数量经济与技术第1篇

关键词：资本体现式技术进步；经济增长；小波变换；关联效应

技术进步是经济增长的重要决定因素，但技术进步对经济增长作用并非完全独立，往往以不同方式与资本或劳动要素相结合，通过提高要素配置效率和要素生产率方式促进经济增长。技术进步和生产要素组合形式不同，对要素生产率和经济增长效率影响差异显著。其中无偏性即中性技术进步能够同比例提高所有生产要素投入效率，以全要素生产率方法就可以有效测算技术进步。但若有偏性技术进步并非单独发挥作用而是依附于资本或劳动投入，并非均等提高资本或劳动质量，仅以全要素生产率方法测算技术进步就存在许多局限，结果可能有悖于现实经济中整体技术进步的作用贡献，也无法刻画经济增长过程中整体技术进步及资本和劳动质量变化的全部。［1］

当前，世界各国普遍出现经济高增长和全要素生产率下降共存的现象，事实表明中性技术进步并非反映经济增长质量的全部。Gordon（1990、 2000、2002），Greenwood and Yorukoglu（1997），Greenwood、Hercowitz、Krusell（1997）和Greenwood、Jovanovic（2001）发现，20世纪90年代后技术进步主要与有形物化的资本品结合，一国经济正是利用内含最新技术的设备投资特别是信息软件业设备，通过资本和技术进步相耦合方式（即资本体现式技术进步）实现快速增长。Gordon［2］和Hulten［3］等测算出机器设备投资中有形的技术进步对美国经济增长的作用贡献，发现1954年到1990年间美国资本体现式技术进步每年以3%的速率增长，占技术进步总贡献率的2/3以上，其中美国战后60%的生产率增长来自资本体现式技术进步。［4］

同样，黄先海等［5］利用中国工业数据分析表明，中国的技术进步也完全可能融合于物化型设备投资中，通过设备更新换代提升技术进步和生产率。赵志耘等［6］构建了一个区分设备投资和建筑资本投资的内生经济增长模型，通过界定设备投资和建设投资相对价格与边际收益与技术进步的关系，依据中国经济改革和发展过程中高投资收益率和设备相对价格下降的经验事实，发现我国以设备进口为主的技术引进方式实现的设备积累速度远高于建筑资本积累速度，判定了中国资本体现式技术进步的存在性。同时，应该强调，生产要素对经济增长作用并非固定不变，在不同的经济发展阶段、不同资源要素禀赋和政治经济制度环境约束下，要素贡献都将呈现出时间性和阶段性的变化趋势，而技术进步作用方式因发展阶段和资源禀赋结构不同而表现迥异，即技术进步作用存在动态阶段性规律。［7］由于国内普遍缺乏对资本体现式技术进步的关注，相关的定量研究也几乎无人涉及，特别是20世纪80年代以来我国中性技术进步贡献与经济增长趋势并不保持一致，真实经济发展过程中的技术进步更多表现出与机器设备投资相融合的趋势。为考察资本体现式技术进步的作用特征，本文利用设备工业品与建筑工业品的相对价格指数，构建资本体现式技术进步指数分析蕴涵在设备中的体现式技术进步变化特征，及其与经济增长率的周期波动关联性。

一、资本体现式技术进步动态变化规律

在资本体现式技术进步的分析中，通常利用设备品的相对价格来反映。国内外相关研究也多数采用此种方法，如陈师、赵磊（2009）就以消费价格指数与设备价格指数之比来衡量投资专有技术进步。在此我们以设备资本与建筑资本的相对价格指数的倒数来表征资本体现式技术进步增长及变化趋势。在此首先利用1980—2007年建筑资本和设备资本的年度相对价格指数来构建资本体现式技术进步指数，如图1所示。

数据显示：资本体现式技术进步在改革开放初期变化幅度不大，但自20世纪80年代中期开始到90年代中期出现快速增长，特别是在1987年资本体现式技术进步的增长率超过了20%，这表明在此期间我国以设备资本品投资方式实现的技术进步增长迅速，也是类似于我国这样的发展中国家实现技术升级、缩小和发达国家技术差距的主要途径。而在90年代中期后资本体现式技术进步的增长速度放缓，基本都在4%均值上下小幅波动。考察资本体现式技术进步在80年代、90年代和21世纪初三个时段的平均增长率，分别为6.7%、4.7%和3.5%，呈现明显递减特征。观察资本体现式技术进步的趋势分量，可以看出资本体现式技术进步呈现出抛物线型的增长趋势，在20世纪80年代中期出现了一个峰，表明该时段是我国资本体现式技术进步的快速增长期，90年代中期后增速逐渐转缓。主要原因可能是，改革开放初期我国与其他发达国家的技术差距形成了模仿和复制的成本优势，因此以先进技术设备引进与投入为载体的物化型技术进步成为我国技术快速升级的主要形式，但随着与发达国家技术差距的缩小和边际收益下降，资本体现式技术进步的增长速度会逐渐减缓。进入21世纪后，资本体现式技术进步增长趋势分量近似于一条水平线。

为深入分析近年来资本体现式技术进步的变化特征，我们选择月度数据进行细化分析。首先采用分类资产价格指数构建资本体现式技术进步指数，在机械工业品中选择具有较高投资价值且质量发生明显变化的四类工业品，分别为通信设备、计算机及其他电子设备，通用设备，电气机械及器材，仪器仪表及文化办公机械，进行加权平均构建设备品价格指数PPIE，以反映机械设备质量变化的综合趋势。其权重为该行业工业总产值的比重， 即:

之所以选择通信设备、计算机及其他电子设备等四类制造业工业品出厂价格指数，原因在于通信设备、计算机及电子等设备技术含量和其他设备相比投资价值更高，技术水平高且技术更新也快于其他设备品，对资本体现式技术进步的表征更直接、更敏感。将设备品价格指数与建筑材料工业品出厂价格指数的比值的倒数作为综合设备中的资本体现式技术进步指数ETC，同时还将通信设备、计算机及其他电子设备指数与建筑材料工业品出厂价格指数的比值的倒数ETCCE，以分析蕴涵在前沿设备中的体现式技术进步，如图2所示，数据来源于国家统计局，样本区间为1999年1月到2010年3月。 #p#分页标题#e#

图2显示，综合设备中的资本体现式技术进步指数ETC与前沿设备投资品中的体现式技术进步指数ETCCE具有相似的变化特征，在2003年和2008年都出现快速增长，这与依据年度数据构建资本体现式技术进步指数的结论相一致。其中综合设备中的体现式技术进步指数ETC在2003年12月阶段最大值为7.5%，2008年8月的阶段最大值为9.02%，而前沿设备中的体现式技术进步指数ETCCE比综合设备中的体现式技术进步增长更快，在各个阶段都高于综合设备中的体现式技术进步增长率，2004年3月的阶段最大值为11.6%，2008年8月的阶段最大值为12.8%。在整个样本区间内综合设备中的体现式技术进步年均增长率为3.22%，而前沿设备中的体现式技术进步年均增长率为5.86%。

二、资本体现式技术进步和经济增长周期波动关联效应

利用月度数据考察资本体现式技术进步和经济增长率的动态变化规律。综合设备中的资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR的月度变化路径如图3所示，经济增长率GDPR的月度数据是将季度数据采用频率转换获得。

图3显示的是自20世纪90年代中期以来，我国资本体现式技术进步与经济增长率的变化特征有所不同，经济增长率在90年代末期出现下落特征，但在21世纪初期开始平稳上升，在2007年达到的最大值为13%。受世界经济危机的影响在2008年初开始快速下降，但2009年初又出现明显回升。资本体现式技术进步ETC没有出现明显的增速平稳上升特征，与经济增长率相比其波动幅度较小，只是在2003年和2008年出现大幅增长，其变化特征显示其增长并没有受世界金融危机和经济危机的影响。下面，进一步采用小波变换方法分析资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR各层分量的变化特征。

从小波变换系数WTf(m,n)中可以得到f(t)在时间窗[mt+n-mΔt,mt+n+mΔt]的部分信息，同时可以得到f(t)在频率窗[θ/m-Δθ/m,θ/m+Δθ/m]的部分信息。因此，当m值小时，mt+n-mΔt和mt+n+mΔt很小，时间窗很小。而在频域上θ/m-Δθ/m和θ/m+Δθ/m很大，频率窗很大，相当于在短周期内用高频小波作高分辨率分析。当m值大时，时间窗很大，而频率窗小，相当于在长周期内用低频小波作低分辨分析。［9］

本文采用DB4小波变换将资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR进行分层，根据我国经济周期波动的特点和周期的划分，将小波变换的最大尺度α取为27=128个月。通过小波变换，将时间序列分解就可以得到不同尺度下的分量谱图。小波分解后的前三层尺度为21～23，是周期1～8个月的分量，即频率为0.125～1的分量，包含了序列中的随机因素和不规则因素。第四层尺度为24，是周期9～16个月的分量，即频率为0.063～0.125的分量，称为短周期分量，记为ETCS和GDPRS，如图4所示。第五层尺度为25，是周期17～32个月的分量，即频率为0.031～0.063的分量，第六层尺度为26，是周期33～64个月的分量，即频率为0.016～0.031分量，我们将小波分解后的第五层和第六层分量合并，将其称为中周期分量，记为ETCM和GDPRM，如图5所示。第七层尺度为27，是周期65～128个月的分量，即频率为0.008～0.016的分量，我们将其称为长周期分量，记为ETCL和GDPRL，如图6所示。

图4显示，在短周期资本体现式技术进步与经济增长率波动不同，部分时期呈现出相反的变化特征，如在2000年初资本体现式技术进步ETCS呈现下降趋势，而经济增长率呈现上升趋势，在2005年中期资本体现式技术进步达到波峰，而此时经济增长率却处于波谷。对比资本体现式技术进步与经济增长率的波动幅度，发现在短周期资本体现式技术进步比经济增长率的波动强烈，波动幅度大。分析短周期资本体现式技术进步与经济增长率Granger的因果关系，我们发现，当滞后的时期取2个月时，原假设为“ETCS不是GDPRS的Granger原因”的F-统计量小于10%的临界值，在1%的显著性水平上接受原假设，表明在短周期资本体现式技术进步不是经济增长的Granger原因。同时，原假设“GDPRS不是ETCS的Granger原因”的检验接受原假设，表明短周期经济增长也不是资本体现式技术进步的Granger原因，因此短周期二者不具Granger因果关系，即资本体现式技术进步不是经济增长的原因，而经济增长也不是资本体现式技术进步变化的原因。

图5显示中周期资本体现式技术进步ETCM与经济增长率GDPRM的变化在2008年之前呈现较强的共变特征，即当资本体现式技术进步达到波峰时，经济增长率也到达波峰；资本体现式技术进步达到波谷时，经济增长率也到达波谷。但在2000年后，二者变化呈现相反的特征。考察中周期二者的Granger因果关系，和短周期二者关系不同，在9%的显著性水平上拒绝“ETCM不是GDPRM的Granger原因”的原假设，表明在中周期资本体现式技术进步是经济增长的Granger原因，但不能拒绝“GDPRM不是ETCM的Granger原因”的假设，即资本体现式技术进步和经济增长在中周期存在单向Granger因果关系。中周期分量时差关系发现资本体现式技术进步与经济增长的最大相关系数为0.9665，但不是在当期，而是在资本体现式技术进步先行1个月时，这再次印证资本体现式技术进步对我国经济增长的促进作用。图6显示的是资本体现式技术进步和经济增长的长周期分量的变化趋势，二者呈现完全的共变特征，在经济增长到达波峰时，资本体现式技术进步也到达波峰，在经济增长到达波谷时，资本体现式技术进步也到达波谷。

表1的Granger因果关系检验显示，资本体现式技术进步和经济增长率的长周期分量的Granger因果关系检验在3%的显著性水平上拒绝原假设，二者具有双向Granger因果关系。利用资本体现式技术进步和经济增长率原序列进行Granger因果关系检验，发现在1%的显著性水平上拒绝原假设“ETC不是GDPR的Granger原因”的原假设，但不能拒绝“GDPR不是ETC的Granger原因”的原假设，表明资本体现式技术进步和经济增长率具有单向Granger因果关系，这表明当前资本体现式技术进步是我国经济增长重要因素。

三、基本结论

本文利用设备工业品与建筑工业品的相对价格指数，构建出资本体现式技术进步指数，分析蕴涵在现代设备投资过程中的资本体现式技术进步，并利用小波变换方法分析体现式技术进步与经济增长率的周期波动关联性。结果显示，我国资本体现式技术进步自20世纪80年代中期到90年代中期出现快速增长，之后增速放缓。体现式技术进步呈现出抛物线型变化趋势，80年代、90年代和21世纪初年均增长率分别为6.7%、4.7%和3.5%。小波变换分层分析资本体现式技术进步和经济增长的关联效应，发现短周期资本体现式技术进步与经济增长率变化特征不同，Granger因果关系检验显示资本体现式技术进步和经济增长率不具有Granger因果关系。中周期资本体现式技术进步与经济增长率变化呈现较强的共变特征，并且存在“资本体现式技术进步是经济增长的Granger原因”的单向因果关系。长周期资本体现式技术进步与经济增长率变化呈现完全的共变特征且存在双向的Granger因果 #p#分页标题#e#

关系。长中短周期关系显示资本体现式技术进步对我国经济增长的作用，不是体现在短期而是中长期，中长期经济增长动力在于技术进步。这表明在工业化的发展进程中资本体现式技术进步在较长时间内还将是我国技术进步的主要方式。

参考文献

［1］J. FELIPE. Total Factor Productivity Growth in East Asina: A Critical Survey［J］. The Journal of Development Studies, 1999, (4)．

［2］R. J.GORDON. The Measurement of Durable Goods Princes［M］. Chicago: University of Chicago Press, 1990.

［3］HULTEN, R. Charles. Growth Accounting When Technical Change is Embodied in Capital［J］. American Economic Review, 1992, (4).

［4］GREENWOOD JEREMY, HERCOWITZ ，KRUSELL. Long-run Implications of Investment-Specific Technological Change［J］. American Economic Review, 1997, (3).

［5］黄先海, 刘毅群. 物化性技术进步与我国工业生产率增长［J］. 数量经济技术经济研究, 2006,(4).

［6］赵志耘等. 资本积累与技术进步的动态融合［J］.经济研究, 2007, (11).

［7］郑玉歆. 全要素生产率的测算及其增长的规律［J］. 数量经济技术经济研究, 1998, (10).

数量经济与技术第2篇

关键词:索洛模型；经济增长；资本投入；劳动投入；技术进步

一、引言

经济增长，通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）水平的持续增加。在这里我们还要区别经济增长和经济发展的区别。经济发展相对于经济增长是一个更为广泛的概念，除了涉及经济增长之外，经济发展还包括经济结构、社会结构以及意识形态方面的进步。比如，公民受教育程度的提高、寿命的延长、贫富差距的均衡、自然环境的治理及改善、产业结构合理化、消费结构升级等。不少学者也利用索洛模型对我国经济增长进行了实证分析。俞林（2011）利用索洛模型选取1978～2009年数据建立了我国经济增长的生产函数模型，得到技术进步、资金投入、劳动投入对经济增长的贡献率，得出技术进步是我国经济保持长期稳定增长的重要源泉。刘鑫基于索洛模型，收集了1988～2005年湖北省的数据，根据索洛模型，对影响湖北省经济增长的因素进行了实证分析表明，制约湖北省经济增长的首要因素是国外投资，劳动和资本在现实中不能完全相互替换。韩立杰、于海滨、刘喜波利用索洛模型选取1978～2004年数据，实证研究了资本、劳动和技术进步对我国经济增长的影响，说明资金投入在我国经济增长中占据主要地位，其次是技术进步，劳动投入相对较小。关于经济增长的源泉，不同经济学家也有不同的看法。决定经济增长的直接因素是投资、劳动力和全要素生产率（也称综合要素生产率，是产出量与投入量的比例，简称TFP），其中全要素生产率是衡量一个地区或行业经济运行状况，反映技术进步、技术效率等方面水平的综合指标，它反映了经济增长的源泉主要是靠要素投入为主还是以使用效率的提高为主，即经济增长方式是集约型还是粗放型。三个因素对经济增长贡献的大小，在经济发展程度不同的国家或不同阶段是有差别的。一般来说，在经济比较发达的国家或阶段，全要素生产率（TFP）提高对经济增长的贡献较大，在经济比较落后的国家或阶段，资本投入和劳动投入增加对经济增长的贡献较大。对一个国家或地区的经济增长而言，产出的增长可以通过两种途径来实现，增加生产要素的投入数量或技术进步即提高投入转化为产出的效率。

二、索洛模型

索洛的《经济增长理论》一书，系统地提出真正意义上的经济增长模型。索洛模型一般关注四个变量，即产出（Y）、资本（K）、劳动（L）以及技术进步（A），资本、劳动和技术进步被看作是影响经济增长的三大因素，而技术进步因素看作是外生的，被认为是通过资本和劳动两大生产要素的有机结合体现出来的。其中，资本和劳动是经济增长的决定性因素和主要源泉。在索洛模型中，技术进步等同于全要素生产率，即索洛“余值”。

三、指标选取

（一）要素投入指标

1、劳动投入。根据索罗模型，劳动被看作是影响经济增长的三大因素之一，在研究我国经济增长的实证分析中自然是不可缺少的变量。劳动包括劳动力的数量与质量。劳动创造财富，经济增长来自劳动力数量增加和质量提高。本文对于劳动力投入的测度用从业人员来度量，因为从业人员数量很大程度上可以反映劳动力的投入。2、资本投入。资本分为物质资本和人力资本。物质资本又称有形资本，一般包括厂房、设备、存货、基础设施等资本存量，有时还包括土地、原材料等。人力资本一般是指体现在劳动者身上的投资。通常研究经济增长中的资本投入要素是指物质资本。资本积累是经济增长的基础。斯密曾把资本的增加作为国民财富增加的源泉。现代经济学认为，只有人均资本量的增加才有人均产量的提高。许多经济学家将资本积累占国民收入的10%～15%作为经济起飞的先决条件，把增加资本积累作为实现经济增长的首要任务。由于资本存量很难度量，本文近似用资本形成总额来度量。3、技术进步。20世纪50年代末期以罗伯特•索洛为代表学者的研究创造了新古典增长理论，将经济的长期增加归结于技术进步，更中性的说应该是全要素生产率的提高。本文将技术进步以研究与试验发展（r&d）经费（亿元）来反映。

（二）产出增长指标

本文将采用国内生产总值GDP作为产出的衡量。反映产出的指标很多，然而数据最容易获得而又最能反映经济增长的指标是GDP，本文采用地区生产总值作为产出量。为了使时间序列数据具有纵向可比性，须剔除价格因素对产出的影响。本文将所有年份的GDP换算为以1978年为基期的不变价GDP。

四、实证分析

（一）计量工具的选取

本文将采用1995～2014年年度跨度为20年的数据，数据均来自于1996～2015年《中国统计年鉴》、国家数据库等；本文使用的计量工具为Stata12。

（二）模型建立

由于柯布道格拉斯函数是幂函数形式的，属于非线性方程，因此在正式进行回归之前要先将其转化为线性方程。对柯布道格拉斯函数两边同时取对数并且加入技术进步的弹性得基准模型如下：LnY=θlnA+αlnK+βlnL+μ（1）其中，A、K、L分别表示技术参数、资本投入量、劳动投入量；θ、α、β分别表示资本的技术弹性、产出弹性、劳动的产出弹性，分别反映技术进步、资本和劳动在产出中的重要程度。变量国内生产总值的对数值、技术进步的对数值、资本投入的对数值以及劳动投入的对数值均具有明显、稳定的长期增长趋势，变量国内生产总值对数值的一阶差分、技术进步对数值的一阶差分、资本投入对数值的一阶差分以及劳动投入对数值的一阶差分没有明显稳定的长期向上增长趋势。对变量国内生产总值的对数值、技术进步、资本投入的对数值以及劳动投入的对数值之间求其相关系数，结果为相关系数非常高。其中，国内生产总值的对数值与技术进步的对数值相关系数为0.9968，国内生产总值的对数值与资本投入的对数值相关系数为0.9946，国内生产总值的对数值与劳动投入的对数值相关系数为0.962，资本投入的对数值与技术进步的对数值相关系数为0.9942，资本投入的对数值与劳动投入的对数值相关系数为0.932，技术进步的对数值与劳动投入的对数值相关系数为0.9496。各变量之间存在如此高的正相关系数，在一定程度上说明变量之间很可能存在一定的联动关系。对国内生产总值、技术进步、劳动投入以及资本投入经对数变换处理后的相关系数矩阵进行显著性检验，设定置信水平为99%。从分析结果得知，四个变量之间的相关系数非常高，且均通过了置信水平为99%的相关性检验。对数据进行处理，由于是时间数列，首先要进行平稳性检验，经PP检验发现，国内生产总值的对数值有单位根，P值为0.8005，接受了有单位根的原假设，对其进行一阶差分发现，p-valueforZ（t）=0.3193，仍然存在单位根，对其进行二阶差分，得出P值为0.0021，显著地拒绝了有单位根的原假设；技术进步的对数值有单位根，P值为0.794，接受了有单位根的原假设，对其进行一阶差分发现，p-valueforZ（t）=0.0102，拒绝了有单位根的原假设；资本投入的对数值有单位根，P值为0.5705，接受了有单位根的原假设，对其进行一阶差分发现，p-valueforZ（t）=0.4979，仍然存在单位根，对其进行二阶差分，得出P值为0.0000，显著地拒绝了有单位根的原假设；劳动投入的对数值不存在单位根，P值为0.0000，显著地拒绝了有单位根的原假设。因此，对国内生产总值的对数值以及资本投入对数值进行协整检验，研究两者之间是否存在长期均衡关系。经迹检验发现迹统计量为2.6108，对应的协整秩为1，说明这两个变量值之间存在一个协整关系。对基准模型进行拟合：d2.LnY=-39.19+0.354d2.lnK+3.313lnL+0.173d.lnRD根据分析结果，模型的F值以及P值来看，模型整体上显著。模型的可决系数以及修正的可决系数说明模型的解释能力还是比较不错的。劳动投入的系数为正而且显著，这说明在一定程度上劳动投入是我国经济增长的重要动力。劳动投入越多，经济增长越快；资本投入的系数为正而且非常显著，这说明在一定程度上资本投入是我国经济增长的动力。资本投入越多，经济增长越快；技术进步系数相对较小，但也显著，说明技术进步也是推动我国经济增长的因素之一，但现阶段，我国技术发展程度还不足以使其成为重要因素。

五、促进经济增长的政策

（一）鼓励技术进步

索罗模型表明，人均收入的持续增长来自技术进步。促进技术进步的政策措施有：增加研究与开发的投入、国家对全国的科学发展进行规划与协调，对重点科技工作国家直接投资，鼓励私人部门把资源投入技术性的发明。采取特殊税收政策给从事研究与开发的企业税收方面的减免优惠。对从事高新技术产业开发生产的企业发展，从多方面提供优惠和保护。政府还可以直接投资从事各种重要的基础理论和技术研究，对高等学校等的基础性科研活动提供补贴，鼓励技术的引进工作等。

（二）鼓励资本形成

资本存量的上升会促进经济增长。从直观的角度，资本是被生产出来的生产要素，因此一个社会可以改变它所拥有的资本存量。资本不断增加可以提高劳动力的资本装备率，发展资本与技术密集型产业，可以迅速提高劳动生产率。政府鼓励资本形成主要归结为鼓励储蓄、增加基础设施投资和鼓励刺激私人投资。

（三）增加劳动供给

增加劳动力供给会引起经济增长。我国的个人所得税最高征收45%，这很容易理解，所得税的提高减少了工人的工作所得，从而会降低工人工作的积极性；与之相反，所得税的减免是加强激励，促进工人努力工作的一个途径。增加劳动力供给的途径还有提高人口出生率、鼓励与吸引移民、提高劳动力的参工率、延长劳动时间等。

主要参考文献：

［1］罗伯特•M•索洛等.经济增长因素分析［M］.北京：商务印书馆，1991.

［2］陈宇虹.河北省经济增长的因素分析［D］.北京交通大学硕士学位论文，2009.

［3］李京文，龚飞鸿，明安书.生产率与中国经济增长［J］.数量经济技术经济研究，1996.12.

［4］李建平，谢树玉.基于技术进步的经济增长因素分析［J］.经济数学，2007.1.

［5］庞浩.计量经济学［M］.北京：科学出版社，2007.

［6］夏杰长.技术进步与经济增长的实证分析及其财税政策［J］.财经问题研究，2002.11.

［7］俞林.基于索洛模型的我国经济增长实证分析［J］.无锡职业技术学院学报，2011.2.

数量经济与技术第3篇

关键词：技术创新；经济增长；固定资产投资；固定效应模型；中介效应

经济增长在国际竞争中成为越来越重要的制胜指标，紧紧地联系着民族的未来。创新是促进发展的第一生产力，也是我国从富起来进入强起来的必要举措。作为GDP的重要组成部分，投资对促进经济增长至关重要，改革开放至今，我国主要是依靠投资等模式来促进经济高速发展，而固定资产投资在投资中占有重要地位，最容易对经济增长产生积极作用。截止到2019年固定资产投资占国内生产总值比例为56.6%，总额达到560874亿元。因此，研究我国不同省份的技术创新水平以及固定资产投资对经济增长的影响不仅有利于理解其作用机理，且有利于寻找实现地区经济持续协调发展的方法。

一、变量选取与模型构建

1.变量选取（1）被解释变量：经济增长。数据来源于《中国统计年鉴》，选取了我国30个省份2013年至2019年的人均地区生产总值（p-GDP）作为衡量指标，并取了对数。（2）核心解释变量：技术创新。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区人均专利申请量（p-PAT）作为衡量技术创新的指标，在研究中取了对数。（3）中介变量：固定资产投资。数据来源于《中经网统计数据库》，选取了我国30个省份2013年至2019年的全社会人均固定资产投资额（p-Invest）作为衡量指标。因为技术创新需要大量投资，猜测固定资产投资是技术创新促进经济增长的必经之路，因此选择固定资产投资作为中介变量。（4）控制变量：外商直接投资和政府参与度。因为经济开放会对经济产生影响，而经济开放的主要表现是资本的国际间流动；政府对经济活动的干预程度也会间接影响经济，所以选取这两者作为控制变量。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区外商直接投资额乘以当年的货币汇率并除以常住人口作为衡量外商直接投资（p-FDI）的指标；通过计算得出我国30个省2013年-2019年的地区财政支出占实际GDP的比重，并以此作为衡量后者（P）的指标。基于以上变量构建模型如下：Lnp-GDP=b0+b1lnp-PAT+b2p-FDI+b3P+s（1）p-Invest=b4+b5lnp-PAT+b6p-FDI+b7P+v（2）Lnp-GDP=b8+b9lnp-PAT+b10p-lnvest+b11p-FDI+b12P+m（3）首先对（1）式进行回归，看系数b1是否显著，若b1显著那么技术创新促进经济增长；然后检验技术创新对固定资产投资的影响，即对（2）式进行回归，若系数b5显著则证明技术创新能显著促进固定资产投资；最后对（3）式进行回归，若系数b10显著，则中介效应存在，若b9不显著则为完全中介，若b9显著则为部分中介。技术创新对经济增长的总效应为b1，直接效应为b9，中介效应为b5*b10，中介效应的贡献为b5*b10/b1。

二、实证分析

1.变量的描述性分析根据表1可知，所有变量的样本数皆为210个，由于我国区域经济水平的差异性和区域发展的非同步性，主要变量的最大值和最小值之间的差异较大。经济增长变量取对数之后的最小值为10.05，最大值为12，技术创新变量取对数之后的最小值为-8.5，最大值为-4.6，由于取对数会使得数值变小，降低数值之间的差异，但是变量最大值最小值仍相差较大，这意味着我国不同省份经济增长与技术创新存在非常明显的差距；固定资产投资与外商直接投资标准差分别为43352.7、30452.83，说明数值差异较大，即经济水平的差距导致固定资产投资与外商直接投资也存在较大差异；政府参与度平均值为0.25，而最大值与最小值的差额高达0.51，即政府对经济的干预程度存在较大差异。2.相关性分析根据表2可知，核心解释变量技术创新对被解释变量经济增长的影响在1%的置信水平上显著正相关，相关系数为0.803，说明技术创新能促进经济增长；固定资产投资与外商直接投资与经济增长相关系数分别为0.466和0.773，两者皆促进经济增长；政府参与度与经济增长相关系数-0.483，说明两者反向发展，即经济发展水平越低，政府参与度越高。3.回归分析文章数据的时间维度（T）为7，截面维度（N）为30，由于T小于N即为短面板，故采用静态面板模型。若要准确地对其进行分析，就必须先确定数据所属的模型类型。文章使用Stata16统计软件对数据进行分析以确定其所属的类型，由于检验结果全部拒绝原假设，P值皆为0.0000，因此文章以固定效应模型为准。模型一只包括了被解释变量经济增长和核心解释变量技术创新，没有加入任何控制变量。根据模型一的数据可知，技术创新前的系数值为0.336，且在1%的统计水平上显著，这表明技术创新变量可以显著地促进经济增长，在不考虑其他变量影响的情况下，对数化的技术创新每增加一个单位，对数化的经济增长就会增加0.336个单位。但是经济增长的影响因素非常多，若不考虑其他变量将会低估技术创新对经济增长的影响，在模型一的基础上加入政府参与度和外商直接投资两个控制变量后，技术创新对经济增长存在显著影响且影响系数增大，这说明在其他变量保持不变的情况下，对数化的技术创新变量增加一个单位会引起对数化的经济增长增加0.344个单位。从控制变量的估计结果来看，虽然所有的控制变量对经济增长影响的正负性存在不同，但都影响显著。外商直接投资反映了经济开放程度，外商直接投资的估计系数值为正且在1%的置信水平上显著，即经济开放有利于促进当地的经济增长；政府参与度反映政府在经济生活中所起的作用，中央政府对地方政府考核的最重要的指标就是当地的经济发展水平，因此政府干预在经济增长中一直扮演着重要的角色，文章中政府参与度的系数为负且在1%的水平上显著，即过度的政府干预不利于促进经济增长。为了进一步分析技术创新影响经济增长的方式，文章选择固定资产投资作为中介变量进行逐步回归分析，研究固定资产投资是否是技术创新影响经济增长的途径。首先，检验技术创新对经济增长的总体影响；其次，检验技术创新对固定资产投资的影响；最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响。若模型二中的技术创新前的系数显著，模型三中技术创新前的系数显著，模型四中固定资产投资前的系数显著，则中介效应显著，若模型四技术创新前系数不显著则为完全中介，若模型四技术创新前系数显著，则为部分中介。首先，检验技术创新对经济增长的总效应为0.344，且在1%的统计水平上显著。其次，检验技术创新对固定资产投资的影响，可知技术创新可以显著地促进固定资产投资的增加，其系数估计值为15680.77。最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响，可以看出中介变量固定资产投资对经济增长有显著的促进作用，其系数估计值为6.21e-06，技术创新的系数估计值为0.246，显著地低于模型二中的0.344。这说明固定资产投资的中介效应显著存在，且由模型四中技术创新的系数估计值在统计上显著可知固定资产投资为部分中介，这说明固定资产投资是技术创新促进经济增长的重要因素。由参数估计值可知，对数化的技术创新每提高1个单位，固定资产投资就会相应地提高15680.77个单位；固定资产投资每提高1个单位，对数化的经济增长会相应提高6.21e-06个单位；即对数化的技术创新每提高1个单位，通过固定资产投资使经济增长增加0.097378个单位。中介效应占比28.31%，即技术创新对经济增长的促进有28.31%是通过固定资产投资实现的，所以固定资产投资是比较重要的影响因素。

三、结论与政策建议

1.主要结论（1）从各个省域层面来说，专利申请量几乎在逐年递增，呈上涨趋势，但是不同地区之间却存在较大的差异。（2）根据固定效应模型回归的实证结果，技术创新和外商直接投资都对经济增长有显著的积极影响，但政府参与度却对经济增长有着显著的消极作用。（3）根据中介效应模型的实证结果可知，技术创新不仅可以直接对经济增长产生显著的积极影响，而且还可以通过固定资产投资对经济增长产生间接的积极影响。2.政策建议（1）优化区域创新布局我国各省份之间的技术创新水平差异比较大，所以我们不能“一刀切”让各个省份在技术创新上达到同一水平，而应该做到构建具有不同区域特色的创新发展格局，东部地区技术相对成熟，经济水平相对较高，则应主要提高在一次创新和集成创新上的能力，中西部和东北地区则应该结合自身的具体情况走差异化和追赶式发展道路。让创新水平高的区域带动创新水平低的区域，构建跨区域创新网络和共享平台建设。（2）完善知识产权制度专利保护制度是否健全会影响科研人员参与科研的积极性与热情，因此完善知识产权制度、明确产权的所有者，正确协调参与者、发明者以及企业家等人之间的利益是必要的。创新在带来高收益的同时也带来了高风险，因此政府应提高创新投入，提高个体或企业承担风险的能力。要大力提倡二次创新，但也要明确一次创新和二次创新的产权问题。（3）高水平人才队伍建设人才是创新的根本，是推动经济建设的主要推动力和内生动力，因此有必要着力营造良好的人才培养环境，健全人才培养机制，完善人才链，为解决区域经济类技术性难题提供人才保障，要推出“人才战略”的政策。同时，要加大引进力度，吸引海内外优秀人才，发展高科技应用型人才，增强知识经济水平，努力促进产学研深度融合，进而促进区域经济的持续发展。（4）优化固定资产结构固定资产投资可以显著促进我国经济增长，应该加大对固定资产投资的投入力度，保持一定比例的固定资产投资率，具体到30个省份来说，则要根据自身的经济发展水平、产业结构、要素禀赋、创新水平等因素综合确定其合理区间。由于我国城镇化和旧城改造的推进，房地产价格波动大、投机性强，且一线城市和二三线城市的情况存在较大差异，因此要进行合理的测算，保持房地产投资基本稳定，以最大程度地发挥其在促进经济增长中的作用。要优化固定资产投资的结构，并且制定合理的固定资产投资方案，尽可能做到资源配置市场化。（5）吸引国外资本流入外商直接投资对经济增长的影响存在一定的积极作用，因此要优化国内投资环境，实施一定程度的外商投资流入的优惠政策，尽可能吸引较多的国外资本进入我国市场，并且引导其投资向中西部地区偏移，促进我国经济均衡协调发展。

参考文献：

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[11]李庆凤.固定资产投资与经济增长的实证分析[J].营销界,2019(43):1-2.

数量经济与技术第4篇

关键词：《农业技术经济学》；效益评价；实践教学

《农业技术经济学》是农业经济管理专业的主干课程，是一门遵循自然规律和社会主义市场经济规律的要求，联系生产关系与上层建筑，以分析、评价、论证和优选等方式研究生产实践中技术因素和经济因素合理结合的内在运动规律及运动条件，以取得最佳技术经济效果；研究农业技术创新扩散的内在经济规律，以及技术进步对经济的促进作用的学科。它是农业技术科学与经济科学的交叉学科，涉及技术、社会、经济、数学等多学科的应用性学科，技术、经济、计量是本课程的三要素。《农业技术经济学》的研究内容决定了这门课程的教学具有不同于其他学科的特点。笔者从事《农业技术经济学》教学多年，感悟颇多，本文拟从具体学习的方法、技巧等方面加以总结，希望对《农业技术经济学》教学有所启示。

一、抓住《农业技术经济学》的课程主线

课程主线是贯穿课程始终的核心内容和中心思想，它就像一根红线将课程的各组成部分内容有机地联系起来，形成结构合理、逻辑严密的课程体系。在教学过程中，许多学生认为《农业技术经济学》没有自己的课程体系，好像是农业技术学、生产经济学、计量经济学、投资项目评估等课程内容的拼凑。笔者认为，产生这种情况的主要原因是学生没有抓住《农业技术经济学》的课程主线。如前所述，农业技术经济学是以分析、评价、论证和优选等方式研究生产实践中技术因素和经济因素合理结合的内在运动规律及运动条件，以取得最佳技术经济效果；研究农业技术创新扩散的内在经济规律以及技术进步对经济的促进作用的学科，它涉及技术、经济及其相互关系。因此，该课程的主线应该有两条：一条是技术线，解决的是农业技术的内在发展规律，即研究关于农业技术创新、农业技术扩散与采用以及农业科技成果产业化等农业技术进步的规律问题；一条是经济效益线，研究解决的是农业技术推广应用的经济效益问题，即农业技术扩散与应用过程的经济效益问题。这两条线并不是平行的，而是在逻辑上存在着先后的关系，技术线在前，经济效益线在后。这两条线既具有相对的独立性，又存在着内在的必然联系，通过技术与经济的互动机理，将两者有机地连接起来，成为贯穿课程始终的一根红线，那就是农业技术与经济效益线。教学中，教师只有抓住课程的主线，静心研读教材，才能理清思路，有助于教学内容的理解和学习。

二、掌握农业技术经济效益评价分析方法

《农业技术经济学》围绕农业技术与经济效益这一主线讲述各种经济效益评价分析方法。农业技术经济效益评价分析方法随着学科的发展也在不断发展，按其性质可分为定性分析方法和定量分析方法两大类。定性分析方法包含许多具体的分析方法，如理论分析法、演绎归纳法、综合分析法等。研究不同的农业技术经济问题，可以灵活地选择定性分析方法，既可以选择某一种方法加以运用，也可以选择多种方法结合起来加以运用。研究解决农业技术经济问题，运用定性分析方法的优点是一般能比较容易地对研究对象的客观情况作出正确的判断和描述，把握研究对象质的方面的规定性，能使人们对农业技术经济问题有一个比较正确的认识，便于人们作出正确的决策；缺点是对客观情况的反映比较粗略，人们难以精确把握研究对象的变化情况而作出恰如其分的选择。

《农业技术经济学》运用的定量分析方法也很多，如在农业技术经济评价指标的设置、选择及计算方法基础上运用的指标计算法、比较分析法、因素分析法、盈利分析法、综合评判法、生产函数分析法、边际分析法、线性规划法等。根据所运用的数学方法和计算手段的不同可将这些方法划分为常规计量分析方法和现代计量分析方法。指标计算法、比较分析法、因素分析法、盈利分析法、综合评判法等一般只需运用初等数学的知识，借助简单的计算工具就能进行农业技术经济效果计量分析与评价，属于常规的计量分析方法。生产函数分析法、边际分析法、线性规划法等方法的运用则需要运用高等数学的知识，借助于电子计算机进行运算，因此属于现代计量分析方法。研究解决农业技术经济问题，运用定量分析方法的优点是计量结果精确而确定，人们可以精确地把握研究对象发展过程中每一个细小的变化，把握研究对象量的方面的规定性，使问题研究精细化，提高研究结论的确定性。但精确并非正确，数学运算的特性使计算的结果并不能正确地反映研究对象的客观实际，即存在与实际之间的误差。因此，进行农业技术经济分析评价必须做到定性分析与定量分析相结合，这是研究农业技术经济问题的基本原则和客观需要。只有这样，才能精确地反映客观实际，提高农业技术经济研究的质量，更好地为农业生产和经济发展服务。

三、打好数学基础

如上所述，《农业技术经济学》也是一门关于方法的科学，尽管农业技术经济效益评价分析的方法按其性质分为定性分析方法和定量分析方法，进行农业技术经济分析评价必须做到定性分析与定量分析相结合，但随着社会的发展，人们对农业技术经济问题的研究时，除把握质的方面的规定性外，越来越要求精确化，这就要求我们在研究实际问题时采用现代计量方法。现代计量方法的运用一般需要运用高等数学的知识，如运用生产函数方法时，建立生产函数模型求解模型参数时，要用到高等数学中的矩阵转置、矩阵的逆、矩阵的秩、导数等相关知识，对建立的生产函数模型检验时，要用到概率与数理统计中的随机变量及分布、数字特征、参数估计和假设检验等相关知识。在教学过程中笔者发现，数学基础较好的学生，各种方法掌握得又快又好，实践实习时能够比较圆满地解决一些实际问题。因此，教师要帮学生复习高等数学中的导数、函数、矩阵等相关知识，但对于这些数学知识，我们一般要求学生能看懂其运算过程及意义，不要求精确运算，因为在实际操作时，我们往往是借助计算机及相关软件应用方面的相关知识。

四、加强实践教学环节

《农业技术经济学》作为一门理论与实践联系相当紧密的课程，其学科体系由基本原理、基本方法、基本原理在研究解决具体农业生产实践中的技术经济问题应用三个有机联系的部分组成。因此，加强实践教学环节对于培养学生创新精神和实践能力，提高学生综合素质具有重要意义。

为了完善实践教学环节，提高实践教学质量，激发学生学习积极性，提高学生动手能力，针对实践教学存在的问题，笔者在教学过程中采取以下具体措施加强实践教学。首先，在课堂教学时，将讨论、启发、陈述、辩论、案例、练习等多种教学方法有机融合，拓展教学环节；其次，在实验教学中布置专项任务，让学生自己查阅资料，利用计算机等工具，通过边际分析、生产函数运用、非参数统计方法等分析农业生产中的资源配置、科技进步对经济的促进作用；再次，在实习教学环节让学生与社会实践相结合，通过设定题目、设计调查问卷表、收集关于农户的原始资料，如农户收入、农村劳动力转移、土地流转、农业生产成本等资料，选定指标和分析方法，分析某一方面的专门问题，完成调研报告的写作，以提升学生的综合素质。

综上所述，要提高《农业技术经济学》的教学效果，就要在明确《农业技术经济学》研究对象和研究内容的基础上紧紧抓住农业技术经济学的课程主线，即了解农业技术创新、农业技术扩散与采用以及农业科技成果产业化等农业技术进步的规律，掌握农业技术扩散与采用过程的经济效益评价方法问题。作为一门理论与实践联系相当紧密的课程，《农业技术经济学》必须加强实践教学环节，这样才能提高实践教学质量，激发学生的学习积极性，培养学生的创新精神和实践能力，进而提高学生的综合素质。

参考文献：

[1]张冬平.农业技术经济学[M].北京:中国农业大学出版社,2009.

[2]邵法焕.《农业技术经济学》的方法论探讨[J].高等农业教育,2005,(11).

数量经济与技术第5篇

一、引言

目前，实现经济增长的主要途径是增加资本积累和提升技术进步。外商直接投资（FDI）正在以自身所蕴含的先进技术、科学管理、人力资本以及充裕资金等资源对东道国增加资本积累、实现技术创新发挥越来越重要的作用。技术进步是一国经济保持长期增长的强大动力，发展中国家一方面要通过自主创新提高技术水平，另一方面需要利用外部技术提升自身技术水平，而后者则常常被视为能够缩小发展中国家与发达国家间技术差距且被积极选择的一种低成本、高效率的途径和方法。外商直接投资就是通过技术溢出效应来影响东道国的技术创新水平的。因此，大多数发展中国家积极创造有利条件吸引外资流入，通过竞争效应、示范―模仿效应、人员培训和流动效应以及前后相关联效应的作用，[1]实现不断提升本土技术创新能力的目标。从20世纪90年代开始，中国在“以市场换技术”的外资战略背景下，希望通过积极引进外商直接投资来获得蕴含其中的国外先进技术。自1993年以来中国外商直接投资的流入量在发展中国家中一直处于领先地位。2003年，实际利用外资额达527亿美元，首次超过美国成为世界第一。到2003年底，累计利用外资总额已突破5 000亿美元。外商直接投资的大量流入，对于推动东道国经济增长，促进人力资本开发和利用、增加国际收支盈余等宏观经济目标的实现发挥了重要作用[2]。

近年来河北省经济总量实现较快增长，经济发展环境得到较大改善，经济结构得到合理调整，外资引进速度和规模有了大幅提升。大量外资流入为河北省发展经济提供了资本支持，与此同时，也为本土企业技术进步创造了极为有利的条件。然而，从全国范围来看，河北省引进外资的规模与经济发达省份相比还有巨大差距（见表1）。例如，从2003年以来，江苏省一直是我国引进外资最多、利用效率最高的省份。自2011年起江苏省实际利用外资连续5年突破200亿美元，协议利用外资连续5年突破500亿美元；外资企业的GDP贡献占全省经济总量的一半。随着我国外资流入量的急剧增加以及国家创新系统的建立，国内企业技术创新水平也得到极大的提升。与此同时，许多学者针对外商直接投资对东道国技术创新的关系以及影响进行了深入的研讨并取得了众多有价值的结论[3]。本文选取河北省为研究对象，通过对河北省实际利用外资情况的实践考察并结合理论进行深入分析，检验外商直接投资的流入对区域内技术创新是积极影响还是抑制影响，以及具体的影响程度大小。

二、文献回顾

随着中国政府吸引外商直接投资的政策措施不断出台，外资流入规模得以扩大、流入速度持续提升，然而东道国是否能够获得外资中所蕴含的先进技术，成为学者们普遍关注的热点问题。在以往的研究中，许多学者并没有将外资技术扩散与外资溢出效应区分开来，从而导致针对外资技术扩散与溢出效应的相关研究缺乏一定成效。张海洋（2005）[4]对于外资技术扩散和外资溢出效应给出了较为详细的界定。本文的研究重点是外资技术溢出以及对本土企业的技术创新能力的影响。

Mac Dougall（1960）[5]首次较为系统地提出了外商直接投资对东道国的技术溢出效应理论。学术界认为，外商直接投资在产业内的外溢效应主要是通过示范效应、竞争效应以及跨国公司人员培训和流动等渠道发生作用。外商直接投资能够对东道国相关产业产生系统性的技术外溢效应。关于外商直接投资外溢效应的显著性和作用方向问题，目前学术界还有不同观点。这些文献大致分为两类：一些学者已经从不同视角、利用不同的方法或依据不同层面数据进行了研究，认为外商直接投资对本土技术进步或技术创新起到了显著的促进作用。国外文献中Dimelis和Louri（2002）的观点具有一定的代表性[6]。国内学者中，蒋殿春等（2006）[7]从行业特征?c外资技术溢出的关系出发，研究发现外商直接投资流入对我国高新技术产业中大部分行业产生了积极的技术外溢效应；行业中那些学习吸收能力强，自身技术水平高的企业往往表现出外商直接投资技术溢出效果非常显著。吴静芳（2011）[8]研究结果表明，在限定了区域性特征以及专利类型后，外资对我国东部地区的溢出效应具有显著性，主要表现在“发明专利”技术创新活动领域。姚洋（1998）[9]利用计量分析方法，针对特定行业的外资技术溢出效应分析认为，溢出效应在省级层面上显著。

另有一些学者Konings（2001）等[10]，Harris与Robinson（2004）等[11]认为外商直接投资抑制了东道国的技术创新水平，没有对东道国的技术发展起到促进作用。王春法（2004）[12]与董书礼（2004）的研究也得出了同样的结论[13]。潘文卿（2003）[14]则更为详细地分析了外商直接投资外溢效应不明显的原因。他认为主要是由于地区经济发展不平衡导致外溢存在着“门槛效应”，我国西部地区经济发展相对落后，处于外资起积极作用的“门槛”之外，因而外资的作用发挥的不显著。何洁（2000） 通过对我国工业部门外商直接投资情况的研究，较早地发现了外资对工业部门的技术外溢存在着“门槛效应”。王志鹏和李子奈（2004）[16]则从我国本土现有吸收机制不健全、缺乏较强的吸收能力方面验证了存在“门槛效应”，因而使得外资对我国技术进步的溢出效应无法产生明显的促进作用。

基于对以上国内外文献的分析，笔者认为：学者们针对外商直接投资是否对中国存在正向的溢出效应，即外商直接投资能否通过技术溢出促进本土企业技术创新还有很大争议；相关研究中选取研究对象较为狭窄，影响了外商直接投资溢出效应的研究效果。另外，由于国内学者较少在技术创新领域进行定量研究，从而使技术创新、外商直接投资与区域差异的综合研究相对滞后。下面笔者将通过选取河北省2007―2012年的面板数据，设定回归模型，对河北省外商直接投资、企业技术创新与区域特征等变量的相互作用进行分析，以考察和揭示外商直接投资对区域内技术创新的影响规律和特征。

三、模型设计与指标选定

（一）模型的设定、数据来源与说明

笔者根据面板数据模型的建模思想，将技术创新产出作为新知识产出，构建了与新知识产出相关的具体生产函数。在大多数文献中指出，技术创新产出的过程离不开人力资本、资金投入以及物质资源等要素投入，因此我们利用了Cobb-Douglas生产函数：

Y=f（L，K，A）

其中，Y作为技术创新产出量；L作为在科技研发过程中的技术人员数量，通常表示为人力资本投入；K作为科技研发活动中科研经费投入量，通常表示为科技资金投入；A表示为其他能够影响技术创新产出的因素。

在确立了研究外商直接投资对河北省技术创新水平的影响目标后，笔者借鉴了已有计量模型设计思路（何洁，2000；冼国明等，2005；叶娇等，2014），构建了如下具体经济模型：

LnPANi，t=γ+β1LnLi，t+β2LnKi，t+β3LnFDIi，t+ε（1）

LnPANi，t=γ+β1LnLi，t+β2LnKi，t+β3Xt×LnFDIi，t+ε（2）

（1）（2）式中，下标i和t分别表示地市和年份；ε表示随机误差项。PANi，t代表技术创新产出，Ki，t代表科研经费投入量，Li，t代表科技人员数量，FDIi，t代表实际利用外资额。Xt×FDIi，t中的X显示的是一系列控制变量，其中包括：经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量以及本地企业类型，这些变量与外商直接投资进行交乘综合反映对河北省技术创新溢出效应的不同影响。通过利用Xt×FDIi，t的“交乘解释变量”来考察经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量以及本地企业类型因素对外商直接投资溢出效应的各种差异性表现[17]。由此，（1）式通过研究河北省技术创新水平探讨外商直接投资的流入是否对本地技术创新产生影响，（2）式进而研究河北省技术创新水平在外商直接投资与相关条件的联合效应状况下的变化程度。

本文以河北省2007―2013年11个地市的数据为样本，统计数据来自各年度《河北经济年鉴》《河北科技年鉴》《河北省知识产权年报》，部分数据为笔者根据数据库公开数据计算获得。通过利用河北省地市面板数据可以衡量外商直接投资对全省技术创新水平的影响。本文所有数据通过EXCEL以及STATA进行整理汇总，数据分析过程中，为了消除变量的异方差，对指标进行对数化处理，从而使解释变量的系数直接表示为弹性便于比较研究[18]。

为了提高模型估计过程中结果的精确度，我们在模型中充分利用了面板数据技术，这样做的优点在于，既可以增大样本量及自由度，还能够减少解释变量之间的多重共线性。本文前期计量检验过程中，采用固定效应模型与采用随机效应模型时，在系数估计结果上有一些差异，通过进行Hausman检验采用固定效应模型较为稳健，但是截面相关、序列相关、异方差问题还会存在。

本文选取数据具有截面较大而时间序列较小的特征，因此，在不考虑序列相关性条件下，采用stata.12软件的“xtscc.fe”命令作为一个综合的处理方法可以消除截面相关以及异方差等问题。

（二）相关指标定义

被解释变量：技术创新产出。在建立技术创新指?耸保?已有文献中的选取方式有：采用新产品销售额、专利授权量、专利申请量以及新产品项目开发数量来体现技术创新水平。考虑到数据的可得性，专利申请量更多地代表国家创新能力和水平，以及科研人员通常会选择申请专利来保护其知识产权，所以选择专利申请量代表技术创新产出是比较合理的。

核心解释变量：（1）人力投入量，一般采用科技研发过程中的科技活动人员数量来衡量，这主要是因为科技活动人员是技术创新的核心技术人员，其数量和水平决定着企业的技术实力和科技竞争力。（2）科技资金投入量，采用河北省各地市科学事业经费支出衡量科技资金投入量。（3）外商直接投资，采用实际利用外资额表示河北省各地市外商参与水平，将外资利用额以美元统计的原始数据，通过各年年均汇率换算成人民币统计量来表示实际利用外资额。

控制变量：（1）经济发展水平。一个地区的经济发展水平越高，吸引资本的能力越强，技术创新的基础条件越好，这也能说明在示范―模仿效应中，经济发达地区往往能够较快更好地进行技术模仿。在此采用河北省各地市人均国内生产总值来表示。（2）经济结构模式。在我国制造业是吸引外商直接投资的主要力量，地区第二产业的发展状况往往会对外商直接投资的技术溢出效应产生重大影响。基于上述考量，本文采用第二产业与地区生产总值比值作为代表经济结构模式的重要指标。（3）基础设施建设。地区基础设施建设投入大、体系完备是吸引外资的重要因素，并且也为外商直接投资的溢出效应提供了必要的物质基础。相关文献中，多以年度用水量、年度用电总量、人均铺装道路面积、公共汽车客运总数、公共绿地面积等指标来衡量地区基础设施水平。在我国三次产业中第二产业相对于第一、三产业而言吸收外商直接投资的能力较强，因此，能够作为衡量地区基础设施水平的指标本文选取人均铺装道路面积来表示。（4）人力资本存量。已有文献中表明了评价影响企业技术创新能力时，人力资本存量这一影响因素不能忽视。原因在于，人力资本是本土企业对技术外溢吸收能力的坚实后盾，是竞争效应、示范―模仿效应的基础。目前我国还没有较为权威的人力资本存量计算方法，叶娇（2014）[19]采用了当地高校数量表示人力资本存量；李筱乐（2014）[20]认为选取教育经费支出来度量人力资本存量程度较为适宜；也有以在校中学生或在校大学生比例来表示[21]。本文采用地区普通高等学校在校生人数占总人口的比例来衡量地区人力资本存量。（5）本地企业类型。企业类型在外资对当地企业的技术溢出过程中也是一个关键性要素，同时它也影响着外资企业对本土企业的技术状况。一般来说，这种状况的程度与内资企业、外商及中国港澳台商投资企业以及国有控股企业在当地的分布情况有关。基于对以上因素的考察，本文采用国有控股企业工业总产值与当地工业总产值的比值作为地区企业类型的指标。

四、实证结果与分析

在运用面板数据分析时，要考虑适用固定效应模型（Fixed-effects models）还是随机效应模型（Random-effects models），我们通过Hausman检验来选择。检验结果在5%水平上显著，应当采用固定效应模型（Fixed-effects models）。利用stata.12软件的相关命令进行综合处理解决了异方差问题。对表2的回归检验结果进行分析，我们可以看到模型1检验了河北省外商直接投资与技术创新水平的关系，模型2―模型6研究了经济发展水平、经济结构模式、基础设施建设、人力资本存量、本地企业类型与外商直接投资的联合效应对河北省技术创新的影响。经检验模型的DW检验值均在合理范围以内，说明误差项之间不存在相关关系，模型的修正判定系数虽然整体不高，但是这样的拟合值对于面板数据模型来说是可以接受的。由表2给出的回归检验结果，分析后得出如下结论。

1. 通过对科技人员、科研投入水平与河北省外商直接投资溢出效应之间关系的研究，从第一个模型中给出的外商直接投资系数为0.17，反映出外商直接投资对河北省技术创新确实存在正溢出效应，而且这种效应在河北省表现出很强的显著性。但是从整体上来看，在促进河北省技术创新水平过程中，相比较其他因素的贡献度，河北省的外商直接投资对本土技术创新的贡献度占比是非常小的，其系数与结果中的科技资金投入系数为0.47、人力投入系数为0.59相比较，结论非常显著。可能的原因在于，河北省吸收外商直接投资总量还比较低，表1的数据显示，河北省实际利用外资占全国的比重非常低，没有较强吸引力的投资环境和强大的经济发展动力，在吸引外商直接投资方面就没有优势可言。外商直接投资总量不足、质量不高等因素导致了外商直接投资对本土技术创新贡献度较小。

2. 模型中加入经济发展水平与外商直接投资的交互项之后，反映了经济发展对外商直接投资技术溢出的联合效应。两者的交互项系数显示为0.017，系数值低于模型1中的外商直接投资系数（0.17）。从结果上看，联合效应的系数值虽然降低了，但也能够说明无论本土经济发展水平如何，外商直接投资对企业技术创新都具有显著的正向外溢效应，只不过是在经济发展水平越高的地区，这种外溢效应的作用越大[22]。我们认为，经济发展水平的提高使得外商投资对本土技术创新溢出效应产生了正向作用，在河北经济发展水平状况下这种溢出效应发挥的作用并不是很大，可能的原因是，河北省虽然处于中国东部地区，但是与该地区经济发展水平更为发达、企业技术创新能力更强的省份相比，河北省的经济发展水平不足以对外资先进技术具有更强的吸收能力，也没有为外资的溢出效应创造更加良好的外部环境和必要技术条件。

3. 模型中引入经济结构与外商直接投资技术溢出的联合效应后，回归结果表明虽然两者的交互系数为正，但是系数值显示为0.038，数值明显的低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），说明经济结构对外商直接投资技术创新溢出并没有提供更强的贡献度。笔者认为，由于在模型设定中经济结构的指标选取是采用第二产业在地区生产总值中的比值表示的，表明了第二产业在对外商直接投资溢出效应的正向促进方面贡献度较小。由此，经济结构在外商投资技术创新中的促进作用的贡献度较小。另外，企业类型与外商直接投资技术溢出的联合效应的结果表明，两者的交互项系数为0.018，低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），且结果并不显著。本地企业类型对外商直接投资技术创新的溢出没有?Ю唇衔?明显的正溢出效应，说明在较高比重的国有控股企业水平下，本土企业技术更新缓慢、自身缺乏较强的吸收创新能力导致了外资技术溢出作用不明显。叶娇等（2014）[23]利用江苏省面板数据进行的实证研究也得出过类似的结论。

4. 通过对“投资硬环境”的基础设施建设与外商直接投资技术溢出的联合效应研究，实证结果表明，两者的交互项系数为0.067，系数值低于模型1中的外商直接投资系数（0.17），说明基础设施建设速度和质量为河北省外商直接投资技术溢出效应起到正向促进作用，而且显著性水平在1%，正溢出效应非常显著，但贡献度偏小。我们认为，两者的联合效应系数未能高于外商直接投资系数值，可能的原因在于河北省基础设施建设存在区域性差异，基础设施建设还不够完备。以上因素导致在本土已有的基础设施水平下，没有形成吸引具有较高技术素质外商投资的优势条件，也没有提高外溢效应的质量和规模。

5. 通过对人力资本存量与外商直接投资技术溢出的联合效应检验，结论显示本地人力资本存量对外商直接投资技术创新的溢出产生了正向效应。但交互系数为0.059，依然低于模型1中的外商直接投资系数0.17。这说明河北省人力资本存量虽然发挥了外商直接投资技术创新溢出的基础性作用，但是依然没有形成外商直接投资技术创新溢出的强大后盾。这一点模型结果给出了说明，即每提高1%的人力资本存量，技术创新水平仅提高0.059%。

五、结论与建议

数量经济与技术第6篇

内容摘要:本文以六省市的大中型工业企业为例,根据现阶段我国企业技术创新的现状设计出合理的技术创新变量,并通过建立面板数据模型,研究了这些地区近年来大中型工业企业的技术创新对区域经济增长的影响,并在此基础上提出相应对策建议,以期对促进我国企业技术创新能力的相关理论研究提供借鉴。

关键词:工业企业 技术创新 区域经济发展

目前我国总体上处于工业化的中期发展阶段,大中型工业企业经济效益的持续增长对于国民经济的持续、稳定增长具有重要的现实意义,同时大中型工业企业是我国技术创新的重要主体,其技术创新活动不仅有利于改善企业自身的经济增长质量和效益,对促进整个国家的技术创新能力也具有重要意义。本文以近几年江苏、浙江、上海、福建、北京、天津等六省市的大中型工业企业技术创新现状为基础,实证分析了大中型工业企业技术创新对区域经济增长的影响,并在此基础上提出相关的政策建议。

研究背景

近年来,技术创新对经济发展的影响越来越受到学者的关注,许多学者已展开了理论研究,并对我国企业技术创新活动进行实证研究。李纪建通过回归分析对各地区经济增长与创新能力、市场化因素之间的关系进行了相关研究(李纪建,2001)。徐竹青则检验了世界主要国家R&D经费占GNP的比重与人均GNP之间的相关性,并对我国各省市2000年的R&D经费支出、专利授权量及GDP三个指标之间的相关关系进行了研究(徐竹青,2004)。朱学新等学者则利用广义的Cobb-Douglas生产函数,对我国科技投入的经济效果进行了实证分析(朱学新、方健雯、张斌,2007)。西南科技大学的黄智淋等学者以专利授权量数据作为技术创新活动的变量,对我国各省(市、区)技术创新活动与经济增长的关系进行实证检验(黄智淋、俞培果,2007)。

虽然现有的很多文献对技术创新和我国地区经济发展差距之间的关系进行了实证分析,但是专门针对大中型工业企业技术创新对区域经济增长的影响研究却较少见到。由于大中型工业企业在我国国民经济发展中具有重要地位,同时也是我国技术创新最重要的主体,因此研究近年来大中型工业企业的技术创新对区域经济增长的影响,并针对性的提出相应对策建议具有重要的现实及理论意义。

研究设计

(一)研究对象及选用方法

根据国家统计局的相关规定,大中型工业企业是指同时满足从业人员300人以上、主营业务收入在3000万元以上、资产总额则在4000万元以上的工业企业。本文考察了近几年大中型工业企业技术创新活动对区域经济增长的影响作用,由于时间跨度较短,数据量较少,故采用面板数据分析方法可以有效地克服样本数不足的问题(谢识予,朱弘鑫,2005)。面板数据是具有不同样本和不同时间段的数据,它在时间序列上取多个截面,同时在这些截面上选取不同样本观测值构成样本数据,既能反映某一时期各个个体数据的规律,又能描述每个个体随时间变化的规律,集合了时间序列和截面数据的共同优点。

本文首先选择多个能够在一定程度上代表技术创新投入与产出的指标,也就是技术创新的变量,以解决技术创新的量化问题。随后建立面板数据模型,针对六省市大中型工业企业的显示情况考察技术创新对经济发展的影响情况,从而验证大中型工业企业的技术创新是否有效地推动了区域经济发展,并进一步分析各因素的影响力度。

(二)指标选择与数据来源

对技术创新的质量和数量的度量,一般只能选择一些替代性的指标进行衡量。经过比较研究,本文选择各省、市大中型工业企业的科技人员数量、专利申请数以及R&D经费投入为技术创新的变量,并将上述三个变量作为解释变量,以GDP增长量度量区域经济的发展,并作为被解释变量。研究的时间跨度为1999年到2006年间,所有数据均来自各个省、市的统计年鉴。

实证研究

(一)技术创新与区域经济发展的关系

技术创新带动的技术进步是推动区域经济增长的主要动力之一,随着社会、经济的不断发展,技术进步对区域经济发展的带动作用越来越强,有研究成果表明,技术进步现已成为支持区域经济持续发展的重要因素,是区域经济持续增长的有力保障。技术创新能够促进区域经济发展,从而促进区域产业创新体系的建立,由此可知,技术创新已经成为区域经济持续发展的推动力。

技术创新可以提高资源的利用效率,从而在一定程度上缓解资源的稀缺性,这一点对于我国区域经济的发展尤为重要。我国工业化发展仍在进行中,经济增长过程中资源因素日益凸显,环境失衡的压力不断增大。通过技术创新,可提高资源的有效利用效率,从而可相对提高自然界的资源供给能力,增强资源的可持续利用程度,从而使区域经济发展能以最少的生产要素投入获取最大的产出效益。

总之,随着全球性科技革命的蓬勃发展,技术创新作为区域经济发展的核心竞争力正日益成为区域间经济竞争的焦点问题。技术对区域经济内各要素的渗透,不仅表现为不断改进着的生产工艺过程及生产组织方式,还表现在不断提高的各要素间的整体生产力,这已经成为区域经济可持续发展最直接的动力源。基于以上分析,本文认为,我国现阶段必须高度重视技术创新在区域可持续发展中的重要作用,以技术创新提升区域经济的综合竞争力,以技术创新实现区域经济的跨越式发展,以技术创新支撑和实现区域经济的可持续发展。

(二)面板数据模型的设定及建立

为了确定所使用的面板数据模型的类型和形式,本文使用EVIEWS对样本数据进行了Hausman检验和F检验。经过Hausman检验,在90%的置信水平下拒绝了随机效应的模型假设,因此适于采用固定效应模型。同时对数据进行了F检验,结果表明:样本数据存在个体影响而无结构变化,并且个体影响可以用模型中的截距项的差别来说明。限于篇幅,这里没有给出具体的检验过程。基于上述检验结果,采用固定效应的变截距模型对于本文的研究是合适的,模型的形式如式(1)所示,同时为了减少截面数据的异方差影响,在回归估计中本文进行了跨地区加权处理。

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+β3ix3it+μit(1)

(1)式中yi为各地区GDP的增量,x1、x2、x3分别表示企业科技人员数量、专利申请数以及R&D经费投入三个变量,并且有β1i=β1j,β2i=β2j,β3i=β3j。

(三)回归结果分析

随后笔者采用EVIEWS软件对模型式(1)进行估计,其结果如表1所示。

从表1回归的结果显示,科技人员数量和R&D经费投入对地区经济增长产生明显的正面影响,其中研发经费投入的影响非常突出,并从回归结果可以看出研发投入每增长1亿,GDP增长量能增加近6亿。然而专利申请数这一指标显示却并不显著,没有通过5%的显著性检验。去除专利申请数这一变量,重新进行模型的估计,其结果如表2所示。

以1999年为基准,通过将年度虚拟变量D2000-D2006引入到固定效应模型进行回归估计,并考察其显著性,回归结果如表3所示。

实证结果解析

本文从以下几个方面对上述回归结果进行进一步的解释和分析:

科技人员数量。从表2可以看出,工业企业的科技人员每增加1000人,地区经济就可以增加8亿元,表明科技人员数量对经济发展虽然具有一定影响,但影响的力度不大。这说明,六省市工业企业中的科技人员的创新活动数量或质量都有进一步提高的空间,企业需要进一步的释放科技人员的科技生产力。

专利申请数。对比表1和表2的回归结果可以发现,专利申请数对地区经济增长的影响并不显著。虽然近年来我国大中型工业企业申请的专利数逐年上升,但将专利成果转化为经济效益的过程一般需要经历较长的时间,专利技术的应用往往涉及到机器、生产线、厂房的更新,需要大量物理资本投入,其技术才能够得以体现,从而对经济增长发挥作用。专利申请数这一变量却不显著,这在一定程度上反映了我国物理资本投入不足、专利成果转化为现实生产力的比例不高的事实,只有创新成果的有效扩散和应用才能有效推动经济发展水平的提高。

R&D经费投入。R&D经费投入的影响明显大于科技人员数量,这说明研发投入对地区经济的发展具有显著的正向促进作用。R&D投入越大,区域创新能力越强,经济发展越快。企业技术创新,尤其是自主创新必须依赖R&D经费的大量投入。

技术创新对经济增长影响趋势分析。从表3可以看出,引入年度虚拟变量后模型的判定系数达到了0.97,而且所有的虚拟变量都通过了t检验,这表明:模型的年度影响不能忽略。从各个虚拟变量的回归系数中可以发现,时间影响呈逐年上升的趋势,这说明技术创新对区域经济增长的促进作用呈逐年加强的趋势,具体体现在高新技术产业产值的增速逐年增加,在区域经济总量中的比重逐年上升。以上海市为例,2007年全市规模以上工业总产值为21938.63亿元,较上年增长16.1%,其中高技术产业完成工业总产值5606.63亿元,比上年增长26.7%,占全市规模以上工业总产值的比重达到25.6%。

结论

从实证分析的结果可以看出,上述六省市的大中型工业企业的技术创新活动对区域经济增长有一定的促进作用。不同的创新活动投入资源对经济增长的影响程度不同,其中研发经费投入的影响力表现的最为明显,其次是科技人员数量。因此,保持企业研发经费投入的稳定增长,进一步解放和释放科技人员的创新能力,对于提高大中型工业企业的创新能力以及促进区域经济增长具有重要的现实意义。同时发现,作为创新活动的主要成果之一的专利数,则并未对经济增长起到明显的促进作用。地方政府和企业应该通过加大专利技术应用投入数量,进一步发挥技术市场的纽带作用,加快企业专利成果的转化和应用。

参考文献:

1.李纪建.地区经济增长差异:来自于创新能力和市场化程度的解释.投资研究,2001(2)

2.徐竹青.专利、技术创新与经济增长:理论与实证.科技管理研究,2004(5)

3.朱学新,方健雯,张斌.科技创新对我国经济发展的影响.苏州大学学报, 2007(4)

数量经济与技术第7篇

关键词：技术模仿；技术创新；战略选择模型；经济增长

中图分类号：F015 文献标识码：A 文章编号：1002―2848―2006(05)―0086―05

一、引 言

经济增长的问题使得古往今来的无数经济学家被吸引，也是自亚当・斯密起近两百年以来经济学界关注的焦点、难点和重要话题之一。索罗模型的建立主要是围绕着生产函数和资本积累函数两个方程展开的，以索罗(R．Solow)为代表的新古典经济增长理论建立的索罗模型为探讨导致各个国家之间富裕与贫穷、发达与落后、工业化与农业化等差距悬殊的问题奠定了非常重要的理论基础和给定了最初始的理论模型，为后人的研究开辟了一条新的道路和指明了未来研究的方向。在索罗模型中，技术被看作是一个天外来客的外生变量，与经济体是无关的，并且是独立于经济体之外自动运行的。最终在通过对引入技术进步的索罗模型分析，可以得出技术进步是推动经济持续增长的源泉。在经典的索罗模型中，只要保证资本的积累，所有国家无论初始的资源禀赋或初始的人均收人存在多大的差异，经济最终会趋于收敛。这一理论导致二战后很多国家，包括中国等，都将把促进资本积累作为经济发展中的重中之重，大多追求重工业优先发展战略，为了促进产业结构和技术结构升级，通过行政手段将大部分的稀缺资源集中到资本密集性产业优先发展，但最终的实际情况是，很多国家的经济陷入了高通胀、经济结构失衡、国有企业效率异常低下等困境中，不仅世界各国的经济没有出现所谓的经济收敛的现象，反而世界各国之间的差距越来越大，甚至有些国家陷入了政治危机，有些国家到目前经济形势还没有得到扭转。收敛或趋同成为了一种梦想，而分化反而成为了时代的主旋律。当然后来有很多学者在对这一问题的研究中，提出了诸如条件收敛、俱乐部收敛等新思维来解释所碰到的各种实际经济现象。但总的而言，这些基于在经典索罗模型的基础上进行的改进和研究也还不能得到完全令人信服的结论。从上个世纪80年代以来，以罗默(Romer)和卢卡斯(Lucas)为代表的学者将规模报酬递增、不完全竞争以及人力资本等因素引入到了增长模型之中，使得对经济现实世界的解释力大大的增强了。通过对经典的索罗模型中引入被称为“劳动增强的技术进步”或“哈罗德(Horrod)中性的技术进步”的时候，实质上就成为了“新经济增长理论”中的主要核心内容，技术进步因素被内生化到经济增长的理论框架和模型中，并且指出导致各种技术进步的缘由中，知识外溢、收益递增、教育培训等人力资本投资是非常重要的方面。在卢卡斯的模型中，人力资本是经济增长的发动机。这对于经济增长引擎的因素有了更深一层次的认识，并不只是在技术进步这样的层面，而是更进一步的研究导致技术进步的人力资本的影响因素。

20世纪60年代，美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立的人力资本理论，开辟了人类关于人的生产能力分析的新思路。他们认为人力资源是一切资源中最主要的资源；在经济增长中，人力资本的作用大于物质资本的作用；人力资本投资与国民收入成正比，比物质资源增长速度快；人力资本的核心是提高人口质量，教育投资是人力投资的主要部分；不应当把人力资本的再生产仅仅视为一种消费，而应视同为一种投资，这种投资的经济效益远大于物质投资的经济效益；教育是提高人力资本最基本的主要手段，所以也可以把人力投资视为教育投资问题；教育投资应以市场供求关系为依据，以人力价格的浮动为衡量符号。人力资本理论突破了传统理论中的资本只是物质资本的束缚，将资本划分为人力资本和物质资本。这样就可以从全新的视角来研究经济理论和实践。该理论认为物质资本指现有物质产品上的资本，包括厂房、机器、设备、原材料、土地、货币和其他有价证券等，而人力资本则是体现在人身上的资本，即对生产者进行普通教育、职业培训等支出和其在接受教育的机会成本等价值在生产者身上的凝结，它表现在蕴含于人身中的各种生产知识、劳动与管理技能和健康素质的存量总和。按照这种观点，人类在经济活动过程中，一方面不间断地把大量的资源投人生产，制造各种适合市场需求的商品；另一方面以各种形式来发展和提高人的智力、体力与道德素质等，以期形成更高的生产能力。这一论点把人的生产能力的形成机制与物质资本等同，提倡将人力视为一种内含于人自身的资本，是各种生产知识与技能的存量总和。

在研究分析世界各国经济体发展之间为什么存在如此大的差异的问题中，新增长理论给我们提供了很好的启示和发挥了基础支撑作用：经济增长水平的差异主要原因在于世界各国技术存量水平、技术进步和技术创新方面的差距，而人力资本因素是导致技术层次差距的根本原因。并且学者邹薇等也提出了人均人力资本存量必须同该国的技术水平相匹配，这也解释了为什么发展中国家即使引入了发达国家先进的技术，但实际的经济增长却与发达国家的差距越来越大，是因为技术水平的充分应用必须依赖于人均人力资本水平。但这里得到的结论是比较悲观的，欠发达地区的技术发展水平和人均人力资本存量总体是比较低下的，这样就只能始终采用技术模仿的策略，使之与人均人力资本存量相匹配，进而促使经济进一步的增长，并且在技术模仿的进程中，不能够采用“蛙跳(leaPfrogging)”或引进超前的技术。那难道发展中国家就只能始终采取技术模仿的策略吗?显然不是，世界各国经济体的运行的实际情况是技术模仿与技术创新同时存在，特别是应用技术层面的创新在很多国家也是大量存在的，比如像中国这样大的经济体，虽然人均资本存量和人均人力资本水平比较低下，但是整个国家总的资本存量和人力资本存量都是比较高的，也有能力和实力来支持技术创新，不能简单的用静态眼光来看待技术创新的成本高于技术模仿的成本就否定技术创新，因为采取技术模仿的战略，那将始终都会持续地付出模仿成本，总的来说，在某些局部领域，技术创新的总成本对比累计贴现的技术模仿成本可能还更低。

本文认为，经济增长水平虽然主要取决于技术进步和创新，但技术创新并不只是发达国家的“专利”，技术创新除了与人均资本存量和人均人力资本水平有关外，也与总体的人均资本存量和人力资本水平有关。在一些虽然人均资本存量和人均人力资本水平都比较低下，但总体资本存量和人力资本水平较高的经济体大国，同时采用技术创新和技术模仿并行战略是可行的，特别是在能够发挥本国资

源禀赋优势的技术领域进行创新研究是非常有意义的，均衡持续有效的经济增长和发展战略是当技术创新所带来的边际收益与边际成本之差与技术模仿的边际收益与边际成本之差相等时。一个国家技术发展战略是采用技术模仿战略还是技术创新战略，不仅取决于自身的总体的、人均的资本存量和人力资本水平，也取决于在整个世界经济中发展的地位和相对比较情况。本文共分四个部分：第一部分是导言；第二部分是建立基本模型；第三部分是技术战略选择与均衡持续的经济增长；第四部分是结论和相关政策建议。

二、模型原理与技术水平系数

这里我们建立一个具有物质资本和人力资本影响，并带有受技术影响的正常数系数A的模型，对物资资本K和人力资本H的不变报酬的科布―道格拉斯生产函数如下：

其中0≤a≤1，这里假设H就是工人的数目L和人均人力资本h的乘积，并且工人数量L和人均人力资本h在生产中是相互可以替代的，这里A表示在一定技术水平下的正常数，一国的技术水平越发达，A就越大。可见，总劳动力工人的数量L的增长也会导致产出一定程度的增长，在这里我们假设总体劳动力工人的数量L是恒定不变的；当然工人的质量即人均人力资本h的提高也会导致总的人力资本H的提高和产出Y的增加。产出被主要用于消费和投资，投资这里分为物质资本投资和人力资本投资。这里假设物质资本的折旧率和人力资本的折旧率分别为η和λ，人力资本折旧λ主要表示的是由于技术过时，劳动力死亡等导致的收益下降。则总的约束为：

其中，IK和IH分别为物质资本和人力资本的总投资。这两种资本存量的变化如下：

则人均资本存量和人均人力资本存量就是总的资本存量去除以劳动力数目，具体如下：

A值的大小表示该国技术发展的水平，也即技术水平系数，技术发展的水平取决于技术模仿能力和技术创新能力两个方面，并受该国的最初始技术水平基数影响，但可以通过递推的方法将这一初始禀赋的技术水平间接的可以使用总体的和人均的资本存量和人力资本水平来表示，根据我们前面的分析知道技术模仿和技术创新除了与人均资本存量和人均人力资本水平有关外，也与总体的人均资本存量和人力资本水平有关。F1真是技术模仿能力的函数，F2是技术创新能力的函数，所以我们可以给出如下的函数：

技术模仿能力函数F1，和技术创新能力函数F2在不同的总体的、人均的资本存量和人力资本水平下的关系在图1中已经非常清楚的表示出来了。在(1)中，表示出了发达国家与欠发达国家的技术模仿能力函数F1，和技术创新能力函数F2的相互关系情况，发达国家更倾向于技术创新，而欠发达国家更倾向于技术模仿，在一定程度的人均资本和人均人力资本水平下，在不同的总体资本存量和总体人力资本存量的情况下，高的更倾向于技术创新的程度更大一些。在(2)中，总体资本存量和总体人力资本存量高的国家更倾向于技术创新，低的更倾向于技术模仿，在一定的总体资本存量和总体人力资本存量的国家，越欠发达地区越倾向于技术模仿。所以大致上我们可以得出结论：一个国家技术发展战略是采用技术模仿战略还是技术创新战略，不仅取决于自身的总体的、人均的资本存量和人力资本水平，也取决于在整个世界经济中发展的地位和相对比较情况。

技术模仿能力影响的主要因素在于人均人力资本存量，与其他三个因素也有紧密的关系；而技术创新能力主要与总体资本存量和人力资本存量有关，与人均资本存量和人力资本存量也有间接的关系。也就是是说A的大小取决于技术模仿能力和技术创新能力的总和。所以总的生产函数可以写成如下的函数形式：

从上述模型中我们可以看出一国的总体经济发展水平，如果在给定的资本存量k和人力资本存量H的前提下，总产出就主要受技术模仿函数F1值和技术创新能力函数F2值大小的影响。通过图1中的技术模仿能力函数F1真和技术创新能力函数F2在不同的总体的、人均的资本存量和人力资本水平下的关系，我们可以看出两者是呈现相反方向变动的，所以一定存在进行技术战略选择的最优化解，至于具体各国采用何种技术战略选择以保证和促使经济长期持续增长的前提条件在下部分做进一步探讨。

三、技术战略选择与经济增长

通过对模型(6)的分析，我们可以发现，除去不变量物资资本折旧率η，人力资本折旧率λ和劳动力数量L的影响外，总产出Y受物资资本尺，人力资本H，物质资本的总投资IK真，人力资本的总投资IH以及技术模仿能力函数F1，和技术创新能力函数F2的影响。因为总的劳动力数量乙是不变的，实质上模型(6)可以简化为如下的形式：

对于情景1中的国家，技术模仿能力函数F1值和技术创新能力函数F2值都为负，表示该国没有足够的实力进行技术创新，甚至由于人均人力资本、交通、技术层次低下等造成的模仿成本非常高的缘故，导致也不可能采取技术模仿策略，这适用于与发达国家差距巨大的最不发达国家，与其在技术模仿和技术创新战略中进行选择，还不如使其在一个封闭经济圈中进行自我发展。情景2表示该国的技术模仿能力函数F1真值是恒为正，而技术创新能力函数F2值却始终为非正，所以对于该国而言，国家采取完全的技术模仿战略是合宜的；情景3的情况与情景2的情况正好相反，国家应当采取完全的技术创新战略；这两类国家在现实的经济世界中几乎是不可能长期存在的，因为任何国家都存在自己独特的要素资源禀赋差异性，这也就决定了在至少在某些狭小领域能够发展技术创新战略，当然也同时吸取其它国家在另外诸多方面的技术创新成果。对于情景4的情况，是比较接近于现实经济世界的，技术模仿能力函数F1值和技术创新能力函数F2值比值的大小决定了该国更倾向于技术模仿战略或者技术创新战略。上表给出的国家技术战略选择标准给我们提供了一种新的分析视角，虽然可能具体技术模仿函数F1真值和技术创新函数F2值是很难准确计算出的，但是当我们从相互比较的视角开始观察处理这些问题时，可以得到诸多有助于国家进行技术战略选择的各种参照借鉴信息。

四、结论及对中国相关政策建议

一国技术水平程度的高低在很大程度上影响和决定了该国经济发展的水平和经济增长的速度，技

术水平提高的途径主要有两种：技术模仿和技术创新。难道技术创新只是发达国家的“专利”吗?难道不发达国家只能采取技术模仿的战略选择吗?而很显然的是，现实世界经济体各国的实践发展经验向我们呈现了一切：无论是发达国家还是不发达国家，都存在着一定程度的技术创新和技术模仿，绝对意义上的完全技术创新战略和完全技术模仿战略是非常少的。本文将国家技术发展战略选择分为四类情景，并给出了具体的各种不同的情景战略的条件。具体的技术模仿和技术创新的战略选择是受国家总体的、人均的资本存量和人力资本水平影响的，上述得到的结论表明对于不发达国家而言也同样可以进行技术创新，这是比较乐观的，但是也必须提醒的是初始给出的技术模仿能力函数F1和技术创新能力函数F2的值是受其他各个国家的经济发展水平和资源禀赋优势等共同影响决定的，至少技术模仿能力函数F1真和技术创新能力函数F2中的参数、系数是受整个世界经济体系统影响的，所以各国在考虑制定技术发展战略时，特别是在很多领域选择技术创新发展战略时，必须考虑到自身国的要素禀赋优势、物质资本和人力资本存量和均量以及与其他国家相比较的具体优势。

数量经济与技术第8篇

1．1环境友好农业技术创新与传统农业技术创新比较

农业技术创新体系是以现有工业技术为基础，其本质是农业科研成果研制、开发并在农业中应用的全过程，即农业科技成果转化为现实生产力的全过程。毫无疑问，传统农业技术创新对保障国家粮食安全、农民增收和农业可持续发展有着至关重要的意义。然而，多年来我国传统的农业技术创新追求单一的经济效益，将农业生产经营过程中造成的资源耗竭、环境损失等问题作为一个被忽略的因素，虽然促进了农业发展和经济增长，但也促使传统农业技术创新沿着不断加重环境恶化和资源枯竭的路径发展。环境友好农业技术创新是在遵循传统农业技术创新的效率、效益和适用性创新原则基础上，以环境、生态、资源的可持续利用和发展为目标，强调环境和资源变量在技术创新中的重要性，通过农业技术研发、推广、转化、应用来配置创新资源以实现价值增值和获取农业经济效益、社会效益及生态效益的过程。实质上，环境友好农业技术创新与传统农业技术创新的构成主体、创新过程、服务体系等方面是相同的，最重要的区别体现在以下两个方面。

1．1．1两者创新的驱动因素不同

农业生产经营主体在追求生产效率和经济效益的前提下，采用创新的农业生产技术(化肥、农药、机械等)，并通过生产资料的规模投入来实现农业规模化、机械化和集约化。因此，一般创新理论认为，市场需求的拉动力量是农业技术创新的主要驱动因素。然而，在这种因素的驱动下，农业生产经营是以对生态环境和环境资源的掠夺式开发和利用为主要方式，强调经济利益而忽略农业资源与生态环境的自然持续力。新技术的市场需求显然也是环境友好农业技术创新的出发点之一，但由于环境问题存在负外部性特征，与其他创新活动相比，环境友好农业技术创新的市场驱动性相对较弱，这使得环境规制也成为了环境创新最主要的驱动因素之一。基于环境保护的农业产业政策、法律环境、金融支持和税收政策等方面的环境规制，通过外界刺激迫使农业经营主体意识到环境友好农业技术创新是经济利好的，从而推动环境友好农业技术创新的产生和采纳。与传统的农业技术创新相比，由于正的溢出效应和负的环境效应的内部化，环境规制会引致农业经营主体的创新活动，并导致“双赢”的结果，在减少环境污染的同时给各参与主体(农业企业、农业合作组织、农户等)带来经济利益。因此，环境规制是环境友好农业技术创新的另一个主要驱动因素。

1．1．2两者知识的供给源不同

化学、电气、机械等领域的现代工业技术是传统农业技术创新的知识供给源，农业新技术是以这些现代工业技术为基础展开研发设计。这些农业新技术具有易于引进和模仿创新的技术特性，从而迅速地实现农业技术进步和农业经济增长，但却带来了农业资源耗竭、生态环境的污染破坏和农业生产的弱质性。与传统农业技术创新不同，环境友好农业技术创新把全新的系统工程方法、生态学、可持续发展理论、环境保护学等理论纳入到农业技术创新过程中，对传统农业技术创新进一步的“突破”、“融合”。一方面，在传统农业技术的基础上，环境友好农业技术创新将新理念、新知识引入到传统农业技术创新中，注重农业资源的利用，提高农业资源的利用率，致力于尽可能减少废弃物排放和对环境的污染，使得农业生产方式向“农业环境友好资源投入－环境友好农产品－农业生态环境改善”的循环式生产过程转换，这是对传统农业技术创新的“突破”;而另一方面，推进和实施环境友好农业技术创新需要经济效益、社会效益、生态效益在一个合理的维度内，既能保证粮食安全、提高农民收入，又能保障农业经济稳步增长的同时实现农业可持续发展，因此，环境友好农业技术创新必须“融合”现有的农业技术成果，克服和改善环境友好农业技术创新负外部性的同时利用现有的农业技术优势，这使得环境友好农业技术创新的实现环节和难度进一步增加。

1．2环境友好农业技术创新与经济增长关系的理论模型

传统农业技术创新的出发点和根本动力即是市场需求拉动和技术推动，而环境友好农业技术创新加入环境规制的驱动因素，在对传统农业技术创新“突破”与“融合”的基础上，通过提高农业企业、农业合作组织、农户等的劳动生产率，提升农业生产要素的边际效率，改善与优化农产品的质量、产量，从而带动农业产业优化升级和诸如旅游农业、休闲农业、生物科技等新兴产业的形成，最终直接或间接地促进农业经济增长。相反，农业经济的增长会引起新的市场需求(如居民农业产品消费形式、消费结构的变化，农户生产技术的新需求等)，在新需求引导下可能会进一步促进农业技术水平的提高，并由此展开新一轮的循环过程。因此，环境友好农业技术创新和农业经济增长之间存在着相互促进和相互制约的关系。其中，环境友好农业技术创新对农业经济增长具有正向促进作用，反过来，农业经济增长为环境友好农业技术创新水平新一轮的提高提供经济基础和物质基础，其理论模型如图1所示。

2变量、数据与方法

2．1变量选择与数据收集

一般来讲，专利申请量和专利授权量等是最常见的衡量技术创新水平的指标，然而，针对环境友好农业技术创新的特殊性以及数据的可获性，本文以1990－2011年的年度数据为样本期，选取“农林牧渔业专利申请量”(PatentApplicationofFarming，Forestry，AnimalHusbandry，andFishery，简写为PA)和“环境友好农业技术推广程度”(Environmentally-FriendlyAgricultureTechnologyExtension，简写为TE)来衡量环境友好农业技术创新水平和推广程度;选取“全国农林牧渔业总产值”(GrossAgriculturalProduct，简写为GAP)作为农业经济增长的衡量指标。其中，“环境友好农业技术创新推广程度”是一个过渡指标，是为了进一步验证和说明环境友好农业技术创新与经济增长的关系。在这三项指标中，“农林牧渔业专利申请量”和“全国农林牧渔业总产值”的时间序列数据直接来源于《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》等年鉴，但“环境友好农业技术推广程度”是一个综合指标，由多项环境友好技术综合决定的，因此该项指标数据较难获取。借鉴国内外学者经验，本文主要选择作物秸秆综合利用技术(以秸秆粉碎还田机拥有量为例)、农用清洁再生能源技术(以沼气技术为例)、节能高效农业机械技术(以节水灌溉类机械为例)和科学施肥技术(以免耕技术覆盖面积为例)等四项技术作为环境友好农业创新技术的代表，通过专家咨询法和主成分分析方法的组合赋权方法算来确定四项技术的权重的大小，并计算得出1990－2011年“环境友好农业技术创新推广度”的综合值，以代表“环境友好农业技术推广程度”的指标，其中四项环境友好农业技术的数据来源于《新中国农业60年统计资料》、《中国农业年鉴》等。此外，由于本文研究中所采用的数据为时间序列，一般会有异方差的存在，所以对变量进行对数变换，使得数据趋势线性化，变换后分别记作LnGAP、LnTE、LnPA

2．2研究方法

基于以上分析，本文采用美国著名计量经济学家克里斯托弗•西姆斯(ChristopherSims)提出的VAR模型对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系进行实证研究。首先对原始数据进行平稳性检验以判断变量是否是单整的，如果变量是单整的，进一步进行协整检验考察变量是否存在协整关系，建立协整方程。然后在VAR模型的基础上，运用Granger因果关系检验、脉冲响应函数、方差分析分解分析环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的是否存在因果关系和长期的均衡关系，最终探索二者动态的影响过程。

3实证分析

3．1数据的平稳性检验:ADF检验

为避免伪回归现象的发生，应该首先对宏观经济时间序列进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性。本文采用Eviews6．0软件，对LnGAP、LnTE、LnPA的单位根进行ADF检验，以判断各时间序列是否符合同阶单整的条件，为随后的协整检验和格兰杰检验奠定基础。通过表2的ADF检验值的结果可以看出，LnGAP、LnTE、LnPA的原始序列和其一阶差分形式的ADF检验统计量均大于显著性水平1%、5%、10%的临界值，不能拒绝原假设，均存在单位根，为非平稳序列。在二阶差分之后，原始序列二阶差分形式的ADF检验值均小于1%、5%、10%的临界值，说明分别在1%、5%、10%的显著性水平下，三组时间序列都为二阶单整序列，存在长期稳定的关系，满足进行协整检验的前提条件。

3．2Johansen协整检验

为进一步分析环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长之间是否存在长期的均衡关系(协整关系)，须进行协整分析。采用Johansen检验法对“环境友好农业技术推广度”、“农林牧渔业专利申请量”与“全国农林牧渔业总产值”3个变量进行协整检验，以检验三者之间是否存在长期的均衡关系。由表3可以看出，采用最大特征根迹统计量来评判的Johansen检验结果，第3行7．586＞3．841，即在95%置信水平上拒绝的原假设，LnGAP、LnTE、LnPA三个变量之间最多存在两个协整关系，可以认为农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间存在长期的动态均衡关系。经过标准化后的协整向量为(1．000，－0．375，－0．542)，农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间的协整方程为:LnGAP=0．375LnPA+0．542LnTE(1)(0．071)(0．053)方程(1)表明，环境友好农业技术创新水平、农业技术推广程度与农业经济增长是同向变化的。在长期关系上，环境友好农业技术创新水平(PA)每增加1%，引起农业经济增长(GAP)增加0．375%，而环境友好技术推广程度(TE)每增加1%，则引起农业经济增长(GAP)增加0．542%。显然，与环境友好农业技术创新水平相比，环境友好农业技术创新推广程度对农业经济增长的促进作用效果显著。

3．3建立VAR模型

VAR模型对时间序列变量不作任何先验性假设，实质上是考察多个变量之间的动态互动关系，把系统中每一个内生变量作为所有变量滞后项的函数来构造回归模型。VAR模型的建立不但需要各个变量满足平稳性条件，而且需要确定反映变量彼此之间相互影响的最大可能滞后阶数，从而保证模型估计结果显著。LnGAP、LnTE、LnPA为二阶单整时间序列，满足建立VAR模型的平稳性条件。VAR模型中确定滞后阶数的方法主要有LR检验统计量法、最终预测误差法(FPE)和信息准则法等方法，本文采用信息准则法来确定VAR模型的最佳滞后期，结果如表4所示。由表4可以看出，在滞后阶数为4的时候，AIC和SC值最小。由此可以建立以“环境友好农业技术推广程度”、“农林牧渔业专利申请量”、“全国农林牧渔业总产值”为因变量，以这些变量的滞后值为自变量，滞后阶数为4的无约束VAR模型，即VAR(4)模型。同时，通过对VAR

(4)模型的平稳性检验结果显示，VAR(4)模型所有根模的倒数都小于1(即都在单位圆曲线内)，说明本文基于VAR模型的结论是可靠的。

3．4Ganger因果关系检验

上述分析已经确定环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长三个变量之间存在协整关系，因此可以进一步进行Ganger因果关系检验，以探索3个变量之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向。由表5可知:①滞后1期，LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系，LnTE和LnPA互为格兰杰因果关系，而LnPA和LnGAP不存在格兰杰因果关系。这表明在短期内，环境友好农业技术创新的推广程度能促进农业经济的发展，环境友好农业技术创新是技术创新推广程度的来源，即创新是推广的前提，而由于从技术创新到推广应用有一定的滞后性，技术创新对农业经济增长的促进作用在短期内是非常缓慢的。②滞后2期与3期，LnPA和LnTE是LnGAP的格兰杰原因，且因果关系是单向的，这表明环境友好农业技术创新诸如新技术的研发等对农业经济增长的促进作用开始逐步显现，环境友好农业技术创新推广与应用持续促进农业经济增长，而农业经济增长在短期内不能反哺技术创新与新技术的推广。③滞后4期，LnPA和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnPA和LnTE互为格兰杰因果关系。这表明，在长期内，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉，农业经济增长促进新一轮的环境友好农业技术创新与推广，而环境友好农业技术创新是技术推广的基础、技术推广是环境友好技术创新的进一步实现。

3．5脉冲响应函数

Johansen协整检验与Granger因果关系检验表明，环境友好农业技术创新、技术推广度和农业经济增长之间存在协整关系，并且具有因果关系。基于以上的VAR模型，可以用脉冲响应函数、方差分解等工具来详尽地描述变量间的动态特征。脉冲响应函数分析方法用来描述一个内生变量对由误差项所带来冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值所产生的影响程度。运用Eviews6．0软件生成基于VAR模型的脉冲响应函数图，通过分析可以得到以下结果:

(1)环境友好农业技术创新与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术创新对农业经济在最初的1期、2期都几乎没有冲击作用，第3期后开始对农业经济增长起到明显的促进作用，并且逐步增大，说明环境友好农业技术转化成生产力持续促进经济发展;而农业经济增长对环境友好农业技术是正向缓慢促进的，第7期以后趋于缓慢平稳的促进作用，表明农业经济增长对技术创新是缓慢并长期有效的。

(2)环境友好农业技术创新推广程度与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术推广度对农业经济增长的促进作用是前小后大，由于环境友好农业技术的特殊性且受自然环境的影响，技术刚刚开始被农业企业、农户所采纳时是暂时没有经济效益的，在第5期以后，作用才慢慢显现出来，逐步地成为农业经济发展的推动力;而农业经济增长从第1期对技术推广度产生较强的影响，第3期开始下降，第8期以后则趋于稳定，表明通过经济的拉动能够提升农业生产主体采用新技术的积极性。

(3)环境友好农业技术创新与技术推广程度的动态关系。技术推广程度受到环境友好农业技术创新正向冲击之后，从第1期就逐步开始上升，在第3期后速度加快，第12期趋于平稳，这表明环境友好农业技术创新对技术推广程度的有长期的正向影响，环境友好农业技术创新是一切技术推广的基础;而环境友好农业技术创新受到技术推广程度的正向冲击后，除了第1期、第2期上升效果显著，第3期到第7期有低幅度的波动，以后一直保持低速平稳的促进作用，这表明技术推广度长期内对环境友好农业技术创新的促进作用不显著。

3．6方差分解

方差分解方法是Smis在1980年提出的将系统的预测均方误差(MeanSquareError，MSE)按照其成因分解为自身冲击及其他变量冲击所构成的贡献率，从而将变量间的影响关系具体量化，评价不同结构冲击所造成的影响。运用Eviews6．0软件进行方差分解，LnGAP、LnPA、LnTE的方差分解结果。

(1)在LnGAP的方差分解中，能够找出环境友好农业技术创新与技术推广度对农业经济增长的影响。在滞后1期，二者对农业经济增长的冲击均为零，但随着预测时期的推进，二者对农业经济增长的冲击持续增长且速度较慢，充分体现了现阶段在我国农业经济发展过程中，从农户、农业企业到农业经济组织的生产活动都以重视经济效益为前提，对环境友好型农业技术创新的研发及其推广较为忽视，致使二者对农业经济的促进作用滞后时间较长。但随着政策引导、观念转变、技术转换和经济支持，预测期时间越长，二者对农业经济增长的促进作用越大。

(2)在LnPA的方差分解中，LnGAP对LnPA的冲击从第2期开始增长，在第14期达到最大，为27．08%，此后逐步减小，农业经济增长对环境友好农业技术创新的影响是缓慢且长期有效的，经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力。LnTE对LnPA的冲击效果并不明显，仅在第11期达到最大，此后逐步减小，这表明在长期内，环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，即二者的关系是单向的。

(3)在LnTE的方差分解中，农业经济增长和环境友好农业技术创新都对技术推广度在第1期产生冲击。农业经济增长对其的冲击在第5期达到最大，为71．25%，随后逐渐下降，但冲击都在40%以上。农业经济增长对环境友好农业技术推广度具有长期显著的正向影响。而环境友好农业技术创新对技术推广度也在第1期就产生了影响，最后一期达到最大值，为47．12%。这表明长期内，环境友好农业技术创新是技术推广度的前提，这与之前的格兰杰因果关系检验的结果一致。

4结论及启示

本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系进行实证研究。可以发现:

(1)环境友好农业技术创新、技术创新推广度与农业经济增长之间存在长期的动态均衡关系，在长期关系上，环境友好农业技术创新(PA)每增加1%，引起农业经济增长(GAP)增加0．375%，而环境友好技术推广程度(TE)每增加1%，则引起农业经济增长(GAP)增加0．542%。

(2)短期内，技术创新推广度在滞后1期即能促进农业经济发展，且环境友好技术创新是推广的前提;在滞后2期与3期，环境友好农业技术创新对农业经济增长的促进作用才开始逐步显现;在滞后4期，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉。

(3)长期内，环境友好技术创新和技术创新推广程度对经济增长的推进作用是缓慢且长期有效的，农业经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力，对技术创新的推广起到先强后弱的促进作用;但环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，二者的关系是单向的。根据研究结论，并结合我国农业经济发展现状，给出以下政策启示:

(1)促进环境友好农业技术创新成果转化。既然环境友好农业技术创新对农业经济增长具有长期正向的促进作用，那么把环境友好农业科技创新成果转化成为现实的农业生产力则是促进农业经济增长的主要动力。因此，首先应该解决环境友好农业技术创新中技术供给者与技术需求者的信息不对称和能力不对称问题，然后进一步通过改善政府、环境治理部门、技术研发部门等组织关系和构建配套的合作协调机制为环境友好农业技术创新成果的转化创造良好的氛围，同时引入农业科技产业化组织方式，使主体之间通过合同契约关系形成利益均沾、共担风险的利益共同体，加快农业科技成果的推广与应用。

(2)完善环境友好农业技术创新政策机制。显然，如果缺乏有效地环境政策，农业企业、农业协会、农户等很少有激励去使用环境友好农业技术或者去研发未来更好使用的技术。因此，环境友好农业技术创新一方面要克服环境和生态变量外部性引起的农业环境治理和农业资源利用等问题，另一方面要突破旧的体制障碍，适应新的知识创新需求，这些都在一定程度上要求农业技术创新政策在政策手段上不断完善。通过各种行政手段、经济手段、市场激励等配套实施，健全农业技术创新的保障机制、激励机制、约束机制、监督反馈机制，进而促进环境友好农业技术创新系统内部各主体要素之间、功能要素之间互动、合作和促进农业生产方式尽快向环境友好方向转化。

数量经济与技术第9篇

内容摘要：本文将技术引进细分为技术转移和技术贸易两类，通过我国1990-2008年技术转移和技术贸易与经济增长关系的实证分析，发现技术转移对经济增长的推动作用显著，滞后时间短，持续时间长。但技术贸易不仅不能推动经济增长，反而有略微的负面影响。更深层面上说明我国吸收掌握运用技术的能力较强，但对于进口硬件设备的选择可能存在失误。

关键词：技术转移 技术贸易 经济增长

技术转移与技术贸易的界定

Mansfield（1975）为技术转移的形式提出了明确的分类法则，按照他的观点，技术转移可以从转移过程中的不同阶段去理解。第一阶段称为“物质转移”，指新材料或新产品的跨国转移。第二阶段称为“设计转移”，指促进新产品或新材料制造的设计或图纸的跨国转移。第三阶段称为“能力转移”，即改变新获技术使其适应于接受国的特定环境。第三阶段涉及了新技术的学习和运用，与前两阶段有着极大差别，由于技术接受国在市场规模、基础设施、成本和需求等方面与技术创新国的差距，第三阶段所需成本更大，实现难度也更高。从发展中国家的立场看，Mansfield 提出的第三阶段最为重要，因此本文所探讨的技术转移定位于第三阶段，即接受国改造接受技术适应本地环境的过程。

按照GATT乌拉圭回合谈判缔结的《与贸易有关的知识产权协议》，国际贸易应扩展为货物贸易、服务贸易和技术贸易三大类。技术贸易指高技术产品从一个国到另一国的流动，包括属于技术导向行业的机器设备进口（有形层面），以及内含大量培训和咨询服务的设计、专利、许可协议、专有知识、工程研究和制造技术的进口（无形层面）。技术转移和技术贸易的定义看似清晰，但在无形层面存在重叠，要将统计数据与定义相对应非常困难，大量研究将技术转移简单地等同于成套设备、生产线、关键设备的技术进口。

为了从统计数据层面将技术转移同技术贸易剥离开，首先需要分解我国官方数据统计中所采用的技术引进方式。按照中国科技统计年鉴对技术引进方式的分类，国外技术引进分为专利技术的许可或转让（包括专利申请权的转让）、专有技术的许可或转让、技术咨询、技术服务、计算机软件的进口、商标许可、合资生产、合作生产等、为实施以上内容而进口的成套设备、关键设备、生产线等，以及其它方式的技术进口。上述定义显然过于宽泛，混合了技术转移与技术贸易，因此本文将官方统计数据进一步细分为两类，涉及改变新获技术并使其本地化的专利技术的许可或转让（包括专利申请权的转让）、专有技术的许可或转让、技术咨询、技术服务、计算机软件的进口、商标许可、合资生产、合作生产等为技术转移，实施以上内容而进口的成套设备、关键设备、生产线归类为技术进口，可视为硬件转移。由于其它方式技术进口的技术引入方式不明，为了对比需要，不归入技术转移也不归入技术贸易。这种细分方法也符合联合国《国际技术转移行动守则草案》中对“技术转移”的定义，其中指明技术转移是“关于制造业，应用生产方法或提供服务的系统知识的转移，但不包括货物的单纯买卖或租赁。该定义明确了技术转移的标的是软件技术，而不是硬件转移。

以往研究学者在实证层面或分析技术引进中某一种方式对经济增长的效应，或研究技术引进整体对经济增长的效应，没有将技术转移和技术贸易两种内涵不同的技术引进模式分开讨论并进行对比，而本文正是基于这个空缺进行探讨，从而对我国吸收、消化和掌握新技术的能力，以及对进口硬件设备的选择水平进行评估，以期得出有价值的结论。

我国全要素生产率增长率测算

全要素生产率是指各要素（资本和劳动等）投入之外的技术进步和能力实现等导致的产出增加，是剔除要素投入贡献后的剩余，也叫索洛剩余。本文选用柯布道格拉斯生产函数：Yt=At KtαLtβ 0

本文以不变价格的GDP作为衡量产出的指标，并按1990年不变价格指数进行了调整。劳动投入量选取全国年底从业人员数来衡量。资本投入量数据采用戈德史密斯永续盘存法，公式为K t =K t-1(1-δt )+It。式中Kt为第t年年末物质资本存量；K t-1为上一年年末物质资本存量；It是第t年投资，取值为每年固定资产投资额，并用固定资本投资价格指数按1990年不变价格调整；δt表示折旧率。资本存量数据来自单豪杰（2008），2007-2009年数据按照相同方法计算得到，折旧率统一取值10.96，由于单豪杰所计算的资本存量是按1952年不变价格计算，本文按1990不变价格指数进行了调整。本文采用的要素产出弹性借鉴了前人的研究成果，选取了α=0.4，β=0.6。

实证分析

按照本文第一部分对技术转移和技术贸易的界定汇总得到1990-2008年技术贸易合同金额和技术转移合同金额两个时间序列t和tr，为降低数据的波动性，对两个序列取自然对数生成序列lnt和lntr。数据已按当年人民币对美元年平均汇率中间价换算成人民币价值，并经价格指数平减为以1990年为基期的数值。

为了考察技术转移与技术贸易对经济增长的推动作用，本文构建基于多元协整的向量自回归（VAR）模型，该模型将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造，用于预测相互影响的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。本文实证思路为首先对各变量进行单位根检验和协整检验，验证协整关系的存在性；如果存在协整关系则建立多变量VAR模型，考察变量之间的相互关系；随后进行格兰杰因果关系检验；最后采用脉冲响应函数和方差分解对变量之间的动态影响进行描述。

（一）单位根检验

本文使用ADF方法进行序列单位根检验，滞后阶数的确定是基于最小信息准则（AIC和SC准则）作出，验证结果表明三个变量原始序列均非平稳，而一阶差分序列平稳，即三个时间序列为一阶单整序列，可在此基础上进行协整检验，判断变量之间是否存在长期稳定关系。

（二）协整检验

进行协整检验前，先判断VAR模型滞后期，在EVIEWS6.0中根据滞后长度标准确定滞后阶数。LR和SC标准选择1期滞后，FPE、AIC和HQ标准选择3期滞后，为使模型简洁，本文采用VAR（1）模型，并进行基于自回归模型为基础的Johansen协整检验。Johansen检验结果显示在0.05显著性水平下存在2个协整关系，表明在1990-2008年样本区间，三个变量之间存在协整关系。

（三）VAR模型估计

在上述检验的基础上，建立向量自回归VAR模型，模型中的时间序列lntfp、lnt、lntr为一阶单整序列，且存在协整关系。VAR模型将所有变量全部视为内生变量，方程式右边所有元素均为向量的一阶或多阶滞后项。模型建立为，其中，，P为滞后阶数，β0为常数项，βj为系数矩阵，εt为白噪声序列向量，它是三个分类分量作用lntfp、lnt、lntr在上的冲击。用普通最小二乘法得到VAR模型的一致有效估计结果，可将VAR（1）模型整理为：，模型回归系数体现了技术贸易和技术转移对经济增长的推动效果，技术贸易的一阶滞后对经济增长的推动效果不明显，系数为-0.04，但技术转移对经济增长的推动作用则相当明显，系数为0.13。

（四）格兰杰因果关系检验

通过协整检验我们发现三个经济变量之间存在协整关系，说明至少存在某个方向上的格兰杰因果关系，在滞后一期的情况下对变量lntfp、lnt、lntr进行格兰杰因果关系检验，结果发现在1%的显著水平下，lntr是lntfp的格兰杰原因，表明我国技术转移对经济的推动作用显著存在。在10%的显著水平下，lntfp是lntr的格兰杰原因，说明经济增长反向促进了技术转移。

（五）脉冲响应函数和方差分解

接下来在VAR（1）框架中分析技术贸易和技术转移与经济增长的脉冲响应。脉冲响应函数描述在扰动项上加上一个标准差大小的新信号或冲击后对内生变量的当期值和未来值带来的影响。脉冲响应的结果如图1和图2所示。横轴表示冲击作用的滞后期（年度），图形中间实线为脉冲响应函数，两条虚线为正负两倍标准差的置信带。

图1显示，在给技术贸易lnt一个正向冲击后，经济增长在第2期出现负增长，负面影响在第2期强度达最大，并且一直持续到第10期。图2显示，在给技术转移lntr一个正向冲击后，经济增长在第3期作出正向反应，达到峰值并持续保持至第4期，随后增长态势缓慢下降，但到第10期仍有相当的影响力。

利用VAR模型还可以进行方差分解研究模型动态特征，方差分解研究每一个结构冲击对内生变量的贡献度，以进一步评价不同结构冲击的重要性，与脉冲响应函数相互补充。各变量方差分解结果如图3。从方差分解结果看，经济增长波动主要来自于自身冲击，并随滞后期逐渐减弱。技术贸易对经济增长的影响非常有限，技术转移则对经济增长贡献明显，从滞后一期出现，持续时间长，到第10期时超过30%。

通过以上分析发现：首先，从协整关系可以看出，技术转移、技术贸易和经济增长之间存在长期稳定的协同关系。其次，通过格兰杰因果关系检验进一步说明，技术转移是推动经济增长的原因，同时经济增长又反向拉动了技术转移。这表明我国吸收、掌握和运用新技术的能力很强，技术转移与经济增长之间已经形成了良性循环机制。但技术贸易对经济增长的作用力不显著。脉冲响应和方差分解表明，技术转移能在短期内迅速对经济增长产生正向推动作用，且作用时间长，而技术贸易短期内却对经济增长产生了负面效应，虽然效果不明显，但能说明我国在硬件设备引进时可能存在因选择不当造成的资源闲置或浪费现象。实际上，我国于上世纪60至70年代所引进的技术设备中有90%以上不能实现合理的产出水平，其中大部分甚至从未投入使用。此类情况虽然不及过去严重，但这种情况仍未得到根本改变。

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