数量经济与技术范文

数量经济与技术范文第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

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［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).

数量经济与技术范文第2篇

关键词：国外技术引进；国内技术引进；经济增长

一、文献回顾

在我国技术引进研究方面，部分学者认为，我国技术引进总体水平不高、吸收不足导致我国创新能力较弱，如张树明(1999)认为我国技术引进总体水平较低，我国企业对国外技术水平了解不深入，在技术引进中处于被动地位。姜玉平、方晓阳(2000)认为我国企业在对引进技术进行创新的认识与观念上有严重误区，过分依赖引进，并且对消化吸收重视程度不够。在引进技术的管理体制上存在管理层级多和引进策略上失误的问题。对于我国科研与生产分离并且受到发达国家对我国技术转让与出口的严格控制的情况，提出了产学研三位一体的解决方案。李小平(2007)，运用DEA方法通过对中国分行业大中型工业企业数据进行实证研究，发现国外技术引进对技术进步的促进作用较大，而自主研发和国内技术引进的生产率回报率较低。吴延兵(2008)从自主研发、技术引进对生产率影响入手，通过固定效应模型和一阶差分模型探讨了三者在全国省域之间的关系，他认为自主研发对生产率有正影响，国外技术引进对生产率影响显著，而国内技术引进对生产率影响不显著。其中，经济实力较弱的西部地区的技术引进效果较大，东中部地区自主研发的经济增长效果较好。滕玉华(2009)认为，国外技术引进对工业能源强度的影响是显著的，并且与自主研发存在互补效应，而国内技术转移对工业能源强度的影响不显著，也没有与自主研发形成互补，表明我国自主研发的吸收能力较弱，结构不尽合理，对企业消化吸收国内先进技术的能力有所限制。袁建新，刘幸（2010）利用因子分析法分析了技术引进促进经济增长作用省际差异的影响因素，他们认为，影响技术引进促进经济增长作用的主要因素为技术消化吸收因子，包括外贸依存度、R&D投入强度、人均受教育年限、技术效率等。提高这些因素可以提高技术引进对经济增长的促进作用。

二、模型

由于全国各省区经济增长水平差距很大，国内外技术引进水平也不相同，因此，各省区国内外技术引进对经济增长的影响表现出显著的差异性。为了分析国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响，我们采用面板数据模型，分别将国外技术引进TF和国内技术引进TD作为自变量，将国内生产总值GDP作为衡量经济增长的指标，为了消除异方差影响，对变量分别取对数，得到面板数据模型的解析表达式为：

LnGDPj,it=Cj，+αjlnTj,it+εj,it i=1,2，…，n；t=1,2，…，n （1）

其中，j=0,1分别与国外技术引进TF和国内技术引进TD相对应。下标（i，t）表示第i个地区第t年的观测值。αj为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数，反映国内外技术引进对经济增长的影响效果。εj,it为随机扰动项。

三、数据与变量

（一）数据来源与变量构建

本部分实证模型采用的数据中，各省区历年GDP数据和相应年份的价格指数数据均来源于《中国统计年鉴》，各省区历年国内外技术引进数据来源于《中国科技统计年鉴》。本文选取1996-2009年共14年的省级大中型工业企业面板数据，在中国31个省市区当中，、海南历年数据缺失较多，从样本中剔除，重庆市由于成为中央直辖市有部分年份数据缺失，为保证数据口径一致将重庆市数据合并到四川省中。样本数据共有14年28个省市自治区合计392个观测值。下面对本文实证模型所采用的变量进行构建和分析。

由于国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响不仅体现在当期，对以后若干时期的经济增长也有重要影响，所以需要核算国内外技术引进的存量。根据永续盘存法（Perpetual Lnventory Method，PIM）来核算国内外技术引进存量[1]。测算公式为：

Kit = Eit + (1-δ) Kit-1 （2）

K表示国内外技术引进存量，E表示国内外技术引进支出，δ为折旧率，i、t分别表示地区和时间。根据1995年不变价用各省市区相应年份的固定资产投资价格指数对国外技术引进经费（TF）和国内技术引进经费（TD）进行平减，得到28个省区14年国内外技术引进经费的实际值。然后，计算国外内外技术引进经费的基期存量，计算公式为：

KF1=EF1（1+ρ）/（ρ+δ）（3）

KD1=ED1（1+ρ）/（ρ+δ）（4）

KF1为基期国外技术引进存量，EF1为基期国外技术引进支出，δ为折旧率，设样本前（1996年之前）所有时期的技术引进的平均增长率为ρ。根据已有研究文献将技术引进存量的折旧率δ设定为15%，假定过去所有时期技术引进的平均增长率为5%。于是存量公式变为KF1= EF1（1+0.05）/（0.05+0.15）=5.25 EF1，KD1=5.25 ED1，即基期国内外技术引进存量是基期国内外技术引进支出的5.25倍。得到基期存量后，再根据永续盘存法计算出大中型工业企业1996-2009年历年国内外技术引进存量。1996-2009年历年各省区GDP数据根据1995年不变价进行平减，得到历年各省区GDP的实际值。

（二）数据的平稳性检验

在对模型进行回归前，首先要检验各个序列的平稳性，即对各个变量进行单位根检验，从而确定各变量是否平稳。普遍进行单位根检验的方法主要有三种：IPS检验法、ADF检验法及PP检验法。本文采用IPS检验法来检验国内生产总值（GDP）、国外技术引进存量（TF）和国内技术引进存量（TD）三个变量的平稳性，结果如下表：

注：检验形式中C、T、K分别代表检验模型中含有常数项、趋势变量、滞后阶数，“*”表示在10%的置信水平下。

从表中我们可以看出，lnGDP、lnTF、lnTD在IPS检验统计量水平值上大于临界值，表明其是非平稳的，对三者取一阶差分后，其IPS检验统计量小于临界值，表明是平稳的，即三个变量是一阶单整的。

（三）数据的协整检验

国外技术引进和国内技术引进这两个具有各自长期波动规律的变量对经济增长的影响是否具有一个长期的均衡关系，我们通过协整检验来分析。此处，选择Johansen极大似然法对lnGDP、lnTD、lnTF之间的协整关系进行检验，检验结果如下：

由表2和表3可知，lnGDP与lnTD之间不存在协整关系的概率为0，拒绝原假设；lnGDP与lnTD之间存在协整关系的概率为0.9367，即在5%的显著性水平下有一个协整关系；lnGDP与lnTF之间的协整关系拒绝原假设，二者之间存在协整关系的概率为0.896，即在5%的显著性水平下有一个协整关系。

四、估计结果与分析

本部分分别探讨国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间关系的省域差异。面板模型包括三种情形，即既有个体影响又有结构变化的变系数模型、有个体影响但无结构变化的变截距模型和既无个体影响又无结构变化的混合模型。一般使用协方差分析检验判断模型形式（李子奈，叶阿忠，2000）。根据1996-2009年全国28个省份lnGDP、lnTD和lnTF的面板数据,运用Eviews6.0估计及检验,确定lnGDP与lnTD之间lnGDP与lnTF之间应建立固定效应变系数模型[2]。分别对lnGDP与lnTD、lnGDP与lnTF这两个面板数据模型的参数进行估计，得到表4和表5所示结果。

从R2和F值可以看出，模型（5）的拟合优度较好且总体线性关系显著，并且不存在自相关。各省区lnTF的系数均能通过t检验，表明国外技术引进对经济增长有显著影响。模型（5）中截距的固定项代表效率参数，数值越大，表明变量对经济增长的促进作用越显著，它反映的实际上式经济增长中不能被国外技术引进所解释的部分。其中，13.52反映全国各省国外技术引进对经济增长效果的整体水平，截距的固定影响C1反映各地区技术引进效果的差异。C2代表各省区国外技术引进的投入产出弹性系数，反映国外技术引进对经济增长的影响。

估计方程为：lnGDPi=13.52+C1+C2lnTFi （5）

（26.66）

R2=0.992 D.W.=1.50 F=185.12

由表4可知：在全国28个省区中，截距项最大的为云南，其次是新疆、陕西，反映这三个省份在经济增长方面受国外技术引进之外的综合因素影响较大。从各省区lnTF的系数来看，国外技术引进对经济增长影响最大的三个省区是北京、江苏、广东，其弹性系数分别为0.72、0.68、0.65，表明这些省份的国外技术引进对经济增长的促进作用较大。而贵州、广西、云南三省lnTF的系数最低，分别为0.02、0.04、0.05，表明这三省国内外技术引进对经济影响最小。山东、上海、天津、江西、福建、安徽等省份国外技术引进的弹性系数在0.4-0.5之间，其对经济增长的影响处于中间水平。

模型（6）的拟合优度也较好，全国省区除甘肃之外，lnTD的系数均能通过t检验，表明国内技术引进对经济增长的影响显著。模型（6）中截距项是效率参数，其值越大，表明国内技术引进对经济增长的促进作用越大。其中，12.77反映全国国内技术引进对经济增长效果的整体水平，C3反映各省国内技术引进效果之间的差异，C4代表各省区国内技术引进的投入产出弹性系数，反映了国内技术引进对经济增长的影响效果。

估计方程为：lnGDP=12.77+ C3+C4lnTD（6）

（43.93）

R2=0.977 D.W.=1.61 F=264.77

由表5可知，在全国28个省区中，甘肃的截距项最大，其次是吉林、四川，说明这三个省份在经济增长方面受国内技术引进之外的综合因素影响较大。国内技术引进对经济增长影响较为显著的有广东、湖北、江苏、河北、北京、陕西，其弹性系数均在0.6-0.7之间，表明这些省份的国内技术引进对其经济增长有较大的促进作用；新疆、贵州、云南三个省份的国内技术引进对其经济增长的促进作用最小，其弹性系数都不到0.1；甘肃省lnTD的系数没有通过显著性检验，说明甘肃省国内技术引进对经济增长的影响是不显著的。

综合考虑国内外技术引进对经济增长的影响，广东、江苏、北京呈现双高特征，贵州、云南则呈现双低特征，其他省份则表现为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数同高同低的特点。明显地，国内外技术引进对经济增长影响双高的地区多为东部地区省份，双低的地区多为西部地区省份，其他地区多为中部地区。在东中西三大区域中，东部地区和中部地区经济基础相对发达，产业较为密集，竞争激烈，这激励企业引进国外先进技术，不断提高自身技术水平，同时东中部地区开外程度更高，技术进步较快，因而能够大量引进国外先进技术从而促进经济增长。相比较而言，西部地区经济实力较弱，各种基础设施还不完善，因此国内外技术引进对经济增长促进作用不是太显著。

对表4和表5进行综合分析，从国内外技术引进对经济增长影响的平均水平来看，全国国外技术引进弹性系数的平均水平为0.35，国内技术引进弹性系数的平均水平为0.30，明显地，国内外技术引进对经济增长的促进作用是显著的，其中，国外技术引进大于国内技术引进对经济增长的促进效果，各省都呈现明显的差异。究其原因，目前在技术水平上，国内企业与国外技术还存在很大的差距，国外相对落后的技术对于国外企业而言很可能是较为先进的技术，而国外企业出于自身利益和发展战略的需要也愿意把相对落后的技术转移给发展中国家。因而，在国内技术水平总体较为落后、国内外技术差距较大的背景下，国内企业引进国外技术的空间就较大，引进数量也较多。同时，国内企业总体技术水平较落后，企业之间技术可替代性较大、市场竞争激烈、企业往往都采取措施保护自己的专利技术不会轻易进行技术转移，因此，国内技术引进受到一定限制、技术交易量较小。1996-2009年我国28个省区大中型工业企业平均国内技术引进经费为2.4亿元，而平均国外技术引进经费则多达21.9亿元，国外技术引进经费远远大于国内技术引进经费。

五、结论与建议

我国人均资源相对匮乏，过去长期依靠资源推动的粗放式经济增长方式已不可取，技术引进能够在较短的时间里增强我国的技术水平，从而推动经济又好又快发展。本文运用1996-2009年中国地区大中型工业企业面板数据，通过固定效应变系数模型对我国国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间的关系做了实证研究，得到以下主要结论：（1）我国各省区国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，国内外技术引进的增加能够推动我国经济持续的增长，国外技术引进对经济增长的促进作用较为显著，而国内技术引进对经济增长的促进作用相比较国外技术引进而言较弱。（2）不同省份国内外技术引进对经济增长的影响存在较大差异。国内外技术引进对经济增长影响同高的省份属于东部地区，同低的省份属于西部经济落后地区，中部地区则较为平稳。各个地区经济实力不同，技术发展水平和创新能力基础差距较大可能是造成这一现象的主要原因。

根据以上研究结论提出以下建议：（1）注重引进国外的先进技术，由于先进技术需要一定的吸收能力才能最大程度的为我所用，因此，一方面引进国外先进技术，另一方面要注重加大研发力度，在更大程度上学习和借鉴国外先进技术，技术引进与自主研发相结合是推动我国技术发展和促进经济增长的重要途径。自主研发是技术引进吸收能力的重要因素之一，对引进的先进技术，要“干中学，学中干”，最大限度掌握先进技术的理念方法，进行自我创新，避免出现引进-模仿-再引进-再模仿的被动局面，以求充分利用全球科技资源提高自身技术水平和经济发展速度。（2）制定科技创新政策应因地制宜，考虑各地区的实际技术水平和创新能力基础。东中部地区技术水平相对较高，与国外技术之间的技术替代性相对强,这些地区主要应靠自主研发在市场竞争中实现技术升级和经济发展。西部地区与国外技术水平差距相对较大，国内外技术互补性较强，这些地区也缺乏自主创新的基础设施和配套环境,因而技术引进有利于西部地区的技术提升。所以，激励东部地区科技创新和西部地区技术引进，因地制宜地采取有针对性的创新激励政策,才能全面提升各地区的创新能力，促进各地区经济实现平衡增长。

参考文献：

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[3] 候彗.我国技术引进与经济增长的相关性分析[J].发展研究, 2010,(02).

[4] 张月.我国企业引进技术消化吸收能力的影响因素分析[D].暨南大学硕士论文,2007(05)

[5] 吴延兵.知识生产及其影响因素――基于中国地区工业的实证研究[J]. 世界经济文汇,2009( 4)

[6] S. Nelson, E. Phleps,Investment in Human, Technological Diffusion and Economy Growth J , American Economic Review, 1966.

[7] Cohen, Levinthal. Absorptive capability: a new perspective on learning and innovation J . Administrative Science Quarterly, 1990,35 : 128-152.

[8] Henny Romijn. Acquisition of Technological Capability in Development: A Quantitative Case Study of Pakistan s Capital Goods Sector J . World Development,1997, 25 3 :359-377.

数量经济与技术范文第3篇

【关键词】数量经济学 数据挖掘 区别 联系

一、数量经济学与数据挖掘基本概念

（一）数量经济学

随着我国经济的发展，国家经济的高效运转越来越离不开数学，例如就当前惨淡的股票市场来说，数学在其中发挥着巨大的作用。数学应用到经济学中，经济学领域内产生了数量经济学。在我国数量经济学的发展以1979年中国数量经济研究会成立为标志，历经近四十年的发展，具有鲜明的中国特色。数量经济学是在对理论经济学进行研究的基础上，通过不断更新的数学方法和计算技术对经济关系进行定量分析，总结其经济事实背后的规律，其中通过建立数学模型的方式对经济关系进行定量研究是数量经济学的主要特征。

当前数量经济学在我国学术界的地位模糊不清，其既是一门方法论，又是一门计量学科，同时还是一门组织管理科学。然而毫无疑问的是数量经济学是将理论经济学的抽象固化的理论概念进行外在的定量分析，使得经济事件背后的经验公式得以在实际生产生活实际中被有效利用，进行转化为措施、方案等，显然数量经济学是联系理论与实践的纽带。

（二）数据挖掘

数据挖掘（Date Mining），其是多学科的综合产物，始于20世纪90年代。随着信息技术的进步和大数据时代的到来，特别是数据库技术的更新换代使得当下信息数据呈现爆炸式增长。数据挖掘简单来讲，便是将大量不完整嘈杂的数据中整理分析出客户所感兴趣的信息，数据挖掘包括数据库准备、数据有效开采、结论表示和解释三个层面。数据挖掘技术主要由数理统计、人工智能以及数据库技术作为支撑，其主要功能有分类、发现关联规则以及序列模式、聚类、预测以及偏差预测等。当前关于数据挖掘方法的研究主要有基于统计方法的复杂数据挖掘、基于支持向量机的数据挖掘、基于神经网络的数据挖掘以及基于遗传算法的数据挖掘等。

二、数量经济学与数据挖掘的联系

（一）应用数学作为研究基础

就数量经济学与数据挖掘的联系来说，首先两者均将应用数学作为其研究的基础：在数量经济学中，建立经济数学模型的形式将外在客观的经济事件间隐藏的相互联系进行定量分析，而在数据挖掘中应用数学为其提供了普适性的方法论，例如数据挖掘的方法中的统计学方法，其可以简单分为回归分析、非判断分析等均需要通过大量的数学分析来实现。

（二）反映客观规律与联系

总体上来说，无论是数量经济学还是数据挖掘技术均是为了服务人们更好的进行生产实践来服务的，均是用来分析和判断事实背后的客观规律和相互联系。数据挖掘的目的便是为了深层次的挖掘数据中所隐藏的“知识”，例如在股票市场，先进的交易软件能够更快的处理和分析当前的股票市场，能够短期内进行市场预测，数据挖掘技术通过数据库分析和处理技术展现出来。数量经济学作用在现实生活中，其可以进行投入产出分析、费用效益分析以及电子计算数据模拟等。

（三）数据库作为主要研究对象

毫无疑问的是，在当前信息大爆炸的时代，数据库技术作为存取信息的最为高效的模式在数量经济学和数据挖掘中占有极为重要的地位。数据挖掘其通过对存储于数据库中的大量繁冗嘈杂的信息进行组合分解等方法获得有用的信息，数量经济学虽然仅仅是作为经济学的一部分，但显然其需要大量的统计数据作为研究支撑，为此数据库技术的更新换代与数量经济学和数据挖掘的发展相互促进、相互影响。

三、数量经济学与数据挖掘的区别500

（一）理论基础各异

数量经济学的理论基础为理论经济，数量经济学是将理论经济的理论概念进行外在的具象化，从外在的经济事实背后的数据分析得出经验公式与模型，其显然属于经济学的一部分，一定程度上来说，其经验公式仅仅适用于经济领域；数据挖掘技术其理论基础为单纯的应用数学，具有适用对象的普适性、大众性。

（二）实现机理各异

数量经济学其实现机理可以简单描述为在已有经济数学模型的基础上进行外在客观经济事实的分析，其主要需要通过大量的人力分析来完成，无法通过数据分析来发现新的数据模型；数据挖掘技术其最重要的特征在于对数据库中大量不完整的信息的推理关联分析，其能够发现存在在整个数据库中的事实未曾发现的模式，例如在每日的天气预报中，对每日天气的预测分析中将包含多种不同的影响因素，需要大量的数据库分析。

（三）对象领域各异

数量经济学的适用对象主要为经济学中存在的问题，显然具有一定的区域局限性，其通过数据分析得出的经济数学模型也仅仅适用于经济领域，而数据挖掘技术其理论基础为普适性的应用数学，范围实用性更广。

四、数量经济学与数据挖掘的技术应用

（一）数量经济学应用

数量经济学是量化了的经济学，其包含计量经济学和数理统计学。随着市场经济的发展，数量经济学影响着我们日常生活的方法面面，例如老龄化经济效应数理分析模型用来分析人口结构因素以及人口老龄化对我国经济成长潜力的影响，经济发展的灰色预测与模糊评价用来对于我国与世界各国的经济增长以及所面临的威胁机遇进行预测分析等。

（二）数据挖掘技术应用

数据挖掘技术所要处理的问题更广，显然其能够应用到的涉及面更大。例如数据挖掘技术主要被用在商业领域，尤其是在银行以及保险销售领域，例如在客户群体划分、客户流失分析以及客户信用记录分析等方面，其次在市场营销方面，数据挖掘技术更是大放异彩，例如著名的Bass Export利用IBM数据挖掘技术进行客户分析。

参考文献：

[1]李军.数据挖掘方法及其在上市公司中的应用研究[D].湖南大学，2004.

数量经济与技术范文第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).

数量经济与技术范文第5篇

论文摘要：加强知识产权保护能够激励R&D投入，而R&D投入能够增加技术知识存量。引入技术知识存量作为技术创新的变量，利用15个DECD成员国1980~2003年间的面板数据，采用固定效应回归模型，检验了开放经济体国家知识产权保护的经济效果。研究结果表明，在开放经济体国家，加强知识产权保护能够促进经济增长，且技术知识存量越大，加大知识产权保护力度对经济增长的促进作用越显著。

随着知识经济全球化的深人发展，知识产权日益成为国家发展的战略性资源和国际竞争力的核心要素，知识产权保护水平与一国的经济发展密切相关。加强知识产权保护力度是否会促进经济增长?对于这一问题，学者们产生了一定的分歧。一部分研究者认为加强知识产权保护力度能够激励创新，减少后续创新的成本，故加强知识产权保护力度会促进经济增长。Chen等的实证研究表明，知识产权保护水平和发展中国家的技术创新呈正相关关系。Eicher等指出，有效的知识产权保护会提高劳动生产率，减少对劳动力的需求，进而降低后续的知识产权保护成本。Parell认为知识产权保护能够激励发展中国家的私人机构研究开发新的知识与技术。另一部分学者则认为，加强知识产权保护会降低国家间资源分配的效率，削弱市场竞争，故加强知识产权保护力度会阻碍经济增长。Grossman等川认为，从生产要素投人的角度来看，大部分生产要素被用来生产已有产品，只有很少一部分用来生产新产品，从而扭曲了对创新产品的资源配置。Helpman认为，强的知识产权保护会使生产线从欠发达国家向发达国家转移，使生产在价格高的发达国家进行，降低了效率。Horii等指出，最优化的长期经济增长率需要的并不是一个完美的知识产权保护体系。尽管研究者在加强知识产权保护是否促进经济增长这一问题上没有达成共识，但是，一些研究显示，相对于封闭经济体国家，在开放经济体国家，知识产权保护促进经济增长的效果更显著。正是基于这些学者的研究成果，本文旨在探索一个问题:在开放经济体国家，知识产权保护强度越强越好吗?

在上述有关知识产权保护经济效果的实证研究中，学者们都是基于外生增长理论，把技术创新作为外生给定的，他们并没有提出技术创新的合适变量。虽然Schneider在实证研究中把当年的R&D投人作为控制变量，但并没有考虑以前的R&D投入积累。此外，R&D投入转变成技术知识，有一定的滞后期。R&D投人经过一定的周期，会转变成技术知识，形成的技术知识可以累积，同时技术知识也会随着时间的推移而陈腐化。

Grili-ches提出了技术知识存量的概念，测度通过研究开发投资所产生的技术知识存量的数值。本文基于内生经济增长理论，引人技术知识存量作为技术创新的变量，利用DECD成员国的面板数据，采用经济计量的方法，检验开放经济体国家知识产权保护的经济效果。

1、模型的建立

新古典经济学假定在技术进步不变的条件下，研究均衡经济增长如何取决于固定资本存量和人力资本存量的变动。本文用人均GDP作为经济增长的变量;用固定资产投资占GDP的份额作为固定资本存量的变量;用初中毛人学率作为人力资本存量的变量;采用Ginarte等测定知识产权保护强度的指数作为知识产权保护强度的变量。考虑到人力资本存量和知识产权保护对经济增长产生作用有一个滞后期，本文假定滞后期为3年。由于使用面板数据进行实证研究，本文采用固定效应回归模型。基于以上考虑，建立如下基本回归模型:

式中:为i国第t年的人均GDP;为i国第t年的固定资产投资占GDP的份额;GS-为i国第((t-3)年的初中毛人学率;为￡国第((t-3)年的知识产权保护强度指数;a:为非观测效应;为误差项;为常数项;和为相关系数。

对知识产权保护的经济效果进行实证研究，如果仅仅考虑资本和劳动的投入，并不能很好的体现知识产权保护政策在激励创新方面的作用。因此，本文引人技术知识存量，对回归模型(1)进行改进，得到以下的回归模型:

式中:为i国第t年的技术知识存量;为相关系数。

由于加强知识产权保护力度，能够激励企业扩大R&D投人，新增加的R&D支出能够增加技术知识存量。而更多的技术知识存量使研发主体拥有更强大的研发基础，可以带来更多的技术创新成果。显然，知识产权保护和技术知识存量对经济增长有着相互促进的作用。为此，引人知识产权保护力度和技术知识存量的交互项，对回归模型(1)进行改进，得到以下的回归模型:

式中，为相关系数。

同时，考虑到技术知识存量以及知识产权保护和技术知识存量的交互作用对经济增长的贡献，对回归模型（1）进行改进，得到以下的回归模型:

2、数据的获取与计算

2.1数据的获取

Sachs等提出，如果一个国家满足所有下述5条标准，就可以认定该国为开放经济体国家。即:①非关税壁垒覆盖面低于贸易的4000;②平均关税率低于4000;③20世纪70或80年代，外汇黑市溢价低于2000;④该国不是被划分为社会主义国家;⑤政府不允许垄断主要出口。为了检验开放经济体国家知识产权保护的经济效果，本文选取了15个DECD国家。根据Sachs等的划分方法，这些国家都是符合5个标准的开放经济体国家。即奥地利、加拿大、丹麦、芬兰、法国、德国、冰岛、爱尔兰、意大利旧本、荷兰、葡萄牙、西班牙、英国、美国。鉴于数据的可获得性，本文采用这15个国家1980~2003年的相关数据。

Ginarte等总结了一套评价知识产权保护水平的指标体系，该指标体系包含5个评价指标，即专利法覆盖程度、参与国际协议的程度、损失保障条例、执行机制和专利保护期限，每个指标都有一套评价标准及相应的分值。Park对Ginarte等的指标体系进行了更新，量化了122个国家截止2005年的知识产权保护水平。本研究知识产权保护强度指数的数据来源于Park;人均GDP和固定资产投资占GDP份额的数据来源于世界经济合作及发展组织OECD;初中毛人学率的数据来源于联合国科教文组织UNESCO。

2.2技术知识存量的计算

本文使用国内生产总值和研发强度(R&D/GDP)的乘积，来计算各国的研究开发投人，采用永续盘存法计算15个选取国家的技术知识存量。各国的R&D支出数据来源于世界经济合作及发展组织OECD。Hur等的研究显示，日本的技术陈腐化率和R&D滞后时间分别为13%和3年。考虑到计算每个选取样本国家的技术陈腐化率和R&D滞后时间很难，同时，选取的国家都是高度发达的国家，他们的研发投人在一定程度上有很大的相似性，所以，本文假定所有样本国家的技术陈腐化率和R&D滞后时间分别为13%和3年。此外，还假定这些样本国家的技术知识存量只是由国内R&D支出决定，忽略通过技术外溢从其他国家吸收的技术知识存量。根据上述分析，计算得到1980~2003年各国的技术知识存量。

3、实证结果及分析

针对15个DECD成员国1980~2003年的面板数据，本文应用固定效应回归进行实证研究，研究结果如表1所示。

表1中，第1栏是用模型（1）进行回归得到的结果。可以看出，固定资本存量和人力资本存量分别在1%和5%的显著性水平上显著，其相关系数和都为正;知识产权保护水平却不显著，且其相关系数为负。该结果并不奇怪，因为如果只考虑固定资本存量和人力资本存量投入，无法体现知识产权保护政策对激励创新的作用。同时，加强知识产权保护会降低资源跨国流动的效率，削弱市场竞争的强度。从该角度来看，加强知识产权保护会阻碍经济增长。

表1中，第2栏是用模型(2)进行回归得到的结果。模型(2)与模型(1)相比，加人了自变量技术知识存量。从结果可以看出，固定资本存量依然在1%的显著性水平上显著，而人力资本存量却不显著;知识产权保护水平依然不显著，且其相关系数仍为负;加人的技术知识存量在1%的显著性水平上显著，且其相关系数为正。模型(2)与模型（1）相比，固定资本存量和人力资本存量的相关系数和明显下降，这是因为技术知识存量的作用解释了一部分经济增长。

表1中，第3栏是用模型(3)进行回归得到的结果。模型(3)与模型(1)相比，加入了技术知识存量和知识产权保护水平的交互项。从结果可以看出，固定资本存量和人力资本存量在1%的显著性水平上都是显著的;知识产权保护水平虽然相关系数依然为负，但却在1%的显著性水平上显著;技术知识存量和知识产权保护水平的交互项在1%的显著性水平上显著，且其相关系数为正。知识产权保护水平对经济增长的总效应是由知识产权保护水平的效应与技术知识存量和知识产权保护水平交互项的效应共同决定的。知识产权保护水平总效应:

式中，为样本中各国技术知识存量的平均值，经计算得。

把，代人式(5)得，也就是说，在开放经济体国家，加强知识产权保护能够促进经济增长。

表1中，第4栏是用模型(4)进行回归得到的结果。模型(4)与模型(3)相比，加人了自变量技术知识存量。从结果可以看出，固定资本存量和人力资本存量分别在1%和5%的显著性水平上显著;知识产权保护水平的相关系数R3为负，但在5%的显著性水平上显著;技术知识存量以及技术知识存量和知识产权保护水平的交互项在1%的显著性水平上显著，且其相关系数均为正。同理，通过式(5)，模型(4)中。

模型(4)与模型（3）相比，各变量的相关系数及显著性变化不大，但增加，可见，模型(4)的解释能力更好。在模型(3)和模型(4)中，技术知识存量和知识产权保护水平交互项的相关系数均显著，且都为正。这表明，在开放经济体国家，技术知识存量越大，加强知识产权保护对经济增长的促进作用越大;知识产权保护强度越强，技术知识存量对经济增长的促进作用越明显。

4、结论

本研究的主要贡献:①基于内生经济增长理论，引人技术知识存量作为技术创新的变量;②采用固定效应回归模型进行实证研究，消除了各国的非观测效应对结果的影响。本文的主要结论:①在开放经济体国家，加强知识产权保护能够促进经济增长;②知识产权保护和技术知识存量对经济增长有着相互促进的作用。也就是说，技术知识存量越大，知识产权保护对经济增长的促进作用越大;知识产权保护强度越强，技术知识存量对经济增长的促进作用越明显。

数量经济与技术范文第6篇

关键词：区域经济增长；技术创新；内生性；联立方程；市场化指数；人力资本

中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2017）02-0101-05

改革开放以来，我国经济建设取得了巨大成就，现仍处于高速增长阶段，但是也应该看到，过去的发展建立在依托投资、依赖资源、粗放型发展的基础上，这种非可持续发展方式必然会阻碍经济长期持续稳定的发展。熊彼特[1]指出创新是经济发展的不竭动力，创新能够促进经济增长，他从经济与技术相结合的角度，探讨了技术创新在经济发展过程中的作用，认为技术创新能够解释经济周期的现象。傅家骥[2]指出技术创新是产业升级和经济结构转型的重要手段，是实现经济持续增长的手段，在国家经济增长过程中持续发挥技术创新效应。已有研究充分表明技术创新对区域经济增长具有重要的作用。区域经济增长与技术创新之间本质上是一种相互促进相互影响的内生增长关系，因此，研究区域经济增长与技术创新的内生性显得尤为重要，既能探究技术创新和区域经济增长在彼此中的地位，又能为政府的宏观调控提供决策依据。

一、文献回顾

已有文献分析了技术创新的影响因素。Blomestrome[3]认为FDI能带来技术创新所需要的人力资本因素，并且对技术创新有显著的正效应。Huang[4]实证分析了墨西哥、中国等发展中国家，证明FDI对东道国的技术创新并不存在显著的正向效应。Pomer[5]利用内生增长模型，认为FDI对发展中国家具有技术溢出效应，能够保持经济的持续增长。Borensztein[6]等指出FDI技术溢出效应取决于发展中国家当地的人力资本水平。Breton[7]运用动态的索洛模型分析日本1969―1997年人力资本对人均GDP的影响。郑世林[8]等测算了物质资本对经济增长的影响力度，得出1978―2004年贡献度达到80%。潘云文[9]测算了1990―2011年技术进步对山东省经济增长的贡献。陶爱萍[10]等建立了知识溢出与产业集聚的互动机制，运用联立方程模型检验了知识溢出与产业集聚之间的相互关系，并根据实证结果提出应促进产业集聚与知识溢出的良性互动。黄清煌[11]等人基于2001―2013年中国30个省级面板数据，构建联立方程组模型实证分析环境规制和经济增长之间的关系，提出分地区环境规制与经济数量效应无差异，环境规制的经济增长质量效应具有明显的分区域特点，王润泉[12]等运用联立方程模型实证分析了子女教育期望与城市定居意愿之间的内生关系，陈得文等[13]运用GMM三阶段最小二乘法分析了1995―2008年中国空间集聚和经济增长之间的关系，李靓等[14]基于1990―2013年的时间数列数据，分析了蔬菜零售价格的形成因素。

笔者以选取2003―2014年中国省域面板数据，依据内生增长理论，构建区域经济增长与技术创新的联立方程模型，实证分析区域经济增长与技术创新之间的内生关系。

二、模型建立和变量选取

关于技术创新与经济增长之间关系的研究很多，目前大多采用单一方程研究，如面板数据、时间序列数据等单一方程模型，对互为因果关系的变量研究不足，无法解释内生性变化。

联立方程模型则是通过把一组变量联合决定的另一组变量组合在一起进行测量，以便解决单一方程中因变量和自变量之间部分无法解释的关系，在联立方程模型中，有两个或更多的方程组成，每个方程的被解释变量互为其他方程的解释变量，在联立方程模型中，估计其中一个方程的参数时要同时兼顾其他方程的参数，充分利用不同方程之间的联动信息，与单方程相比，更具有良好的统计特性。

区域经济增长与技术创新之间互为因果关系，即区域经济增长影响技术创新的水平，而技术创新又影响着区域经济增长，其简约表达式为：

E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）

其中，E代表区域经济增长，F代表技术创新，XE表示影响区域经济增长的相关要素，XF表示影响技术创新的相关要素。

根据美国数学家柯布（C.W.Cobb）和经济学家保罗・道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布―道格拉斯生产函数为研究区域经济增长的一般模型，其形式如下：

Y=AKαLβZθeμ（2）

其中，Y表示区域经济增长，A代表技术进步，K为资本存量，L为劳动要素，α、β分别为资本存量和劳动要素的投入产出弹性系数，Z为影响区域经济增长的控制变量，μ为随机干扰项。

两边取对数，得到如下模型：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）

笔者建立的具体联立方程模型如下：

lnPGDPi，t=αi，t+β1lnKi，t+β2LNLABORi，t+β3lnFDIi，t+ β4lnOPENi，t+β5lnPAi，t+β6lnMIi，t+εi，tlnPAi，t=ωi，t+φ1lnFDIi，t+φ2lnRDi，t+φ3lnPGDPi，t+ φ4lnLi，t+φ5lLnMIi，t+φ6lnSi，t+ζI，T（4）

⒖家延形南祝笔者选取固定资本存量、劳动力、外来资本、市场开放程度、技术创新、市场化程度作为影响区域经济增长的主要解释变量，选取外来资本、研发经费、区域经济增长、人力资源水平、经济结构作为影响技术创新的主要解释变量。各变量的描述性统计如表1所示。

变量PGDPi，t用来衡量第i个地区第t个时期的区域经济增长水平，表示区域人均GDP，采用平减指数进行处理。变量Ki，t用来衡量第i个地区第t个时期的固定资本存量水平，笔者采用全社会固定资产投资来测度固定资本存量水平。变量LABORi，t用来衡量第i个地区第t个时期的劳动力投入水平，笔者采用从业人员数来测度劳动力投入水平。变量FDIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的外来资本投入，笔者采用实际利用外商投资额来测度外来资本投入水平，根据各年的汇率折算成人民币。变量OPENi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场开放程度，笔者采用人均进出口贸易总额来测度区域开放程度。变量PAi，t用来衡量第i个地区第t个时期的技术创新水平，笔者采用专利授权量来测度区域技术创新水平。变量MIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场化程度，笔者采用樊纲等根据政府与市场的关系、非国有经济的发展、要素市场的发育程度、产品市场的发育程度和市场中介组织的发育和法律制度环境测算。变量RDi，t用来衡量第i个地区第t个时期的研发投入水平，笔者采用R&D经费内部支出来测度区域研发投入水平。变量Li，t用来衡量第i个地区第t个时期的人力资源水平，笔者采用人均受教育年限来测度区域人力资源水平，人均受教育年限是指某一特定年龄段人群接受学历教育的年限总和的平均数，其中，文盲半文盲人均受教育年限为0，小学为6、初中为9、高中为12、大专及以上为16。变量Si，t用来衡量第i个地区第t个时期的经济结构，笔者采用第二产业占比重来测度区域经济结构。

三、模型估计

1. 方法选取。联立方程模型的估计方法主要分为单方程估计法和系统估计法，具体又可分为普通最小二乘法（OLS）、间接最小二乘法（ILS）、工具变量法（IV）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）。笔者采用三阶段最小二乘法计算，首先对每个方程进行2SLS估计，根据前两步的估计，得到对整个系统的扰动项的协方差矩阵估计，因此，对整个联立方程进行广义最小二乘法（GLS）估计。该方法是2SLS和SUR的结合，既考虑了方程内的联立偏差问题，又考虑了跨方程的相关性，具体步骤为：第一阶段，用OLS法估计简化式方程，求内生变量的估计式；第二阶段，将所求内生变量的估计值代入结构方程，运用OLS得到参数的2SLS估计量；第三阶段，用广义最小二乘法求结构参数的估计量。估计结果如表2所示。

2. 结果分析。区域经济增长方程的估计结果表明：（1）全社会固定资产投资、市场开放程度有显著的推动作用，根据表3，全社会固定资产投资对区域经济增长的弹性系数为0.359，市场开放程度对区域经济增长的弹性系数为0.2。（2）技术创新对区域经济增长有显著的促进作用，技术创新能够提高企业核心竞争力，扩大对外贸易，优化产业结构升级，从而促进经济增长。技术创新每增加1%，区域经济增长水平将增加0.376%。（3）实际利用外商投资、从业人员数、市场化指数对经济的增长效果均显著，但作用都为负。FDI对区域经济增长水平的回归系数为负，表明我国以市场换技术策略并未成功，中国仍难掌握真正的核心技术，外资投入行业讲求高回报，主要集中在金融以及制药、金属、通信和媒体等行业；从全国层面来看，由于从业人员中以劳动密集型人员居多，这些人员并未对区域经济增长水平起到正向的促进作用，从业人员数量相对过剩，技术人员较少，因此，并未像技术创新一样对区域经济增长起到显著的促进效应；目前我国市场经济地位仍未获得欧美国家确认，在一定程度上说明市场化程度还不够高，市场化改革进行需进一步完善，在一些不发达省份，经济中非市场的因素仍占有重要比例，政府主导应进一步向政府引导转变。

技术创新方程的估计结果表明：（1）从全国层面来讲，研发投入、市场化程度、第二产业占比、人力资本程度在促进技术创新水平上有重要的作用。研发经费的投入、人均受教育水平能带来技术创新水平的提高，这符合理论和实际情况，人均受教育程度越高，越有利于研发水平的提高；市场化指数与技术创新同向增加，表明技术创新需要一个相对自由的环境，竞争力度的扩大会促使技术研发的自发进行，是保障和维护技术进步和技术创新的重要条件；伴随着产业结构的变迁，第二产业总产值占比对技术创新的弹性系数为0.508；外来资本无形当中能够带来技术的转移，同时对我国的研发水平带来一定程度的提高，从而促进当地的技术创新，每增加1%，技术创新水平会增加0.117%。（2）区域经济增长对技术创新水平的影响不显著。考虑中国地区经济之间的非均衡发展，为了更好地了解目前我国区域经济增长与技术创新之间的关系，对东、中、西部模型进行单独分析，每个区域都有自己独特的空间特性，笔者采用传统东、中、西部之间的区域划分，东部为北京、天津、上海、广东、江苏、浙江、福建、山东、河北、辽宁、海南；西部为四川、重庆、甘肃、青海、宁夏、贵州、新疆、广西、山西、云南、；中部为湖北、湖南、江西、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、河南。

从表3回归结果中可以看出，在东部地区区域经济增长贡献因素中，全社会固定资产投资、市场开放程度、市场化指数呈现正效应且效果显著；从业人员、技术创新表现为负效应，很可能的原因是从业人员数量较多质量却参差不齐，从业人员不仅包括科技研发人才，也包括技术含量低的工作岗位人员，另外，专利授权既包括国内申请者，也包括国外申请者，专利授权后要么是转化效率偏低，要么是专利在国外使用，与国内市场形成竞争关系；FDI表现为负效应且效果不显著。技术创新主要是靠区域经济增长、市场化指数；人力资本和经济结构表现为负效应；FDI、研发经费投入对技术创新效果不@著。

中部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、技术创新，从业人员、市场化指数呈现出负效应，FDI和市场开放程度为负效应且作用不明显。中部技术创新主要依靠FDI、研发投入、人力资本、市场指数，区域经济增长对技术创新表现为抑制作用。

西部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、市场开放程度，从业人员表现为负效应，FDI、技术创新、市场指数不显著。FDI、研发经费投入、人力资本对西部技术创新的影响存在显著效应，区域经济增长对技术创新起反作用。

从东、中、西部区域总的结果来看，结合技术创新对区域经济增长系数与技术创新的散点图（见图1），可以看出，技术创新对区域经济增长作用存在倒U型关系，从三个区域经济增长对技术创新的作用来看，结合区域经济增长对技术创新影响系数与区域经济增长的散点图（见图2），区域经济增长对技术创新水平呈现倒J型关系，各分方程的各变量回归系数相差较大，与东部地区相比，人力资本对技术创新有利，中部略大于西部，这可能是因为随着人均受教育水平的增加，人力资本素质提升到一定阶段，即达到临界值之后，人力资本的增加会阻碍技术创新水平，这也表明人力资本对技术创新存在着门槛效应；中、西部经济结构对技术创新的影响比东部影响较强，表明第二产业占比大的地区，技术创新提升越快。FDI对技术创新的影响力沿着东―中―西部递减，表明存在着技术追赶效应；西部研发投入对技术创新的增加效果最为明显，弹性系数大于中东部。

四、结论及建议

通过实证分析发现，技术创新对中国区域经济增长有显著的正向效应，且存在倒U型关系，区域经济增长对技术创新的发展可能存在门槛效应，中西部目前还未达到拐点，因此，东部呈现显著的促进效应，而中西部暂时为抑制效应。从整体上来讲，技术创新对经济增长的贡献最大，全社会固定资产投资次之，最次是市场开放程度，市场化指数对技术创新的贡献最大，依次是人力资本、FDI、研发投入和经济结构。鉴于此，结合东、中、西部发展的差异性，相应对策建议为：首先，就全国层面来讲，以企业为技术创新主体，加强研发经费投入，加强专利保护制度，促进专利成果的转化，保障技术创新的可持续发展；固定资产投资继续保持稳步增长势头；以“一带一路”为突破点，保持与区域合作发展态势；减少政策干预，力争扩大市场经济程度；优化经济结构，促进经济转型；合理利用外资，有意识地引导外资进入高新技术和新兴产业领域，协调国外先进技术转移到国内。其次，从区域层面来讲，区域经济增长对技术创新具有门槛效应充分表明，中西部应加快经济增长速度，缩小与东部之间的差距，当经济增长达到临界点时，中西部将对技术创新起正向促进效应；当人均受教育年限提高到一定程度时，将不再增加技术创新产出，现阶段中西部应进一步提高人口素质，扩大区域受教育水平，使人才数量赶超东部，东部则应进一步提高人才质量；西部应厘清政策和市场分工，加快非国有经济的发展，提升市场化指数水平。

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数量经济与技术范文第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。

数量经济与技术范文第8篇

摘要：在经济高速增长的今天，我们不仅关注经济增长的速度，更关注经济增长的质量和效率，而全要素生产率作为测量经济增长质量和效率的最为流行的指标，在测算过程中，存在着一些不足。本文在借鉴相应学者关于全要生产率研究的基础上，总结了全要素生产率的不足，并提出了相应改进方法。

关键词：全要素生产率；经济增长；测算方法

时至今日，我们关于经济发展的认识，已不再局限于过去单纯依托经济发展的规模与数量作为衡量经济增长成果的标准的状况，而逐渐关注经济增长的效率、质量等。我们不仅希望经济能够在数量上增长，更希望通过经济增长能够提高民众的福利，改善民众的生活。自从改革开放以来，中国的经济取得了突飞猛进的发展。但是随着我国经济几十年的飞速增长，随之而来的却是越来越多的问题的产生。为此，我们不禁反思，经济增长真的只是从GDP增长总量数据就可以判断经济增长的效率与质量吗？对于衡量经济增长质量与效率的迫切需要，客观上也促进了利用全要素生产率，即TFP（Total Factor Productivity）衡量与评价经济增长质量与效率的发展，如今，利用TFP衡量经济增长已成为国内最为流行的一种测算方法之一。

1. TFP内涵

自索洛提出了规模报酬不变的生产函数以及由此推导出来的增长方程，通过将产出增长率中超出资本与劳动力生产要素投入增长率的扣除（索洛余值）形成了全要素生产率的概念，并将全要素生产率来源定义为由技术进步引起的产出增长。由索洛余值的求解可以看出，全要素生产率除了包括技术进步引起的产出增长，还包括没有识别的经济增长因素以及由此产生的误差。

它的一般含义是指一定时间内生产活动的开发利用的效率，等同于一定时间内各种生产要素与总产量之间的比值，可以衡量一个国家在一定时间经济增长的质量与效率，也是关于技术进步对经济发展作用的综合反映，但是因为TFP还包括未识别的经济增长因素以及测量误差，因此，TFP对技术进步的衡量只是一种近似测量。TFP的来源除了包括技术进步，还包括效率提升与规模效应，比如组织创新、专业化以及生产创新等。但是，在索洛模型中，假定技术进步是外生变量，并没有考虑知识进步以及人力资本提升对于经济增长的溢出效应，在没有考虑技术进步的外部性情况下，因为边际产量递减规律，最终技术进步带来的产出效应会为零。这显然与现实生活中，通过改进技术水平，从而带来边际产量递增的现象不符，这也使全要素生产率的解释能力与借鉴意义大打折扣，即全要素成产率成为“黑箱”。[1]

2. TFP测算方法的缺陷

TFP的测算方法虽然简单可行，但是其中也存在着一些问题，这些问题影响着TFP作为衡量一国经济增长质量与效率指标的有效性与代表性。

2.1 用于测算TFP的要素投入数据为存量数据

在对TFP进行测算时，必须考虑要素投入与产出之间的关系。而根据新古典生产理论，一定时期的投入带来一定时期的产出，换言之，我们所要考虑的要素投入只是某段时期的投入量，即该段时期的流量数据，而不是某一时点上的存量数据。但是，从目前关于资本的指标统计口径来看，我们将资本分为固定资本和流动资本。用固定资本的存量数据代替资本的流量数据，其中隐含了固定资本某一时点上的存量与其在此段时期内的资本流量成正比的关系，但是，在现实生活中，这种假设显然是不一定成立的。综上所述，因为，用于衡量相应变量的指标，尤其是资本，在统计口径以上存在局限，造成计算结果投入与产出的不一致，从而使TFP的测量值偏离真实结果。

2.2 TFP自身的“黑箱”使其内涵含混，需要进一步分解

TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，那么如果求接触TFP，如何看出其中到底是劳动生产率的作用比较显著，还是资本生产率的作用比较显著呢？显然，并不能一概而论，并且TFP自身的“黑箱”特点还使其包括不能识别的经济增长因素与由此带来的误差，所以对TFP进一步分解，将其分解为其中影响较大的影响因素的综合作用，可以进一步分析技术进步的外部性的如何作用。技术进步自身也可以分为三种类型：中性技术进步、资本扩张型技术进步以及劳动扩张型技术进步。例如，管理方式的改进，可以促进资本生产率和劳动生产率的提高，属于中性技术进步；而机器设备的投资可以提高劳动生产率，属于资本扩张型技术进步；劳动者人力资本的提升，可以促进投资利用率的提升，属于劳动扩张型技术进步。针对不同类型的技术进步，TFP作为衡量技术进步的最佳指标，也有必要进一步分解，从而判断技术进步的类型。

2.3 TFP测算弱化一国阶段性经济增长方式特点

一个国家的经济增长必然会经历一个从粗放型经济增长再到集约型经济增长方式的过程，在经济增长的初期，由于对于资源的利用率不高，投入一单位的资源，带来的边际产出较大，因此，必然会带来要素累积，例如资本累积，当要素累积到一定阶段，就可以进行更大规模的生产，而随着要素投入的逐渐增长，要素投入的技术系数即各种生产要素的配合比例会接近一个最佳技术系数。当资源配合比例达到最佳系数，如果继续增加要素投入量，就会带来边际产出递减的结果，这个时候开始从粗放型经济增长逐渐步入集约型经济增长，边际产出会逐渐递减为零，此时达到总产出的最大值。为了发挥生产的规模效应，在集约型经济增长阶段，我们可以通过改良生产技术，提升人力资本，遏制边际产出递减的趋势，甚至到达边际产出递增的结果。因此，如果一国处于粗放型经济增长阶段，那么用于要素累积的部分必然较大，而TFP是扣除要素投入对产出影响的这一部分，所以粗放型经济增长阶段的TFP较集约型经济增长阶段TFP低。而发展中国家大部分是属于粗放型经济增长阶段，如果盲目将发展中国家的TFP与发达国家的TFP进行对比，所得出的结论必然欠妥。[4]

另外，上文中提到TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，且三种不同类型的技术进步所带来的劳动生产率与资本生产率的变化是不一致，除此之外，三种不同类型的技术进步一般也在不同的经济增长阶段处于主导地位。例如，在一开始的工业经济阶段，通过增加物质的投资带来的边际产出是递增的，但是随着物质投资的增大，最终，物质投资带来的边际产出会趋于零。因此，随着知识经济的发展，对人力资本的提升将会成为主导力量，且人力资本的提升是没有上限的。而TFP的测算，显然没有考虑技术进步的类型，以及其在不同发展阶段上的特点，这也使得TFP的计算结果过于模糊。（作者单位：贵州大学经济学院）

参考文献：

[1]易纲等.关于中国经济增长与全要素生产率的理论思考[J].经济研究，2003（8）：13-20.

数量经济与技术范文第9篇

（一）低碳经济的内涵及发展

世界各国根据各自的实际国情推出了一系列发展低碳经济的措施。德、英、美三国政府倾向于调整产业结构、发展清洁煤技术、开发世界级能源技术等方法，如德国联邦教育与研究部于2007年在“高技术战略”（High-TechStrategy）框架下制定了气候保护战略，预计将在未来10年内投入10亿欧元用于研发气候保护技术；英国把发展低碳经济置于国家战略高度，于2008年颁布了“气候变化法案”；美国政府在《能源政策法》的基础上提出了清洁煤计划，充分利用技术进步进行清洁煤技术研发，并计划建成世界上第一个零排放煤炭发电厂等措施。可以看出，发达国家发展低碳经济大多把重点放在加强低碳技术创新、促进低碳产业发展方面。我国应积极借鉴西方发达国家的经验与政策，采取大力促进产业结构升级和发展低碳产业等措施，赶上全球低碳经济发展的步伐。

（二）高新技术企业的界定及发展现状

高新技术企业是以高新技术为基础，从事高新技术及其产品的研究、开发、生产和技术服务的企业，按照我国行业分类标准的界定，高新技术企业的集合就是知识密集、技术密集的高新技术产业。我国对高新技术产业的界定参考了经济合作与发展组织（OrganizationforEconomicCo-operationandDevelopment，简称OECD）对产业的分类标准，将医药制造业、电子及通信设备制造业、航空航天器制造业、电子计算机及办公设备制造业和医疗设备及仪器仪表制造业划分为高新技术产业，且国家科学技术部等部门在其编制的各类高新技术产业统计资料中也采用了这一分类标准。我国高新技术企业发展非常迅速。2000年，高新技术产业总产值占当年国内生产总值GDP的9.63%，到2011年，高新技术产业工业总产值达到88434亿元，占到了当年国内生产总值的18.75%。总的来看有两个主要特点：（1）高新技术企业发展水平呈现地域差异。根据科学技术发展部统计资料，我国高新技术产业分布呈现很高的地理集中度，多集中在东部沿海地区，如江苏、上海、广东、山东等省份，中西部所占比重较小。（2）高新技术产业内各行业的发展水平各不相同。从高新技术产业各行业产值分布看，2011年电子及通信设备制造业产值接近一半的比重，电子计算机及办公设备制造业规模位居第二，约占总体1/4的比重，航空航天器制造业比重最小，仅为2.2%。

（三）高新技术企业发展低碳经济的作用

高新技术企业对发展低碳经济具有显著作用，主要体现在促进节能减排和促进技术进步两方面（孟伟，2008）。以北京市高新技术企业发展情况为例，按照上文高新技术产业的分类标准，将北京市全部制造业划分为高新技术产业和传统制造业，计算各产业的碳排放强度和能源消耗效率。从图2和图3可以看出，北京市高新技术产业的碳排放强度和能源消耗效率表现出两个显著特征：一方面，高新技术产业与传统制造业相比碳排放强度非常低，而其能源消耗效率远远高于传统制造业。另一方面，高新技术产业的低碳排放强度使得制造业整体碳排放强度大大降低，其高能源消耗效率又使得制造业整体的能源消耗效率在传统制造业的基础上显著提高，充分体现了高新技术产业的低碳排、高能效的显著优势。

二、低碳经济发展水平的评价

（一）低碳经济发展水平评价指标体系

笔者在借鉴以往学者的研究成果，遵循全面性、可计量性、反映低碳主题等原则的基础上，构建了如下（表1）低碳经济指标评价体系。

（二）样本省市低碳经济的发展水平（低碳经济发展指数）

笔者使用“低碳经济发展指数”这一指标值来描述低碳经济的发展水平。选取能够收集到相关数据的各样本省市作为具体研究对象，数据来源于各样本省份连续五年（2008—2012）的统计年鉴及相关的统计信息网，部分能源数据来源于国家统计局《中国能源统计年鉴》（2008—2012）以及各地统计局官网。用SPSS统计分析软件将样本数据标准化处理之后，采用主成分分析法对上述评价指标体系进行综合评价（何晓群，2004），得到如下主成分分析表（表2）、碎石图（图4）和主成分矩阵表（表3）。

三、高新技术企业促进低碳经济发展的量化分析

（一）数据的来源和处理

以上文所选取的样本省市的低碳经济评价指标体系数据作为基础，把高新技术企业所能影响到的所有指标作替换处理，得到不含高新技术企业影响的指标数据。即将高新技术企业能够影响到的低碳经济发展指标（X6：煤炭消耗量占总能源消耗量比重、X7：技术研发人员占总从业人口比重、X8：研发经费占地区生产总值比重、X9：单位地区生产总值能耗、X10：碳排放强度）进行替换处理，按照相应指标传统产业的数据比率将高新技术产业数据替换成传统产业数据。各个指标的具体替换过程以煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标为例。可以看出，将高新技术产业煤炭消耗量替换为传统产业煤炭消耗量后，煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标由原始组的33.82%变成对照组的34.14%，其他指标替换方式同上。

（二）低碳经济发展指数对比分析

按照上述替换方法，将高新技术企业的相关影响指标数据替换为传统产业的相关指标数据，得到一组处理后的数据，将处理前后的数据分别代入公式（1）和公式（2），得到样本省市原始组数据和对照组数据的低碳经济发展指数对比表（见表6）。由表6可以看出，在剔除高新技术企业对低碳经济评价指标的影响之后，各个省市的低碳经济发展指数都不同程度地降低了，从前后指标数据的得分差额均为正数可以看出，高新技术企业对低碳经济的影响是正向的、积极的促进作用。

（三）高新技术企业的低碳经济贡献度分析

笔者使用“低碳经济贡献度”这一指标值量化表示高新技术企业对低碳经济发展的促进作用。以剔除高新技术企业的影响之后的传统产业指标体系数据为基础，用高新技术企业对低碳经济发展水平提高（正向促进）的程度作为高新技术企业的低碳经济贡献度指标值，用符号C表示，计算公式如下：C=D原始组-D对照组D对照组×100%（3）其中，C为高新技术企业的低碳经济贡献度；D原始组为原始组数据计算的我国低碳经济发展指数；D对照组为对照组数据计算的我国低碳经济发展指数。至此，笔者能够计算出各个样本省市不同年份的高新技术企业对低碳经济的贡献度。由表7可以看出，各样本省份的高新技术企业的低碳经济贡献度各不相同，这源于不同省份的高新技术企业发展水平各不相同。根据式（4）计算出各样本省市的权重及最终求得全国高新技术企业的低碳经济贡献度，如表8所示。综上所述，以各样本省市的低碳经济发展水平为观测值，计算得出全国高新技术企业的低碳经济贡献度为22.75%，与其2011年的国内生产总值产业占比18.75%相比，显示了高新技术企业在发展低碳经济中具有举足轻重的促进作用。

四、结语

数量经济与技术范文第10篇

基于1990-2012年面板数据对技术创新政策与京津冀地区经济发展之间的关系进行了分析研究。研究结果表明，技术创新政策颁布数量与京津冀地区经济呈现显著地正相关关系；支持企业的技术创新政策与京津冀地区经济呈现显著地正相关关系；京津冀经济发展与政策支持手段关系不大。最后，针对京津冀地区经济发展提出建议。

关键词：

技术创新；技术创新政策；京津冀区域经济

中图分类号：

F2

文献标识码：A

文章编号：16723198（2014）22000902

1引言

我国把技术创新作为国家的核心战略之一。2006年，国务院《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006-2020）》，制定了新时期的科技发展方针，提出要在2020年跻身创新型国家行列的战略任务。在国家政策的号召下，中国各省、直辖市、自治区高度重视技术创新，并陆续颁布了一些技术创新政策，旨在提高本省、直辖市、自治区的科技创新能力，带动经济持续高速发展。

《京津冀都市圈区域规划》是国家“十一五”规划中的一个重要的区域规划，区域发展规划按照“8+2”的模式制订。作为我国三大城市群之一，京津冀区域一体化目前已经进入到全面推进的阶段。区域科技合作机制已开始探索建立，一批特色产业创新链和产业链初步形成，科学技术对京津冀区域社会经济的支持和引领作用日益加强。京津冀作为环渤海经济圈的核心，承担着中国经济发展第三极的核心作用。

经过20多年发展，京津冀区域经济增长虽已见成效，但是无论是从区域规划、产业布局亦或是经济发展水平来看，京津冀都远远滞后于珠三角、长三角。虽然，已有一些文献对技术创新政策进行过研究，但大多关注技术创新政策绩效（郭净等，2013；张换兆等，2011），运用实证研究方法探讨技术创新政策与经济发展之间关系的文献很少。通过研究技术创新政策对京津冀地区经济发展的影响，分析技术创新政策对京津冀区域经济的不同的促进作用，进而探求我国技术创新政策的政策取向，可以为其他地区实施一体化战略来发展地方经济提供借鉴意义。

2样本与变量

2.1样本收集

本文认为技术创新政策是一国为了提高技术创新的速度，扩大技术创新规模，促进科技成果产业化、商业化而采取的一系列公共政策措施的总称，其本质是技术创新的政府激励政策，用来资助技术扩散，鼓励科学转移。

京津冀地区的技术创新政策主要通过北京、天津与河北的相关部门官方网站搜集获得，此外也查阅了与京津冀地区政策颁布相关的书籍、统计年鉴、报刊、论文、统计报告、新闻报道、公开采访等。在具体政策选择上参考了《中国科技政策要目概览1949-2010》，共搜集了颁布于1990年至2012年与京津冀技术创新相关的政策文本241条，建立了京津冀技术创新政策数据库。其中，北京85条，天津80条，河北省76条。

2.2变量选取2.2.1被解释变量

为多角度考量技术创新政策对京津冀的经济影响，本文选取人均GDP与经济总量排名两个被解释变量来衡量京津冀经济情况。

人均GDP（Y1）：是一个地区人均新创造的价值，反映了该地区的经济水平。由于本文主要考察技术创新政策对京津冀区域经济发展的影响，因此用人均GDP来衡量京津冀经济水平。

经济发展程度（Y2）：衡量一个地区的经济发展程度，分为三个等级。1表示发展程度低，3表示发展程度高。本文中北京经济发展最好设为3，天津设为2，河北设为1。2.2.2解释变量

针对所搜集的政策，本文以政策数量、颁布部门数量、颁布部门级别等十个指标为标准进行了统计，表1是京津冀技术创新政策变量选取说明。

从表2可以看出，除个别变量是否显著性存在差异之外，模型1与模型2的回归结果基本一致。以模型1为例，政策数量系数为1.366，且在5%的置信水平下显著，表明技术创新政策数量与经济水平为显著地正相关关系，即颁布的技术创新政策数量越多会促进京津冀地区的经济增长。政策颁布部门级别系数为0.095，且在10%的置信水平下显著，表明政策颁布部门级别越高，对京津冀的经济水平影响越大，越会促进该地区的经济发展。支持企业类型的系数均为正，且均在5%以下的置信水平下显著，说明技术创新政策对普通企业与中小微企业进行支持，都会促进京津冀的经济增长。

4结论与建议

本文利用1990-2012年面板数据对技术创新政策与京津冀地区经济发展之间的关系进行了分析研究。研究结果表明，政府颁布的技术创新政策会从不同方面促进京津冀地区经济发展：

（1）适度颁布技术创新政策会提高京津冀地区经济发展水平。由于技术创新政策会提高技术创新速度，扩大技术创新规模，因此京津冀地区相关部门应该利用好技术创新政策，达到激励目的，推动京津冀地区经济发展。

（2）对企业进行支持的技术创新政策会促进京津冀地区经济发展。企业是创新的主体，其对经济的拉动能力已经显现。京津冀要想实现持续稳定的经济发展，政府在政策制定时就要考虑加大对企业，尤其是中小微企业的扶持力度。中小企业在提高经济绩效、通过创新技术促进区域发展、加强企业自身能力方面发挥重要作用（Jones等，2003）。

参考文献

[1]涂英柯，石林波，孟卫东.京津冀区域经济一体化[J].区域经济，2013，（26）：136138.

[2]中国科学发展战略研究小组.中国区域创新能力报告2008[M].北京：科学出版社，2009.

[3]张换兆，霍光峰，刘冠男.京津冀区域科技创新比较的实证分析[J].科技进步与对策，2011，28（2）：4348.

[4]张桂芳.京津冀区域经济一体化发展现状、问题及对策[D].重庆：重庆大学，2008：13.

[5]郭净，陈永昶，刘兢轶.市场―政策双重战略导向均衡对技术创新绩效的影响――以京津冀地区的高新技术企业为例[J].河北大学学报（哲学社会科学版），2013，38（4）：135140.

[6]陈劲，王飞绒.创新政策：多国比较和发展框架[M].杭州：浙江大学出版社，2005.

[7]Susana B.， Charles E. The choice of innovation policy instruments[J].Technological Forecasting and Social Change，2013，80（8）：15131522.

数量经济与技术范文第11篇

关键词 技术创新；产业结构调整；能源消费；计量模型

中图分类号 F407.2 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)03-0108-06

改革开放以来，中国经济持续快速增长，与之相应中国能源的需求也稳步增加，从1985年的60 894万t标准煤增加到2005年的223 319万t标准煤，增幅近3.7倍。随着人口增加、工业化和城镇化进程的加快，特别是重化工业和交通运输业的快速发展，能源需求量大幅上升，经济发展面临的能源制约和环境压力将更加严峻。因此，从定量的角度研究经济增长与能源消费之间的关系具有重要的现实意义。

目前，学术界对经济增长与能源消费定量研究的重点是经济增长与能源消费的互动关系。Yang（台湾，2000）、韩智勇等（中国、2004）、Lee（美国，2006）、Mahadevan和AsafuAdjaye（澳大利亚、日本、瑞典等，2007)［1～4］等的研究表明经济增长与能源消费之间存在双向因果关系；Masih A.M.M.和 Masih R（马来西亚、新加坡、菲律宾，1996）、Altinay 和 Karagol（土耳其，2004）［5～6］的研究则表明两者没有因果关系；林伯强等运用协整和误差修正模型揭示中国能源消费与经济增长之间的长期均衡关系和短期波动关系［7～8］。国内外学者进行的有益探索，已经取得了一些很有价值的研究成果，但是在新的历史阶段，节能减排已经被提到了新的高度，能源消费的研究还需要继续深入，不仅要了 解经济增长与能源消费之间的因果关系，而且要分析经济发展与能源消费之间的内在机理，为节能减排工作提供政策建议。

近年来，随着我国进入重化工业加速发展阶段，人们开始不断深化经济发展和能源环境之间的认识。我国长期形成的经济结构不合理、经济增长质量不高的问题依然存在，能源和资源短缺、环境污染、生态失衡成为国家工业化、现代化越来越严重的制约因素，所以转变经济发展方式是贯彻科学发展观的中心环节，而产业结构调整又是经济发展方式转变的重点。通过产业结构调整一方面可以降低高能耗产业比重，减少能源消费，减轻环境压力；另一方面可以提高知识密集型产业比重，增强创新能力，提高能源效率。

产业结构调整对能源消费影响研究的结果表明，产业结构的变化会直接影响能源的消费需求、改变能源的消费结构［9～11］，然而，在产业结构调整、减少能源消费、提高能源效率的过程中，技术创新是关键因素。技术创新不仅能够通过新的生产组合直接提高能源效率，影响能源消费，还会通过新技术发展新兴产业，改造传统产业，优化产业结构等方式间接影响能源消费。但是技术创新作为影响能源消费的重要因素，一直没有得到学界的重视，未被纳入到现有的分析框架中。本文试图建立技术创新、产业结构调整对能源消费影响的分析模型，通过实证分析中国技术创新、产业结构调整对能源消费的影响。

1 技术创新、产业结构调整与能源消费分析模型

中国经济的快速增长伴随着能源消费的急剧增加，在经济增长的过程中，技术创新与产业结构调整对能源消费将会产生怎样的影响，是急需要解决的现实问题。本研究在经济增长与能源消费、产业结构调整与能源消费模型的基础上，引入技术创新因素，建立新的分析框架(见图1)。

该分析框架中各要素之间的关系相对比较复杂，首先产业结构升级和优化是促进经济增长的重要途径，产业结构调整一定程度上会影响综合经济发展；其次新经济增长理论和知识经济的研究已经达成共识，技术创新是促进经济增长的核心动力，所以技术创新也会影响经济发展；最后正如上文所言，技术创新也会促进产业结构升级和优化。此外，很多文献已经阐述了经济综合发展和产业结构调整会影响能源消费，技术创新不仅直接影响能源消费，而且还间接通过产业结构调整和经济发展影响能源消费。为了清晰地反映各种因素对于能源消费的影响，这里首先将各种因素进行单独分析，然后再考虑因素之间的协同作用。基于上述分析提出基本假设，进而建立技术创新、产业结构调整与能源消费的基本模型。

H1：经济综合发展促进能源消费。根据现有实证研究结果，经济增长是形成能源消费的重要原因［12～14］ 。技术创新和产业结构调整协同作用的效果就是经济的综合发展，所以这里假设经济综合发展促进能源消费。经济发展对于能源消费的影响主要由经济发展模式所决定，以能源和资源消耗驱动的经济发展模型，能源消费和经济增长之间的相关性很高；以创新驱动的经济发展模型，能源消费就会和经济增长脱钩。具体模型如式（1）所示，EC表示能源消费，GDP表示经济综合发展。

H2：技术创新节约能源消费。1968年罗马俱乐部提交的研究报告《增长的极限》认为，全球的增长将会因为粮食短缺、能源枯竭、环境破坏等原因达到极限，并且预测1992年石油将被消耗怠尽，而避免世界崩溃的最好方法是限制增长，即“零增长”的结论。实践表明罗马俱乐部的预言没有实现，其主要原因就是技术进步在改变能源消费结构、提高能源效率等方面发挥了重要作用。能源消费的增加不仅是需求拉动的结果，还涉及到能源生产效率、能源消费效率、能源市场价格等多方面的原因。技术创新在转变经济增长方式、能源生产方式和能源消费方式中发挥着无可替代的作用。技术创新可以通过改造传统技术、引进新技术，提高能源生产和消费效率，减少能源消费，还可以通过开发可再生新能源，替代传统化石能源，影响能源市场价格和能源消费结构。除此之外，通过产业结构调整的间接影响也很显著，这里主要考虑直接影响。具体模型如式（2）所示,IN表示技术创新。

H3：产业结构升级、优化减少能源消费。由于不同的产业(或行业)能源消费水平不同，在产业结构中，如果能源消费水平高的产业比重大，整个国民经济的能源消费量就会提高。反之，能源消耗的水平则会下降。中国过去几次大规模的产业结构调整使能源消费水平发生了很大波动。产业结构升级和优化是经济增长方式转变的重要表现，同时也是减少能源消费的重要手段。但是产业结构升级和优化不是自发行为，经济发展阶段和技术创新水平是两个重要影响因素。任何一个国家的产业结构都难以逾越其特定的经济发展阶段，所以产业结构的升级自身就体现了经济发展，自然会影响到能源消费。具体模型如式（3）所示,IP表示产业发展，IP/GDP表示产业结构。

[WTBX]EC=α+β3IP/GDP[WTBZ]（3）

H4：经济增长、技术创新和产业结构调整协同影响能源消费。在单因素分析的基础 上，还要考虑各因素的协调效果。经济增长、技术创新和产业机构调整是整个经济系统运行的不同侧面，三者存在一定程度的互动关系，其协同机理相对比较复杂，难以简单判断影响结果。从运行机理上看，经济增长从需求总量上对能源消费的影响比较模糊，技术创新从技术上节约能源消费，产业结构升级和优化从需求结构上减少能源消费。经济增长、技术创新和产业结构调整三者协同影响能源消费，具体模型如式（4）所示。

[WTBX]EC=α+β1GDP+β2IN+β3IP/GDP[WTBZ]（4）

2 模型指标选择和数据来源

对模型进行实证检验，需要确定模型中变量的具体指标和数据来源，本研究选择的具体指标及其解释如下：

能源消费指标：能源消费总量是指一定时期内全国物质生产部门、非物质生产部门和生活消费的各种能源的总和，包括原煤和原油及其制品、天然气、电力，不包括低热值燃料、生物质能和太阳能等的利用。这里的能源消费指标不仅包括终端能源消费量，还包括能源加工转换损失量和损失量二部分，也就是通常定量研究使用的指标能源消费总量（万吨标准煤）（EC）；

综合经济指标：经济发展的直接体现就是产出的增加，但是从不同的角度也会有不同的衡量指标。国家层面主要是采用国内生产总值（GDP）相关指标，产业（企业）层面主要采用产业增加值、产业利润率等相关指标，个人层面主要采用人均可支配收入、人均消费水平等相关指标。这里主要选择国家层面的指标，国内生产总值（亿元）（GDP）表示经济增长的总量规模、R&D经费支出占国内生产总值比重（%）（R&D/GDP）表示技术进步水平和经济增长质量、人均国内生产总值（元）（AGDP）表示经济增长的人均规模。

技术创新指标：技术创新过程是一个知识创造、流动、应用和扩散的过程，从具体时间而言很难进行测度。但是人们为了更好地了解创新能力和创新绩效，就采用黑箱的方法忽略创新过程，延续生产函数的传统，从创新的投入和产出两端测量技术创新。技术创新投入的指标包括R&D经费支出和R&D活动人员投入；产出指标包括论文、专利、技术市场成交额和新产品产值等，其中专利是核心指标，大量的经验研究表明论文、技术市场成交额等指标与专利的相关性较高，所以通常采用专利作为技术创新的衡量指标，这里选择专利授权量和发明专利授权量作为产出指标。技术创新具体指标包括R&D经费支出（亿元）(R&DC)、R&D活动人员全时当量（万人年）(R&DP)、专利授权量（件）（Pa）、发明专利授权量（件）（IPa）。

产业结构调整指标：产业结构调整是一个动态过程，所以只能用产业结构指标进行描述。产业结构是指各产业占所有产业的比重，通常衡量产业结构的指标有产值、从业人员数，从业人员数通常用来反映产业结构对于就业和失业的影响，产值指标主要反映经济结构。所以这里采用各产业产值占国内生产总值的比重反映产业结构。第一产业产值比重（%）（PIP/GDP）、第二产业产值比重（%）（SIP/GDP）、第三产业产值比重（%）（TIP/GDP）、工业产值比重（%）（In/GDP）、建筑业产值比重（%）（Co/GDP）、交通运输仓储和邮政业产值比重（%）（TSP/GDP）、批发与零售业（%）（WIT/GDP）。

数据来源：能源消费、经济综合和产业结构调整指标数据来自《2006年中国统计年鉴》，技术创新指标数据来自《2006年中国科技统计年鉴》。

3 模型计量结果分析

本研究采用1987-2005年中国能源消费、经济、技术创新和产业结构的相关数据，运用EVIEWS3.1软件对模型进行了实证分析。在实证分析之前，考虑到原始数据的单位和量级存在较大的差异，为了避免数据中其他因素的干扰，保证数据的平稳性，对原始数据进行取对数处理。模型实证具体结果如表1、表2、表3所示。

为了避免解释变量之间的多重共线性，建立单变量回归模型，具体结果见表1。从表1可以看出，所有的模型拟合度都比较好，F统计量也比较显著。通过模型1，我们发现能源消费具有显著的自相关性，前期能源消费量将会影响当期消费量。从结果来看，能源消费量滞后一期和滞后二期对当期的影响较大，但是一期系数为正，二期系数为负。这表明能源消费量的变化受外界的影响比较明显，自我依赖程度较低，前期对后期的影响时间较短。能源消费不仅受到能源系统自身的影响，需求和供给的大幅度结构性变化都会影响消费变化。

在三个综合经济变量中，人均国内生产总值的显著性水平不高，说明中国的能源消费并没有随着人民生活水平的提高而显著增加。国内生产总值的弹性系数为0.103，大于R&D/GDP的弹性系数，这一结果表明我国的经济规模总量越大、活跃程度越高，对能源的消费需求就越大，但是R&D对于能源消费的影响还比较小。基于上述结果我们可以看出，中国的经济增长方式主要属于能源和资源推动型，经济结构不合理的问题依然存在，经济规模的扩张一定程度上拉动能源消费量的增长，与此同时研发强度对于能源消费的影响很小，表明研发支出在推动产业结构升级和提高能源效率方面的贡献还比较小。

表2为技术创新对能源消费影响模型的实证结果。从表2我们可以看出，所有的模型都没有常数项，表现在弹性系数上，能源消费不能独立于技术创新而存在。也就是说，能源消费自身是技术进步的产物，而能源消费节约也离不开技术创新活动，两者关系非常紧密。从模型5可以看出，R&D经费、人员投入和专利产出对能源消费弹性系数的显著性水平都比较低，只有发明专利和能源消费水平呈正相关关系。从模型6、7、8、9我们可以得出类似的结论，发明专利与能源消费水平呈正相关关系。根据模型假设，技术创新能力的提升能够节约能源消费，但是实证结果表明发明专利数对能源消费影响的系数为正（虽然比较小），发明专利数与能源消费同向变动，也就是说技术创新能力提升并没有节约能源消费。

上述分析表明如果直接考察技术创新与能源消费之间的关系，中国的技术创新对于能源消费的影响还比较小，并且处于技术创新与能源消费的同步上升期。中国在能源领域的技术创新力量还比较薄弱，能源领域技术进步比较缓慢，急需要加强。但是我们应该看到技术创新一方面是直接作用于能源消费领域，提高能源效率，另一方面是通过对产业结构调整和经济增长的影响，间接影响能源消费。技术创新对于能源消费的间接影响还有待进一步考察。笔者认为随着技术创新能力的增强，两者之间的关系应该有一个拐点，呈现技术创新与能源消费脱钩的情况。

表3为产业结构调整对能源消费影响模型的实证结果。从模型10可以看出，第一产业和第二产业的弹性系数都不太显著，第三产业比重和能源消费呈正相关关系。从模型11、12可以看出，在有滞后项的情况下，各产业与能源消费的弹性系数都不显著；在没有滞后项的情况下，只有交通运输仓储和邮政业对应的弹性系数比较显著。根据模型12，第一产业、建筑业、批发与零售业的弹性系数为负，而工业的弹性系数为正，完全验证了模型假设。第一产业、建筑业、批发与零售业能源消耗相对较少，所以这些产业的比重上升将会减少能源消费；工业是国家能源消费的重点，工业产值比重对能源消费的弹性系数达到了4.213。这表明中国的工业发展还处于粗放型阶段，工业产值增加主要依赖人力、资本和能源投入，知识和技术投入较少，工业整体技术创新能力较弱。

式（5）为模型13，模型的拟合度R2=0.993 ，DW检验值=2.16 ，F统计量显著性水平=0.0000。从式（5）可以看出在多变量协同作用的情况下，各变量的弹性系数有较大变化，其中专利和第三产业的弹性系数为负，即专利授权量增加能够节约能源消费，第三产业产值比重的增加能够减少能源消费。这表明技术创新和产业结构调整协同作用的情况，有利于减少能源消费，技术创新通过革新产业设备和改变产品工艺而节约能源，同时也说明中国的技术进步对能源消费间接影响比直接影响更显著。技术创新在提供优化产业结构、提升产业竞争力的同时也节约了能源消费。

式（6）为模型14，拟合度R2=0.997，DW检验值=2.86，F统计量显著性水平=0.0000。从式（6）可以看出，在三次产业进一步细化后的产业结构调整综合模型中，交通运输仓储和邮政业对能源消费的弹性系数为负，而批发与零售业的弹性系数为正。其余变量虽然弹性系数有所变化，但是符号没有改变。该结果和表3分析有所出入，技术创新和产业之间作用机理比较复杂，该结果的解释有待进一步的深入探讨。

4 简要结论和政策建议

通过上述分析我们可以得出以下简要结论：

（1）能源消费具有一定的自相关性，前期消费将会影响后期消费，但是影响时间较短。从能源系统自身来看，能源消费应该存在一定的路径依赖，具有显著的自相关现象，但是就实证结果而言，目前的能源消费受到众多系统外因素的冲击。中国的能源消费不可再生化石能源占绝大多数，可再生能源比例相对较小，这一能源消费结构决定了能源消费量很大程度上依赖国家固有的资源禀赋和国际能源市场的变化，通过技术创新提高可再生能源消费结构是提高能源消费系统稳定性的基本路径。

（2）经济增长是拉动能源需求、增加能源消费的重要因素。中国正处于重化工业发展阶段，工业仍然是经济发展的主导，并且仍然是粗放型的工业发展模式，所以经济规模的扩张，势必会拉动能源需求、增加能源消费。正如前文所述，经济结构是影响能源消费的重要因素，当知识密集型产业成为经济的主导部门，经济增长将会和能源消费脱钩，经济规模的扩展将不会出现能源约束和环境压力。所以节约能源消费，根本上是要转变经济发展方式，将知识作为社会生产的核心要素，建设创新驱动的国家发展模式。

（3）技术创新、产业结构调整对能源消费产生协同作用。技术创新能力提高(专利授权量增加)一定程度上能够节约能源消费，第一产业、建筑业、批发与零售业产值比重的增加能够减少能源消费，工业产值比重的增加对能源消费的影响较大。从实证结果来看，技术创新对于能源消费的直接影响并不显著，但是与产业结构调整的协同作用比较显著。这充分说明技术创新对于能源消费的影响不仅局限在提高能源效率，而且还体现在很多其他的方面，包括对于经济发展方式的改变、产业结构调整的影响等。同时也表明，技术创新是经济增长、产业结构调整与能源消费关系分析的关键因素。

据此笔者认为，在中国经济高速增长的情况下，降低能耗、减少能源消费，使经济增长和能源消费脱钩的重要途径是基于技术创新的产业结构升级和优化，转变经济增长方式。首先通过技术创新，把依赖人力、资本和能源投入的外延式发展，转变为依赖知识和技术的内涵式发展，在工业领域积极倡导并帮助企业来自觉、合理、有效地使用能源，关闭那些严重浪费能源的企业和工厂；其次大力发展高新技术产业、现代服务业等知识密集型产业，通过高新技术改造传统产业，促进产业升级和优化；最后大力扶植和鼓励节能型企业，要加大和鼓励对节能技术的投资，直接通过能源技术创新，提高能源使用效率，同时通过立法来监督维护能源合理有序的开发利用。

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Effect of Innovation，Industrial Change on Energy Consumption

LIU Fengchao SUN Yutao

（Department of Economics, Dalian University of Technology, Dalian Liaoning 116024,China）

数量经济与技术范文第12篇

[关键词]鄱阳湖生态经济区；高新技术企业；科技创新；宏观引导；发展对策

[中图分类号]F276.44　[文献标识码]A　[文章编号]1006－5024(2012)02－0132－04

鄱阳湖生态经济区，位于江西省北部，是我国重要的生态功能保护区，是世界自然基金会划定的全球重要生态区。2009年12月12日，国务院正式批复《鄱阳湖生态经济区规划》，这标志着建设鄱阳湖生态经济区正式上升为国家战略。中共江西省委、省政府认真贯彻国务院关于《鄱阳湖生态经济区规划》通知和省“两会”精神，迅速动员和组织全省各方面力量，全力推进鄱阳湖生态经济区建设，努力把国家战略转化为加快发展的强大动力，把规划提出的宏伟目标变为美好的现实。然而推进鄱阳湖生态经济区的建设离不开高新技术企业的支撑与发展，同时高新技术企业的发展状况也直接影响鄱阳湖生态经济区战略目标的实现。因此，对鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展特点、存在的问题和相应对策的研究具有重要意义。

一、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展特点

2009年，鄱阳湖生态经济区所认定的高新技术企业共340家，工业总产值达到8659415.6万元，占全省工业总产值的27.3％，工业增加值达到2615680.7万元，占全省规模以上工业增加值的10％，鄱阳湖生态经济区高新技术企业成为了江西省工业经济增长的重要推动力量。

(一)鄱阳湖生态经济区高新技术企业主要经济指标不断增长，推动全省工业经济的不断发展。

2009年，鄱阳湖生态经济区高新技术企业工业总产值达到8659415.6万元，同比增长7.3％；工业增加值由2008年的2363034.4万元增加到2009年的2615680.7万元，增长10.7％；总收入由2008年的7913148.1万元增加到9111479.7万元，增长15.1％；年末资产总计10302789.1万元，增长11.2％；实际上缴税费由2008年的675370.3万元增加到847230.8万元，增长25.4％。高新企业主要经济指标不断增长，推动全省工业经济的不断发展(见表1)。

(二)南昌地区成为鄱阳湖生态经济区高新技术企业主要聚集区，在经济总量上占绝对优势

鄱阳湖生态经济区主要包括南昌、景德镇、鹰潭3市，以及九江、新余、抚州、宜春、上饶、吉安市的部分县(市、区)，共38个县(市、区)。该区域中，分布在南昌地区的高新企业总数为306个，比例达90％，南昌地区成为鄱阳湖生态经济区高新企业的主要聚集区；其工业总产值、总收入、净利润的绝对数分别为7953682.1万元、8455358万元、488615.2万元，所占比例分别为91.9％、92.8％、92.4％，在经济总量上占绝对优势(见表2)。

(三)初步形成了新材料与光机电一体化为主的产业集群，电子与信息、生物与医药技术领域也发展迅速

鄱阳湖生态经济区高新技术企业所从事的领域涵盖了电子与信息、生物与医药技术、新材料、光机电一体化、新能源与高效节能、环境保护、航空航天、核应用技术等领域。目前，鄱阳湖生态经济区已初步形成了新材料与光机电一体化为主的产业集群，电子与信息、生物与医药技术领域也迅速发展。新材料与光机电一体化领域、电子与信息领域、生物与医药技术领域的高新企业分别有95家、151家、26家，所占比重分别为27.9％、44.4％、7.6％；在工业总产值、产品销售收入、净利润、出口创汇四项指标中，新材料与光机电一体化、电子信息领域所占的比重分别为44.5％和11.8％、48.1％和10.9％、35.2％和9.3％、59.4％和32.2％(见表3)。

(四)企业总数及规模企业总数有所缩小，但规模企业经济总量不断上升，其份额占绝对优势

2009年，鄱阳湖生态经济区高新企业同比减少了25家，其中收入在1亿元以上的企业同比减少了3家，收入介于1千万与1亿元之间的企业同比减少16家，企业总数及规模企业总数有所缩小，但收入在1亿元以上的企业在经济总量上的份额占绝对优势，其工业总产值、工业增加值、总收入、净利润、出口创汇分别达到8247736.7万元、2496367.6万元、8680829.9万元、517072.8万元、68596.3万元，所占比重分别达到占95.2％、95.4％、95.3％、97.8％、87.2％；与2008年相比，除出口创汇减少外，其他指标都在不断增长，增长率分别达到8.7％、12.3％、17.1％、O.4％(见表4)。

(五)人均劳动生产率水平增长较快

鄱阳湖生态经济区高新技术企业除人均出口创汇下降外，其余人均指标都有较快的增长。2009年，实现企业人均收入、人均工业总产值、人均工业增加值、人均净利润与人均上缴税费分别为80.9万元、76.9万元、23.2万元、4.7万元与7.5万元，同比增长率分别为18.2％、10.2％、13.7％、2.1％、28.8％(见表5)。

(六)年末从业人数较为稳定，学历层次与人员素质不断地提高，留学归国人数与R&D人数的增长较快

2009年，年末从业人数达到112610人，比上一年度略有减少，但幅度不大。从业人员中研究生、留学归国人数分别为2388人、197人，分别增长28.5％、39.7％；科技活动人员有较大的增长，达到25334，增长15.2％，其中R&D人数13227人，达34.9％，增幅较大。(见表6)。

(七)科技创新意识不断地增强

鄱阳湖生态经济区高新技术企业科技活动经费总额、R&D经费支出增长较大，从2008年的350366.3万元、138538.3万元分别上升到2009年的485691.2万元、286195.4万元，增长率分别为38.6％、106.5％；R＆D人员数、机构科技活动人员数也有较快的增长，分别增长为34.9％、25.3％；当年专利申请数由2008年的417项增加到2009年的675项，增长61.9％。鄱阳湖生态经济区高新企业的科技创新意识不断地增强(见表7)。

二、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展中的主要问题

(一)区域分布失衡比较严重

从鄱阳湖生态经济区高新技术企业的分布(见表

8)情况看，2008年所认定的365家高新技术企业中，

南昌地区达到312家，占鄱阳湖生态经济区高新技术

企业总数的85.5％，其工业总产值、净利润所占的比重分别为91.3％与91.6％。2009年，所认定的340家高新技术企业中，南昌地区达到306家，占鄱阳湖生态经济区高新技术企业总数的90％，其工业总产值、净利润分别为7953682.1万元、488615.2万元，所占该区域的比重分别为9I_9％、92.4％。从以上数据表明，不管在企业数量还是在企业经济总量方面，南昌地区高新技术企业都占绝对的优势，鄱阳湖生态经济区高新技术开发区已形成了严重失衡的区域分布。这将在很大程度上制约鄱阳湖生态经济区高新技术产业的发展。

(二)高新技术企业总数较少，具国际竞争力和带头作用的规模企业不多，具低碳与生态经济特色的高新企业偏少

近几年，尽管鄱阳湖生态经济区高新技术企业的数量与经济规模在不断壮大，但总体来说，企业数量及具有国际竞争和带头作用的规模企业不多。目前，年收入超过100亿元的高新企业只有2家，年收入超过10亿元的高新企业只有19家，年收入超过1亿元的高新技术企业亦仅有76家，不到鄱阳湖生态经济区高新企业总数的1／4。另外，具有低碳与生态特色的高新企业偏少，这将不利于鄱阳湖生态经济区战略目标的实现，也不利于企业长远与持久发展。

(三)企业自主创新水平不高，关键技术缺乏，拥有自主产权的产品较少

鄱阳湖生态经济区高新技术企业创新能力近两年有所提高，但自主创新水平仍然比较低。就高新技术企业技术引进支出而言，2009年技术引进支出达25791.5万元，增长453.8％；当年授权专利数增长50.6％，但绝对数偏少，仅有378项，拥有发明专利的产品数占全部产品数的比重也偏低；企业办科技机构数为148个，仅增长了6个；出口创汇能力下降，同比减少了57.7％，净利润也出现下降趋势，同比减少O.6％。高新技术企业关键技术缺乏，自主产权产品较少，将是高新企业立足发展的一个瓶颈(见表9)。

三、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展对策分析

(一)大力提升鄱阳湖生态经济区科技创新水平

科技创新是发展高新技术企业的主导因素，科技创新成果直接推动高新技术企业的发展。为了更好地提升科技创新水平，一方面，要大力发展具有自主知识产权的高新技术产业，把鄱阳湖生态经济区高新产业建设成为区域创新较强的主导产业，突出当地特色，建设完善的产业链，引导优势产业在高新区集聚，促进重大科技成果产业化，形成高新区独特的科技成果转化模式；另一方面，要建立产学研结合的市场机制，以重大技改项目为纽带，参与科研机构或大学的实用技术开发，实现优势互补。另外，也要重视区域创新体系的建设，进一步推动高新区人才战略和专利战略的实施，组建优势科技创新团队，努力建立科技中介服务体系，强化对高新技术企业的综合服务能力，提升鄱阳湖生态经济区科技创新水平。

(二)着力培育一批具有低碳与生态经济特色的区域龙头高新技术产业

依照鄱阳湖生态经济区的发展战略，“低碳经济”将成为鄱阳湖生态经济区的一张“名片”。以低碳经济为主导，建设有生态经济特色的高新产业，是鄱阳湖生态经济区高新企业发展的一个重要主题。就经济发展方式而言，它能将从高投入、高消耗、高污染和低效益的“三高一低”经济发展方式转变为低投入、高产出、低消耗、少排放、能循环、可持续的经济发展方式，能较好地解决发展与环境的突出矛盾，将经济、社会、生态三个效益的高度统一，提高鄱阳湖生态经济区高新技术产业持久发展的影响力，形成鄱阳湖生态经济区高新技术企业的发展特色。另外，要通过加强科技攻关，加快科技成果转化，提升产业化水平，做大做强产业规模，推动一批高新技术产业，使其成为对鄱阳湖生态经济区经济社会发展起到重大带动作用的区域性龙头主导产业。

数量经济与技术范文第13篇

关键词： 服务业全要素生产率；人力资本；技术进步；技术效率

中图分类号：F719 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2016）02-0123-05

一、引 言

2013年9月7日，国家主席在哈萨克斯坦纳扎尔巴耶夫大学作重要演讲，提出共同建设“丝绸之路经济带”，并指出要通过加强“五通”（政策沟通、道路联通、贸易畅通、货币流通、民心相通）建设来全面打造丝绸之路经济带，丝绸之路经济带建设上升为国家战略。丝绸之路经济带是在“古丝绸之路”概念基础上形成的一个新的经济发展区域，被认为是“世界上最长、最具有发展潜力的经济大走廊”。丝绸之路经济带作为一条集交通、物流、贸易、投资与金融的大通道，对沿线各国以及中国沿线各省市的经济发展具有积极意义。建设丝绸之路经济带是实现全球经济一体化的重要战略平台，有利于推动全球经济的持续发展；建设丝绸之路经济带可以形成区域高度开放型经济合作网络，有利于沿线国家、地区实施多种形式并举、灵活务实的经济合作安排；建设丝绸之路经济带是中国发挥国内比较优势的重要途径，有利于沿线各省市利用自身资源，提升经济发展质量。中国西部地区大部分省市处于丝绸之路经济带上，因此抓住构建丝绸之路这一战略机遇，努力推动“五通”建设，对于加快西部地区经济发展速度，提升技术水平具有重要意义。为此，本文将在测算丝绸之路经济带沿线上中国西部九省市（区）的服务业全要素生产率基础上①，分析其生产技术水平，并通过面板计量研究道路相通、贸易畅通和货币流通对服务业生产率的具体影响，以期为沿线各省制定区域发展政策，提升服务业生产率提供参考。

近年来，国内学者在中国服务业全要素生产率研究方面已做出许多有益的探索。一些学者从国家层面和地域层面来研究服务业全要素生产率，例如：杨向阳、徐翔（2006）利用非参数Malmquist指数方法对中国服务业全要素生产率的增长状况进行测算，并将其分解为技术效率和技术进步，结果表明，1990～2003年中国服务业全要素生产率的平均增长率的提升主要得益于技术进步水平的提高[1]。刘兴凯、张诚（2010）使用非参数的Malmquist指数方法测算了中国28个省区市1978～2007年服务业全要素生产率（TFP）变动情况，测算表明，在TFP的变化中，技术进步的“增长效应”明显，但技术效率的“水平效应”相对有限[2]。杨向阳（2012）采用HicksMoorsteen指数方法估算了1978～2002年中国东部九省服务业全要素生产率（TFP）的增长情况，结果发现，东部九省服务业TFP的增长率为主要原因是技术进步水平的提高，技术效率的贡献率明显偏低[3]。另外，部分学者对服务业中的生产业的全要素生产率进行分析，例如：原毅军等（2009）考察了中国生产业全要素生产率的变化及地区差异，研究表明，中国生产业全要素生产率呈现负增长，且东部地区全要素生产率下降的速度要远低于中西部地区[4]。张自然（2009）利用中国29省市生产业面板数据，测算了中国东、中、西部地区的全要素生产率，并将其分解为技术进步和技术效率。研究表明，技术进步对TFP增长起主要作用，技术效率则起补充作用[5]。最后，从国内学者研究服务业全要素生产率的方法上看，大部分学者采用的是非参数方法中的数据包络分析方法（DEA），另有少量学者采用的是参数方法中的生产函数法和随机前沿模型，例如：徐宏毅（2004）基于超越对数前沿生产函数模型，对1992～2002年全要素生产率（TFP）对服务业增长的贡献进行估算，结果表明，TFP的贡献多达30.8%[6]。顾乃华（2005）借助随机前沿生产函数模型，使用面板数据，分析了1992～2002年间我国服务业的增长效率特征，研究表明：中国服务业的发展未能挖掘出现有资源和技术的潜力，技术效率比较低下[7]。

随着建设丝绸之路经济带的提出，测算丝绸之路经济带沿线相关省域近年来的服务业全要素生产率，并在此基础上分析道路相通、贸易畅通和货币流通对生产率的影响具有现实意义。目前，国内外学者对丝绸之路经济带服务业全要素生产率的研究尚处空白，本文尝试利用数据包络分析法（DEA）和面板数据计量分析技术，基于2003～2012年面板数据，对中国丝路沿线西部九省市的服务业全要素生产率及其影响因素进行研究。

二、模型与方法

本文基于Malmquist指数模型测度丝绸之路经济带沿线九省市服务业全要素生产率。Malmquist指数最早由瑞典经济学家Sten Malmquist在进行消费分析时提出，后来Caves，Fare等运用该指数测算生产率的变化。Malmquist指数的实质是通过两个不同时刻距离函数的比值来刻画生产率的变化，然后借助于数据包络分析法来对距离函数求解。Malmquist指数的计算公式为：

三、变量与数据来源

本文在测算丝绸之路经济带服务业全要素生产率时，除了采用资本和劳动作为投入变量以外，还纳入了人力资本变量，这是由于随着知识与科技的进步，人力资本在服务业的发展过程中发挥着越来越大的作用。本文基于2003～2012年丝绸之路经济带九省市面板数据进行实证分析，全要素生产率TFP的测算主要包含四个数据变量：服务业产出、劳动投入、资本投入、人力资本投入，这四个数据变量的详细介绍如下：

1.服务业产出。选取丝绸之路经济带9省市历年服务业增加值作为衡量指标。其中，2005～2012年服务业增加值数据来自《中国第三产业统计年鉴》，2003～2004年服务业增加值数据来自丝绸之路经济带9省市地方统计年鉴。为保证数据的有效性，所有增加值数据都以2002年为基准进行了换算。

2.劳动投入。选取丝绸之路经济带9省市服务业历年年底就业人数作为衡量指标。所有数据来自于历年各省市地方统计年鉴。

3.资本投入。选取丝绸之路经济带9省市历年服务业资本存量作为衡量指标。由于我国并没4.人力资本投入。在本文中，人力资本没有作为直接的要素投入，而是将其反映到纳入人力资本的扩展型劳动力变量概念上。如果一个省的服务业劳动力平均受教育年限为E，那么扩展型的劳动力H可写为：H=e（E）L=hL。其中，e（E）是一个线性分段函数，衡量一个平均受教育年限为E的劳动力的劳动效率[10]。由于我国统计资料中并没有各省服务业从业人员的平均受教育年限，本文以各省从业人员的平均受教育年限作近似替代，相关数据来自《中国人口和就业统计年鉴》。在测算劳动效率时，还需要教育收益率数据，本文采用Hall和Jones对中国教育收益率的研究数据，即中国的教育收益率在小学阶段为0.18，中学为0.134，高等教育阶段为0.151。将受教育年限在0～6年之间的收益率系数确定为0.18，6～12年为0.134，12年以上为0.151。例如，假设一个省的服务业从业人员平均受教育年限为13年，那么该省的劳均人力资本存量为：

四、实证结果分析

基于上述四个投入与产出变量，以丝绸之路经济带九省市2003～2012年面板数据为基础，利用DEAP 2.1软件，对丝绸之路经济带服务业全要素生产率及其分解的测算情况如表1所示。由表1可见，2003～2012年间，丝绸之路经济带九省市服务业全要素TFP平均增长率为4.1%，其中，技术进步年均增长率为4.8%，技术效率年均增长率则为-0.6%。由此可以看出，服务业TFP的增长是技术进步推动的结果，而技术效率的恶化（进一步看是规模效率的恶化）则拉低了服务业TFP的增长水平。这表明在2003～2012年的十年间，随着中国加入世界贸易组织，丝绸之路经济带九省市的对外开放程度进一步加深，外资企业的涌入促进了市场经济的发展，为了在剧烈的市场竞争中占有一席之地，国内企业积极引进先进技术，购置先进设备，加大科研开发力度，推动了服务业的技术进步。但是丝绸之路经济带九省市服务业内部的行业分工不合理，没有形成规模经济，导致了规模效率的降低。

以上是从宏观上对整个丝绸之路经济带九省市服务业TFP及其分解进行了分析。2003～2012年间测算的分省区服务业TFP及其分解如表2所示。从表中可以看到，2003～2012年，除四川省之外的其他八省市的服务业TFP均为正向增长，其中重庆市年均增长率最快，高达11.5%。平均增长率高于5%的省市为：重庆，宁夏，新疆；平均增长率在2%～5%之间的包括甘肃、陕西、云南；而广西、青海的平均增长率低于2%，这八省市的服务业TFP的增长主要来自于技术进步，而技术效率的贡献不大甚至为负。四川省的服务业TFP为负增长（-0.9%），虽然技术进步为正，但是不足以抵消技术效率的恶化，从而使得其全要素生产率降低。

总体来看，在2003～2012年间，丝绸之路经济带各省区之间，TFP增长差异较大。从TFP增长的源泉看，与上文分析整个丝绸之路经济带的情况一致，即服务业TFP的增长主要是技术进步推动的，技术效率贡献不大。

本文将人力资本作为投入要素对服务业TFP进行了测算，为了与没有考虑人力资本时的服务业TFP对比，表3给出了比较结果。从中可以发现，考虑人力资本时，2003～2012年期间丝绸之路经济带的平均TFP增长率（4.1%），低于不考虑人力资本时的服务业TFP平均增长率（4.6%）。而技术进步TEC增长率为4.8%，低于不考虑人力资本时的5.1%；同时技术效率增长率（0.2%）比不考虑人力资本时的（0.5%）要低，说明不考虑人力资本变量，会高估技术进步指数与技术效率指数。这也间接说明人力资本对技术进步和技术效率均具有正向的促进作用。

在将人力资本与劳动、资本一起作为投入要素测算服务业TFP时，之所以出现TFP增长率的降低是因为人力资本作为扩展型劳动力的一部分，提高了劳动力的效率与质量，将人力资本对于全要素增长率的贡献剔除，那么全要素生产率的增长就会下降。

五、丝绸之路经济带服务业TFP的影响因素分析

近年来对服务业全要素生产率影响因素的研究，国内学者已经做出了一些有益的较深入的研究。顾乃华（2008）从市场化程度、就业人员教育水平、起点因素和资本密集度等方面对服务业TFP的变化进行研究[11]。张先锋等（2010）研究了研发资本、人力资本、公共基础设施资本对服务业全要素生产率的影响[12]。周文博等（2013）着重分析了FDI与服务业全要素增长率的关系[13]。前文指出，加强“五通”建设，对于全面打造丝绸之路经济带具有关键作用，为此本文分别选取交通基础设施、对外开放和财政金融支持三大因素考察道路联通、贸易畅通和货币流通对丝绸之路沿线九省市服务业全要素生产率的具体影响，实证分析中采取的一组控制变量包括产业结构、城镇化水平、劳动力素质和经济发展水平。

（一）指标选取与数据说明

本文选取的交通基础设施衡量指标包含货运总量和铁路营业线路里程，对外开放的衡量指标包括进出口贸易总额和外商直接投资，财政金融支持的衡量指标为公共财政收入和贷款余额，并依次选取第三产业增加值占比、城镇化率、人均受教育年限和人均GDP作为产业结构，城镇化水平、劳动力素质和经济发展水平的衡量指标。相关数据来自于历年《中国统计年鉴》、丝绸之路经济带九省市地方统计年鉴以及中经网统计数据库，时间跨度为2003～2012年。

（二）模型构建

首先对面板数据进行平稳性检验，发现所有变量都是零阶平稳的。因此，建立的计量模型如下：

六、结论与政策启示

本文运用非参数估计的Malmquist指数法，并考虑人力资本要素的作用，对2003～2012年丝绸之路经济带九省市服务业TFP的增长进行测算和分解。发现丝绸之路经济带沿线九省市TFP的增长呈现出了明显的省际差异，但是服务业TFP的增长主要来自于技术进步的贡献，技术效率却在恶化。同时本文比较了是否考虑人力资本要素对服务业TFP增长的作用，发现若忽视人力资本因素，会高估技术进步指数与技术效率指数，表明人力资本间接促进了技术进步和技术效率。最后本文从道路联通、贸易畅通和货币流通的视角，实证分析它们对丝绸之路经济带服务业TFP的具体影响，结果表明：交通基础设施、对外开放和财政金融支持均对服务业TFP的增长产生正向促进作用。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：（1）人力资本水平的提高对服务业技术进步和技术效率的提升均具有显著的促进作用，丝绸之路经济带各省应加大教育投入力度，不断提高教育发展水平，增强劳动力素质，提升人力资本积累水平以加强技术创新和吸收能力。（2）强化基础设施建设，实现道路互通。沿线各省一方面应积极优化自身交通基础设施网络，提高运输效率，促进交通运输服务业的发展，另一方面要加强同丝绸之路经济带沿线国家的公路、铁路等交通基础设施建设合作，为服务贸易往来提供便利。（3）深化对外开放，推动贸易畅通。沿线各省一方面应提高对外开放水平，尤其加强同中亚等国家服务经贸往来，通过贸易促进生产率的提高，另一方面应充分利用外资，优先引进对技术进步具有重要促进作用的外商投资。（4）增强财政金融支持，推进货币流通。沿线各省一方面应加大对从事服务业的中小型企业的扶持力度，对科技含量高的企业实施财政补贴和税收减免，另一方面，积极推动区域金融合作，优化金融资源配置，使其重点流向技术效率较高的企业。

注释：

①本文中西部九省市（区）包括陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等西北五省以及重庆、四川、云南、广西等西南四省市（区）。

参考文献：

[1]杨向阳，徐翔.中国服务业全要素生产率增长的实证分析[J].经济学家，2006，（3）：68-76.

[2]刘兴凯，张诚.中国服务业全要素生产率增长及其收敛分析[J].数量经济技术经济研究，2010，（3）：55-67.

[3]杨向阳.基于HicksMoorsteen指数法的中国服务业TFP分解――以东部九省为例[J].财贸研究，2012，（1）：62-69.

[4]原毅军，刘浩，白楠.中国生产业全要素生产率测度――基于非参数Malmquist指数方法的研究[J].中国软科学，2009，（1）：159-167.

[5]张自然.考虑人力资本的中国生产业TFP分解[J].经济前沿，2009，（8）：12-18.

[6]徐弘毅，欧阳明德.中国服务业生产率的实证研究[J].工业与工程管理，2004，（5）：73-76.

[7]顾乃华.1992―2002年我国服务业增长效率的实证分析[J].财贸经济，2005，（4）：85-91.

[8]宋海岩，刘淄楠，蒋萍等.改革时期中国总投资决定因素的分析[J].世界经济文汇，2003，（1）：44-56.

[9]徐现祥，周吉梅，舒元.中国省区三次产业资本存量估计[J].统计研究，2007，（3）：6-13.

[10]彭国华.中国地区收入差距、全要素生产率及其收敛分析[J].经济研究，2005，（9）：19-29.

[11]顾乃华.我国服务业发展的效率特征及其影响因素[J].财贸研究，2008，（4）：60-67.

数量经济与技术范文第14篇

关键词：技术进步 就业量 数据包络分析

自改革开放以来，我国经济一直保持高速增长，但就业问题依然是我国发展市场经济所需解决的突出问题之一。2010年失业率虽整体降低了两个百分点，但城镇登记失业人数却达到908万人，失业率依然高居 4.1%。2011年虽失业率仍然保持4.1%，但城镇登记失业人数却一直增长，达922万人。按照传统经济理论，经济增长率与失业率呈负相关关系。但现实却出现了相反的一幕，我国在保持高速增长的同时，失业率却居高不下，就业问题十分严峻。如何解释我国现存的“高增长低就业”悖论，是促进我国宏观经济继续健康发展的需要。在当代背景下，经济增长的实现离不开技术进步，而社会的和谐离不开充分就业，因而，深入研究与分析技术进步与就业的关系，寻找协调二者间关系的可行性措施，使技术进步在促进经济增长的同时，也能促进就业，对解决我国的严峻的就业问题具有极其重要的实践意义。

本文选取全国各省市的面板数据，运用计量模型对技术进步的就业效应进行实证研究，在结合我国实际情况提出相关对策。本文第二部分为回顾已有的关于技术进步与就业关系的国内外文献；第三部分是使用DEA方法对各省市的技术进步指标全要素生产率进行度量；第四部分是运用计量模型对技术进步与就业关系进行实证研究；最后根据我国技术进步与就业的现状进行分析并提出相关政策建议。

一、文献综述

国内关于技术进步与就业的关系国内研究主要有四种观点：第一，促进论。丁仁船等（2002）认为技术进步对中国劳动力就业整体效应是促进的。昌盛（2005）采用1978-2002年数据进行实证分析，指出技术进步增加就业。第二，抑制论。彭绪庶等（2002）通过对技术进步与就业进行实证分析，指出技术进步具有较强的劳动替代特征。姚战琪等（2005）的研究表明技术进步与就业存在反向的关系。第三，双重作用论。肖延方（2001）认为技术进步、资本有机构成提高对再就业具有双重作用。杨淑华（ 2006）认为技术进步对就业具有吸纳和排斥的双重作用。第四，无影响论。毕先萍等（2004）的研究发现虽然技术进步对就业结构有明显的影响，但其对就业量并没有长期的明确关系。吴小松（2007）认为技术进步对就业总量增长的贡献较小，且对不同行业的影响也不确定。

技术进步与就业的关系一直是经济学中争论比较激烈的问题，在已有文献研究的基础上，本文在以下几个方面进行拓展：

第一，技术进步的衡量指标，即全要素生产率的测算，以往研究大多基于“索罗残差”方法来计算该数值，但这种方法具有较高的约束性，需对生产函数进行假设。本文利用数据包络分析法（DEA）来测算全要素生产率，即广义的技术进步，从而避免了一些理论约束，较为精确。

第二，在数据的使用上，本文采用了1996～2010年全国31个省市的就业人数、产出、实际工资和全要素生产率数据为指标，构造面板数据来分析了技术进步对就业总量的影响，这对于我国的产业结构调整，就业结构的转变，以及解决我国的技术性和结构性失业问题具有重要的参考价值。

二、技术进步的测算

（一）测度方法

要分析技术进步对就业影响，首先要先确定用哪个变量来衡量技术进步，这也是继续进行下一步研究的基础。通常情况下采用全要素生产率（TFP），它表示在产出的增长中，不能被劳动和资本投入解释的那一部分经济增长，包括劳动者技能的提高，生产设备的更新，管理水平的提升，生产的规模效应等带动的产出增长。

（二）数据选取及结果

为准确估算全要素生产率，本文使用的投入和产出数据分别是实际GDP、就业人数和资本存量。以上变量时间均选取为1995―2010年的数据。其中实际GDP是以1978年为基期，来折算为不变价格的数值，资本存量则采用固定资产原值来代替，并以1978年为基期进行平减得到。全国各地区的GDP、就业人数、固定资本存量都可以从《中国统计年鉴》中直接得到。而1995年重庆的数据选取来自《重庆统计年鉴1996》。

三、技术进步的就业效应的实证分析

（一）模型的构建

本文以厂商最优雇佣原则建立模型来分析技术进步对我国就业增长的影响。假定生产函数为C-D生产函数：

Y=AKαLβ （1）

利润函数为：π=pY-wL-rK （2）

其中，π、p、w、r分别为总利润、产品的价格、工资率和资本的租金。

利润最大化必要条件： （3）

对（1）求L的偏导数，带入（3）式，得：

（4）

用w/p来表示实际工资水平，对上式两边取对数，并加入技术进步对就业的影响，可以得出劳动力需求的基本模型：

L=β0+β1Y+β2（w/p）+β3TFP+ξ （5）

在以上模型中，TFP为全要素生产率，表示技术进步的影响，Y表示实际GDP。系数β1、β2、β3反映了就业对总产出、实际工资和技术进步的弹性。

（二）数据来源及结果分析

本文采用面板数据，由全国31个省市1996～2010年的劳动力数量L、实际GDP、实际工资（W）和全要素生产率（TFP）组成，运用普通最小二乘法（OLS）进行回归估计。并通过Hauswas检验，选择固定效应模型进行估计。经过自相关和异方差调整，估计结果如下：

L= 5.76 + 0.2Y + 0.47（w/p）- 1.44TFP

（22.336） （2.188） （4.245） （-14.217）

括号内为t检验值，系数估计值均在5%水平显著。

从结果可以看出，总产出和实际工资对就业具有正的影响，而技术进步对就业有负的影响，这与理论是相符合。产出的经济增长，会刺激企业扩大再生产，带动更多的就业。工资和就业呈正相关关系，这似乎与就业增长弹性不相符合，即劳动力的需求应该与工资水平呈反比，但这种负相关关系是建立在劳动需求曲线不变动的基础上成立的。而结合我国实际情况，我国劳动力供给还远远没有达到背弯的水平，所以工资水平与就业水平成正比是符合我国情况的。

从技术进步对就业的影响来看，估计结果表明，技术进步对就业呈负相关，全要素生产率水平每增加1%，则相应的就会减少1.44%的就业量。技术进步使公司企业不断更新机器设备，带动了生产率的提高，同时，也减少了雇佣劳动者的数量，从而对就业量产生了挤出效应。此外，技术进步造成产业结构的调整，使各产业在经济总量中占的比例发生变动，这种产业结构的变动造成了部分劳动者的失业，从而减少了就业人数。这说明我国近几十年来就业出现的增长，并不是直接由技术进步所引起的，而是由经济规模扩大等方面带来的增长。

四、对策建议

第一，加大对教育、人力资本的投入。随着经济的增长，技术的不断进步，产业结构的不断调整，结构性失业问题会越来越突出，不利于社会和谐稳定发展。首先，提升就业根本在于教育，优先大力发展教育，培养一批批具有高素质、高文化的优秀人才，能够适应社会经济的发展和技术进步的要求，并推动我国经济不断前行。其次，技术进步造成的失业，往往是劳动者不具备应用新技术的能力，因此，强化劳动者的职业培训，增强对新设备、新技术的使用和应用能力，顺应时代的发展，才能不断获得就业的机会。最后，随着技术的进步，各行业劳动者人数也在不断变动，因此政府要鼓励和支持职业中介机构的发展，向劳动者提供充分的就业信息，消除因信息不对称而造成的失业，提高就业的匹配率。

第二，选择合适的技术进步路线，大力发展适用性技术。面对当前日趋严峻就业形势，选择合适的技术路线，兼顾经济增长与就业率提升，显得十分重要。适应性技术是指能够带动生产和经济发展，使技术密集和劳动密集行业相结合，减少技术对劳动的替代作用，强化技术进步带来的第二次的就业机会。此外，应加大并鼓励企业自主创新，增加产业附加值，扩大生产规模，提供更多的就业岗位，解决劳动力失业问题。此外，还应调整产业的内部结构，优化劳动密集与资本密集型产业，减少资本对劳动的替代作用。政府应鼓励劳动密集行业的发展，支持自主创业，带动当地经济发展和劳动力就业。

第三，优化产业结构，鼓励并支持第三产业的大力发展。我国产业结构普遍呈现第二产业带动第一、第三产业发展的现状。技术的进步，造成工业部门部分劳动力的失业，应促进这部分劳动力向第三产业的转移。传统的餐饮、生活服务、批发零售等行业仍具有较高的就业弹性，能够吸纳较多的劳动力，第三产业已经成为了吸纳劳动力就业的重要部门。此外，还应大力发展新型服务业，促进就业，以劳动力素质的不断提升带动服务业发展，充分挖掘服务业的吸纳能力。

综上所述，技术的不断进步对就业产生了一定程度的负面影响，但可以通过选择合适的技术进步路线、大力发展相应的技术培训事业、调整产业结构的发展来吸纳部分失业人员。此外，随着企业技术的提升，利润的增加，生产规模的扩大，能够提供更多的就业岗位，从而对就业带来一定的正面效应，并促进我国经济的发展。

参考文献：

[1]丁仁船，杨军昌.技术进步对中国劳动力就业的影响[J].统计与决策，2002，（12）

[2]昌盛.科技进步对就业增长贡献的实证分析[J].北京机械工业学院学报，2005，（01）

[3]彭绪庶，齐建国.对美国技术进步与就业关系的研究[J].数量经济技术经济研究，2002，（11）

[4]姚战琪，夏杰长.资本深化、技术进步对中国就业效应的经验分析[J].世界经济，2005，（01）

数量经济与技术范文第15篇

[ 关键词 ] 生产要素 产出弹性 对数线性计量经济模型 产业结构

一、引言

改革开放以来,特别是进入90年代以来,宁波经济整体进入高速增长阶段,社会或区域内生产总值(GDP)增长率甚至在40%以上,区域内生产总值(GDP)从1981年的31.99增长到2158.09,增长将近70倍。本文利用宁波市1981―2004年的相关数据资料按照新古典增长模型设定一个经济发展的数学模型进行研究,通过对经济增长贡献因素的量化分析探讨经济增长的源泉和动力,以了解宁波经济如何持续保持快速增长并掌握宁波经济发展规律以及未来的发展趋势。

二、模型建立与数据说明

美国经济学家罗伯特•索罗提出的经济增长模型是分析宏观经济增长的有力工具,主要研究资本积累与储蓄决策的关系,将长期增长归因于技术进步,而不考虑决定技术进步的经济因素,本文在实证研究过程中采纳这种理论,即将技术进步作为外生变量来考虑。索罗认为:产出除了受资本投入和劳动投入的影响外,还受到其他多种因素的制约。他将这些因素全部归为广义的技术进步,并且认为这些技术进步是“中性的”,即生产过程中劳动和资本之间的边际技术替代率不变。在这种情况下,生产函数采取一种特定形式:Y=A(t)f(K,L)

其中,Y代表产出(GDP),K和L分别代表资本存量和劳动存量,A(t)表示随时问推移不断变化的技术进步。

实证研究表明,资本和劳动对产出增长的弹性在一个相当长的时期内保持不变,而且资本弹性和劳动弹性分别等于产出中资本和劳动所占的份额。因此,索罗经济增长模型通常采取柯布一道格拉斯生产函数的形式,从而表示如下:

Y=A KαLβ (1)

其中,Y、A、K、L的含义与上相同,α、β分别为产出的资本弹性和劳动弹性。随着实践的发展,人们认为经济增长模型中不能忽视技术进步因素,于是在出于数据可得和模型实用性方面的考量对模型(1)做出如下修正:Y=AKαLβGγ,其中G为技术资本存量,γ为技术产出弹性,资本、技术和劳动三者可相互替代,且α+β+γ=1,这种经济增长模型在具体应用过程中,会出现一些难以解释的现象,如一些重要解释变量的系数不显著,参数估计值的符号与实际经济意义或分析结论相矛盾,重要解释变量之间的多重共线性以及数据误差较大等问题。为解决这些问题,将原有模型两边取对数,化成线性模式,能更加确切的反映系统变量之间的关系,增进预测结果的可靠性。则原模型可修正为:LN(Y)=LN(A)+ LN(K)+ LN(L)+ LN(G)

收集整理Y、K、L、G的数据资料,利用EVIEWS进行最小二乘估计,即可得到制度环境外部因子A以及劳动、资本和技术的产出弹性α、β、γ。

三、数据资料

对以上经济增长模型所涉及到的产出、资本、劳动和科技存量四个变量,分别采用域内生产总值(GDP)、固定资本存量、从业人员数与科技资本存量指标来衡量。由于价格指数的波动较大,为消除误差的影响,对各年GDP取当年的名义GDP;对固定资本存量,由于目前的统计年鉴没有提供相应的年度存量数据,本文借鉴复旦大学张军教授在

四、实证分析结果

在上述建模理论和数据处理的基础上,本文应用EVIEWS软件对宁波市1981年至2004年的区域内总产值、资本投入存量、劳动投入存量按照索罗经济增长模型进行最小二乘回归,另外为较准确地反映不同时期宁波不同生产要素产出弹性的演化特征,本文将1981―2004年共24年的数据分为四个阶段:第一个阶段1981―1984年为改革开放初期;第二个阶段1985―1991年为计划经济时期;第三个阶段1992―1998年为计划经济向市场经济转轨时期;第四个阶段1999―2004年为市场经济体制初步建立时期。并对这四个时期分别进行回归,利用EVIEWS.回归的结果如下:(表二)

回归方程中,只有模型(1)和(4)的拟合程度较高,线性回归显著成立,通过对模型进行检测和分析我们可得出如下结论:在改革开放初期,各种生产要素的潜能都得到了极大的释放,资本和劳动力的产出弹性要大于科学技术的产出弹性,宁波市作为中国东部沿海较早对外开放的城市之一,改革开放初期就注重发展外向型经济,而发展对外贸易的部门都是劳动密集型产业,基本上是单纯依靠低成本的劳动力优势参与贸易竞争的,出口商品集中在纺织品上,技术附加值低,对科学技术创新和资本利用率较低,宁波整体土地资源并不富裕,所以农业人口不多,加上较早对外开放,吸收一部分中西部富裕劳动力就业,重点发展劳动密集型产业使得本地区劳动力资源并不富裕,劳动产出弹性一直比较高,早期一直依赖于粗放的经济增长模式,高资本、劳动力投入,使得资本也相对缺乏,技术投入有限,科学技术产出弹性早期为负值,说明对科学技术投入和利用程度较低,不过进入2000-2004年以来,科学技术产出弹性已经是正值,这说明宁波已经在逐步加快产业结构升级,发展资本和技术密集型产业从而优化产业结构,临港工业加大科研开发投入,进一步完成有技术附加值的深加工,保持传统优势产业的基础上积极推进资源消耗小的高科技产业发展,加强城市规划,合理稳定的保持经济持续增长。

加大对外开放,提升国际竞争力。就必须立足于两个市场、两种资源,积极参与国际竞争,开展跨国经营。目前,有三种参与国际竞争的模式可供借鉴。一是万向集团的“万向模式”,即通过为跨国公司提供零部件,进入跨国公司的产业链,成为某一产品的全球生产基地或制造中心。二是“领带中心”的“嵊州模式”。利用自身劳动成本要素相对低廉的比较优势,为国际著名品牌加工、,依托国际著名品牌的连带效应,提高自身产品的附加值和竞争力。我市杉杉集团与意大利法拉奥公司、日本伊藤忠合资组建国际品牌公司,利用国外企业的设计技术、人才、销售网络,开发国际品牌,已进行了成功的尝试。三是温州的“正泰、德力西”模式,在一些具有一定生产规模的产品或行业,通过龙头企业,带动一批中小企业进入国际市场。同时积极进行核心技术的开发与研制,增强产品的竞争力。要发挥宁波中小企业众多,加工配套能力强的优势,鼓励中小企业为跨国公司提供生产配套,促进产业集聚,为中小企业创造良好的产业成长环境。

参考文献:

[1]宁波市统计局.2004年宁波市统计年鉴

[2]张军 吴桂英 张吉鹏:中国省级物质资本存量估算:1952―2000[J].经济研究,2004,(10):35―44

[3]刘顺忠:数理统计理论、方法、应用和软件计算[M].武汉:华中科技大学出版社,2005:55―66

[4]左大培:经济学、经济增长理论与经济增长模型[J].社会科学管理与评论,2005,(3):33―46