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作者：王志華 陳圻 單位：江蘇技術師范學院商學院 南京航空航天大學經濟與管理學院
1實證研究指標選擇與計量研究設計
國外設計產業實證研究一般采用從業人員或機構等投入數據[4]。然而國內對設計的統計研究依然處于萌芽階段。由于政府統計數據的缺乏，至今還未見對工業設計發展狀況的計量研究。中國工業設計產業的產出規模僅有個別年度的估計數，且不同估計相差懸殊①，該方面的統計研究成為急需填補的空白。“指導意見”已經明確要求“健全信息統計工作。完善國家統計標準，明確工業設計產業統計分類”；但其實施和數據積累還須等待，因此，目前只能另外尋找可用的替代指標。
1.1工業設計的產出指標選擇
工業設計是將技術與市場結合的低成本手段，是技術物質化和實現批量生產的關鍵環節之一。據霍金斯對創意產業的定義，開發知識產權是創意產業最重要的特征。專利是設計產業開發的最主要的知識產權②，是設計活動除了設計方案以外的一項重要產出，專利數量能夠代表該機構的創新能力和競爭優勢[5]。齋藤優認為甚至小的創新也會有顯著經濟績效[6]，因此，創新影響著設計產業的營業能力，而專利數量一定程度上與該機構潛在的創新能力和營業能力相關。Laakso等認為專利數量可以作為設計產出的測度指標，但他們未進行此類實證研究[7]。本文采用可獲得的專利數據?？紤]專利的有效性，采用專利授權數（而不是申請數）作為設計產業創新產出（即具有創新性的產出量）的指標，而沒有包含非創新性的產出。更為有效的創新產出指標應是社會已實施專利數量，然而國內缺乏完整可信的相關統計數據[8]，也沒有按申請人統計的專利技術實施合同數據[9]，因而只能采用專利授權數指標。
1.2與工業設計相關的專利類型選擇
專利數據歷來被當作研究開發或創新的一項產出，用于相關領域的定量研究。我國的三類專利相互有明顯的區別，代表著不同的創造性成果，各類專利的數據也常常被用于不同領域的研究中。事實上，在從科學、技術轉化為產品乃至商品的市場化流程中，各類專利起著不同的作用。一般說來，發明專利與研究開發有較強的相關性，注重技術可實現性，有明顯的技術導向，與工業設計沒有明顯相關；而實用新型專利與研究開發、技術性設計和工業設計等都明顯相關，難以排除工業設計以外的特征。多數文獻更看重發明專利并用以代表技術創新成果，而文獻提示，外觀設計專利與商品化設計有較強的相關性，有明顯的市場導向，從工業設計角度需要重視外觀設計專利[10]。總的來說，為了排除可能存在的一部分不屬于工業設計業務的研究開發成果所申請的專利，本文沒有將發明專利和實用新型專利計入工業設計產業的產出。中華人民共和國《專利法實施細則》第二條第三款對外觀設計的定義是：外觀設計是指對產品的形狀、圖案或者其結合以及色彩與形狀、圖案所作出的富有美感并適于工業上應用的新設計。外觀設計定義中提出“適于工業應用”原則，一般被解釋為可復制性，這使它不僅包括工業，還可以包括建筑環境設等[11]。在“指導意見”中將工業設計的應用領域歸結為“輕工、紡織、機械、電子信息等行業”，但是一方面國際國內工業設計的實際應用行業與之相比要廣大的多③，另一方面工業設計的外延在國際上并不統一，按照美國的定義，以及我國的工業設計協會和學會組織的現狀，工業設計不包含紡織和服裝設計等行業及其從業和研究人員。由于我國沒有對工業設計外延界定的國家標準，本著尊重行業習慣的原則，本文未將紡織、服裝設計、建筑環境設計、平面設計、視覺傳達設計納入工業設計的范圍。本文用適當剔除不屬于工業產品設計項目后的外觀設計專利作為代表工業設計的創新產出水平的指標，根據國際外觀設計的《洛迦諾分類表》第9版[12]并結合工業設計的概念及分類，從外觀設計中剔除掉不屬于工業設計范疇的10個分類項（主要是紡織、服裝、印刷、建筑、醫藥等）④，即為工業設計的專利授權數；由于檢索發現剔除的專利數很少，本文直接采用江蘇省全部外觀設計專利表征工業設計的產出。在具體分析時，用百萬人口擁有的外觀設計專利授權數來表征工業設計的發展水平。
1.3制造業發展的指標選擇
一般而言，表征產業發展水平用的是人均產出指標?；诖?，本文用勞動生產率（增加值除以全部從業人員年平均人數）來表征制造業發展水平。需要說明的是，在公開的統計資料中記載的是當年價格的制造業增加值，而本文需要的是不變價格增加值。為此，可利用下式來消除價格因素的影響獲得不變價格增加值數據：Yt=（pt/p0）×Y0，（1）式中：Yt—第t年制造業的增加值；Y0—基準年制造業的增加值；pt—第t年制造業增加值指數；p0—基準年制造業增加值指數。利用2001-2011年度的江蘇統計年鑒，獲得外觀設計專利、人口、制造業增加值以及全部從業人員年平均人數，經簡單計算就可以得到百萬人口擁有的外觀設計專利數和2000年不變價格條件下制造業的勞動生產率。
1.4計量研究設計
本文基于計量經濟學軟件Eviews6.0，依次運用時間序列的相關分析、時間序列及其差分的平穩性檢驗、協整檢驗、回歸分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解分析方法，對江蘇省工業設計和制造業之間的關系進行實證研究，辨明它們之間的相互影響。其中相關分析采用Pearson相關和Spearman級序相關檢驗，平穩性檢驗采用單位根檢驗，協整檢驗采用是增廣迪基—富勒檢驗（ADF）單位根檢驗方法，必要時對時間序列差分后檢驗，直到獲得單整序列為止。接著運用雙對數模型對工業設計與制造業增加值和結構之間關系建立二元回歸模型，求出兩個彈性系數；運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解分析方法，從三個方面分析江蘇省工業設計與制造業之間的相互關系，得出結論。
2相關性分析
通過對比表1中的數據可以發現，從2000年到2010年，江蘇外觀設計專利授權數從1996件增加到了90011件，年均增長率為46.36%；江蘇制造業增加值由2356.34億元增加到了9669.24億元，年均增長率為15.16%。計算發現這外觀設計專利授權數與制造業增加值之間的Pearson相關系數為0.878，經檢驗在0.01的水平上是顯著的；Spearman相關系數為1.000，在0.01的水平上也是顯著的。表明在所考查的時段內，江蘇設計產業的發展與制造業增長之間存在顯著的正相關關系。#p#分頁標題#e#
3平穩性檢驗
為了避免偽回歸的產生，首先對兩組數據的平穩性進行檢驗，用單位根檢驗平穩性。若該序列存在單位根，則說明其是非平穩的。比較常用的單位根檢驗方法是增廣迪基—富勒檢驗（ADF，AugentedDick-ey-FullerTest）法。存在單位根就是原假設H0，如果ADF統計量的絕對值大于臨界值的絕對值，則拒絕原假設H0，接受備選假設H（1不存在單位根），是平穩序列；否則存在單位根，是非平穩序列。當序列為非平穩，則進行差分后再行檢驗，直到差分序列平穩為止。如果用SJt、ZZt分別表示第t年江蘇每百萬人口擁有的外觀設計專利授權數和制造業的勞動生產率，對它們作單位根檢驗的結果如表2所示。由檢驗結果來看，SJt、ZZt兩個序列ADF檢驗值的絕對值分別都小于5%水平臨界值的絕對值，表明它們在5%水平上是非平穩的。但經過對兩個序列一階差分后檢驗，兩個序列的ADF值的絕對值分別均大于5%水平臨界值，表明一階差分后兩個序列變得平穩了，并且這兩個序列是一階單整的。為此就需要對兩個序列之間是否存在這種協整關系進行檢驗。
4協整檢驗
對于非平穩時間序列來說，如果它們具有同階單整的，就可能存在協整關系，可以對它們作線性回歸。協整檢驗可以用喬安森（Johansen）和朱斯利葉斯（Juselius）提出的極大似然法來進行。SJt和ZZ之間關系的協整檢驗結果如表3所示。由SJt和ZZt的協整檢驗結果可以看出，第一個極大似然率為49.5259，大于顯著性水平1%和5%時的臨界值15.41和20.04，所以在這兩個顯著性水平上拒絕原假設，認為兩個序列存在協整關系；同時，第二個極大似然率為3.6333，小于顯著性水平為1%和5%時的臨界值3.76和6.55，所以在這兩個顯著性水平上接受原先的零假設，認為兩個序列之間只存在一個協整關系。以上檢驗表明，這兩個序列之間只存在一個協整關系。
5回歸分析
該模型F檢驗的值為26.197，整個方程的顯著性水平超過了1%；常數項和LnZZt回歸參數的t檢驗值分別為-4.762和5.118，顯著性水平也超過了1%；判定系數R2、R2的值分為0.863和0.744。這說明該模型具有較強的解釋能力。由模型估計得到的參數可以有這樣的結論：從2000到2010年，江蘇工業設計對制造業發展水平的彈性系數為6.148，即表征工業設計發展水平的百萬人擁有的外觀設計專利授權數每增加一個百分點，制造業勞動生產率就會增加5.118個百分點。這個彈性系數遠大于1，表明江蘇省制造業發展水平的提高對工業設計的發展推動明顯。
6因果檢驗
在協整檢驗和回歸分析基礎上，運用格蘭杰（Granger）檢驗法，進一步識別變量之間的因果關系。對SJt和ZZt之間關系作因果檢驗的結果如表4所示。表4中的P值為概率值，利用它也可以來判斷假設檢驗的顯著性。由表中的檢驗數據可以看出，SJt是ZZt的原因，同時ZZt也是SJt的原因，即江蘇設計產業的發展有力推進了制造業的增長，反過來制造業的增長也促進了設計產業的發展，可見在江蘇工業設計與制造業的互動性是明顯的。
7脈沖響應分析
脈沖響應分析通過脈沖響應函數描述系統對某一變量擾動的一個新信息所做出的動態反應，并從動態反應中判斷變量間的時滯關系。對SJt和ZZt之間關系作脈沖響應分析的結果如圖1和圖2所示。圖1、2中橫軸代表滯后階數，縱軸代表對沖擊的響應程度。由圖1可以看出，SJt在受到ZZt一個單位正向標準差的沖擊后，開始并沒有產生響應，在t=7時才真正出現了響應。此后響應逐步增大，而且是正負交替的變動狀態。由圖2可以看出，ZZt在受到SJt一個單位正向標準差的沖擊后也沒有立刻產生響應，在t=6時響應才出現，并且其變化與SJt在受到的ZZt的沖擊非常類似。這說明，設計產業的發展與制造業的增長有著互動效應，一方的變動會引起另一方的變化。
8方差分解分析
脈沖響應函數描述的是VAR中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解是把內生變量中的變化分解為對VAR的分量沖擊。因此，方差分解能給出對變量產生影響的每個隨機擾動相對重要性的信息。如果有限序列之和的方差貢獻度大時，意味著第j個變量對第i個變量的影響大，反之則影響小。圖3、4中橫軸表示滯后階數，縱軸表示變量沖擊的貢獻度。由圖3看出，ZZt對SJt的方差貢獻呈現較為規律的波動趨勢，貢獻度在某些時點上幾乎接近于0，在某些峰值處，其值也沒有超過10%。通過觀察圖4可以發現，SJt對ZZt的貢獻在初始狀態就立刻出現，此后隨著時間的推移貢獻度迅速增大，到t=4時，其貢獻度就超過了90%。這說明，設計產業的發展與制造業的增長互有貢獻，制造業增長對設計產業發展的貢獻要小于設計產業發展對制造業增長的貢獻。
9結論
本文利用時間序列計量分析方法，對江蘇省設計產業發展與制造業增長數量關系、格蘭杰因果關系和動態關系進行了分析，綜合回歸分析、格蘭杰因果關系、脈沖響應分析和方差分解分析結果表明，設計產業發展與制造業增長二者之間存在一定的互動性，制造業增長在一定較大程度上促進了工業設計，而工業設計的發展在較大程度上促進了制造業的增長。這表明工業設計的發展對江蘇經濟增長方式轉變和制造業的增長具有很好的促進作用，但反過來需要研究如何實現制造業帶動工業設計發展的具體路徑和政策措施。
