中国经济转型期技术进步影响因素及其阶段性特征检验，本文主要内容关键词为：转型期论文,中国经济论文,阶段性论文,技术进步论文,特征论文，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。
中图分类号F062.4 文献标识码A
目前我国正经历着以“市场化、现代化、全球化”为内容的经济转型(刘根荣，2007)，而技术进步、经济增长与发展转型三者紧密联系。经济增长在不同历史阶段具有不同的特征，但技术进步一直是“主线”，一国技术水平与技术进步速度在很大程度上影响和决定着该国经济发展的水平和经济增长的速度。经济转型是源于科技进步的“推力”与高速经济增长的“拉力”，且面临着技术创新(Technological Innovation)与技术模仿(Technological Imitation)两种途径的选择。理论分析和近一段时期以来我国东部部分发达省区制造业面临的困境，以及受经济危机影响带来的当前经济发展的严峻形势都表明，我国经济长期靠投资拉动且缺乏政府(中央政府)科技主导的GDP总量规模扩张和高速增长缺乏可持续性，经济质量的提高已然受到约束，经济发展到达特定阶段。因此，选择以技术进步为突破口研究经济发展战略，有助于进一步清醒地认识我国经济持续发展面临的困境和寻求促进转型成功的内在因素。
1978年以来的经济转型过程中，无论在工业部门还是外资部门，技术进步都彰显其巨大的促进作用。目前，中国经济社会转型仍在工业化、技术化进程中快速推进，而我国经济政策安排释放效应带来的连续超常规经济增长与“缓慢”的技术进度形成强烈对比。地区自主创新投入(R&D投入)具有显著差异，并且具有明显的阶段性特征，同时，通过测算而得的全要素生产率与技术进步以1997年作为一分界线(见图1)。进一步通过考察1997年以来省际技术进步与全要素生产率发现，地区差异显著。一方面，1997年以后技术进步水平与全要素生产率降低，处于低水平运行状态。另一方面，省区差异巨大，技术进步变化率大于1的省份有11个，最高的北京达l.039，其次是广州1.038。全要素生产率方面，大于1的省份仍然有8个，最高的是北京1.037，最低的是西藏0.933。在区域差异不断扩大的同时，针对近年来政府对科技研发都保持比较高的投入，而且这种投入差异有不断扩大的趋势，为此重新考察技术进步的影响因素就十分重要。由此，本文提出的核心问题是：经济转型过程中我国技术进步的影响因素有哪些？我国技术进步过程是否存在阶段性特征？以及如何根据技术进步特征制定经济发展战略以促进“中国经济增长奇迹”的延续？本文将对技术进步的影响因素及技术创新对经济增长的促进作用进行全面深入分析，探索基于技术进步空间数量分析的中国经济增长目标发展路径。此外，在区域创新的“二元格局”和地区创新效率的显著差异框架分析下，分析推动技术进步的对策措施。
一、文献简述及评价
科学与技术是促进经济增长与转型的重要变量。亚当·斯密(1776)指出：“机器的发明”在提高劳动者生产效率方面具有重要意义；李嘉图认为，实现经济的持续增长离不开技术进步。但是，在很长一段时间学术界都认为技术是经济发展之外的变量，认为经济发展的实质是在市场中不断引入以技术为基础的创新(Schumpeter，1912)，技术进步与经济增长是相互独立的概念。直到二战时期，发达国家经济增长过程中资本、资源等要素的作用持续下降，科学技术对于增长的贡献率显著上升，现代科技成为发达国家经济持续增长、产业结构调整、新产业催生的主要因素。20世纪90年代“新经济”产生，Grossman和Helpman(1991a、1991b、1991c、1991d)开创性地将内生技术创新与转移纳入内生经济增长理论，由此加快了发达国家通过技术进步、实现以效率不断提高为前提的经济增长方式转变的进程。
图1 技术进步与全要素生产率的地区差异
对我国转型时期技术进步能否促进经济持续高速增长，学术界仍存争议。由于处于短缺经济的特殊背景之下，技术创新的投入规模偏小，强度偏低，怀疑的观点主要来自对中国经济存在效率和技术进步提升空间的否认。易纲等(2003)研究得出由于全要素生产率低，我国技术进步不足以支持可持续的经济增长，而提高全要素生产率是解决中国未来经济持续增长的重要决定因素(胡鞍钢，2003)。林毅夫与刘培林(2003)则提出初始劳均收入水平较低的经济体，通过确立适当的目标技术进行模仿，在未来时期能够获得较劳均GDP较高经济体更快的潜在增长速度。当然，违背比较优势的发展战略则会使劳均收入实际增长速度低于潜在速度。总的说来，基于经济发展所处的阶段和现实国情需要，集约型增长与技术进步是经济增长方式的必然选择，通过科技创新和体制创新，可以实现经济的良性增长(卫兴华、侯为民，2007)。
从技术进步影响因素入手，多视角研究技术发展的特征亦有相当多的文献。国外比较有代表性的研究有：Lucas(1988)认为影响区域或地区技术效率的最重要因素是人力资本，而North(1994)则更看重制度的决定性作用；Barrell、Pain(1997)在研究欧洲FDI投入、技术进步和经济增长间的关系时发现，FDI投入通过研发资本投入和技术溢出等效应促进技术进步。Keller(2004)在此基础上提出FDI和对外贸易是通过技术扩散(Technology
Diffusion)来实现技术的进步；Kokko、Zejan(1994)等对发展中国家外资对技术进步的实证研究表明，外资通过技术溢出对发展中国家技术进步有促进作用；Robert(1996)通过对比中美经济现象，从理论上分析得出经济增长至少是促进技术进步的一个因素。CWatanabe(2004)对日本的数据研究表明，日本科研银行团对日本高科技奇迹式发展具有显著作用。国内比较有代表性的研究有：包群(2002)等系统分析了中国外商直接投资对技术进步的影响；苏盛安(2005)利用1953-2002年政府科技投入和技术进步数据分析得出我国政府科技投入对技术进步贡献率较低的结论；李平、孙灵燕(2007)借鉴Coe和Helpman模型，就国外专利申请对中国技术进步的影响进行实证分析，结果发现国外专利申请对中国技术进步具有促进作用，对东、中、西部技术进步贡献度存在显著差异；郭国峰、温军伟、孙保营(2008)对中国中部六省技术创新能力及其影响因素进行分析认为，科研机构、企业对中部地区科技进步具有显著的正向促进作用，大学对区域技术进步无贡献，反作用十分明显。此外，已有研究表明：技术进步自身在短期内促进作用明显，政府科研投入推动作用滞后期较大，但持续作用时间较长，而外资对我国技术进步作用不明显。多数研究选取1980年为基期，通过C—D函数测算出的全要素生产率具有很大局限性。
纵观已有文献，基于全国样本的研究主要集中时期是1952-2004年和1982-2006年，基于省际的主要是1978-2004年、1980-2005年和1990-2005年，突出区域差异却未能提出阶段性差异，且没有体现对中国经济转型时间技术进步的整体特征，而本文的测算建立在DEA方法基础上，将时间拓展到1978-2006年共29年样本跨度，包含省区样本的测算，测算结构既能反映现实，又能体现区域差异。同时，运用地区宏观经济统计数据建立数理模型，对其制约因素及阶段性特征予以实证检验。
二、技术进步测算方法与指标选择
1.基于DEA的技术进步测算方法
Fare等(1994)率先将DEA方法用于技术进步的研究，并且国内学者用其研究中国技术进步问题(如林毅夫、刘培林，2003；郭庆旺等，2005；岳书敬、刘朝明，2006等)，取得大批成果。借鉴已有研究文献，把每一个省区看作一个生产决策单位，运用Fare等(1994a)改造的DEA方法构造在每一个时期“中国”的生产最佳实践边界。从产出角度测算TFP变化，
按照(Fare等，1989)用两个曼奎斯特生产率指数的几何平均值计算生产率变化，并将其分解为相对技术效率的变化和技术进步的变化。
2.样本选择及数据来源
全国31个省市区1978-2006年样本数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和CCER数据库，在整个分析中重庆与四川分别各作为一个横截面。DEA分析需要对投入产出指标进行选择，综合比较相关研究，确定总产出指标为GDP(1978年不变价)；投入指标为物质资本投入、劳动力投入和人力资本投入；其中劳动力投入采用历年各地区从业人员代替。关于物质资本与人力资本数据的测算过程作如下说明：
物质资本投入(K)：由于统计年鉴中无法得到资本存量数据进行估算。按可比价格计算的资本存量估算一般采用永续盘存法。在使用永续盘存法时主要涉及基期资本数量的计算、折旧率的选择和投资平减三个变量。假定第一期的资本存量是过去投资的加总，选择一个固定的折旧率5％，则投资时间序列可近似用式(9)表示：
永续盘存法涉及固定投资序列的平减指数，对于1978-1989年，由于我国官方并没有公布投资序列的平减指数，因此采用全国各省的建筑材料价格指数平减；对于1990-2006年，则可以在《中国统计年鉴》中得到各省的固定资本投资平减指数。1978年各个省份的固定资本存量，张军(2002)我国1978年资本存量(1990年不变价)为24501亿元，由于它的资本存量包括流动资本，设流动资本占总资本的1/4，则推出1978年的固定资本存量为18376亿元，使用各个省份的GDP作为权重，于是得到各省的1978年固定资本存量(这样对基年的计算可能存在问题，但随着时间的推移，基年的计算误差影响会越来越小)。
人力资本投入(H)：按照内生经济增长理论的研究结果，人力资本存量的差异有可能直接影响全要素生产率(TFP)，人力资本是劳动者通过长期投资获得的素质和能力，是决定长期经济增长的一个重要变量。研究长期内人力资本的影响，需要重视存量分析。通常可以用教育积累作为人力资本积累的替代变量，教育程度用平均受教育年限来反映。劳动力平均受教育年限用劳动力受教育程度结构指标加权计算，赋值：文盲、半文盲0年、小学6年、初中9年、高中12年、中专14年，大专以上16年。
三、技术进步测算结果描述
依据产出导向的CRS(规模报酬不变)模型(Output orientated Malmquist DEA)，以及基于中国省区数据采用Coelli(1996)给出的数据包络分析专用软件包Deap2.1进行测算。由于测算过程中采用的是省际样本，为对全国技术进步率的变化趋势进行深入分析，列举1978-2006年的TFP值，这里的TFP、效率改善变化率和技术进步率均为集合平均数，从表1可以看出整个技术进步的变化态势。
1986年以前，TFP与技术进步差距较大，并呈现显著的波动态势；之后，技术进步维持在低水平状态，直至1995年后才开始不断提高，持续5年后开始下降。具体原因可以由Deap 2.1软件包的测算结果得知，1978-1986年间，总体平均全要素生产率增长率为0.998％。技术效率的增长率为1.063％，技术进步率为0.939％；技术效率两个成分中，要素可处置度为1.016％。
1987-1996年，总体全要素生产率增长1.027％，但是纯技术效率出现下降0.987％。说明这个阶段规模的经济性和要素的利用率有所提高，但是技术的使用效率却出现下降；而这一时期的技术进步主要表现为非中性技术进步，①技术进步增长率达到1.041％，与舒元、才国伟(2007)最新基于1980-2004年研究结论一致，我国的TFP总体呈现增长趋势。无论从数值还是从变动方向看，TFP的增长主要来源是技术进步。在某种程度上，说明原来的要素配置结构已不适应技术进步的需要，以至成为阻碍技术进步的关键因素，由要素密集性特征变革引起的非中性技术进步对技术水平的提高作用明显。1997-2006年，相比前两个阶段平均技术效率和全要素生产率都出现下降，全要素生产率增长仅为0.984％。分析其原因，在这段时期技术进步增长率为1％，主要是由于非中性技术进步提高；与此同时，技术效率增长为0.984％，主要是由于纯技术效率的退步，对于技术进步各影响因素及作用情况，将在后面详细论述。
由以上结果可见，经济转型过程中的经济增长具有一定的波动性，这与中国经济增长与波动的事实相符，在技术进步和要素投入及配置合理的条件下，全要素生产率不断提高，不断接近技术前沿。在中长期，技术进步速度不断提高，效率改善水平也不断提高。但是当前技术进步与全要素生产率增长速度较慢，过去多年的创新实践为探求技术进步的空间提供重要资料支持。林勇(2008)分析认为，技术创新受到经济制度、政策法律、市场环境以及创新制度、人员技术素质、技术设备水平、经济承受力等各种因素影响，实现技术创新是否成功则取决于多种因素相互作用的机制和作用程度，下面将对我国经济转型时期的技术进步影响因素进行实证检验。
四、计量模型设定及实证检验
1.计量模型设定
基于技术进步与全要素生产率的测算结果和变量的选择，建立计量模型。收敛计量回归方程采取如下形式：
式中X是控制变量。选取金融相关变量：金融相关比率(fir)；开放经济变量：进口依存度(imgdp)、外资依存度(fdi)；宏观经济增长变量：经济增长率(GR)、政府消费比(gc)及人均国内生产总值(pgdp)；以及技术创新变量：技术市场成交额占GDP比重(tmgdp)、研发投入比(r&dgdp)、研发人员从业人员比(r&dpl)、科技投入比(pee)。其中部分指标说明如下：
研发投入比：反映全社会用于技术开发与创新、促进技术进步方面的投入水平。计算公式为：r&dgdp=年R&D支出总额/年GDP总额。
科技投入比：反映国家和地区对科技和教育投资的力度的变化及其对经济增长的影响程度。计算公式为：pee=全年科教事业投入额/全年财政支出总额。
进口依存度、外资依存度：分别用进口额和外商直接投资占GDP比重表示，以检验国际竞争力水平提高过程中技术引进是否带来技术进步。
为考虑无效率存在情况下的趋同过程，按照Serrano(1999)，Maudos等(2000)，利用绝对β趋同分析方法：
2.技术进步的影响因素解析
在前述分析基础上，我们借助1978-2006年中国31个省份的省际数据，利用面板数据回归方法对前述模型进行估计，表2给出的回归结果和模型检验的特征变量由统计软件包Eviews6.0实现，可以看到模型拟合效果良好，通过Hausman检验。进行随机效应检验时发现技术进步方程拒绝原假设，省区间的个体效应是固定的，而非随机的；全要素生产率方程接受原假设，个体效应是随机的。因此，下述解释过程中对技术进步影响因素的估计采用随机效应模型(RE)，而全要素生产率变化的影响因素则采用固定效应模型(FE)，同时在回归分析中分别考察了滞后内生性问题。
回归结果第一部分(1979-2006年)显示：第一，技术引进方面：外资依存度的提高并未带来全要素生产率和技术进步水平提高，进口规模的扩大对全要素增长率具有重要促进作用，系数高达0.023，与技术进步也表现出正相关关系。我国政府自20世纪80年代中期以来，奉行“以市场换技术”的外资引进战略目标，目的是为吸引FDI并获得国外先进技术对国内经济的外溢效应。但是，从结果来看，这一手段并未达到预期目标。分析其原因在于：我国FDI引进一直处于(技术模仿)粗放型阶段，各地区为引进更多的FDI而进行竞争，纷纷推出“超国民待遇”以吸引外资，而不是从我国拥有巨大市场这一独占性优势出发，构建与完善有利于扩大FDI正向外溢效应的市场结构和竞争环境。第二，金融发展与政府消费方面：金融相关率与全要素增长率呈正相关关系(0.001)，这就表明金融信贷水平提高能促进全社会的技术效率改善和技术进步(理由在于TFP分解为两部分)，进一步看其对技术进步的正向促进作用更为显著，达到0.008。从政府消费的回归结果可以发现，其严重阻碍全要素生产率水平的提高和技术进步提高，国家应该转向重点支持自主技术创新，大规模的政府消费和设备购买并带来技术进步应该高度重视，长期下来则可能怠慢经济增长。
基于地区R&D投入的阶段性差异，以及结合技术进步和效率改善测算结果，将其划分为三个阶段，在此只单独列举第三阶段的回归结果。表2第二部分(1997-2006年)显示：技术进步滞后1期影响为负，这从另外一个侧面反映了技术进步也不具有可持续性；相反地，全要素生产率的滞后影响系数为正，达到0.105，通过TFP分解可以得出全要素生产率水平的提高主要来自效率改善。与前面的分析结果一致，能代表技术引进的两个变量仍然是外资引进为负，而进口为正。在此分析过程中，加入与技术创新有关的tmgdp、r&dgdp、r&dpl和pee四个重要变量。从结果来看，R&D投入促进技术进步，作用系数达到0.002，对全要素生产率水平的提高也起重要作用(0.006)；R&D人员比却与技术进步呈负相关关系(-0.0002)，技术市场交易额与技术进步也呈负相关关系，科技教育事业费投入与技术进步呈正相关关系。由此可以得出，发挥技术市场和加强自主创新以及教育科研财政支出有助于提高国家和地区经济发展过程中的技术进步水平。
目前针对R&D、技术创新与经济增长之间关系的实证研究主要集中在美国和OECD等发达国家，而直接探讨本土R&D对我国技术进步影响的文献极少。原因在于一方面发达国家的数据资料比较完整，建立计量模型容易进行参数估算；另一方面技术创新几乎是由发达国家来推动的。因此，在R&D增长理论框架下对中国情况进行解释只是初探。上面基于1997-2006年的分析将R&D部门人力资本及政府R&D资本都纳入模型分析，获得人力资本阻碍技术进步与R&D资本在技术进步演进过程中的内生机制，并得到比较理想的结果，对转型期间制定我国创新战略具有重要的现实指导意义。
3.技术进步与经济增长分阶段收敛检验
在特定历史阶段，粗放型经济增长虽然可以带来经济数量、规模的扩大，但经济结构难以优化升级，技术进步速度缓慢，经济效益难以提高，并随着经济规模扩张越来越受到要素资源可供给量的瓶颈制约，因此，这种经济增长不具有可持续性。当前，中国经济增长的瓶颈要素主要是技术。②林毅夫、刘培林(2003)假定技术进步速度相同的前提下进行的经济增长收敛实证检验，在一定条件下会误导经济增长的战略制定③。Kumar等(2002)，Henderson等(2001)，Maudos等(2000)，Gumbau-Albert(2000)通过数据包络分析的经济增长分解核算框架，将经济增长分解为技术进步和要素积累的贡献④，在此基础上，进一步分析效率改善和技术进步的收敛效应。在上述测算及影响因素分析基础上，通过收敛方程的测算得到表3，分别对1978-2006年以及两个子时期1978-1996年和1997-2006年的经济增长趋同分析结果。
第一列全样本经济增长的趋同结果，发现在整个样本期存在着显著的趋同，趋同率为1.1％。从动态角度看，我国的趋同速度加快，从第一阶段的0.5％提高到第二阶段的3.1％。某种程度上说明，地区经济差距在缩小，但是技术进步与效率改善却与经济增长的趋同不相一致。
第二列是效率变化的趋同估计结果。可以看到在整个样本期内，效率变化并未出现趋同，虽然统计检验很不显著但能证实发散确实存在。接着分阶段来看，1978-1996年效率改善与初始效率反向变化，效率改善出现了趋同；但是，1997-2006年效率变化与初始值同向变化，地区追赶效应消失。第三列是技术进步对趋同结果，实证结果与Dowrick和Nguyen(1989)、Wolff(1991)、Dollar和Wolff(1994)、Bernard和Jones(1996)的结论不一致，技术进步是发散的，并未与经济增长收敛实现同步。在第一个阶段(1978-1996年)技术进步的收敛速度达到0.22％，与发达省市拥有较多的创新相吻合，第二阶段技术进步却是发散的。
第四列是全要素生产率的趋同估计结果。由于全要素生产率增长率主要分解为效率变化和技术进步，因此趋同基本是二者综合的结果。在研究中，由于效率改善与技术进步的收敛作用存在，全要素生产率也是收敛的；当然由于技术进步是发散的，全要素生产率出现发散，1997-2006年的发散速度达到0.34％。这说明1997年后初始技术进步率低的地区技术进步速度越慢，使得这些地区与技术前沿省份的差距越来越大。因此，在经济转型发展过程中，需要处理好各省市区技术进步的协同发展问题。
五、结论及启示
经济转型期内我国TFP年均增长率较小，但技术进步已经成为TFP增长的主要动力。技术进步从1978年到20世纪90年代中期近20年时间里在波动中上升，显然，要素投入带来的技术进步更多地与技术进步中的技术模仿相关联，由此进一步证实发展初期以技术模仿为主推动技术进步的结论。进一步分析发现1997年后的技术进步增长速度缓慢，各省技术进步差异显著。与经济发达地区相比，不发达地区的后发优势带来的技术进步一定程度上减小效率下降带来的经济增长速度放缓。要实现转型时期技术水平的总体提升，需要对技术进步的影响因素准确把握。
影响因素测算结果显示，技术引进(外资引进)主导的战略实施并未带来技术进步，而只是金融信贷带来的正效应十分显著。从20世纪90年代中后期开始，在总的技术进步曲线基本保持不变的情况下，要素投入的技术进步贡献度曲线却呈缓慢下降趋势，说明技术模仿推动技术进步的作用已开始弱化。R&D投入与科技教育财政支出促进技术进步起正向促进作用，因此，从这个角度看，国家实施自主创新战略契合经济增长转型的良好时机，也是经济增长可持续的必要保障，走自主创新之路才能促进我国区域技术水平的协同发展。
区域技术水平协同发展能够缩小区域间经济差距，而根据收敛方程进行估计，发现虽然前20多年间技术进步和TFP增长具有收敛趋势，但由于规模不经济的存在(整个分析假定无规模经济报酬)对区域经济增长产生一定程度的负面影响；1997年之后年技术进步的发散速度加快。因此，可以判断存在缩小区域间的技术进步差距的发展空间，对于实现地区经济增长趋同意义也更重大。
在现代经济发展过程中，经济增长的源泉主要来自于技术进步。实证结果证实，政府对教育和科学研究部门的投资政策影响中国的技术进步，从而构成影响长期经济增长的最重要的因素。同时，与技术进步相关的其他政策对长期经济增长的作用不容忽视。例如有关技术创新的政策和专利制度，受政府政策影响的企业折旧制度，税收政策以及产业政策等都不同程度地影响技术进步和长期经济增长。由此，我们认为政府R&D投入对国家技术进步起重要作用，政府财政政策的指导作用也十分重要，进而影响和波及经济增长，这其中也离不开公共教育投入的外溢作用。本文的分析突破传统以时间为跨度的全样本检验，又突出“阶段”特征，在方法与样本方面取得一定突破，但分行业的区域面板数据检验更为重要，尤其是工业部门，其次是省区R&D部门的实证检验在当前自主创新大背景下的检验极其必要，在此基础上寻求转型期间技术进步的路径选择将是接下来的研究重点。
本文感谢德国慕尼黑大学经济学院院长Gerhard Illing教授提供的各种帮助和指导，当然文责自负。
注释：
①由于只考虑一种产出，产出非中性技术进步率为1，因此，文中仅仅考虑投入非中性技术进步率。
②Barro和Sala-i-Martin(1997)研究认为，初始技术水平落后的经济体，在未来的技术进步速度要比初始技术水平先进的经济体快，这就为“赶超”提出了理论依据。
③林毅夫、刘培林：《经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响》，《中国社会科学》2003年第4期。
④技术进步的直观含义是技术前沿的外推；而技术前沿指的是给定投入水平对应的潜在产出。
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