技术引进与我国工业技术进步关系研究，本文主要内容关键词为：技术引进论文,技术进步论文,关系论文,我国论文,工业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
文章编号：1000-2995(2001)03-0035-08
中图分类号：F224.0
文献标识码：A
利用外资是我国改革开放的重要策略。八十年代初期，我国利用外资主要是为了弥补国内资金不足和外汇缺口，九十年代以后，我国国内银行出现巨额存差，社会游资日益增多，外汇储备不断增加，平衡“双缺口”不再是我国利用外资的主要目的，因此，人们普遍认为九十年代以后我国利用外资，特别是利用外商直接投资的目的，主要是为了通过利用外资引进技术，以提高我国整体技术水平。但对这一目标实现的程序，对这一策略实际效果究竟如何，国内学术界向来看法很不一致[1][2][3][4]。为对此做出客观评价，我们曾就我国工业利用外资与技术进步关系进行专题研究。我们认为，如果利用外资对技术进步具有相关性，它必定是通过技术转移实现的，它们之间的逻辑关系是利用外资一国际技术转移一技术进步。我们曾于《科研管理》2000年第3期发表了我们的研究成果“外商直接投资与技术转移关系的实证研究”[5]，论证了“改革开放以来，我国工业外商直接投资是技术转移的重要原因，但就长期而论，我国工业外商直接投资与技术转移并没有稳定的关系，因此，就近期而言我们仍应十分注意利用外商直接投资引进技术，以提高我国工业技术的整体水平。但长期看我们不应过多地依赖利用外资引进技术”。本文作为上文的续篇讨论技术转移与技术进步的关系，旨在最终从逻辑上判断利用外资（通过技术转移）对技术进步的作用。
由于技术引进是国际技术转移最直接和最主要的方式，而工业技术水平能够从根本上反映一个国家总体的技术水平，工业技术水平的提高是总体技术进步的核心。因此，本文将研究范围界定在技术引进与我国工业技术进步关系上。
2 分析方法简介
本文将使用Granger因果关系检验法分析技术引进与我国工业技术进步的因果关系，用Engle-Granger协整关系检验法分析技术引进与我国工业技术进步的长期趋势的相关性。具体方法我们在“外商直接投资与技术转移关系的实证研究”[5]一文中有详细介绍，本文在此不再赘述。
2.1 变量定义及数据采集与处理
2.1.1 技术引进
本文以技术和成套设备进口额(TR)表示技术引进量，具体数据见表1。样本取至1997年是因为考虑到1997年以后东南亚金融危机对我国利用外资和进出口的影响属非正常因素，应予剔除。
表1 1981～1997技术和成套设备进口额
单位：亿美元
年份 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989
TR 1.16 3.63 5.63 9.51 31.99 44.83 29.80 35.40 29.20
年份 1990
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
TR
31.90 34.59 65.90 61.09 41.06
130.33 152.57 159.23
NA
资料来源：《1997年中国对外经济贸易白皮书》（吴仪主编，中国对外经济贸易出版社，1997）及《中国科技发展研究报告》（经济管理出版社，1999）。
2.1.2 技术水平与技术进步
(1)变量定义及数据采集
技术水平及技术进步的度量是个比较复杂的问题。所谓技术水平是指某一系统某一时刻所拥有的硬技术与软技术的状况。是一种静态的指标。技术进步则是指技术水平的提高，是一种动态的指标。关于技术水平的度量以往人们通常以单一指标来衡量，常用的评价指标有出自产出增长型生产函数的全要素生产率TFP=Y/F(K,L)[6]。在实践中全要素生长率的应用往往遇到如下困难而受局限：
1)TFP的经济含义不明确，以致无法对其变化作出合理解释；
2)生产函数形式F(K,L)难以正确选择，而用不同的函数式测算的结果差异很大；
3)F(K,L)中的有关参数在实践中难以正确估计。
实践中人们也曾分别用人均技术装备率，人均产出率，资金产出率和单位能耗产值等指标来衡量技术水平。实际上它们都只是从不同角度对不同投入和产出之间进行比较，以期获得对技术水平的判断，在应用上不具有综合性。
应该说技术水平是个综合的概念，对一个宏观系统尤其如此，因此它难以用一两个指标进行衡量。为能比较客观地评价一个系统的综合技术水平，本文拟采用人均技术装备率，人均产出率，资金产出率，单位能耗产值和全要素生产率五个指标运用AHP方法进行加权综合。其中人均技术装备率是从投入角度考察系统技术水平，它通常反映生产过程机械化或自动化程度，是硬技术的重要体现。人均产出率，资金产出率，单位能耗产值三个指标都是从投入产出比角度反映技术水平提高的效果。全要素生产率尽管在应用上有某些缺陷，但它必竟是一个常用指标，故在此仍予以保留。五项指标定义如下：
生产用固定资产年均余额
人均技术装备率＝──────────────
职工平均数
总产值
人均产出率＝─────────────
职工年平均数
总产值
资金产出率＝────────────
资金总额
总产值
单位能耗产值＝─────────────
万吨标煤消耗总量
上式中Y[,t]为资金总额（固定资产年均余额+流动资金），L[,t]为职工年平均数，α、β分别为运用C-D生产函数
取1985-1997年数据作回归分析得到的参数估计。
上述相关指标样本取自我国工业1985-1997年，原始数据来源于《工业统计年报》。五项指标计算结果列与表2
表2 五项指标计算结果
(2)数据处理
上述五项指标具有不同的量纲，为避免由于量纲的差异而影响评价的客观性，我们采取统计学中百分制功效系数法将指标换算成无量纲变量，换算公式为：
上式中X[,ij]为第j项指标(j=1、2、3、4、5)第i个样本值(i=1、2、…、n)的原始值，x[,ij]为第j项指标第i个样本值的换算值，
为第j项指标所有样本值的平均值，X[jmax]和X[jmin]分别为第j项指标样本值的最大值和最小值。五项指标换算结果见表3。
表3 五项指标换算值
本文运用AHP方法对上述五项指标进行加权，具体步骤如下：
1)建立层次结构如表4；
表4 技术水平评价层次结构及指标权重
2)根据准则或指标间的两两相对重要性程度，按1至9标度值评分，分别构造准则层和指标层的判断矩阵，本研究各判断矩阵经过以下步骤获得：
第一步，研究者根据相关文献获得初始判断值表；
第二步，选择专家和研究人员共计30人对首张判断值表进行修改并说明原因；
第三步，回收咨询意见28份，根据修改内容和原因，按等权重法对每一数值求平均，从而获得最终判断矩阵。
3)层次单排序及一致性检验；
4)层次总排序，结果见表4；
5)求指标的加权和，得到最终的我国工业综合技术水平的年度评价值TL如表5。
表5 1985-1997我国工业综合技术水平年度评价值
年份
1985
1986
1987
1988 1989
1990
1991
TL
51.208
51.519 53.912
57.056
56.169
55.898
58.196
年份
1992
1993
1994 1995
1996 1997 1998
TL59.675
63.339 65.278
62.690
69.400
76.357NA
由于受篇幅限制，本文不详细介绍AHP方法及本文计算过程，细节可参见本文参考文献[7]。
这里需要说明的是，本研究只是为了分析技术引进与技术水平之间的相互关系，因此关于工业技术水平的绝对量本文不追求给予准确度量（实验上这也是不可能的），而旨在客观评价不同年份技术水平的相对量，故本文关于工业综合技术水平的评价与其它文献中出现的相同指标不具有可比性。
3 技术引进与工业技术进步的因果关系分析
在进行Granger因果关系检验之前，首先验证TL和TR的相关性，运用表1和表5数据做相关分析，结果表明两者相关系数为0.825，说明技术水平与技术引进之间具有较强的相关性，可以进一步研究它们之间的因果关系。
根据检验方法可定义双变量随机系统模型如下[5]：
根据AIC定价准则[8]，并考虑变量的自由度损失，两变量的最优滞后步长q、p均取为2。分别以TL为因变量和以TR为因变量运用表1和表5数据对上式进行参数估计，结果列于表6。
表6 A:TL为因变量
B:TR为因变量
自变量
参数 t-统计量
自变量
参数t-统计量
Constant
18.834 2.236 Constant -310.839-2.072
TL(-1) 0.757 1.993 TL(-1) -1.008-0.149
TL(-2) -0.125-0.369 TL(-2)
6.980 1.153
TR(-1) 0.088 4.788*** TR(-1)
0.399 1.088
TR(-2) -0.003-0.072 TR(-2)
0.288 0.376
R[2]=0.969 F=46.87*** DW=2.19
R[2]=0.832 F=7.42 DW=2.33
注：①*、**、***、分别表示在10%、5%和1%显著性水平下拒绝零假设（下同）。
②样本区间取自1985-1997年。
表6数据表明TR的滞后变量对TL有一定影响，而当以TR为因变量时与TL的滞后变量相应的参数与零无显著差异（t－统计量很小）,这表明TL的滞后变量对TR无显著影响，因此可初步判断TR可能是TL的原因，而TL不是TR的原因。
进一步检验
和
[5]，计算结果列于表7，表7数据显示在1%显著性水平下拒绝原假设H[,10]故判定技术引进是我国工业技术进步的原因；而原假设H[,20]被接受，表明工业技术进步不是技术引进的原因。即TL与TR之间只有TR到TL的单向因果关系，而不存在双向因果关系。
表7
原假设H[,10]
F-统计量
F临界值 结论
H[,10]:TR不是TL的原因 13.67*** F[0.01](2,6)=10.92 拒绝H[,10]
H[,20]:TL不是TR的原因
2.9 F[0.1](2,6)=3.46接受H[,20]
4 技术引进与工业技术进步协整关系检验
以下本文将运用Engle-Granger协整关系检验法验证我国技术引进与工业技术进步之间是否存在长期的稳定关系。根据协整关系检验步骤[5]，首先要检验变量TL和TR的稳定性。建立如下模型：
对以上两式用OLS进行参数估计，滞后阶数k值由DW检验来确定（使DW值接近于2），计算结果列于表8。
表8
表8数据显示TL与TR均为非稳定序列，故需进一步判定其一阶差分ΔTL和ΔTR的稳定性，计算结果同样列于表8。表8数据表明尽管TL的一阶差分ΔTL为稳定序列，但TR的一阶差分ΔTR仍是非稳定序列。由于所有变量一阶差分稳定是变量间存在协整关系的必要条件[9]，由此可以判定TL与TR之间不存在协整关系，亦即技术引进与工业技术进步之间没有长期的稳定关系。
5 基本结论
以上Granger因果关系检验表明，就我国实际情况看，技术引进是我国工业技术进步的重要原因。这一结论从实践角度验证了改革开放以来我国通过国际技术转移引进了大量国内需要且总体来说高于国内平均水平的技术和设备，已对我国工业技术水平的提高产生了明显的促进作用。目前，我国总体技术水平与发达国家相比仍有较大差距，有选择地引进技术仍不失为近期提高我国工业技术水平的有效策略。因此，近期内我们仍应十分重视技术引进对促进我国工业技术进步的作用。
技术引进与工业技术进步关系的协整检验表明，就长期而言，技术引进与我国工业技术进步没有稳定关系，即两者之间不存在长期的共同发展趋势。这一结论的现实解释是：发达国家对向发展中国家输出技术是有限制的，发展中国家与发达国家之间的技术差距越大，这种限制就越松，反之，限制越紧。显然，随着我国工业技术水平的不断提高，发达国家对向我国输出技术的限制会愈加严厉。因此，仅仅通过技术引进我们最多只能是有限度地缩小与发达国家之间的技术差距，而无法实现赶超。这一结论告诫我们，就长期而论，我们不应将技术进步过多地寄希望于从国外引进技术，而应走从技术转移到技术创新之路，这也是亚洲新兴工业化国家技术发展的经验总结[11]。
收稿日期： 2000-10-17；修订日期：2001-01.
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