京津冀R&D與創(chuàng)新關(guān)系對(duì)比范文

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一、概念模型與研究假設(shè)

（一）概念模型建立

R&D資源與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系表面上看只是簡單的R&D投入產(chǎn)出關(guān)系，實(shí)際情況很復(fù)雜，直接涉及到“創(chuàng)新活動(dòng)為什么發(fā)生、如何發(fā)生以及怎樣應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展”這個(gè)根本問題。綜合以上情況，我們進(jìn)一步對(duì)R&D資源如何通過創(chuàng)新活動(dòng)影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效進(jìn)行研究，并提出了包含R&D資源、創(chuàng)新活動(dòng)和經(jīng)濟(jì)績效以及它們之間關(guān)系的概念模型，見圖1。

（二）R&D投入與創(chuàng)新活動(dòng)關(guān)系研究假設(shè)

R&D資源是提升創(chuàng)新能力和促進(jìn)科技進(jìn)步的物質(zhì)基礎(chǔ)，是持續(xù)發(fā)展科技的根本前提和保障。當(dāng)前的R&D資源投入是對(duì)未來增強(qiáng)區(qū)域競爭力的一種投資。隨著科技的迅速發(fā)展，人們對(duì)創(chuàng)新的重視程度也隨之增加，近些年對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入力度也在持續(xù)加大。通過總結(jié)已有學(xué)者的研究成果，我們可以得出一個(gè)很明確的觀點(diǎn)：創(chuàng)新活動(dòng)依賴于R&D資源的投入。從宏觀領(lǐng)域看，R&D投入與創(chuàng)新之間有著顯著的相關(guān)性，但是不同的學(xué)者從不同的角度選取不同的指標(biāo)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(guān)性。京津冀R&D投入與創(chuàng)新之間的相關(guān)關(guān)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(duì)大量相關(guān)文獻(xiàn)的研究成果進(jìn)行分析和總結(jié)的基礎(chǔ)上，提出如下假設(shè)：京津冀三地區(qū)R&D投入與創(chuàng)新活動(dòng)之間具有線性相關(guān)關(guān)系，并且R&D投入按資金來源分類進(jìn)行詳細(xì)假設(shè)。具體的假設(shè)如下：假設(shè)1（H1）：R&D投入與創(chuàng)新活動(dòng)兩者之間具有明顯正向的相關(guān)性，即：假設(shè)兩者之間相互影響且是正向的關(guān)系。（1）政府R&D資金對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的相關(guān)假設(shè)H1.1：政府R&D資金和專利申請(qǐng)量具有相互正向關(guān)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(guān)系（2）企業(yè)R&D資金對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的相關(guān)假設(shè)H1.3：企業(yè)R&D資金和專利申請(qǐng)量具有相互正向關(guān)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(guān)系（3）其他R&D資金對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的相關(guān)假設(shè)H1.5：其他R&D資金和專利申請(qǐng)量具有相互正向關(guān)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(guān)系

（三）創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效關(guān)系研究假設(shè)

有關(guān)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系研究，經(jīng)濟(jì)學(xué)家一直采用不同的框架來分析這一關(guān)系，其中最為相關(guān)的方法就是“演化”和“新增長”理論。這兩個(gè)方法在創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的重要性方面并無二致，但在創(chuàng)新影響經(jīng)濟(jì)績效的具體機(jī)制方面存在不同的看法。創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要途徑是技術(shù)從發(fā)達(dá)的國家（或地區(qū)）向欠發(fā)達(dá)國家（或地區(qū)）進(jìn)行擴(kuò)散。人們贊同創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)長期持續(xù)增長的重要因素，但創(chuàng)新如何推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長是復(fù)雜的，遠(yuǎn)非那種簡單直接的關(guān)系。根據(jù)前人的研究成果，我們對(duì)京津冀地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系提出以下假設(shè)。假設(shè)2（H2）：創(chuàng)新活動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效兩者之間具有明顯正向的相關(guān)性。（1）創(chuàng)新活動(dòng)之專利申請(qǐng)量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效的相關(guān)假設(shè)H2.1：專利申請(qǐng)量和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)系H2.2：新產(chǎn)品銷售收入和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)系（2）進(jìn)出口貿(mào)易程度對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效的相關(guān)假設(shè)H2.3：進(jìn)出口貿(mào)易程度和區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效（人均GDP水平）具有相互正向關(guān)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(guān)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(qǐng)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(xué)技術(shù)部網(wǎng)、天津市科學(xué)技術(shù)委員會(huì)網(wǎng)站、河北科技信息網(wǎng)以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《全國科技機(jī)構(gòu)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)集》。其中，本文所采用政府、企業(yè)和其他金融機(jī)構(gòu)的R&D經(jīng)費(fèi)的詳細(xì)數(shù)據(jù)主要來源于各省的科技進(jìn)步統(tǒng)計(jì)監(jiān)測(cè)報(bào)告。為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們對(duì)數(shù)據(jù)作了自然對(duì)數(shù)處理。接下來我們利用協(xié)整檢驗(yàn)考察各種因素之間是否存在長期穩(wěn)定的影響關(guān)系，所有的運(yùn)算都利用Eviews6.0軟件進(jìn)行。

（二）方法選擇

本文主要利用協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法研究京津冀R&D資金來源對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的影響，運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)這種計(jì)量模型分析創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)績效的影響。因?yàn)閰f(xié)整檢驗(yàn)要求各個(gè)變量序列必須是平穩(wěn)序列，所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前對(duì)變量序列要用單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)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(guān)系，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析之后，還需用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)變量之間是否存在因果關(guān)系，即驗(yàn)證京津冀R&D資金來源與創(chuàng)新活動(dòng)之間是否互相存在因果關(guān)系。

（三）變量選擇

（1）R&D經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)：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(fèi)支出按經(jīng)費(fèi)來源選取指標(biāo)，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(jī)構(gòu)從外部提供一些R&D融資渠道，可以提高研發(fā)速度，能夠?yàn)镽&D資源配置提供一些資金支持。金融資金主要是針對(duì)企業(yè)，通過提供股權(quán)資本，把科技型的創(chuàng)業(yè)企業(yè)作大。（2）創(chuàng)新活動(dòng)指標(biāo)：專利申請(qǐng)量（PT）和新產(chǎn)品銷售收入（NI）。專利是R&D活動(dòng)的結(jié)晶，是技術(shù)創(chuàng)新能力的直接體現(xiàn)，已成為衡量一個(gè)國家或地區(qū)科技創(chuàng)新的重要指標(biāo)，同時(shí)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(qǐng)和專利授權(quán)，因?yàn)閷＠暾?qǐng)?bào)w現(xiàn)創(chuàng)新水平比專利授權(quán)的效果要直觀，而且一般專利授權(quán)比專利申請(qǐng)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(duì)專利申請(qǐng)量數(shù)據(jù)進(jìn)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(chǎng)環(huán)境、消費(fèi)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(dá)有形資產(chǎn)的增加，即體現(xiàn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新最終實(shí)現(xiàn)的價(jià)值，也體現(xiàn)了技術(shù)創(chuàng)新為企業(yè)帶來的真實(shí)收益，因此對(duì)創(chuàng)新成果有很好的代表性。由于現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒無法收集到長期的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和小企業(yè)的研發(fā)投入方面的指標(biāo)，我們用大中型企業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入作為衡量指標(biāo)。（3）區(qū)域經(jīng)濟(jì)績效指標(biāo)：人均GDP水平。本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟(jì)績效進(jìn)行測(cè)量。（4）進(jìn)出口貿(mào)易程度：進(jìn)出口貿(mào)易額（OP）。對(duì)外開放的程度如今也是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一，它可以通過“技術(shù)外溢”和外部刺激來促進(jìn)一國或一個(gè)地區(qū)的技術(shù)變動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長；它還可以通過“邊干邊學(xué)”效應(yīng)和“外溢”效應(yīng)，促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)的制度創(chuàng)新，以提高技術(shù)創(chuàng)新效率，從而提高國際競爭力。本文選取進(jìn)出口貿(mào)易額作為衡量指標(biāo)表示進(jìn)出口貿(mào)易程度。

三、R&D資源與創(chuàng)新活動(dòng)關(guān)系分析

（一）河北省R&D資源與創(chuàng)新活動(dòng)關(guān)系分析

1.變量的單位根檢驗(yàn)。為了確定單位根檢驗(yàn)的回歸方程，我們對(duì)新序列進(jìn)行整理。從序列的變化可以看到，有的變量序列存在一定時(shí)間趨勢(shì)和截距，因此，ADF單位根檢驗(yàn)回歸方程中應(yīng)包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。對(duì)各變量序列及它們的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，NBP的檢驗(yàn)值小于其顯著性水平下的臨界值，表明這個(gè)序列是平穩(wěn)序列；NGP、NCP、LNI和LPI的檢驗(yàn)值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個(gè)變量序列都存在單位根，從而是非平穩(wěn)序列。而這幾個(gè)變量序列的一階序列差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于檢驗(yàn)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(yàn)。通過上面單位根檢驗(yàn)所得的結(jié)果，因?yàn)镹GP、NCP、LNI、LPI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NGP、NCP與LNI、LPI之間的協(xié)整關(guān)系。這里運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。首先：我們用OLS回歸的方法對(duì)NGP、NCP分別和LNI、LPI進(jìn)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(yàn)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(yàn)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(yàn)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(yàn)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(xiàng)系數(shù)t檢驗(yàn)值的絕對(duì)值均大于臨界值，表明四個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。接下來對(duì)上面四個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表3所示。通過對(duì)變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的4個(gè)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(guān)系，即分別存在長期穩(wěn)定關(guān)系。從協(xié)整分析結(jié)果我們可以得到的結(jié)果是，各個(gè)地區(qū)R&D資金來源比重不同對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)成果會(huì)有不同影響效果。企業(yè)資金比重（NCP）、政府資金比重（NGP）對(duì)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(dòng)具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金與各類創(chuàng)新活動(dòng)具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系。企業(yè)資金比重（NCP）對(duì)新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.99137大于對(duì)專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207804，說明河北省企業(yè)資金投入對(duì)新產(chǎn)品銷售收入的影響比專利的影響大。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)為分析上述變量之間是否存在相互影響，我們對(duì)NGP、NCP、LNI、LPI四個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，滯后期為1~2年時(shí)，政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關(guān)系，并且是單向的關(guān)系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關(guān)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(guān)系，且是單向關(guān)系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關(guān)系也不明顯。這可能是因?yàn)槠髽I(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(huì)選擇最有利于企業(yè)價(jià)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(duì)創(chuàng)新活動(dòng)成果呈負(fù)相關(guān)關(guān)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(xiàng)目時(shí)間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對(duì)稱性，沒有健全的體系和制度對(duì)政府資金的使用進(jìn)行合理的分配和有效的監(jiān)督，導(dǎo)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(dòng)關(guān)系分析

1.單位根檢驗(yàn)（結(jié)果見表5）。通過單位根檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，NGP、NCP、NBP、LNI和LPI的檢驗(yàn)值分別大于其顯著性水平下的臨界值，表明這幾個(gè)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(gè)變量序列的一階序列差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于檢驗(yàn)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(yàn)。通過上面單位根檢驗(yàn)所得的結(jié)果，因?yàn)镹GP、NCP、NBP和LNI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NGP、NCP、NBP和LPI之間的協(xié)整關(guān)系。這里同上文一樣運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。首先：我們用OLS回歸的方法對(duì)NGP、NCP、NBP分別和LNI進(jìn)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(yàn)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(yàn)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(yàn)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(xiàng)系數(shù)的t檢驗(yàn)值的絕對(duì)值均大于臨界值，表明四個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。其次，對(duì)上面三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。通過對(duì)變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的前1個(gè)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(guān)系，即分別存在長期穩(wěn)定關(guān)系。而第三個(gè)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(guān)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(duì)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(dòng)具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金與創(chuàng)新活動(dòng)具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系，而其他資金與創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)系不明顯。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)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?yàn)镹BP與LNI不存在協(xié)整關(guān)系，因此我們僅對(duì)NGP、NCP、LNI三個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表7。通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，在滯后期為2年時(shí)，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(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

（三）北京市R&D資源與創(chuàng)新活動(dòng)關(guān)系分析

1.單位根檢驗(yàn)（結(jié)果見表8）。通過單位根檢驗(yàn)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(yàn)。因?yàn)镹BP、NCP和LNI都是一階單整序列，所以可進(jìn)一步檢驗(yàn)NBP、NCP與LNI之間的協(xié)整關(guān)系。這里運(yùn)用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。首先我們用OLS回歸的方法對(duì)NCP、NBP分別和LNI進(jìn)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(yàn)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(yàn)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(xiàng)系數(shù)的t檢驗(yàn)值的絕對(duì)值均大于臨界值，表明2個(gè)協(xié)整回歸方程的所有系數(shù)均通過t檢驗(yàn)。其次，對(duì)上面2個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表9。對(duì)變量的單位根和殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：通過OLS回歸得到的這兩個(gè)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(guān)系。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以用來確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)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?yàn)镹BP與LNI不存在協(xié)整關(guān)系，因此我們僅對(duì)NGP、NCP、LNI三個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表10。通過分析Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出：在顯著性水平下，在滯后期為2年時(shí)，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(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。

（四）京津冀R&D資源與創(chuàng)新活動(dòng)關(guān)系比較通過數(shù)據(jù)計(jì)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(jì)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(guān)系，而且企業(yè)自有資金比重與各類創(chuàng)新活動(dòng)具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動(dòng)具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系。而且企業(yè)資金比重（NCP）對(duì)新產(chǎn)品銷售收入（LNI）的彈性系數(shù)10.99137大于對(duì)專利（LPI）的彈性系數(shù)3.207804，說明河北省企業(yè)資金投入對(duì)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(guān)系，而且企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動(dòng)具有正向的協(xié)整關(guān)系，政府資金比重與創(chuàng)新活動(dòng)具有負(fù)向的協(xié)整關(guān)系，而其他資金與創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)系不明顯。北京市R&D經(jīng)費(fèi)支出與創(chuàng)新活動(dòng)之間的關(guān)系不明顯。

2.在滯后期為1~2年時(shí)，河北省政府資金比重（NGP）與專利（LPI）之間存在格蘭杰因果關(guān)系，并且是單向關(guān)系；但政府資金比重（NGP）與新產(chǎn)品銷售收入（LNI）之間影響關(guān)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(guān)系，且是單向關(guān)系的影響；企業(yè)資金比重（NCP）與專利（LPI）之間影響關(guān)系也不明顯。在滯后期為2年時(shí)，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(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。在滯后期為2年時(shí)，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(guān)系，但其之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。河北省和天津市企業(yè)自有資金比重與創(chuàng)新活動(dòng)具有正向的相關(guān)關(guān)系，政府資金比重與各類創(chuàng)新活動(dòng)具有負(fù)向的相關(guān)關(guān)系。這可能是因?yàn)槠髽I(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(huì)選擇最有利于企業(yè)價(jià)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(xiàng)目時(shí)間較長，科技成果不顯著。另外，由于信息的不對(duì)稱性，沒有健全的體系和制度對(duì)政府資金的使用進(jìn)行合理的分配和有效的監(jiān)督，導(dǎo)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(duì)創(chuàng)新成果影響不明顯一是因?yàn)槠渌糝&D經(jīng)費(fèi)支出比重較少，二是因?yàn)槠渌蟛糠仲Y金來自金融機(jī)構(gòu)，而金融機(jī)構(gòu)對(duì)于資金的使用有許多嚴(yán)格的限制條款，對(duì)于企業(yè)而言，來自金融機(jī)構(gòu)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(huì)利用金融機(jī)構(gòu)的資金去進(jìn)行研發(fā)。

四、創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析

經(jīng)濟(jì)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(huì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的主要推動(dòng)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(jì)量模型，其中實(shí)際GDP增長率作為產(chǎn)出，專利和新產(chǎn)品銷售收入與對(duì)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(jìn)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?jǐn)?shù)據(jù)相對(duì)穩(wěn)定，我們對(duì)上式兩邊取對(duì)數(shù)，寫成標(biāo)準(zhǔn)的回歸方程得到：lnGDP=a0+a1lnPI+a2lnNI+a3lnOP

（一）河北省創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)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(gè)模型估計(jì)效果比較理想。專利、新產(chǎn)品銷售收入和對(duì)外開放程度三因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都有正影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.3753，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入就會(huì)帶來0.3753單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.1359，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會(huì)帶來0.1359單位的經(jīng)濟(jì)增長；專利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.0882，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的專利會(huì)帶來0.0882單位的經(jīng)濟(jì)增長；新產(chǎn)品銷售收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響比其他兩因素的作用都高。從實(shí)際情況出發(fā)，創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用還會(huì)增強(qiáng)，它將是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長提高的第一要素。

（二）天津市創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)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(gè)模型估計(jì)效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對(duì)外開放程度兩個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都有正影響，而專利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.3737，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會(huì)帶來0.3737單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.5366，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會(huì)帶來0.5366單位的經(jīng)濟(jì)增長。對(duì)外開放程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響比創(chuàng)新活動(dòng)的作用高。

（三）北京市創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)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(gè)模型估計(jì)效果比較理想。新產(chǎn)品銷售收入和對(duì)外開放程度兩個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都有正影響，而專利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響。從彈性系數(shù)看，新產(chǎn)品銷售收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.5911，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的新產(chǎn)品銷售收入會(huì)帶來0.5911單位的經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0.3821，即當(dāng)其他因素不變時(shí)，每增加1單位的進(jìn)出口總額會(huì)帶來0.3821單位的經(jīng)濟(jì)增長。新產(chǎn)品銷售收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響比對(duì)外開放程度的作用高。

（四）京津冀創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系比較

就京津冀三大地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長回歸分析的計(jì)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(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長提高的兩個(gè)主要因素———?jiǎng)?chuàng)新（專利和新產(chǎn)品銷售收入）和進(jìn)出口貿(mào)易———對(duì)經(jīng)濟(jì)均有顯著積極的影響。但是不同的區(qū)域具有不同特點(diǎn)，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(dòng)及進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)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(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用比較高而河北省比較低。而進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用則是天津市比北京市的明顯，河北省依然最低。