数量经济与技术经济精选(九篇)

第1篇：数量经济与技术经济范文

关键词:经济增长;技术进步;总量生产函数;技术进步函数

中图分类号:F019.1 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0001-04

一、古典经济学家和经济增长

在经济思想成长的历史进程中,关于经济增长问题的研究一直是经济学家们关心的重心。古典经济学家如亚当•斯密(1776)、大卫•李嘉图(1817)、托马斯•马尔萨斯(1798)以及马克思(1887)奠定了很多呈现于经济增长理论中的基本成分。这些思想包括,竞争和均衡动态的基本方法,递减报酬的作用及其与物质和人力资本积累的关系,人均收入与人口增长之间的互动,以不断增长的劳动专业化分工,以及新产品和新生产方法的发现为形式的技术进步的效果和作为对技术进步的激励垄断力量所起的作用。

对作为积累过程基础的各种力量做出解释,成为古典经济增长问题的核心[1]。同资本积累相联系的,是劳动分工上体现出来的技术变革以及生产方法的变革。尤其是亚当•斯密把劳动分工、自由市场和新机器形式的技术进步作为导致经济增长的三个重要原因。马尔萨斯认为,土地数量的有限性会导致经济增长过程的停滞,当现有土地饱和时,食物短缺和饥饿会限制人口的进一步增长。而按照李嘉图的推理,优生产能力的土地将被最先使用,然后被使用的土地的质量会逐渐降低。其结果是,在扩大耕作面积的过程中,将会发生边际生产率递减,直到产出增长停止。但是,古典经济学家没有考虑提高农业劳动生产率的可能性,尽管李嘉图已经认识到了技术进步在制造业中的重要性。所以,总的来看,古典经济学家的研究中,资本积累和技术变革的关系没有得到系统的探讨。直到马克思理论的出现,这一点才得到改善。

马克思就是从资本积累的角度提出,技术进步将会使资本主义制度的经济增长停滞。对于古典经济学来说,在假定了利润率在资本主义经济中的中心地位之后,说明同资本积累过程和经济发展过程相联系的利润率的运动,成为经济增长理论中的一个关键问题。马克思将“利润率下降”趋势看作资本主义经济的一种规律。他认为,随着生产变得越来越高的资本密集所造成的利润率下降将引起资本主义经济危机。这是因为,剩余只能从劳动力中榨取,固定资本相对于可变资本的比率(即资本有机构成C/V)的增加将引起利润率的下降。所以,技术进步、机器的大量使用,既是资本主义的优点,也是其致命的缺点。优点就是它可以大幅度地提高劳动生产率,缺点则是它从长期降低了利润率,从而导致经济增长停滞。

尽管技术进步的观念还没有完全形成,但其在古典的经济增长思想中起了重要作用。古典经济学传统将经济体系看作一个整体,采用的是一种以社会关系为基础的总量的分析方法,而不是从一种单独的增长理论本身来分析经济增长问题。他们承认经济体系中的相互依赖的基本格局,以及生产、交换、分配和积累等现象间的相互联系。简而言之,在古典经济学分析中看到的是对价值、分配和增长的分析之间的必然联系,技术进步通过影响实物的资本有机构成,影响利润率,才对经济增长产生影响。虽然从资本积累、利润率等总量概论的角度分析经济增长确实比后来新古典的技术关系分析要高明,但遗憾的是,这种总量的分析方法仍然是以实物为基础的(如李嘉图的谷物模型),这与现代宏观经济的国民收入核算的货币量值是分离的。

二、新古典的总量生产函数与技术进步

(一)哈罗德-多马模型与技术进步的不相容

哈罗德-多马模型被认为是新古典经济学从技术关系探索经济增长根源的开始,但是哈马模型与古典经济学以资本价值理论为基础的分析路线相似。①

哈罗德-多马一直致力于寻求一种“平衡的增长”,为了保证这种平衡的增长,必须保持储蓄与投资的平衡:

G=s/v

其中,s=S/Y=1/Y为储蓄倾向,v为资本产出比,G为实际经济增长率。从上式可以看出,哈罗德――多马模型主要依赖于资本的价值理论,因此与劳动生产率是无关的。只有当资本劳动比不变时,劳动才能进入哈罗德―多马模型,于是排除了资本和劳动的相互替代。

因此,很容易证明,任何非哈罗德中性的技术都与哈罗德―多马模型的平衡增长不相容。哈罗德中性技术要求沿着资本―产出比不变的轨道,收入在资本和劳动之间的分配必须保持不变。如果资本存量的增长率/K=sY/K不变,那么在已知储蓄倾向不变时,产出―资本比1/v必定不变,这意味着资本存量和产出按相同的比率增长。

这种情况下的资本-产出比v=K/Y=K/L÷Y/L=k/y,这样,如果资本产出比将保持不变,则每一工人产出的增长率必须等于每一工人所用资本的增长率。一切非哈罗德中性的技术进步,②都将导致资本―产出比的变动,则每一工人产出的增长率就不能与每一工人资本存量增长率保持相等,从而稳定的增长无法维持[2]。

(二)新古典的总量生产函数与索洛余值

哈马模型假定资本―劳动比不变和资本劳动的不可替代,导致了其与技术进步的不相容。新古典增长理论试图克服这一缺点。在新古典经济增长模型中,微观生产函数被直接推广至总量水平:

Q=F(K,L)

于是,在给定的总量生产函数中增加投入,或者变换一个更有效的生产函数,都会产生经济增长[3]。技术进步就是这样一种沿着更有效利用现有投入的方向把生产函数向上变换的推动力。从而产生了在既定的经济增长情况下,把生产要素投入增长的相对贡献与移动生产函数的技术进步的相对贡献分离的问题。

索洛研究的目的就是要寻找“把由于技术进步产生的人均产出变化和由于可获得的人均资本产生的变化相分离的基本方法”。③索洛增长模型的前提假定是,各种生产要素都是以其边际产品偿付的,而且索洛还明确提出他“并不想为提出总量经济理论和指数理论该如何如何而提出论证”,由此可以看出,新古典增长理论是在回避了资本加总等总量问题的前提下,以边际生产力理论为基础论证经济增长与技术进步的[4]。

新古典总量生产函数可以写作:

Q=F(K,L,A),

其中Q代表产出,K,L,A分别代表资本、劳动投入(使用实物单位)和技术进步因子。在此前提下假定:总量生产函数是齐次线性的,且规模报酬不变;资本与劳动之间的完全替代;边际生产力递减规律;哈罗德中性的技术进步。由此,经济增长可以解释为:

=+w+w

其中w、wL分别表示为资本和劳动投入占收入中的相对份额,即为索洛余值。索洛的方法就从异质的产出和资本设备项目中推导出了资本份额、产出增长率和资本存量增长率,并对它们在统计方面进行加工处理。也就是说,在实物经济形式下,完全忽略相对价格与总量的矛盾而得出了新古典模型的总量概念④。

虽然,相较于哈马模型的不变的资本-劳动比,技术进步加进了新古典增长模型,也得出了更符合于卡尔多“程式化事实”的结论[5]。但是,一方面,塞进总量生产函数的技术进步被用于解释一切生产函数的移动因素,对于技术进步本身没有做出解释,似乎技术进步可以完全不依赖于资本积累率和经济体系内的其他变量,这也是后来的内生技术进步的增长理论发展的原因;另一方面,新古典的技术进步与总量生产函数的联系根源于实物的边际生产力递减规律等一系列前提假定,因此完全回避了相对价格与总量之间的矛盾。这也是与现实宏观经济中的货币量值的经济总量不相符。

三、新剑桥学派不同储蓄倾向的经济增长与技术进步函数

(一)不同储蓄倾向的稳定增长

新剑桥学派的经济增长理论在一定程度上是继承了古典经济学的社会关系分析的传统,因此,如同古典经济学一样,考虑经济增长与技术进步是从一个经济体系整体的角度出发,而且总是将经济增长与收入分配理论联系在一起的。所以,帕西内蒂提到,“近来被融入到剑桥争论中的一个最令人激动宏观经济理论的结论是通过不同储蓄倾向的相互影响所表示出来的利润率、收入分配和经济增长的关系”⑤。而这一思想是由卡尔多提出,帕西内蒂发展的[6]。

与新古典经济增长模型相似的是,新剑桥学派的增长模型是以稳定的经济增长为前提的。考察下述方程:

总储蓄S S=swW+svP

稳定增长要求 I=S

利润在国民收入中的份额=-

利润率=-

由于假定工人收入的储蓄倾向为零,利润率公式转变为:

=

这样,资本存量的增长率在充分就业的稳定增长情况下等于自然增长率 。而自然增长率是外生给定的,所以平衡增长状态中的利润率是由利润收入中的储蓄倾向决定的[7]。

帕西内蒂通过调节收入在工资与利润之间的分配使经济稳定增长。与卡尔多模型不同的是,帕西内蒂放松了工人收入储蓄倾向为零的假定,认为即使在工人储蓄倾向大于零,也能得出与卡尔多同样的结论。①

(二)技术进步函数

卡尔多认为,抛开总量生产函数自身的矛盾不说,新古典将技术因素简单地融入实物的总量生产函数的做法也极其不合理,并由此提出了一个技术进步函数作为新古典总量生产函数的替代。

其一,新剑桥对古典总量的社会关系分析传统的继承,就决定了其对经济增长的解释必须抛弃新古典总量生产函数。这是因为,总量生产函数是新古典由微观生产函数加以严格的假定条件而扩展形成的。而罗宾逊(1953)、斯拉法(1960)、卡尔多(1958)、帕西内蒂(1962)以及哈考特(1972)等新剑桥学者已经证明了,新古典这种由微观生产函数扩展至总量生产函数的推论存在着严重的逻辑悖论[8]。无论是异质的实物资本的加总计量难题,还是边际生产力理论与总量资本的循环推论,无不向人们昭示了新古典总量生产函数的不可能性[9]。

其二,技术进步也是无法作为一种要素加入至所谓的总量生产函数中的。“只有数量可测量的经济物品与服务才可被用作生产函数中的独立变量。”因此,卡尔多指出,既然技术进步无法计量,那么也就不能作为一种独立投入并入生产函数,总量生产函数度量的经济增长也无法确定是归功于技术进步,还是生产要素投入。

正是出于这两方面的考虑,卡尔多提出了技术进步生产函数以替代总量生产函数解释经济增长(如图1)。首先假定:技术进步是资本深化(/K)的增函数;人均产出增长率(/y)是人均资本(/k)增长率的增函数。由假定可得,存在一个函数T(•)可以概括技术进步与经济增长的关系:/y=T(/K)。由图1可知,曲线凹向原点,即一阶导数为正,二阶导数为负,这说明人均产出增长率随着人均资本增长率以递减的速度增长[10]。

技术进步函数对经济增长的影响有两种途径,技术进步函数本身的移动与沿着技术进步函数移动。当出现重大技术发明时,技术进步函数整体向上移动,与45°线相交于新的均衡点P'。但是,由于新剑桥对经济增长的研究是结合收入分配等宏观总量问题进行的,因此一般采取了新古典稳定增长的假定,即中性的技术进步,所以在新剑桥的技术进步函数分析中,技术进步是稳定的,不存在技术进步函数整体的移动。在均衡点P的左边,人均产出增长率高于人均资本增长率,推动经济向P点靠近;反之在均衡点P的右边,人均产出增长率低于人均资本增长率,经济会自动向P点回落。

总的说来,新剑桥学派,一方面,继承了古典经济学家的分析传统,从社会总量的角度分析经济增长,将经济增长、收入分配和利润率的决定等因素放在一个社会总体的环境下综合考虑,虽然这种分析依然是实物的,但已经很接近宏观经济的货币总量现实;另一方面,由于对新古典总量生产函数悖论的认识,新剑桥学派用技术进步函数替代了总量生产函数,以解释经济增长。之所以做出这样的选择,是由于他们认为技术进步无法计量,因此不能用来作为一种投入并至生产函数中。但是,由于没有完全摒弃实物为基础的分析范式,新剑桥转而寻求一种技术进步函数来替代生产函数。因此,在放弃总量生产函数的同时,新剑桥仍然沿用了新古典稳定的经济增长作为前提,假定技术进步是中性的。事实上,宏观经济总量,作为一个货币量值,与技术进步的实物分析没有直接的关系。可以说,新剑桥虽然意识到了总量生产函数的实物分析与宏观总量的矛盾与悖论,但却在技术进步函数中犯了同样的错误[11]。②

四、结论:货币的经济增长与技术进步

就经济增长与技术进步,古典、新古典与新剑桥学派的经济学家们分别提出了各自的分析范式。古典经济学认为,经济体系是一个整体,要从总量的社会关系来考察经济增长。因此,看重的是增长问题与生产、交换、分配和积累等的相互联系。他们认为,资本积累是经济增长问题的核心,因此,古典经济增长理论与资本价值理论关系密切。而新古典经济学先是认为,经济增长仅仅源于所使用的投入量的增加,当发现无法解释经验事实时[12],③ 才加进了技术进步作为“索洛余值”的解释。新剑桥学派则提出,由于技术进步是不可计量的,总量生产函数不能区分技术进步对经济增长的贡献和要素投入对经济增长的贡献。因此,用技术进步函数替代总量生产函数来解释经济增长。这些分析虽然从各个角度对经济增长与技术进步进行了分析,也在一定程度上解释了经济增长的经验事实。但是,无论是古典、新古典还是新剑桥学派的增长理论,融入技术进步因素时,均是从实物经济的角度着手考虑的。而国民收入核算体系中的宏观经济变量都是与技术无关的货币量值。也就是说,宏观经济是一个纯粹的货币经济。所以,需要对古典、新古典与新剑桥的分析法进行发展和综合,以构建一种货币经济的解释经济增长的框架。

关于经济增长与技术进步的解释,之所以存在着相当大的差异,也正是由于计量经济增长的宏观经济总量均是货币量值的,而技术进步显然是从实物的角度来考虑问题。任何一种技术进步,表现在宏观经济总量上,都可能是某种形式的货币量值的增加或者减少[13]。① 因此,要更合理地解释经济增长与技术进步,必须意识到经济增长是一种货币的经济增长,也就需要对古典、新古典与新剑桥的分析法进行发展和综合,以构建一种货币经济的解释经济增长的框架。所有掺杂技术因素的增长理论必然困惑于卡尔多“程式化事实”。抛开技术因素,加入对货币经济的分析,尤其是以利润为基础的成本收益计算,这样的经济增长理论才能解释长期以来统计资料所显示的规则的经济变动,也才能与卡尔多“程式化事实”保持一致。

参考文献:

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[2] 琼•罗宾逊,约翰•伊特维尔.现代经济学导论[M].北京:商务印书馆,1997.

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[5] 陆长平.“剑桥资本争论”的困境与出路 [M].北京:人民出版社,2005.

[6] Luigi L. Pasinetti., 1962, Rate of Profit and Income Distribution in Relation to the Rate of Economic Growth, The Review of Economic Studies, Vol.29, No.4, pp.267-279.

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[12] 柳欣.经济学与中国经济[M].北京:人民出版社,2006.

[13] 樊纲.现代三大经济理论体系的比较与综合[M].上海:三联书店,1994.

Economy growth and technology progress : classic, the new classical and the new Cambridge

YIN Bi-bo

(Economy and trade school,Hunan commerce college,Changsha 410205 China)

第2篇：数量经济与技术经济范文

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。

第3篇：数量经济与技术经济范文

[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。

第4篇：数量经济与技术经济范文

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）

第5篇：数量经济与技术经济范文

关键词：数字经济指标；高质量发展；数字产业

一、研究背景

中国数字经济发展经历了四个阶段：第一阶段是1994年后以接入Internet为标志，数字经济主要以提供内容服务网站和搜索引擎为代表的互联网经济，政府和企业重点实施信息化建设。第二阶段是2003年后以第三代通信技术应用为标志，在商业贸易方面有了广泛的应用，如B2B、B2C，政府建立和应用信息化服务平台。第三阶段是2013年后以“互联网+”为标志，建立数字中国，数据体现价值，大量互联网应用快速发展，共享经济、平台经济繁荣发展。常州市十四五规划提出“532”发展战略，实现高质量发展，按照通过数字技术升级改造实体经济并相互融合发展的方针，常州近年来出台了一系列政策，包括《常州市工业电子商务发展三年行动计划》《常州市大数据发展三年行动计划（2021—2023）》《关于加快跨境电商综试区建设的实施意见》等政策（表1），从大数据应用、工业互联网、跨境电商等方面谋划发展和壮大数字经济。自从我国提出“互联网+”、数字中国、数字经济之后，国内的专家和学者对数字经济有关方面进行了广泛的研究，近年来成果众多，呈井喷之势。宁家骏提出传统企业经济在线化、数据化，实施“互联网+”行动计划发展方向①。贾奇统计分析中国数字经济影响因素，采用平稳性检验与VAR模型、Jo-hanson协整检验、格兰杰因果关系检验、脉冲响应分析、方差分解等，得出对数字经济发展的影响因素、影响程度和影响方向②。沈运红等通过浙江省的面板数据认为，实证研究数字基础建设、数字化产业发展、数字技术创新科研等方面对传统制造业产业结构优化升级具有积极的正向作用③。赵涛等研究分析222个地级以上城市的数字经济发展动因、效应、机制和地区差异④。姚维瀚等从研发投入和大学生占比两个角度进行研究，认为这两个因素对数字经济影响显著,应该加大对中等规模民营和三资企业的研发资助以提高数字经济发展水平⑤。张红伟采用时间和个体双向固定效应模型,发现中国数字经济显著强化财政分权，存在区域差异性⑥。专家学者数字经济研究集中在数字经济战略、数字经济与金融、数字经济与实体经济等研究方面，取得了丰硕的成果，但对于个体城市数字经济研究成果比较少。

二、常州数字经济发展现状与不足

常州十四五规划提出“532”发展战略，即五大中轴、三个中心、两个示范区，积聚国际化智造名城的创新爆发力，提升长三角中轴枢纽的综合能级，促进共同富裕，推动“强富美高”新常州建设。高质量的数字经济是发展关键，数字化可以引领传统制造业企业转型升级，数字化对常州经济社会发展有放大、叠加、倍增效应。2021年9月，根据赛迪顾问的《2021数字经济城市发展百强榜》，南京排名全国第7位，苏州排名第9位，无锡排名19位，常州排名39位，与南京、苏州、无锡差距明显。常州城市数字经济排名，根据国家统计局、阿里集团等的数据，在基础设施、商业、产业、政务和民生等领域的发展状况如表2所示。根据表2进行测算赋分，得出常州的数字经济指数，寻找常州与其他城市的差距与问题。从苏南四市来看，南京是省会城市，是国家通信枢纽、互联网骨干直联点之一，数字经济基础好，数字产业化优势明显，数字经济优势产业包括软件与信息服务业、电子信息制造业等。苏州在人工智能产业集群方面有优势，体现在智能制造、自动驾驶、人工智能等领域。无锡努力推动数字产业化，物联网、集成电路、软件与信息服务业有极强的竞争优势，其中2020年集成电路产业产值1432亿，设计、制造、封测占全国11.22%。苏州在数字产业规模领先，南京在数字民生领域领衔，常州在数字经济指标中除了数字基础设施指数相差不明显，其余指数全面落后苏州、南京、无锡，特别是数字产业指数差距明显（图1）。当然，常州在数字经济方面也取得了一定的成绩。2020年常州数字经济规模3549亿元，占常州市国民生产总值的45.4%，位居所有城市第26位。常州拥有常州飞机制造厂、江苏北斗科技、新誉集团与今创集团等重点企业，在航空装备、卫星应用以及轨道交通装备领域优势突出。从高新技术企业数量变化来看，2018年新增高新技术企业280家，产值同比增长11.3%，占比规模以上工业总产值47.3%。2019年新增高新技术企业421家，累计1760家，列全省第四。高新技术产业产值占比48%，64家苏南自主创新优秀企业，其中潜在独角兽企业4家，排名江苏省第三。2019年，常州智能制造装备产值超过1000亿元。2020年常州市新增高新技术企业540家，潜在独角兽企业9家，高新技术产业产值增长4.5%，占比规模工业总产值47.6%（图2）。

三、常州数字经济高质量发展对策

高质量发展包括要素投入产出比、内部结构优化、创新驱动发展等指标。数字经济能用较小的要素投入及环境代价实现经济增长，体现发展的有效性和绿色性。数字经济能调整优化经济内部结构，有利于升级供给、需求、产业。数字经济作为一种新的要素能拉动技术、管理等知识要素创新，提供持久发展增长的动力。建设国际化智造名城是常州市“十四五”发展的战略定位，常州要打造“国际化智造名城”，必须发展数字经济，推进数字经济与传统实体经济深度融合，通过以下途径实现数字经济高质量发展。

（一）完善数字经济基础设施建设，提升数字经济保障

完善提升4G、光纤、5G等信息网络基础设施，加快5G网络规模建设，建设一批基础性、关键性的新型网络基础设施，提升数字经济支撑能力。推进基础网络升级，优化城乡光纤宽带网络，完成光纤到户改造，推动下一代广播电视网和有线、无线、卫星三网融合发展建设。加强城市基础设施数字化升级。推动奔牛机场空港、常州站、常州北站、常州南站、金坛站、常州汽车总站等的数字化建设，落“532”战略中的交通中轴目标。推动医疗、教育、社保等民生领域基础设施的信息化建设，利用数字技术保障民生。

（二）推进制造业数字化，打造高质量智能制造装备产业集群

利用云大物智移技术为代表的数字新技术对制造产业进行全方位改造，进行智能化、数字化升级，提升智能制造服务水平，培育企业发展新动能。常州市在智能制造装备产业与其他省内地级市有比较优势，行业集中在高端数控机床、智能纺机、机器人、传感器等行业，推进工业互联网融合发展，构建智能制造体系，实现两化深度融合。巩固智能制造装备关键优势产业，打造国际化高质量智造名城。

（三）推进数字经济产业化，培育高质量数字经济产业

合理规划数字经济产业园区，发挥其对高新技术企业、科技创新企业的吸引带动力，吸引行业龙头企业，推进科技创新合作和数字产业布局。目前，常州高新区已经形成以光伏、新能源汽车、新医药及医疗器械、现代服务业等为代表的“两特三新一现代”产业集群。常州科教城培育机器人、人工智能、新一代信息技术三大未来产业，大力发展数字经济，着力构建打造国际合作、科技创新、创业孵化、产教融合的示范区，打造数字经济创新试验区，赋能常州高质量发展。

（四）推进农业数字化改造，打造数字农业高质量发展

建立农业综合信息资源、应用和管理于一体的农业综合信息管理平台，为生态农业、农业生产经营、服务、农产品数字化溯源、脱贫等业务提供统一、权威的数据支撑及应用系统。推进农业生产数字化。推动数字技术在生长环境监测、智能灌溉、测土配方、动物疾病诊断、农产品质量安全等农业生产各环节的推广应用。推动“农业+互联网”新业态，开展生鲜农产品“合作社（生产基地）+商超”等新型电子商务直供方式，缩短中间环节，线上溯源、线下销售融合运营。打造基于数字技术的冷链物流、农业观光、乡村旅游等涉农产业一体化发展。另外，还要创新政府管理数字化，打造高效率数字治理典范。利用数字技术推动政府治理转变，再造电子政务服务流程，转变政府职能，提升数字政府治理水平，建设基础信息数据库，通过大数据辅助决策的城市治理。

四、常州数字经济高质量发展保障措施

（一）引进人才，保障人力资源

·电子商务·人才是数字经济发展的必要条件，必须引进高素质高技能的人才或团队，对照市政府“新龙城英才计划”，对成功引进总部大型企业所需的领军型人才或高级经营管理人才，按“新龙城英才计划”享受政策支持，提供各类保障服务。探索“政产学研”合作新模式，鼓励总部企业与在常高等院校，共建实训基地、开办数字经济相关专业，合作办学，培养数字经济急需的各类专业人才。

（二）拓宽融资，保障资金需求

加大银行、信托等金融机构对数字经济企业的信贷支持，包括提供贷款贴息、产品和服务创新，探索对数字经济企业知识产权、收费权及大宗商品仓单质押融资，为符合数字经济产业发展方向的企业给予更多资金支持。加快数字经济优质企业上市融资，发起设立产业投资基金，推进上市公司海外投资并购。

（三）优化营商，服务企业发展坚持公平原则，保证各类竞争市场主体一视同仁，保护企业物权、股权及其他的数字财产权。强化企业信用评价，健全社会化信用服务，以信用为基础建立长效市场监管机制，分级分类管理。鼓励企业应用数字技术进行科技创新、发明创造，提升企业创新活跃度。

（四）保护个人信息，防止垄断

第6篇：数量经济与技术经济范文

随着我国高技术产品贸易的发展，发现高技术产品出口贸易与经济增长之间存在复杂的因果关系，文章首先选取合适指标，建立联立方程模型描述了高技术产品出口与经济增长之间的关系，在对模型方程进行识别后，利用我国2000~2011年相关数据，通过二阶段最小二乘法（2SLS）对方程进行估计。结果显示，高技术产品出口贸易与经济增长呈现相互促进的现象。

关键词：

高技术产品出口；经济增长；联立方程模型

一、引言

随着科技大发展，我国高技术产品的出口在不断增长，从2004年的1655亿美元增长到2008年的4156亿美元；到了2009年，在金融风暴的影响下，下跌到3769亿美元；到2011年，更是创历史新高，达5488亿美元，高技术产品出口占外贸出口比重也不断提高，因此探究我国高技术产品出口对我国经济增长的影响有着非常重要的现实意义。

二、文献综述

在目前已有的相关贸易的研究中，大多数是以我国外贸出口为研究对象。有关高技术产品贸易的实证研究还是不多的，在探究高技术产品贸易的文献中，主要还是集中在高技术产品贸易与经济增长方面的研究。贺骁、廖维琳（2004）运用Granger因果检验做了简单的因果分析，认为我国高技术产品出口贸易是促进经济增长的重要因素之一。赖明勇、周杨（2005）用我国各省市自治区的板块数据进行了实证检验，结果表明，东部地区的高技术产品出口对东部经济拉动效应已经很显著，中西部地区仍以初级产品出口和工业制成品出口为主该两个部门对经济增长的拉动明显，而高技术产品出口与经济增长的相关关系为负。许统生、涂远芬（2006）用协整理论和误差修正模型检验了高技术产品出口与我国经济增长的长、短期关系。王莹（2008）以2001年第三季度至2007年第四季度的季度数据为统计样本，研究结果表明：从长期看来，高技术产品出口每增加一个百分点GDP便会增加0.52个百分点。上述关于高技术产品对经济增长的影响的研究，首先，大多考虑高技术产品的出口贸易对经济增长的影响，而没有考虑高技术产品出口贸易与经济增长之间的双向因果关系，由于经济增长与高技术产品出口之间存在交互作用，采用单方程经济模型，易产生变量的内生性偏差，因此，有必要通过多方程模型(联立方程组模型)来分析变量之间的关系；其次，为了方便计算，多数研究只是分析了高技术产品出口贸易和经济增长两个变量的关系，而其他的控制变量则没有包括在里面，本文在控制相关变量的基础上，分别建立高技术产品出口方程和经济增长方程，并使用联立方程模型来分析高技术产品出口贸易与经济增长之间的关系。

三、计量模型

对于高技术产品出口贸易的指标，本文采用高技术产品出口总额衡量；对于经济增长指标，与大部分文献相同，采用国内生产总值GDP反映经济增长水平。基于已有的研究表明，影响高技术产品出口的因素有：一国的经济发展水平（GDP）、外商直接投资（FDI）、高技术企业数目（HTE）以及R＆D人员数量（RDP）。将上述变量考虑进去建立如下的计量方程。根据已有的实证研究证实国内生产总值由以下变量决定：高技术产品出口总额（HTEC）、居民消费支出（TC）、政府财政支出（GOV）以及外商直接投资（FDI）。本文采用包含两个方程的联立方程模型来探究高技术产品出口贸易与经济增长之间的相互关系。对于联立方程模型的估计，通常使用二阶段最小二乘法（2SLS）和三阶段最小二乘法（3SLS），这两种方法既适用于恰好识别的结构方程，又适用于过度识别的结构方程。本文的联立方程模型属于过度识别，故采用二阶段最小二乘法最为合适。文中研究时间是2000~2011年，本文对涉及价值量的数据均利用2000年为基年的GDP平减指数消除价格波动后获得。用Eviews5.0软件对联立方程模型进行回归分析，具体结果如下所示。从计算结果可以看出，方程（1）的参数估计结果中所有系数的估计值均在10%的置信水平上显著。变量GDP和HTE的系数估计值为正数，说明经济发展水平和高技术企业的个数对高技术产品出口贸易有正影响。然而，变量FDI和RDP的系数估计值为负数，说明外商直接投资和R&D人员数量对高技术产品的出口贸易有负影响。从计算结果可以看出，方程(2)的参数估计结果中所有参数估计值都在5%的置信水平上显著。变量HTEC、TC和FDI的系数估计值为正数，说明高技术产品出口贸易的发展水平、居民消费水平和外商直接投资对我国经济发展有正影响。然而，变量GOV的系数估计值为负数，说明政府财政支出对经济发展有负影响。方程估计的R2=0.999，表明方程的拟合效果比较好。6.模型结果的分析从上述估计式中可以看出，方程(3)中GDP的系数为2.1156，方程(4)中HTEC的系数为0.085，两者均在10%的置信水平上显著。计算结果表明，我国高技术产品出口贸易与经济增长存在相互的正向影响，我国高技术产品出口贸易的发展可以促进我国经济的增长，我国经济的快速增长也为高技术产品出口贸易的发展提供了资金技术的保证以及有利的国际地位支持，因此进一步加快高技术产品出口贸易的发展，而高技术产品出口贸易的发展再次推动经济的发展。对方程(3)的估计结果也可以看出：高技术企业的数目HTE是促进高技术产品出口的重要因素，高技术企业的数目越多，一方面企业间的竞争力就越强，企业的创新能力得到提高，研发出新产品的可能性就越大，另一方面，一地区的企业数目增加，有利于形成高技术产业的集聚效益，极大促进了企业提高研发能力；高技术产品出口的发展并没有因为外商直接投资而起到积极作用，外商直接投资侧重于引进国外先进的技术和设备，阻碍了我国的高技术产业的研发与生产，生产技术落后的产品，不能适应国际市场的要求，从而导致我国高技术产品在国际市场上所占的范围狭窄；R&D人员的数量RDP对高技术产品出口的发展同样存在消极的影响，说明我国现有科技人员的数目虽然一直在增长，但是由于科技人员数目众多，人员混杂，政府以及企业的人员管理能力不强，导致R&D人员缺少研发的积极性，研发能力和创新能力不足，并不能适应国际市场的发展要求，这也是阻碍高技术产业发展的重要原因。另外，对方程(4)的估计结果也可以看出：居民消费水平TC以及外商直接投资水平FDI对我国的GDP增长产生积极的作用，说明居民的消费越多，外商直接投资越多，我国经济发展水平就越高；而财政支出对GDP的增长存在消极的影响，政府收入的在不断增长，带动政府的支付也在不断增长，但财政收入的过分增长并不会对经济增长起到帮助作用，而是阻碍经济的发展。

四、对策及建议

通过对模型的详细分析，本文得出了一些高技术产品出口与经济增长之间存在的相互关系，以及高技术产品贸易与其影响因素之间的关系，对于促进高技术产品贸易的发展，得到以下启示。第一，人才是任何一个行业发展的关键因素，我国在技术领域缺乏创新的人才，我们需要培养高技术人才，引进高技术人才，不断改善高技术人才的工作环境，如开展各种出国培训、增大业务交流，企业在选用人才时，大多只将人才作为企业发展的工具之一，没能将企业的发展与员工的个人发展目标结合起来，争取做到企业大发展带动个人的发展。第二，企业在利用外资时，首先应当引进国际最好的技术和设备，要以自主创新为发展道路，掌握并拥有更多的高技术产业的核心技术，尽量减少对外商投资的依赖。第三，资金对一个新兴行业来说相当重要，资金投入的多少直接决定该行业的发展空间，各级政府需要加大对高技术产业的投入力度，支持高技术产业的发展，为高技术产业积极创造条件，为高技术产业建立专项计划，建立相关的资金筹集渠道。因此，企业应明确制定自己的长期发展目标和战略，适应市场，建立有效的运行机制，从而推动高技术产业的发展。

参考文献：

[1]贺骁,廖维琳.高技术产品进出口贸易对经济增长的作用[J].国际贸易问题,2004(05).

[2]赖明勇,周杨.高技术产品出口对中国经济增长的拉动效应及外溢分析[J].世界经济研究,2005(08).

[3]许统生,涂远芬.高技术产品贸易与我国经济增长的长、短期关系[J].统计研究,2006(05).

第7篇：数量经济与技术经济范文

关键词：数字经济；高质量发展；对策

作为生产的关键要素，继传统经济———农业经济和工业经济等之后，有效利用通信技术、以现代信息网络作为重要载体充分利用数字知识和信息的数字经济已经成为一种新的经济形式，它能提高效率，促进经济结构优化、经济社会结构再造和社会生产关系的全面转变，已成为推动全球经济社会发展和技术变革的主导力量。在杭州举行的G20峰会率先将数字经济列为创新和增长的重要议题，国际上越来越多的有识之士认识到推动人类生产方式转变的数字经济协同行动的重要性，并在中国的带动下世界多国领导人共同签署了《G20数字经济发展与合作倡议》，这是第一份正在推动新一轮科技革命和产业转型的数字经济政策文件，是数字经济的一个重要标志。“前后追赶”的全球竞争格局，要求全球数字经济的“双星”之一中国要增强紧迫感，从动力转型的角度出发，学习美国优势，研究制定适合的战略，抓住促进中国经济高质量发展的世界经济数字化机遇窗口，大力实施数字经济发展，力争走在世界前列。

一、数字经济内涵

国家信息中心信息技术产业发展部主任单志光指出，在全球范围内脱颖而出的数字经济已经成为颠覆传统金融和贸易的一种非常重要的新经济形式。以腾讯、阿里等跨国公司为代表的互联网、大数据等数字经济的代表性企业在全球市值很高，金融和医药等传统领域的公司则相形见绌。数字经济是继农业经济和工业经济之后的较高经济形态，最早出现在20世纪90年代，这个词不是一个新概念。随着互联网和大数据的不断深入，数字经济的内涵2000年以后进一步扩大①。从今天对我国发展大数据的战略认识来看，以数字信息和知识为关键生产要素的数字经济是信息与通信技术的集成与应用，是包容、创新、高效和可持续发展的新经济形式的重要代表和重要推动力。其核心特征是以现代信息网络为主要载体，数据是元素，集成和转换是驱动力。数字经济可持续性发展的动力是人工智能、区块链和未来的物联网技术。以BAT为代表的平台经济是数字经济产业组织的主要形式。数字经济战略发展中最重要的资产无疑是数据元素，以产业融合为主要表现形式，以网络空间为关键力量，推动数据元素从资源到资产和资本的增值以及分红的实现过程就是我国数字经济的核心。数字经济时代的多元治理已经成为推动现实世界发展并推动经济转型的必然要求。面对当今众多的数字经济概念，数字经济是新时代的新实体经济，是新时代新经济的显著代表，不能简单地把它看作划分产业的标准。河北雄安规划到2035年数字经济占GDP的比重超过80%。作为规划未来智能社会一个重要参考的数字经济，已然在国家政策层面站稳脚跟。

二、推动数字经济高质量发展的意义

目前我国正处于新一轮科技革命和产业转型时期，中国经济呈现出越来越多的以互联网、大数据和人工智能为代表的数字化特征。基于数字产业化和工业数字化的新一代信息技术日新月异，传统产业从数字经济中吸取了越来越多的新动力，能促进产业的深度融合，提升经济竞争力，促进中国经济发展实现三大变化。首先，以制造业为例，在中国传统的生产方式相对潜力较大的制造业方面，数字化有助于提高制造业产品和服务的质量，促进质量的变化。针对自主创新能力薄弱、产品整体素质不高的问题，通过对生产过程中产生的大量数据的分析，通过数字化转型，将在优化生产过程参数的基础上逐步建立数字化供应链。改变传统制造业的研发和生产过程，可以进一步预测可能出现的问题，从而提高产品和服务的质量。其次，随着数字技术的发展和应用，数字化可以更好地促进供需双方资源的有效对接，有助于降低市场交易成本并提高生产效率。可以大大降低交易成本，实现制造业产品出口的快速销售。随着数字技术在轻工、纺织、建筑材料、机械等传统制造业中的运用，对服务、生产、研发的全面渗透，行业数字化转型将进一步加快，TFP将全面提升。在我国305个智能制造示范项目中，根据工业和信息化部的初步统计，数字化改造使305个智能制造示范项目平均生产效率较之前提高了37.6%，305个智能制造示范项目平均能源利用率较之前提高了16.1%，305个智能制造示范项目平均运营成本较之前减少了21.2%②。第三，在新一轮科技革命下，数字化有助于加速培育新经济高质量增长动力，在激烈的科技竞争中促进动力转换。数字技术作为科技革命的创新成果产生了许多动态的新模型、新格式和新行业。只有当传统的因素通过数字化实现品牌创新、商业模式创新、管理创新、营销创新等不同方式的创新，发展驱动转变为创新驱动时，高质量的发展才会有取之不尽的动力。当前企业层面数字化转型的探索有效地促进了基于数据驱动的新经济正日益成为经济社会发展的主力军和主动能。面对新一轮的技术革命，加强数字经济，加快工业数字化进程，促进信息化与工业化的深度融合，建设数字中国，是中共中央、国务院的长期战略部署，对于推动中国工业走向全球价值链的中高端具有重要意义。

三、推动数字经济高质量发展的对策

要大力发展从工业经济到数字经济的新一代信息技术产业，加快建设先进基础设施，构建基于网络、平台支持、软件定义、数据驱动、智能增值的新范式。未来几十年是人类经济发展史上划时代的跨越期，要加大数字经济发展以全面提升经济发展的创新和竞争力这一目标。

（一）加快信息领域核心技术的突破要提高信息技术产业、信息网络、工业互联网等基础领域的质量，建立新网络，加强战略支持。首先，加强基础技术研究，通过基础研究，推动应用技术群体的突破及尖端技术在通用芯片、人工智能、高性能计算、基础软件、量子通信等方面的布局，培育具有自主创新和强大竞争力的信息技术产业。通过技术创新促进大数据、云计算、物联网产业的研发和商用，加快网络、智能终端、电子制造设备和一些重要的产业链发展提升③。其次，建设G比特网络，全面部署IPv6，加快构建具有高速、全覆盖和智能的网络成本降低以及5G商业流程基础设施智能化转型的新一代信息网络。第三是加强工业互联网平台的建设和推广，构建工业互联网、平台和安全三大功能系统，进一步落实工业互联网创新发展战略。大力推进工业企业内外网络的升级改造，建立覆盖设备、控制、网络、平台和数据的多层次、系统化的综合安全系统。

（二）提高供应系统的质量，突出主攻方向要在共享经济和智能物流领域进一步推进服务业数字化和网络化转型，培育新的增长点，促进服务业数字经济的发展。在服务业数字经济的发展新动力下，提升服务业准确、高效和智能化的服务能力。要充分应用物联网、大数据等新一代信息技术大力发展经营管理和服务数字化的智能农业，促进一二三产业的一体化发展。

第8篇：数量经济与技术经济范文

关键词：环境友好；农业技术创新；农业经济增长；VAR模型；

作者简介：姚延婷，博士生，讲师，主要研究方向为农业区域经济与科技政策。

我国2014年中央一号文件连续第十一年聚焦“三农”，农业的国民经济基础地位始终未变。一直以来，科学技术是农业的第一生产力，农业技术创新与推广无疑是促进农业发展和农民增收，进而解决好“三农”问题、促进农业增长方式转型的有效途径。然而，伴随着全球气候变暖、土地污染严重、农业资源枯竭等环境问题的出现，环境因素已经逐渐成为制约农业生产发展的最大瓶颈之一。在现实条件下，农业技术创新不得不把环境因素纳入到考虑范围。基于此，以低投入、绿色、可持续性为目标的环境友好型农业技术逐步成为农业技术创新的发展方向。

历次兴起的科技革命不断证实，经济增长与技术创新之间存在一种互动关系，即相互促进、互为条件的。然而，针对环境友好农业技术创新而言，由于环境友好农业技术创新一方面要克服诸如体制障碍、制度障碍等传统农业技术创新具有的系统失灵问题，另一方面还要解决由于环境恶化、资源短缺、生态失衡等变量引起的诸多新问题，环境友好农业技术创新与经济增长的关系是否和传统观念一致，还需要从理论和实证的角度进一步验证。本文正是基于这样的背景展开研究。

1文献综述

自1992年里约峰会提出“环境友好”(Environmentallyfriendly)理念以来，其内容得到不断的丰富和发展，并已经延伸到了农业技术创新领域。学者们首先肯定了环境友好农业技术的重要性，如Jaffe和Palmer[1]较早通过实证研究发现环境友好技术的扩散确实有利于“减排控污”，从而有利于农业生态环境的改善；BruceD等[2]也毫无疑问地肯定了农业在社会、环境和经济层面的可持续发展不但要求农户的创新，也需要再在商品和价值链其它方面的创新，包括基于环境友好层面的农业新方法、农业新技术等方面的规则和治理；JayShankarSingh、SharonL.Forbes等[3，4]以不同的环境友好农业技术为例，认为该技术可以充分利用环境资源，提供了满足农业需求的所需潜力，有利于农业的可持续发展。

基于对环境友好农业技术创新的认可，国内外许多学者近几年已经展开了对该理论的相关探索，主要集中在技术特性、影响因素、激励政策等方面。国外方面，如SusmitaDasgupta等[5]对孟加拉国稻农使用IPM(综合虫害管理)和常规化学技术耕作的结果进行对比，结果表明IPM稻田养殖的生产力与传统农业显著不同，降低了农药成本，更具备健康效益和生态效益，比传统的水稻种植更有利可图，然而，由于诸如IPM等环境友好农业技术的外部性问题，使得农民很难单独采用这种技术；KathyS.Kremer[6]在环境友好农业技术创新的影响因素方面提出了独到的见解，他的团队研究美国爱荷华州农民采纳新型土壤氮技术的决策过程，结果表明技术创新的复杂性极大地影响农户采纳该项环境友好农业技术的决策，此后，HakiPamuk[7]和Benoit[8]等学者通过实证研究也得出类似的结果；而TravisJ.Lybbert[9]则认为发展中国家有诸多因素制约贫困农民获得和使用新的农业生产技术，提出了10项政策措施促进环境友好农业技术的采纳和扩散，其中包括鼓励公共和私人之间的互补性农业研究、帮助减轻风险、在信息和预测领域有更多的投资等。国内方面，沈宇丹等[10]率先提出了环境友好农业技术创新的概念并分析了我国化肥产业政策对环境友好农业技术创新的影响效应；李学术等[11]从新农村建设目标与当前面临的严峻的生态环境问题等需求的角度提出了我国环境友好技术创新的主要领域；葛继红等[12]以配方施肥技术为例，对农户采用环境友好型农业技术行为研究，研究结果表明科学施肥能力越强、示范户、拿到配方卡、参加培训次数越多及所在乡培训总人数越多的农户越倾向环境友好型农业技术；肖焰恒[13]提出与环境友好农业技术创新概念相似的可持续农业技术创新。

尽管国内外学者已经认识到环境友好农业技术创新能够促进农业资源持续高效利用、改善生态环境、促进农业的可持续发展，并在解决能源问题、气候问题、环境问题等方面发挥了重要的功效，然而，环境友好农业技术创新具有明显的外部性、高风险性与复杂性，如何获取长期、持续的生态与社会、经济效益才是环境友好农业技术创新的根本目标。鉴于此，在推进环境友好农业技术创新的背景下，深入研究环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的关系，探讨环境友好农业技术创新保障生态效益的同时如何提升农户、农业企业、区域农业发展的经济效益，具有非常重要的理论和现实意义。

对于技术创新与经济增长的理论研究，早在1912年熊彼特提出创新增长理论之后已经基本成熟，伴随着技术创新理论研究的深入，国内外学者逐步将技术创新理论引入农业领域，探讨农业技术创新对于经济增长的作用。Cochrand在1958年提出了“技术踏车理论”，形象地比喻了商业性农业生产者在农业技术进步背景下的竞争和收益分配；万宝瑞[14]进一步指出推进农业技术创新，对保障国家粮食安全、食品生态安全、农民增收和农业可持续发展、促进农业经济增长有着至关重要的意义。在实证分析方面，赵树宽等[15]采用VAR模型，引入技术标准为中间变量，实证结果表明技术创新对技术标准和经济增长具有长期正向的促进作用，是经济增长的源动力，而经济增长对技术创新的影响不明显；王家庭[16]运用空间计量方法和经济计量方法实证研究了技术创新的空间溢出对我国区域工业经济增长的推动效应；刘红峰[17]建立两型(资源节约与环境友好)农业科技创新评价指标体系，并运用主成份法分析两型农业科技创新评价的因子及其综合水平，结论表明依靠科技创新促进资源节约与环境友好、促进农业生产率增长与经济社会可持续发展，是惟一正确的战略选择。

综上所述，环境友好农业技术创新是一个长期、持续、渐进、连贯的过程，虽然国内外学者已经基本认可环境友好农业技术创新对农业经济增长的推动及促进作用，由于视角和方法主要是对二者局部问题进行探讨，未能充分展示二者的相互关系，一定程度上限制了其学术和政策价值。本文将从理论和实证两个角度充分论证二者的关系，以为环境友好农业技术创新政策的进一步调整与改革提供参考。

2概念界定与理论模型

2.1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。

2.1.1两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[18]。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。

2.1.2两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。

2.2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。

3变量、数据与方法

3.1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，如表1所示。

3.2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[19]。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。

4实证分析

4.1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。

4.2Johansen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，检验结果如表3所示。

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。

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。

4.3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。

4.4Ganger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。检验结果如表5所示。

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。

4.5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。

4.6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的方差分解结果如表6所示。

(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。

5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。

第9篇：数量经济与技术经济范文

1科技进步与科技进步贡献率

在工业化国家，一般没有“科技进步”的词条，与我们这一概念对应的是“技术进步”。所谓技术进步，通常包括技术发明、技术开发、技术推广和技术应用，有狭义和广义两种理解。广义技术进步，是指一种存在于一切社会经济活动中有目的的发展过程，它不仅包括了狭义技术进步所指的生产技术水平的变化，还包括了管理技术、服务技术以及智力投资的变化。［2］科技进步贡献率是人们用来测算科技进步增长对经济增长的贡献份额的一项指标［3］。它是衡量区域科技竞争实力和科技转化为现实生产力的一项综合性指标。科技进步的测定模型于20世纪20年代产生以来，经济学家们提出了许多有关的理论，技术进步及其测定的方法也非常之多，在迄今为止的20多位诺贝尔经济学奖得主中，至少有一半以上的人对技术进步及其测定作过较深入的研究，索洛余值法便是其中的一种，它是目前进行科技进步定量分析最为常见和方便的方法。

2用索洛余值法测算汉中市科技进步贡献率

2．1索洛余值法模型

20世纪50年代，美国经济学家罗伯特?索洛在研究美国的经济发展时发现，影响经济发展的根本因素不是资本积累，而是技术进步。1957年，罗伯特?索洛发表了《技术变化与总量生产函数》一文，他指出:“经济增长中扣除劳动力、资本投入数量增长因素之后，所有产生作用的其它因素的总和，都是由技术进步带来的。”索洛进一步给出科技进步贡献率测算的公式［4］:a=y－αk－βL，(1)式中，a为科技进步的年平均增长速度，y为产出的年平均增长速度，k为资金的年平均增长速度，L为劳动力的年平均增长速度，α为资金的产出弹性系数(指在其它条件不变的情况下，资金增加1%时，产出增加α%)，β为为劳动的产出弹性系数(指在其它条件不变的情况下，劳动增加1%时，产出增加β%)。在规模报酬不变时，式(1)为α+β=1。(2)如Ea为科技进步对GDP增长速度的贡献，即在GDP增长速度中科技进步因素所占比重，则Ea=ay×100%，(3)同时，亦可分别计算资金和劳动投入的增加对产值增长速度的贡献。资金对产出增长速度的贡献Ek为Ek=αky×100%，(4)劳动对GDP增长速度的贡献EL为EL=βLy×100%。(5)产出(y)为GDP，资金k为全社会固定资产与流动资金之和(以“资本形成总额”代替)，劳动者(L)为全社会劳动者年末人数(以“全社会就业人员”代替)。

2．2科技进步对汉中市社会经济增长贡献分析

2．2．1索洛模型中各因素指标的确定本研究的数据资料来源于汉中市统计局编《新汉中六十年》(2009年9月)。其中，总产出指标选取汉中市生产总值为指标(GDP);资本投入直接取年鉴中的固定资产完成额;劳动力选取就业人员总数为指标。经整理，1978—2008年汉中市科技进步贡献率测算指标数据结果见表1。产出、资金和劳动的年平均增长速度均按水平法计算，以产出为例，计算公式为y=(tyty槡0－1)×100%，(6)其中:yt为计算期t年的产出，y0为基期的产出。资本产出弹性和劳动产出弹性的确定，在当前大约有上百种方法。但总的说来可以分为两类:一是采用历史数据进行回归求取，二是根据经验直接给定。这两类方法都有自己的长处和不足。前者的基本假定是在一段时期内是一个常量，显然有悖经济动态发展的现实特点，而后者既有与前者同样的不足，更忽略地区经济科技发展差异性的现实特点，过于主观和笼统。这里我们采用回归分析法确定资本产出和劳动产出的弹性系数。

2．2．2索洛余值法对汉中市科技进步贡献率测算结果及分析对生产函数［5］y=AkαLβ，两边取对数，得出lny=lnA+αlnk+βlnL。根据表1中1978—2008年汉中市的统计数据，利用SPSS软件进行回归分析计算，计算结果为:综合技术水平A=2．916，资本产出弹性系数α=0．367，劳动产出弹性系数β=0．633。用公式(6)分段计算y，k，L，然后将α=0．367，β=0．633分别代入公式(1)，(3)，(4)，(5)可得汉中市科技进步贡献率的测算结果，见表2。在表2中，我们把汉中市经济发展分为三个阶段。第一阶段是改革开放初期的1978—1988年，这一时期汉中市的资本、劳动、科技对经济的贡献率分别是68．83%，12．52%，18．84%。可以见得，固定资产投资速度的大幅增加是经济发展的主要动力。第二阶段(1989—1999年)，汉中市固定资产投资年增长速度由22．78%下降到21．22%，资本投入对经济增长的贡献率下降25个百分点，科技进步对经济发展的贡献率略有上升，较第一阶段上涨5个百分点。劳动力对经济发展的贡献下降到7．54%。这一时期，资金投入、科技进步以及劳动力对汉中的经济发展都起到了其相应的作用，而资金与科技进步对经济的贡献较为明显。第三阶段(2000—2008年)，劳动力对经济增长的贡献率大幅下降为3．69%，资本投入对经济的贡献率较第二阶段上升10个百分点，科技进步对经济的贡献率上升了近15个百分点。换句话说，这一时期，汉中市经济增长有39．11%是科技进步带来的，53．35%是投资贡献的，劳动的因素已降到较低。从表2我们也看出，在1978—2008的30年中，汉中市经济发展的主要因素是资金投入，其次是科技进步。资本投入对经济发展的贡献率为61．15%，科技进步对经济的贡献率为31．01%。在三个阶段里，资本投入的贡献呈下降起伏的趋势，而科技进步贡献率却稳中上升。也就是说科技进步在汉中市经济发展中所起的作用愈来愈显著。科技进步贡献率已是评价当今社会进步和经济发展的一项重要的评价指标。经济学家们认为，在经济发展的不同阶段，科技进步对经济增长的贡献率是不同的［6］。在工业化的初级阶段，科技进步对经济增长的贡献率只有15%～25%。到了工业化的中后期，科技进步对经济增长的贡献率为36%～44%。进入工业化后的稳定增长阶段，科技进步对经济增长的贡献率大于50%。工业发达国家经过几百年的发展，资金投入的增长速度和劳动者人数的增长速度远低于国民收入的增长速度。因此，降低资本、劳动以及其他生产要素的投入，通过提高生产效率和劳动者素质以及优化资源配置来增加产出，也就是依靠科技进步带动经济发展的内涵式扩大再生产，才能提高科技进步贡献率，促进区域经济的大发展。

3汉中市科技进步促进经济增长存在的问题及建议

3．1汉中市科技进步促进经济增长存在的问题

科技进步贡献率反映了产出增长中由科技进步形成的增长比例，因此，科技进步对区域经济增长的贡献率大小的研究，也是区域经济发展的一个重要课题。根据本文对汉中市科技进步贡献率各项指标的测算，汉中市与全省，乃至全国发达地区相比，还存在以下几个方面的问题:第一，科技成果转化率低，科技进步对经济增长的贡献率相比较不高。汉中科技进步贡献率在30年间为31．01%，略低于郭莉、吴翊［7］测算的陕西省的科技进步贡献31．63%。尽管汉中市的科技进步率在三十年间不断上升，但在我国发达地区，科技进步贡献率已超过50%。陕西省以及汉中市的科技进步贡献率均低于50%，应该看到，该地区经济目前尚处于粗放型经济增长阶段。第二，科技投入不足，难以形成创新的绩效。科技投入机制是科技体制的重要部分，科学合理的科技投入机制有利于促进科技创新。近些年来，虽然汉中市科研经费在逐年增长，但相对于发达地区还有很大差距。2010年汉中市R＆D(researchanddevelopment，全社会研究与实验发展经费)只占到全市总产值的1．09%，远低于全国1．8%的平均水平;而这项经费，发达地区已投入在2．1%以上。第三，基础条件薄弱，缺乏高层次的科技人才。由于地域因素的影响，汉中市人才流失问题严重，高层次的人才更是难以引进。汉中市专利申请量2009年310件，三年累计也只有759件，授权620件(见《2009年汉中市国民经济与社会发展统计公报》)。人才的因素是科技创新与经济发展的制约因素。汉中市高层次人才占全市人才总量的比例低于全省的平均值，信息技术、新材料、新能源、生物医药等新兴产业都存在巨大的人才缺口。