工业设计与制造业的关联

1、工业设计与制造业的关联作者：王志华 陈圻 单位：江苏技术师范学院商学院 南京航空 航天大学经济与管理学院1实证研究指标选择与计量研究设计国外设计产业实证研究一般采用从业人员或机构等投入数据4然而国内对设计的统计研究依然处于萌芽阶段。由于政府统计数据的缺乏，至今还未见对工业设计发展状况的计量研究。中国工业设计产业的产出规模仅有个别年度的估计数， 且不同估计相差悬殊，该方 面的统计研究成为急需填补的空白。"指导意见"已经明确要求"健全 信息统计工作。完善国家统计标准，明确工业设计产业统计分类"；但其实施和数据积累还须等待，因此，目前只能另外寻找可用的替代 指

2、标。1.1 工业设计的产出指标选择工业设计是将技术与市场结合的低成本手段， 是技术物质化和实 现批量生产的关键环节之一。据霍金斯对创意产业的定义，开发知识 产权是创意产业最重要的特征。专利是设计产业开发的最主要的知识 产权，是设计活动除了设计方案以外的一项重要产出，专利数量能够代表该机构的创新能力和竞争优势5。斋藤优认为甚至小的创新 也会有显著经济绩效6,因此，创新影响着设计产业的营业能力， 而专利数量一定程度上与该机构潜在的创新能力和营业能力相关。Laakso等认为专利数量可以作为设计产出的测度指标，但他们未进 行此类实证研究7。本文采用可获得的专利数据。考虑专利的有效 性，采用专利授权数（

3、而不是申请数）作为设计产业创新产出（即具 有创新性的产出量）的指标，而没有包含非创新性的产出。更为有效 的创新产出指标应是社会已实施专利数量， 然而国内缺乏完整可信的 相关统计数据8,也没有按申请人统计的专利技术实施合同数据9, 因而只能采用专利授权数指标。1.2 与工业设计相关的专利类型选择专利数据历来被当作研究开发或创新的一项产出， 用于相关领域 的定量研究。我国的三类专利相互有明显的区别， 代表着不同的创造 性成果，各类专利的数据也常常被用于不同领域的研究中。事实上， 在从科学、技术转化为产品乃至商品的市场化流程中， 各类专利起着 不同的作用。一般说来，发明专利与研究开发有较强的相关性，

4、注重 技术可实现性，有明显的技术导向，与工业设计没有明显相关；而实 用新型专利与研究开发、技术性设计和工业设计等都明显相关， 难以 排除工业设计以外的特征。多数文献更看重发明专利并用以代表技术 创新成果，而文献提示，外观设计专利与商品化设计有较强的相关性， 有明显的市场导向，从工业设计角度需要重视外观设计专利10。总 的来说，为了排除可能存在的一部分不属于工业设计业务的研究开发 成果所申请的专利，本文没有将发明专利和实用新型专利计入工业设 计产业的产出。中华人民共和国专利法实施细则第二条第三款对 外观设计的定义是：外观设计是指对产品的形状、图案或者其结合以及色彩与形状、图案所作出的富有美感并适

5、于工业上应用的新设计。外观设计定义中提出“适于工业应用"原则，一般被解释为可复制性， 这使它不仅包括工业，还可以包括建筑环境设等11。在"指导意见" 中将工业设计的应用领域归结为"轻工、纺织、机械、电子信息等行 业"，但是一方面国际国内工业设计的实际应用行业与之相比要广大 的多，另一方面工业设计的外延在国际上并不统一， 按照美国的定 义，以及我国的工业设计协会和学会组织的现状， 工业设计不包含纺 织和服装设计等行业及其从业和研究人员。由于我国没有对工业设计 外延界定的国家标准，本着尊重行业习惯的原则，本文未将纺织、服 装设计、建筑环境设计、平面

6、设计、视觉传达设计纳入工业设计的范 围。本文用适当剔除不属于工业产品设计项目后的外观设计专利作为 代表工业设计的创新产出水平的指标， 根据国际外观设计的洛迦诺 分类表第9版12并结合工业设计的概念及分类，从外观设计中剔 除掉不属于工业设计范畴的10个分类项（主要是纺织、服装、印刷、 建筑、医药等），即为工业设计的专利授权数；由于检索发现剔除 的专利数很少，本文直接采用江苏省全部外观设计专利表征工业设计 的产出。在具体分析时，用百万人口拥有的外观设计专利授权数来表 征工业设计的发展水平。1.3 制造业发展的指标选择一般而言，表征产业发展水平用的是人均产出指标。基于此，本 文用劳动生产率（增加值除

7、以全部从业人员年平均人数）来表征制造 业发展水平。需要说明的是，在公开的统计资料中记载的是当年价格的制造业增加值，而本文需要的是不变价格增加值。为此，可利用下 式来消除价格因素的影响获得不变价格增加值数据：Yt= (pt/p0 ) xY0,(1)式中：Yt第t年制造业的增加值；Y0基准年制造业的 增加值；pt 第t年制造业增加值指数；p0基准年制造业增加 值指数。利用2001-2011年度的江苏统计年鉴，获得外观设计专利、 人口、制造业增加值以及全部从业人员年平均人数，经简单计算就可以得到百万人口拥有的外观设计专利数和 2000年不变价格条件下制 造业的劳动生产率。1.4 计量研究设计本文基于

8、计量经济学软件 Eviews6.0 ,依次运用时间序列的相关 分析、时间序列及其差分的平稳性检验、协整检验、回归分析、格兰 杰因果检验、脉冲响应分析和方差分解分析方法，对江苏省工业设计 和制造业之间的关系进行实证研究，辨明它们之间的相互影响。其中相关分析采用Pearson相关和Spearman级序相关检验，平稳性检验 采用单位根检验，协整检验采用是增广迪基一一富勒检验(ADF3单位根检验方法，必要时对时间序列差分后检验，直到获得单整序列为 止。接着运用双对数模型对工业设计与制造业增加值和结构之间关系 建立二元回归模型，求出两个弹性系数；运用格兰杰因果检验、脉冲 响应分析和方差分解分析方法，从三

9、个方面分析江苏省工业设计与制 造业之间的相互关系，得出结论。2相关性分析通过对比表1中的数据可以发现，从2000年到2010年，江苏外 观设计专利授权数从1996件增加到了 90011件，年均增长率为46.36%; 江苏制造业增加值由2356.34亿元增加到了 9669.24亿元，年均增长 率为15.16%。计算发现这外观设计专利授权数与制造业增加值之间 的Pearson相关系数为0.878,经检验在0.01的水平上是显著的； Spearman相关系数为1.000,在0.01的水平上也是显著的。表明在 所考查的时段内，江苏设计产业的发展与制造业增长之间存在显著的 正相关关系。#p#分页标题#e

10、#3 平稳性检验为了避免伪回归的产生，首先对两组数据的平稳性进行检验，用 单位根检验平稳性。若该序列存在单位根，则说明其是非平稳的。比 较常用的单位根检验方法是增广迪基一一富勒检验(ADF, AugentedDick-ey-FullerTest )法。存在单位根就是原假设H0,如果ADF统计量的绝对值大于临界值的绝对值，则拒绝原假设H0,接受备选假设H (1不存在单位根)，是平稳序列；否则存在单位根，是 非平稳序列。当序列为非平稳，则进行差分后再行检验，直到差分序 列平稳为止。如果用SJt、ZZt分别表示第t年江苏每百万人口拥有 的外观设计专利授权数和制造业的劳动生产率，对它们作单位根检验 的

11、结果如表2所示。由检验结果来看，SJt、ZZt两个序列ADF检验 值的绝对值分别都小于5%k平临界值的绝对值，表明它们在 5%k平 上是非平稳的。但经过对两个序列一阶差分后检验，两个序列的ADF值的绝对值分别均大于 5%平临界值，表明一阶差分后两个序列变 得平稳了，并且这两个序列是一阶单整的。为此就需要对两个序列之 间是否存在这种协整关系进行检验。4 协整检验对于非平稳时间序列来说，如果它们具有同阶单整的，就可能存 在协整关系，可以对它们作线性回归。协整检验可以用乔安森(Johansen)和朱斯利叶斯(Juselius )提出的极大似然法来进行。 SJt和ZZ之间关系的协整检验结果如表 3所示

12、。由SJt和ZZt的协 整检验结果可以看出，第一个极大似然率为 49.5259 ,大于显著性水 平1咐口 5%寸的临界值15.41和20.04,所以在这两个显著性水平上 拒绝原假设，认为两个序列存在协整关系；同时，第二个极大似然率 为3.6333，小于显著性水平为1骑口 5%寸的临界值3.76和6.55 ,所 以在这两个显著性水平上接受原先的零假设，认为两个序列之间只存 在一个协整关系。以上检验表明，这两个序列之间只存在一个协整关 系。5 回归分析该模型F检验的值为26.197，整个方程的显著性水平超过了 1% 常数项和LnZZt回归参数的t检验值分别为-4.762和5.118 ,显著性 水平

13、也超过了 1%判定系数R2、R2的值分为0.863和0.744。这说 明该模型具有较强的解释能力。由模型估计得到的参数可以有这样的 结论：从2000到2010年，江苏工业设计对制造业发展水平的弹性系 数为6.148,即表征工业设计发展水平的百万人拥有的外观设计专利 授权数每增加一个百分点，制造业劳动生产率就会增加5.118个百分 点。这个弹性系数远大于1,表明江苏省制造业发展水平的提高对工业设计的发展推动明显。6 因果检验在协整检验和回归分析基础上，运用格兰杰（Granger）检验法， 进一步识别变量之间的因果关系。对SJt和ZZt之间关系作因果检验 的结果如表4所示。表4中的P值为概率值，利

14、用它也可以来判断假 设检验的显著性。由表中的检验数据可以看出，SJt是ZZt的原因，同时ZZt也是SJt的原因，即江苏设计产业的发展有力推进了制造业 的增长，反过来制造业的增长也促进了设计产业的发展，可见在江苏工业设计与制造业的互动性是明显的。7脉冲响应分析脉冲响应分析通过脉冲响应函数描述系统对某一变量扰动的一 个新信息所做出的动态反应，并从动态反应中判断变量间的时滞关系。 对SJt和ZZt之间关系作脉冲响应分析的结果如图1和图2所示。图 1、2中横轴代表滞后阶数，纵轴代表对冲击的响应程度。由图 1可 以看出，SJt在受到ZZt一个单位正向标准差的冲击后，开始并没有 产生响应，在t=7时才真正

15、出现了响应。此后响应逐步增大，而且是 正负交替的变动状态。由图2可以看出，ZZt在受到SJt一个单位正 向标准差的冲击后也没有立刻产生响应， 在t=6时响应才出现，并且 其变化与SJt在受到的ZZt的冲击非常类似。这说明，设计产业的发 展与制造业的增长有着互动效应，一方的变动会引起另一方的变化。8方差分解分析脉冲响应函数描述的是 VAR中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是把内生变量中的变化分解为对 VAR勺分量冲击。因此，方差分解能给出对变量产生影响的每个随机 扰动相对重要性的信息。如果有限序列之和的方差贡献度大时， 意味 着第j个变量对第i个变量的影响大，反之则影响小。图 3、4中横 轴表示滞后阶数，纵轴表示变量冲击的贡献度。由图 3看出，ZZt对 SJt的方差贡献呈现较为规律的波动趋势，贡献度在某些时点上几乎 接近于0,在某些峰值处，其值也没有超过 10%通过观察图4可以 发现，SJt对ZZt的贡献在初始状态就立刻出现，此后随着时间的推 移贡献度迅速增大，到t=4时，其贡献度就超过了 90%这说明，设 计产业的发展与制造业的增长互有贡献， 制造业增长对设计产业发展 的贡献要小于设计产业发展对制造