結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，在滯后期為2年時，政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關系，但其之間是單向的格蘭杰因果關系。

（四）京津冀R&D資源與創(chuàng)新活動關系比較通過數(shù)據(jù)計算結(jié)果我們可以得到以下結(jié)論：

1.就京津冀三地區(qū)的計算結(jié)果看，方程的顯著性較高。河北省企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）和專利（LPI）存在協(xié)整關系，而且企業(yè)自有資金比重與各類創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動具有負向的協(xié)整關系。而且企業(yè)資金比重（NCP）對新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.99137大于對專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207804，說明河北省企業(yè)資金投入對新產(chǎn)品銷售收入的影響比專利的影響大。天津市企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）存在協(xié)整關系，而且企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動具有正向的協(xié)整關系，政府資金比重與創(chuàng)新活動具有負向的協(xié)整關系，而其他資金與創(chuàng)新活動的關系不明顯。北京市R&D經(jīng)費支出與創(chuàng)新活動之間的關系不明顯。

2.在滯后期為1~2年時，河北省政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關系，并且是單向關系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關系并不明顯。企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間也存在格蘭杰因果關系，且是單向關系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關系也不明顯。在滯后期為2年時，天津市政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關系，但其之間是單向的格蘭杰因果關系。在滯后期為2年時，北京市政府資金比重（NGP）、企業(yè)資金比重（NCP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）都有一定的影響關系，但其之間是單向的格蘭杰因果關系。河北省和天津市企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動具有正向的相關關系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動具有負向的相關關系。這可能是因為企業(yè)資金使用自由支配的空間比較大，外界給的壓力比較小。因此，企業(yè)就會選擇最有利于企業(yè)價值最大化的投資方向，如新產(chǎn)品開發(fā)等。而政府資金主要投向科研院所和高校，這些項目時間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對稱性，沒有健全的體系和制度對政府資金的使用進行合理的分配和有效的監(jiān)督，導致政府資金不能被充分利用的現(xiàn)象，這也是造成創(chuàng)新效率不高的原因之一。其他資金對創(chuàng)新成果影響不明顯一是因為其所占R&D經(jīng)費支出比重較少，二是因為其他大部分資金來自金融機構，而金融機構對于資金的使用有許多嚴格的限制條款，對于企業(yè)而言，來自金融機構的資金利息較高，還款的壓力比較大，所以企業(yè)和科研院校很少會利用金融機構的資金去進行研發(fā)。

四、創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長關系分析

經(jīng)濟的增長與發(fā)展和科技創(chuàng)新是相伴相隨的，科技創(chuàng)新是社會發(fā)展和經(jīng)濟增長的主要推動力。結(jié)合前人的研究結(jié)果，選用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這種計量模型，其中實際GDP增長率作為產(chǎn)出，專利和新產(chǎn)品銷售收入與對外開放程度這些影響因素作為投入，即：GDP=a（0PI）a（1NI）a（2OP）a3其中GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值；PI為專利；NI為新產(chǎn)品銷售收入；OP表示開放因素，用進出口總額作為變量；a0、a1、a2、a3分別為三類因素的產(chǎn)出彈性。為保持數(shù)據(jù)相對穩(wěn)定，我們對上式兩邊取對數(shù)，寫成標準的回歸方程得到：lnGDP=a0+a1lnPI+a2lnNI+a3lnOP

（一）河北省創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長回歸分析

LnGDP=5.5143+0.0882LnPI+0.3753LnNI+0.1359LnOPt=（15.8941）（7.6615）（1.6225）（2.8035）其中，DW=1.85166，F(xiàn)=2359.283，ADR2=0.9987通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.9987，說明整個模型估計效果比較理想。專利、新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度三因素對經(jīng)濟增長都有正影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.3753，即當其他因素不變時，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入就會帶來0.3753單位的經(jīng)濟增長；進出口總額對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.1359，即當其他因素不變時，每增加1單位的進出口總額會帶來0.1359單位的經(jīng)濟增長；專利對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.0882，即當其他因素不變時，每增加1單位的專利會帶來0.0882單位的經(jīng)濟增長；新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟增長的影響比其他兩因素的作用都高。從實際情況出發(fā)，創(chuàng)新活動對經(jīng)濟增長的作用還會增強，它將是促進經(jīng)濟增長提高的第一要素。

（二）天津市創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長回歸分析

LnGDP=1.3268-0.0343LnPI+0.3737LnNI+0.5366LnOPt=（4.4996）（-0.3644）（3.5123）（5.6768）其中，DW=2.1606，F(xiàn)=476.577，ADR2=0.9937通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.9937，說明整個模型估計效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度兩個因素對經(jīng)濟增長都有正影響，而專利對經(jīng)濟增長有負影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.3737，即當其他因素不變時，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會帶來0.3737單位的經(jīng)濟增長；進出口總額對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.5366，即當其他因素不變時，每增加1單位的進出口總額會帶來0.5366單位的經(jīng)濟增長。對外開放程度對經(jīng)濟增長的影響比創(chuàng)新活動的作用高。

（三）北京市創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長回歸分析

LnGDP=1.1600-0.0741LnPI+0.5911LnNI+0.3821LnOPt=（0.9165）（-0.5742）（2.2185）（2.5910）其中，DW=1.6389，F(xiàn)=90.5437，ADR2=0.9676通過回歸結(jié)果我們可以看出擬合優(yōu)度為0.9676，說明整個模型估計效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對外開放程度兩個因素對經(jīng)濟增長都有正影響，而專利對經(jīng)濟增長有負影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.5911，即當其他因素不變時，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會帶來0.5911單位的經(jīng)濟增長；進出口總額對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性為0.3821，即當其他因素不變時，每增加1單位的進出口總額會帶來0.3821單位的經(jīng)濟增長。新產(chǎn)品銷售收入對經(jīng)濟增長的影響比對外開放程度的作用高。

（四）京津冀創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長關系比較

就京津冀三大地區(qū)創(chuàng)新活動與經(jīng)濟增長回歸分析的計算結(jié)果總體來看，系數(shù)都比較顯著，DW值可以接受，擬合度都在0.9以上，方程的顯著性較高。我們發(fā)現(xiàn)導致經(jīng)濟增長提高的兩個主要因素———創(chuàng)新（專利和新產(chǎn)品銷售收入）和進出口貿(mào)易———對經(jīng)濟均有顯著積極的影響。但是不同的區(qū)域具有不同特點，具有區(qū)域的差異性，呈明顯的區(qū)域特征，所以創(chuàng)新活動及進出口貿(mào)易對一個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展的推動作用也存在著明顯的區(qū)域差距，北京市和天津市創(chuàng)新活動對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用比較高而河北省比較低。而進出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用則是天津市比北京市的明顯，河北省依然最低。