数量经济与技术精选(九篇)

第1篇：数量经济与技术范文

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:

[1] 尹碧波,范方志.经济增长的源泉:资源禀赋、技术还是制度[J].贵州财经学院学报,2004,(5).

[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.

[3] 海韦尔•G•琼斯.现代经济增长理论导引[M].北京:商务印书馆,1999.

[4] 索洛,等.经济增长因素分析[M].北京:商务印书馆,2003.

[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.

[7] 曹静.帕西内蒂定理和帕西内蒂悖论[J].南开经济研究,2003,(4).

[8] Harcourt.G.C, 1972, Some Cambridge Controversies in the theory of Capital. London: Cambridge University Press.

[9] 斯拉法.用商品生产商品――经济理论批判绪论[M].北京:商务印书馆,1997.

[10] 伊特维尔,米尔盖特,纽曼.新帕尔格雷夫经济学大辞典:第3卷[M].北京:经济科学出版社,1992.

[11] Mark Blaug. 1975.The Cambridge Revolution: Success or Failure?. London: Melbourne Printers.

[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：数量经济与技术范文

【关键词】要素投入；技术进步；经济增长；VAR

一、前言

经济增长的要素贡献问题，国内外进行了广泛的研究。根据当前主流的内生增长理论，技术进步对经济增长具有至关重要的作用。国内关于内生增长理论的研究主要集中于实证研究，运用内生增长理论的模型分析技术进步对中国经济增长的贡献度，并且得到两种截然不同的结论。一种结论认为，技术进步是我国经济增长的动力，技术进步与经济增长具有密切的关系。麻文奇（2010）运用计量经济学的方法分析技术进步对东莞经济的贡献率，通过调查统计运用向量误差修正（VEC）模型对科布-道格拉斯生产函数进行回归分析，得出技术进步对东莞经济增长的贡献率较低，约为12%，但规模经济效应非常明显，并进一步指出劳动力对东莞经济增长的贡献率为20%。胡磊（2011）基于内生技术进步理论，引入集约化指数，采用2002～2007年间各地区的面板数据进行研究，发现人力资本、进口和RD支出对经济增长方式有促进作用，并根据估计结果给出政策建议。吕冰洋等（2008）认为中国经济增长的特点是同时受经济转轨、新古典式增长和二元经济结构三方面影响，通过发展战略转变、产权改革、技术模仿、价格市场化等因素，它们对经济增长的推动力主要体现在效率提高、技术进步和要素投入三方面。在理论分析的基础上，从经济发展阶段性变化角度出发，运用非参数方法对中国各省市经济增长中这三方面作用进行分解，从而说明不同时期中国经济增长源泉的变化。张新（2007）试图将技术进步、研发创新与人力资本这些新增长因素结合起来，从理论分析与实证研究两个层面来共同探讨长期经济增长的推动源泉，尤其是在传统分析框架下引入对外贸易与吸引外资等因素，试图来构建一个分析经济开放情形下的内生增长模式。通过对模型竞争性市场均衡的求解，研究发现长期稳态增长率依赖于人力资本存量、研发产出效率以及贸易开放程度，因此拓展了已有增长模型对开放经济增长问题的研究。实证研究则运用中国区域面板数据，对理论研究结论进行了检验，其中技术外溢渠道包括进口贸易与外商直接投资两类。实证研究结果发现，对样本期间中国区域经济增长而言，投资率是关键的推动因素，然而研发投入与人力资本积累同样起到了不可忽视的作用。同时，在研发投入方面，来自国外研发外溢的技术进步作用更为显著；比较两类技术外溢的传播渠道，研究表明外商直接投资的技术外溢效果可能要比进口贸易更为显著。

二、模型介绍

1928年美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Dauglas提出以资本、劳动和技术进步为促进经济增长的主要因素的生产函数模型，后经不断改进，使得模型对技术要素的描述更贴切。

改进的C-D生产函数的形式为（19）

其中，Y为产出，A0为初始技术水平，ert为综合技术因素，是与时间t相关的函数，集合了技术进步对产出的作用，包括技术水平、管理水平和劳动者素质等综合结果。K为资本存量，L为劳动投入，α为资本投入对产出的弹性系数，β为劳动投入对产出的弹性系数。

当假设规模报酬不变和希克斯中性技术进步条件，有：

α+β=1

那么，（19）为对上式进行对数变换，得到：

1957年Solow提出用总量生产函数度量技术进步的增长方程，其数学表达式为：

其中，为产出增长率，为技术技术进步率，为资本投入的增长率，为劳动投入的增长率。

令代入（22），得：

分别用EA、EK、EL表示技术进步贡献率、资本贡献率、劳动贡献率。

三、实证分析

（一）数据处理

本文数据采用年度数据，时间跨度从1991年―2010。其中全社会固定资产投资（I）、社会从业人员人数（L）、劳动报酬、国民生产总值（GDP）的年度数据采用福建省统计年鉴的数据，地区生产总值（GDP）以GDP平减指数折算成1978年不变价格，资本存量采用永续盘存法计算得到。

（二）要素投入、技术进步对福建省经济增长的贡献率分析

利用计量模型对时间序列进行回归，得到如下方程：

从回归结果来看，在显著水平取5%的条件下，方程整体通过F检验，各估计参数通过T检验，并且显著性较高。可决系数R2=0.983573，表明回归方程的拟合程度较好。由（27）式得到福建省的生产函数：

则索洛增长速度模型为：

各个要素的贡献度见表4。

注：八五到十一五阶段的平均值为五年间增长率的几何平均值，1991-2010的平均值为20年间的几何平均值，增长速度为相邻两年之差与前一年的比值。

结果表明，1991年-2010年，福建省的经济增长的年平均速度为23.86%，其中资本投入的贡献度为28.47%，劳动投入的贡献度为7.30%，那么经济增长中35.77%来自要素投入。而广义技术进步对经济增长的贡献度为64.23%，说明福建省经济增长更加依靠于技术进步，技术进步对经济增长的贡献十分大。

分阶段来看，“八五”、“九五”阶段，技术进步取得较大的发展，贡献度超过平均水平，分别达到68.95%、79.60%。而在之后的期间技术进步的贡献度逐渐下降，“十五”、“十一五”阶段，技术进步的贡献度低于平均水平。说明福建省技术进步的速度逐渐放缓，经济的增长转而依赖于要素的投入。要素投入的贡献度在“十五”、“十一五”阶段得到大幅度的提高，主要是来自于我国投资推动政策的影响。福建省在“十二五”阶段应当注意技术进步的重要性，不应过度依赖要素的投入对经济的贡献。从集约型增长的角度考虑，加大对教育、科研和技术服务业等的投入，把社会资源用于加强自主创新和技术进步，提高技术进步的贡献度，实现集约型有效的经济增长的方式。

四、结论

1991-2010年，福建省经济增长的年平均速度为23.86%，要素投入的贡献度为35.77%，广义技术进步对经济增长的贡献度为64.23%，说明福建省经济增长更加依靠于技术进步，技术进步对经济增长的贡献十分大。但是分阶段来看，“十五”、“十一五”阶段技术进步贡献度显著下降，因此福建省在“十二五”阶段应当注意技术进步的重要性，不应过度依赖要素的投入对经济的贡献。从集约型增长的角度考虑，加大对教育、科研和技术服务业等的投入，把社会资源用于加强自主创新和技术进步，提高技术进步的贡献度，实现集约型有效的经济增长的方式。

参考文献：

[1]Robert M.Solow,Technical Chang and the Aggregate Production[J].The Review of Economics and Statistics,1957(8).

[2]Solow Robert.A Contribution to the Theory of Economic Growth[J].The Quarterly Journal of Economics,1970(1).

[3]张军,张元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究,2003(7).

[4]李治国.转型期中国资本存量调整模型的实证研究[J].南开经济研究,2002(6).

[5]麻文奇.技术进步对东莞经济增长贡献率研究[J].科技管理研究,2010(11).

[6]胡磊.基于内生技术进步的经济增长方式的实证研究[J].中国外资,2011(8).

第3篇：数量经济与技术范文

1．1环境友好农业技术创新与传统农业技术创新比较

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

1．1．1两者创新的驱动因素不同

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

1．1．2两者知识的供给源不同

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

1．2环境友好农业技术创新与经济增长关系的理论模型

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

2变量、数据与方法

2．1变量选择与数据收集

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

2．2研究方法

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

3实证分析

3．1数据的平稳性检验:ADF检验

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

3．2Johansen协整检验

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

3．3建立VAR模型

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

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

3．4Ganger因果关系检验

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

3．5脉冲响应函数

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

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

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

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

3．6方差分解

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

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

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

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

4结论及启示

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

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

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

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

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

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

第4篇：数量经济与技术范文

[关键词]索罗模型；内生增长模型；全要素生产率；实证分析

[中图分类号] F061.5 ［文献标识码］ A

[文章编号] 1673－0461（2008）12－0063－05

引 言

20世纪90年代以来，上海充分发挥区位优势，以金融市场开发、土地批租和吸引外资为三大投资动力推动了经济的高速增长，上海经济增长已连续十几年实现两位数增长，自1992年到2007年的16年中，平均增幅达到12.3％，已连续第15年保持两位数增长。2006年，在经济增长惯性推动和内生增长动力的驱动下，全年实现生产总值上海市生产总值（GDP）10,296.97亿元，按可比价格计算，比上年增长12%，2007年生产总值（GDP）12,001.16亿元，按可比价格计算，比上年增长13.3%。

顾国章等人研究了1952年到1998年技术进步对经济增长的作用得出：1992年到1998年上海市的技术进步对经济增长的贡献为39.50%，资本对经济增长的贡献仍是第一位的，但1992～1998年间的技术进步贡献率要远高于1978～1998年间的技术进步贡献率[1]。他主要运用的是索罗增长模型，不存在规模经济。陈诗一认为近十多年来上海经济的高速增长是由第二、第三产业轮流推动的[2]；石磊在“解读上海经济”系列报告找那个指出：产业结构的升级导致上海经济的高速增长[3]。周亿粟通过对上海经济增长与就业的相关分析得出：上海的经济增长已经走上了主要靠资本和技术投人带动，而不是靠劳动投人，甚至可以减少劳动投人的阶段[4]。

一个国家或地区在经历了主要依靠有形要素（资本和劳动力）的投入、结构的优化配置以及制度上的创新所实现的经济增长之后，都面临着如何能够保持经济持续稳定增长的问题。原则上讲，要实现经济的持续增长，则需要实现从外延式增长方式向内涵式增长方式的转变，即从主要依靠要素数量的扩充转向主要依靠技术进步（全要素生产率）的提高[5][6][7]。那么，上海的经济在现有的技术条件下，要素投入是否对经济增长还有拉动作用？出在何种发展阶段？上海的全要素生产率主要是由什么因素导致的？上海的研究和开发对全要素生产率贡献有多大？虽然一些学者研究了技术进步对上海经济增长的贡献，但并没有揭示出影响技术进步的要素是什么，经济处于何种发展阶段也是出于经济的直观判断。本文拟用传统的增长理论来确定上海的发展阶段和投入要素的弹性系数，用内生增长理论来研究全要素生产率的组成部分，从而回答上述问题。

本文的结构安排如下：第一部分索罗模型和内生增长模型，得出要素和研发在不同发展阶段对经济增长起不同作用的命题；第二部分为上海的实证分析；第三部分是结论。

一、经济增长模型

经济增长原因的研究，古典经济学家非常重视。亚当•斯密将经济增长的原因归于三个方面：自由市场、劳动分工和新机器形式的技术进步。随后李嘉图（DavidRicardo）、马克思(KarlMarx)、恩格斯(FriedrichEngels)等经济学家也研究了经济增长的原因。然而，在19世纪下半叶，新古典经济学派出现以后，该学派就不再把经济增长的三个方面视为重要问题，而转而去描绘亚当•斯密的第一个思想（竞争市场的作用），并选择了效用函数、无规模报酬的生产函数来得到经济增长的均衡结果。

对于斯密的第二个思想，最早作出贡献的是美国经济学家扬格，其核心思想为经济组织结构的演进和规模报酬，而新古典经济理论核心是资源配置和比较利益。舒尔茨也与扬格的思想一致（Schultz，1986），认为经济增长应源自劳动分工和递增规模报酬。卢卡斯（(Lucas)建立了一个动态模型来解释劳动分工对经济增长的影响 (Lucas，1986)，施蒂格利茨（Stiglitz）也建立了一个动态模型，解释为什么生产中的专业化和学习的专业化（教育）能促进经济的增长（Stiglitz，1986）[8]。

新古典经济学派及制度经济学派分别经济增长的原因，一为市场竞争，一为劳动分工与经济组织结构与制度的演进，却未将技术创新作为其直接推动经济增长的原因，新古典经济学派将技术进步作为外生的，制度经济学派将其掩盖在劳动分工之内，而真正将技术创新直接作为推进经济增长的原因除斯密外，最早要算马克思（马克思，1887），往后要算美籍奥地利经济学家约瑟夫•熊彼特（Joseph Schumpeter，1883－1950），他认为，技术创新就是企业家抓住市场机会重新组合生产要素的过程，一种创新通过扩散，会刺激大规模的投资，引起经济高涨；一旦投资机会消灭，便会转入经济衰退，由于创新的引进不是连续的、平稳的，而是时高时低的这就形成了经济波动周期[9]。

新古典经济学派、制度经济学派、技术创新学派分别从三个不同角度研究了经济增长的原因，但是每一个学派解释经济增长的原因不够全面。罗默于1986年提出了内生经济增长理论：经济增长不是外部力量（如外生技术变化、人口增长），而是经济体系的内部力量（如内生技术变化）的产物。先后设计了两个增长模型，第一个模型是对阿罗的“边干边学”模型的修正与扩展，第二个模型将知识赋予一个完全内生化的解释，认为，知识是经济主体利润极大化的投资决策行为的产物，资本增长和技术进步是同步的[10]。经济增长理论开始出现相互吸收、相互融合的趋势。

1.新古典模型――索洛－斯旺模型

索洛－斯旺模型包括四个变量：产量（Y），资本（K），劳动（L）和知识或劳动的有效性（A）。在任一时间里，经济中有一定量的资本、劳动和知识，而这些被结合起来生产产品。生产函数为：Y（t）=F(K(t),A(t),L(t))其中t表示时间，而且生产函数满足稻田条件 。资本、劳动和知识的初始水平被看作是既定的。劳动和知识以不变的速度增长：L(t)=L(0)ent，A(t)=A(0)ent，其中n和g为外生参数，分别表示劳动和知识的增长率。

由此变化图可得到，在0

由此模型可以得出如下这个命题：当一个国家或地区距离自己稳定状态越远时，经济增长越快，要素投入存在规模收益递增，这是表现为要素投入对经济增长的作用很大；随着接近稳定状态，要素投入递增的程度会越来越小，要素投入对经济增长率作用会逐渐下降；从长期看，经济增长会等于外生的技术进步增长率，这时实际资本存量等于长期资本存量；当实际资本存量大于长期均衡的资本存量时，经济增长率会小于技术技术进步增长率，这时就应该减少资本存量。

2.内生增长模型

本论文使用的内生模型是在罗默、格罗斯曼、赫尔普曼、阿吉翁和豪伊特提出的研究和开发模型和宇泽弘文与卢卡斯人力资本模型的整合，并且借用学者韩廷春所构造的增长模型，以消除 “阿罗―罗默”模型中当时的知识水平直接将技术进步内生化却忽视了人力资本所体现的技术进步，和沿着“宇泽―卢卡斯”模型中强调人力资本要素对技术进步的作用却忽视了知识的增加 所体现的技术进步。本模型经济分成三个部门，即最终产品部门、人力资本部门及R&D部门。最终产品部门生产出用于消费的消费品（C）及用于生产的投资品（I）；人力资本部门生产出用于人力资本部门、R&D 部门及最终产品部门所使用的人力资本（H）；R&D 部门生产出用于最终产品部门及R&D 部门所使用的新技术、新发明和新设计，即R&D资本（R）[11]。最终的模型可用以下方程描述：

此式表明，经济的均衡增长率依赖于人力资本部门的生产效率(θ1)与R&D 部门的生产效率(θ2)的大小以及时间贴现率(ρ)的大小，与人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率成同方向变化，与时间贴现率成反方向变化。因此人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率越高，则经济增长率越高；现时的储蓄率越高（即人们推迟消费的耐心程度越大），则经济增长率越高。这里，尽管均衡增长率与人口或劳动力的增长率有关，但即使人口增长率(n)等于零或小于零，经济的持续增长仍是可能的。

通过内生增长理论的动态分析可得出这个命题：技术进步使生产曲线外移，长期均衡所需的资本存量就增大，这时实际资本存量要达到均衡所需的资本存量，就必须增大要素投入，那么在一段时间内要素投入对经济增长还会有一定的作用；即使实际资本存量达到均衡所需的资本存量，由于人力资本与R&D资本水平的不断提高，一个国家或地区也能够实现持续的经济增长。

二、上海经济增长的实证分析

1.数据来源及指标的选定

计算全要素生产率即对其进行分解所需要的数据是产出、资本投入、劳动投入、人力资本、技术交易额和R&D支出的时间序列数据，但上海人力资本的数据无法获得。所选用的数据为1990年到2007年，均来源于历年《上海统计年鉴统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，并且按1990年不变价格进行换算。

资本投入量应为直接或间接构成生产能力的资本总存量(或简称资本存量)，它既包括直接生产和提供各种物质产品和劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生活过程服务的各种服务及福利设施的资产，如住房等。在众多估算中国资本存量的研究中，贺菊煌(1992)的成果比较具有代表性，但由于资料的缺乏，本文拟从折旧总额中反推资产总额。一般说来，资产越多，折旧额与大，如为正比例关系，只要选定折旧率就可以推出资产总额。由于研究中最关心的是资本的弹性系数，只要折旧额和资产满足正比例关系，在作回归分析中，不同的折旧率对弹性系数是没有影响的。所以，在此不仿取折旧率为5％。就劳动投入指标而言，是指生产过程中实际投入的劳动量，用标准劳动强度的劳动时间来衡量。而在中国，由于正处于由计划经济体制向市场经济体制的过渡时期，收入分配体制不尽合理和市场调节机制不够完善，而且我国目前尚缺乏必要的统计资料。因此，本文采用上海历年社会劳动者人数作为历年劳动投入量指标。其余的指标按对应统计年鉴指标的数据按1990年不变价格进行换算得到。

2.用索罗模型对上海经济增长的实证分析

采用的基本模型为对数线性生产函数（即Cobb―Douglas生产函数）：

Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ut

其中，α,β分别是资本和劳动力的产出弹性，γ为外生的技术进步率，ut为随机变量。 在此基础上，做了四个回归，其中回归（1）包含资本、劳动和时间三个变量，回归（2）包含资本和时间两个变量，回归（3）包含劳动和时间两个变量，这三个模型均采用普通最小二乘法；回归（4）为广义最小二乘法。所的结果如表1所示。

注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。

由模型（1）可得出，资本不能通过t检验，而劳动通过了t检验，说明有可能资本和劳动存在着共线性。在模型（2）去掉劳动这个变量所的分析结果都通过了t检验，模型（3）去掉资本这个变量所的结果也通过了t检验，并且拟合优度都不错，从而说明资本和劳动确实存在着非常强的共线性。在运用索罗模型分析上海经济增长中，资本和劳动两个变量只能选择其一。由于在此分析中，劳动指标所用的数据是上海历年劳动力人数，而应该选用的是实际劳动的投入量，所以劳动这个指标含有较大的主观取舍，而资本的数据相对要客观得多，因此选用资本作为模型的变量。在前三个模型中，D-W没有通过统计检验，说明存在着序列相关。为消除序列相关，模型（4）采用广义最小二乘法。

从模型（4）得出，资本弹性系数为0.8891，说明要素投入的弹性系数没有大于1也没有等于1，考虑模型（1）将资本和劳动力系数相加所得为0.97，接近1。运用传统的增长理论可知，此时的实际资本存量略大于长期均衡的资本存量，如果资源属于有效配置，经济是不会处于这个阶段，因为如果经济短期处于这个阶段，要素投入会停止甚至减少，使要素的投入的弹性系数达到1。说明上海的资源配置比较合理，市场比较完善。

在模型（4）中，全要素生产率为0.0111，对上海经济增长的贡献不到10％，就是用模型（2）所得的全要素生产率，对上海经济增长的贡献也只有15％，和一些学者所得出的近40％，有非常大的差异。考察所运用的模型的差异可发现，这些学者都假定要素投入的弹性系数和为1，实际上这是一个很严格的假定，现实中一般不会是这种情况。而本文所作实证分析中没有这个假定，所以可认为本文的结果相对可靠些。当然所选用的数据年限、数据处理不同，也会导致的结果的不同，但这些不是主要因素。从分析结果可看出，上海的经济增长主要是靠要素投入带动的。

3.用内生增长理论对上海经济增长的实证分析

在内生增长理论中，将技术进步内生化。技术进步来源有两种：一是人力资本的提高，二是知识存量的增加。知识存量的增加是通过技术交易从外部获得和自身的研发而得到的。本文模型主要研究知识存量的增加所导致技术进步的相关因素，所运用的回归方程的基本模式如下：

Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ηLnR&Dt+ξLnTTt

+θLnR&Dt*LnTTt+ut

式中、α、β、η、ξ分别对应表示资本、劳动、技术交易额、研究和开发的弹性系数，γ反映制度等外部因素随时间变化对GDP的影响，θ反映了技术交易额与研究和开发的交互作用对GDP的影响，ut为随机变量[12]。在实际分析中，上述模型中的有些变量或存在共线性或不能通过t检验等一些问题，所以首先要做的是对上述模型变量的筛选。为此，作了（5）、（6）、（7）和（8）模型，如表2所示。

注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。

模型（5）包含了所有的变量，可看出R&D和技术交易额的交互作用项系数非常小，t检验值也非常小。消去这个变量，就得到模型（6）的回归。从这个回归可看出，资本和劳动存在着共线性，两个变量只能选择其一。在这里选择资本变量，理由如前所述。在模型（7）就是消去资本这个变量所作的回归，时间变量的系数很小，t检验也很小。在本文的内生增长模型中，时间变量t 的系数所反映的是制度变化的等因素的量，不包含技术进步，也就是说此项系数是索罗模型中全要素生产率除去技术进步的剩余项。从回归结果可得出，上个世纪90年代以后，上海的制度等因素的变化很小，靠制度变迁对经济增长的拉动作用不大。除去时间和劳动变量，就得到回归（8）。模型（8）共包含四个变量：资本、R&D、技术交易额和研发与技术交易额的交互项，这些变量都能通过t检验。

为了更深入地研究研发与技术引进的关系，作了回归模型（9）和（10）。模型（9）中研发是滞后项，而模型（10）技术引进是滞后项。模型（11）是为了消除回归（9）中的自相关性，而采用的广义最小二乘法。所的结果如表3。

从（8）、（9）、（10）的模型可看出，无论研发和技术引进是否采取了滞后，还是谁先采取了滞后，研发和技术引进的交互相都为负值。这说明上海的研发和技术引进相互之间有挤出效应，也就是说自主研发就不会引进，同时技术引进就不再研发，没有形成良性互动关系。我们知道，相对全国来说虽然上海的经济技术水平属较高层次，但相对发达国家，经济技术水平属于落后的，所以对于落后的国家和地区，企业技术能力发展战略为：技术引进到消化吸收，再改进和创新。上海毫无疑问也应该采取如此战略，这个发展战略被日本和韩国等一些国家所采用，取得了非常好的经济效果。从这个发展战略来看，技术引进和研发是相辅相成，先技术引进，然后在此基础上进行研发，是提高当地技术水平，从而促进经济增长的捷径。而从上海的实证分析中，却没有体现这种发展战略。

通过（11）式可得出，上海的技术进步对经济增长的贡献为21.3%，要素投入对经济增长的贡献为78.7%。在技术进步中，研发对技术进步的贡献率为72.7%，技术引进的贡献率为52.5%，两者的交互项为－25.2%。上海的经济增长主要是靠要素的投入带动的，技术进步对经济增长的贡献不大，这和用索罗模型所作的结果是一致的。有前面的理论分析可知，一个国家或地区在经过要素投入的增长阶段之后，必须靠技术进步来维持长期的经济增长。上海已经持续20多年的高速经济增长，必须提高技术进步在经济增长的作用，才能避免重捣东南亚国家的覆辙。不少专家考察后发现，美国这些年来经济快速发展，是与美国从80年代开始的以发展高新技术为主的创新战略密切相关的；而东南亚金融危机的爆发，其根源之一也在于其经济发展依靠生产要素的大量投入而非依靠技术创新来实现。最为关键的是技术进步的来源模式。有理论分析可知，技术进步主要来源于技术引进和研究开发，对于后进国家和地区来说，缩短差距的捷径就是先引进再研发，形成技术引进和研发互相促进的关系。[13]但对上海的经济增长的实证分析，所得的结果却是背道而驰的。所以，无论对政府和企业来说，都必须找到相应的措施来解决这个问题。

三、结 论

从运用传统增长理论和内生经济增长量理论对上海经济增长的分析可得出如下结论：一是上海的经济增长是外延式的经济增长，是靠要素的投入得到的，技术进步对上海的经济增长的贡献较低，在现阶段还没有出现内涵式经济增长的拐点。二是在现阶段制度变迁对上海的经济增长的作用已微乎其微，也就是说在上海市场对要素资源配置比较完善。三是技术进步来源中的技术引进和研究开发相互脱节，没有达到相互促进的良性循环。

[参考文献]

[1]顾国章，高正迎.加快技术进步促进上海经济增长 上海综合经济[J].2000,(1):9-10.

[2]陈诗一.上海经济增长的变动轨迹及其影响因素的比较分析：1978－2001年[J].上海综合经济 ，2002,(1):12-14.

[3]石 磊 .上海经济增长的源泉―－“解读上海经济”系列报告之一[J].复旦学报（社科版）2003,(3):11-15.

[4]周亿粟.上海经济增长与就业相关趋势分析[J].上海经济研究，2003,(7):60-64.

[5]沈坤荣.1978一1997年中国经济增长因素的实证分析[J].经济科学 ，1999,(4):14-22.

[6]易 刚，林 明. 理解中国经济增长[ J ].中国社会科学, 2003,(3):45-60.

[7]张军.改革以来中国的资本形成与经济增长：一些发现及其解释[J].世界经济文汇 ，2002,(1):18-31.

[8]P.M.Romer. Endogenous Technological Change.[J].Journal of Political Economy,1998,(5) :71-102.

[9]史清琪，秦宝庭.评价技术进步对经济增长作用的研究 [M].北京:中国计划出版社，1998.

[10]胡永远，杨胜刚.经济增长理论的最新进展[J].经济评论，2003,(3):74-76.

[11]Young.A. The Razor’ edge: Distortions and incremental Reform in the People Republic of China[J]. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115，(4):1091-1 136.

[12]Jones, Charles.I. Time Series Tests of Endogenous Growth Models [J]. Quarterly Journal of Economics, 1995 . May, 110(2) :495-525.

[13]张仲礼，王泠一.上海经济增长、结构调整与政策导向[J].社会科学,2002,(5):12-16.

Factors, Technological Advancing and Resource of Shanghai′s Economic Growth

Ruan Min

(Center for Regulation & Competition, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013,China)

第5篇：数量经济与技术范文

[关键词]大数据；宏观经济；机遇与挑战；分析

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.42.028

2015年9月份，国务院与工信部联合印发了《促进大数据发展行动纲要》，明确要求在“十三五”规划中重点推动大数据的发展和应用，建立运行平稳、安全高效的经济运行新机制，这也为在大数据时代下更加精准、更加高效地开展宏观经济分析提供了政策保障。

1 大数据在宏观经济分析中的重要作用

1.1 为宏观经济分析提供丰富的数据支持

我国经济发展正处于“三期叠加”的关键时期，影响宏观经济发展的因素也是多种多样，要想保证宏观经济分析结果的准确性和时效性，就必须以大量的数据信息做样本，对数据样本进行客观、专业的处理和评估。传统的宏观经济数据获取方式存在诸多弊端：一方面是数据样本数量有限，难以反映出影响宏观经济发展的整体因素；另一方面是数据获取途径少，时效性低，往往与现阶段的经济发展现状不相符合。而大数据技术借助于计算机、互联网和电子信息技术，能够在短时间内获取各个部门、各个行业的经济发展数据，例如全国旅游消费总额、全国商品房年销售总量等。可以说，只要数据分析部门获取了相应的数据调查权限，就可以随时调用管辖范围内与宏^经济分析相关的数据内容，从而极大地丰富了宏观经济分析所需的样本容量和样本种类，确保了宏观经济分析的准确性和时效性。

1.2 为宏观经济分析提供更多的方法

传统的宏观经济分析手段，由于受技术条件和工作理念的影响，往往采用统计分析和随机抽样分析的方式，近似地反映或推断出宏观经济的分析结果。随着市场经济的深化改革和我国经济体制结构的转变，传统的宏观经济分析手段难以适应国家经济发展的需要，云时代的到来和大数据技术的出现为宏观经济分析提供了更多种类、更加简便的分析方法。例如，传统的宏观经济分析由于获取数据困难，因此采用“随机抽样反映整体”的分析方法，其分析结果与实际情况必然会存在较大误差；而大数据的分析是以海量的数据样本为基础，并且样本种类丰富，基本上涵盖了影响宏观经济发展的所有行业，在此基础上得出的分析结论无限趋近于我国宏观经济发展的实际情况，提高了宏观经济分析的可靠性。

1.3 优化了宏观经济分析的技术

大数据分析与单纯的计算机数据统计的不同之处在于：计算机数据统计只能进行初步的数据分类和整理，并以数字、图标等形式展示出来，虽然具有较强的直观性，但是不能深层次地反映宏观经济内容。而大数据分析融合了计算机、电子信息和数学建模等多个专业技术，以海量数据为基础，建立数学分析和统计模型，利用分析模型对数据进行深层次的分析、处理和加工，并结合了语音识别、图像识别等技术，提高了数据分析技术的专业化水平。

2 大数据在宏观经济分析中的机遇与挑战

2.1 大数据时代宏观经济分析具有的机遇

大数据技术融合了多种现代化数据获取和分析技术，为宏观经济的精确分析提供了诸多便利条件，从当前的发展形式看，大数据在宏观经济分析中的主要机遇有以下几方面：首先，大数据技术使“在短时间内获取海量数据”成为了可能，为宏观经济分析提供了必要的基础保障。无论是进行宏观经济分析还是其他各类专业统计，数据获取都是最基础也最为关键的环节。数据样本的丰富度和样本容量，直接决定了后期分析结果能否反映实际情况，而数据样本越多，则最终分析结果越趋近于实际。除此之外，宏观经济是一个动态发展、不断变化的过程，这就要求数据样本在“获取-分析-得出结论”这一过程中占用尽可能少的时间。因此，数据分析师历来重视数据样本数量和样本获取速度，大数据技术兼具上述两种分析要素，在宏观经济分析中占据较大优势。其次，大数据扩充了宏观经济分析的空间广度，使数据价值得以体现。通过计算机互联网获取基础的数据信息，不仅能够有效跨越时间和空间的限制，而且在数据价值上也得到了一定的提升，并且利用专业数据分析软件和数学模型，拓展了数据所包含信息的深度与广度，为新时期进行宏观经济分析提供了有力支持。

2.2 大数据时代宏观经济分析面临的挑战

大数据技术在带来诸多便利的同时，其自身也存在着一些有待改进的地方，主要表现为：首先，大数据所采集的数据量大，但是缺乏有效的数据筛选标准，导致数据中夹杂着部分无用或不相干的信息。例如我们在采集“全国旅游消费总额”相关的数据时，可能会搜索到与旅游相关的“交通运输量”的信息，但是这些信息并不会对宏观经济分析起到影响，反而增加了样本总容量。因此，如何加强信息甄别和筛选，是下一步大数据技术优化的重要内容；其次，数据的安全性仍然有待提高。由于前期采集数据量非常大，但是进行宏观分析是一些相对漫长的过程，这些数据在保存期间如何确保安全性，关系到后期宏观经济分析的最终结果。虽然部分数据库建立了相对完善的防火墙和病毒查杀系统，但是也很难彻底根除非法访问的风险；最后，大数据时代的宏观经济分析需要大量专业化人才，但是从现阶段相关从业人员的整体情况看，大数据分析人才数量难以满足行业发展需要。

3 提升大数据对宏观经济分析作用的对策

3.1 构建良好的大数据获取环境

政府应当主导建立一个大数据的收集体系，在一些重要的宏观经济领域制订大数据的收集计划，从而保证大数据的获取。为此政府部门应当做好以下具体的工作：首先，政府部门要从思想认识上提高对大数据的重视程度，对于大数据在宏观经济研究中的价值予以认可。从而在实际的工作中能够形成稳定的资金投入并在政策法规上为大数据的应用提供便利条件。其次，政府应当加大高校或者是相关研究机构在大数据应用上的研究投入力度，支持研究机构在大数据应用上的深度挖掘，从而更好地发挥大数据的作用。最后，政府应当支持企业采用现代化的信息管理手段，从而为大数据的获取提供基础性的条件。利用企业的信息化系统可以快速地获取企业的相关发展数据信息，从而为宏观经济的大数据分析提供基础材料。

3.2 提升大数据的采集与管理工作水平

制定规范化的大数据采集与管理体系，保障用于宏观经济发展的大数据均能够得到有效的采集，并且还要确保数据的真实性。在利用大数据进行宏观经济的分析中大数据是基础的分析材料，所以有效地采集到大数据是十分重要的。首先，要规范大数据的采集工作流程，制定科学的大数据采集体系，从而促进大数据采集工作的有序开展。其次，对于在大数据采集过程中因小集体利益而不配合采集的个人或者是单位，应对其进行一定的处罚，从而威慑这些干扰大数据采集工作的不良情况。最后，要对大数据采集人员进行培养和提升，从而使其掌握较为熟练的大数据管理技能，为大数据的更好地应用提供条件。

3.3 培养大数据分析与应用人才

在大数据的应用中人才是其中的关键性组成部分，高素质的大数据分析与应用人才能够为宏观经济的分析提供有力支撑。为此，就必须在大数据人才培养上进行改进和提升。为此，应当做好以下内容：首先，政府部门应当重视大数据分析与应用人才的培养，出台各类支持性的培养政策。其次，高校应当根据现实的需求而开始相关的专业和课程，从而发挥大数据分析与应用人才培养的基地作用，以便为社会输送大量的大数据专业应用人才。最后，企业也应当在大数据人才培养上做出自己的贡献，对于企业内部的数据管理人员进行专业技能提升的培训，从而帮助他们掌握更多的大数据分析与应用的实际技能。

4 大数据与宏观经济政策制定

大数据革命为政府的宏观经济政策制定提供了机会。政府在政策制定上可以通过大数据分析系统提升公共服务质量，增加服务种类，并为公共服务提供更好的政策指导。同时，在大数据分析的运用、提高效率与其他政策和技术协同以及为公共服务领域带来变革等方面，政府可以加大重视和投入力度，为经济的进一步发展提供支持。

大数据给政府的经济统计工作带来了巨大影响。首先，面对大数据带来的技术变革，政府应该将其纳入政府统计之中。经济统计要充分利用大数据时代提供的技术和条件，促进政府统计工作的变革。例如“10亿价格项目”便是政府应对大数据变革的成功典范。其次，面对大数据带来的统计对象扩充，政府不但应当重视结构化数据，更应当重视挖掘非结构化数据，以期找寻出恰当的经济统计指标。大数据时代，非结构化数据包含更多信息，而且利用互联网进行的数据挖掘，不仅可以得到数字资源，文本数据也可以通过挖掘获得。最后，面对大数据带来的统计资源的拓展，政府应该将其统计资源拓展到政府以外，重视拓宽其他数据资源。在过去，政府靠自己的力量收集数据，但在大数据时代，人人都是数据的制造者。例如，谷歌和百度等数据巨头拥有大量政府无法获取的数据资源。政府要想办法让数据巨头将数据放到统计中来，而不能仅靠自己调查统计。

5 结论与展望

大数据时代极大地拓宽了信息来源、提高了获取信息的时效性，同时，新信息的非结构化对宏观经济分析的技术和方法提出了新的要求。在大数据背景下，由于数据噪声的存在，宏观经济数据挖掘变得十分重要，这就要改进技术，加强对非结构化和半结构化数据的挖掘。实时、快速、海量的数据为更加准确的宏观经济预测提供了可能，宏观经济预测模型也有待于进一步更新。在大数据时代，可以将机器学习算法引入宏观经济分析，改进宏观经济分析技术，解决“维数灾难”，提高宏观经济分析的准确性。大数据时代也将促进政府经济政策制定的变革，提升政策的时效性，提高政府服务效率。

参考文献：

[1]文桂江，李昕.大数据时代我国宏观经济数据的冲突与协调[J].河北经贸大学学报，2014（5）：131-133.

[2]崔光N.房地产价格与宏观经济互动关系实证研究――基于我国31个省份面板数据分析[J].经济理论与经济管理，2013（1）：157-162.

[3]戴成峰，张连增.我国财产保险区域差异与宏观经济的关系研究――基于省际面板数据的实证分析[J].保险研究，2012（11）：142-153.

第6篇：数量经济与技术范文

关键词：技术进步；经济增长；贡献率

中图分类号：F224.12 文献标识码：A 文章编码：1003-2738（2012）06-0163-01

前言：狭义上的技术进步具体表现为对旧设备的改造和采用新设备改进旧工艺，采用新工艺使用新的原材料和能源，对原有产品进行改进研究开发新产品，提高工人的劳动技能等。从广义上讲，技术进步是指技术所涵盖的各种形式知识的积累与改进。经济增长是指一国经济总量与能力的增加和扩张，是生产力发展的结果。近些年来，新疆在西部大开发战略等国家宏观政策的调控下，充分利用自然、劳动等资源优势，较快实现了经济起步和增长。本文从定量角度对资本、劳动、技术进步对新疆经济增长的贡献率进行分析。

一、理论结构

（一）柯布-道格拉斯生产函数由美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Douglas提出，假定技术进步为Hicks中性，并以一个固定指数比率增长，那么在两种投入要素下，用于估算的C-D生产函数形式为:Yt=A0eλtKtaLtβeu，其中A0表示初始技术水平，λ表示技术进步比率，K为资本要素投入量，L为劳动要素投入量，α为资本产出弹性，β为劳动产出弹性，α，β均为待估参数。假定规模报酬不变，即α+β=1，则有0≤α≤1，0≤β≤1。对上式进行转换得:Ln(Yt/Lt)=LnA0+λt+aLn(Kt/Lt)+u根据表1的数据，应用最小二乘方法估计出上式中α、β值。

（二）技术进步对经济增长的贡献。

目前经济增长要素分析中最常用的仍然是索罗模型以及在此基础上发展起来的其他模型。1957年由Solow提出用总量生产函数度量技术进步的总量增长方程，认为产出量的增长是由资本、劳动和技术进步增长的共同贡献的结果。

技术进步所带来的经济增长率，反映在一定时期内技术进步对经济增长的影响程度。用下式定义:λ=y-αk-βl (1) 其中:α为资本产出弹性，β为劳动产出弹性；y为产出增长率，k为资本投入增长率，l为劳动投入增长率；λ为技术进步所带来的经济增长率，是指剔除由于增加资本投入、增加劳动投入因素之外的其余因素部分对经济增长的影响程度。

二、技术进步对新疆经济增长贡献率的测算

（一）数据的收集与整理。

本文涉及的数据主要有总产出、资本存量和劳动力数量。本文使用国内生产总值(Y)代表总产出；资本(K)投入是指当年资本的总存量，本文用历年固定资本形成总额来代替；劳动(L)投入是指在生产过程中实际投入的劳动量，要考虑劳动人数、劳动时间、劳动质量等因素，但由于数据缺乏，本文采用历年年末从业人员数量来代替。

（二）参数估计和检验。

将上表数据进行整理，运行Eviews6.0软件包，输入C-D生产函数线性转化模型，运用普通最小二乘法(OLS)估计结果为: Ln(Y/L) = 1.355 + 0.224 + 0.653Ln(K/L)

从而可得：K/L较高，R2 =0.98，呈高度正相关，模型的拟合效果很好；F值和DW值较大，在5%的置信区间内，模型的各项检验均获通过，参数估计是显著的；资本产出弹性α=0.653，劳动产出弹性β=1-0.653=0.347，在其他要素不变的情况下，资本存量、劳动投入每增长1个百分之一，将分别带来新疆经济增长0.653、0.347个百分点。资本的产出弹性要比劳动的产出弹性高，说明新疆经济增长对资本投入增长的敏感度要远高于对劳动增长的敏感度。

（三）技术进步贡献率计算。

由表1数据可计算出2001-2010年间新疆国内生产总值、年投资完成额、年末从业人员平均增长速度为:y=15.02%，k=19.2%，l=2.79%。将α和β的值带入(1)式得新疆经济平均技术进步率为:γ=1.51%，技术进步对经济增长的贡献率为: EA=γ/y×100%=10.03%，资本增长率对经济增长的贡献率: EK=aK/y×100%=83.49%，劳动增长率对经济增长的贡献率:El=βl/y×100%=6.48%。

三、结论分析

(1)α值较高，达到0.653，这说明资本投入是该区经济增长的主要推动因素。

(2)β值为0.347低于资本的产出弹性，这是由于新疆劳动力资源较丰富，但劳动力素质普遍不高，影响经济的增长。

(3)GDP的增长速度为15.02%，平均技术进步率(γ值)为1.51%，而资本投入平均年增长率为19.2%，劳动投入平均年增长率为2.79%，说明该区技术发展水平较低。

(4)技术进步对经济增长的贡献率为10.03%，而资本投入和劳动力投入对经济增长的贡献率分别为83.49%和6.48%，说明近些年来新疆经济增长主要是依靠大量资本投入实现的。

四、政策建议

一方面，要提倡以创新为核心的技术进步，继续加大研究与开发的投入。2010年新疆GDP为5437.47亿元，R&D经费投入总额约为26.7亿元，R&D经费投入强度为0.49%，远低于内地等经济发达地区。新疆不仅需要引入先进技术，投入大量资金和劳动力，还需要通过创新培育核心竞争力，提高劳动生产率，促进经济的增长。另一方面，新疆应加大对教育的投入力度，提高人力资本的素质。近年来新疆在科技人员的投入方面还是有所进步的，但仍然远远落后于发达地区，为加快新疆经济的增长必须加强对科教的投入，提高全区人民的科学文化素质，有助于新疆地区经济的快速发展。

参考文献:

[1]杜江.计量经济学及其应用[M].北京:机械工业出版社，2010.3.

[2]张明祥，郭民生.技术进步对河南省经济增长贡献率的实证分析[J].经济理论研究.

[3]李晓宁. 经济增长的技术进步效率研究：1978-2010[J].科技进步与对策，2012年4月第29卷第7期.

[4]蔡玲玲，罗燕婷.技术进步对安徽省经济增长贡献率的实证分析[J].安徽科技交流与探讨.2006，(1).

第7篇：数量经济与技术范文

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。

经过标准化后的协整向量为(1.000，-0.375，-0.542)，农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间的协整方程为：

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8篇：数量经济与技术范文

关键词：数字经济；企业运营服务；创新管理

时代进步的同时，数据资源快速增长，数字技术创新速度加快，经济社会各领域加快数字化建设进程，此种情况下“数字经济”有了新的内涵，为经济快速增长提供了重要推动力。当前，企业转型变革中合理应用数字经济技术，为未来企业数据预测分析、战略转型及产品服务信息化等提供技术支撑，促进数字经济实现创新发展。

一、概述数字经济定义及内涵

1.定义数字经济是基于信息技术改革，全球化发展目标，围绕数字技术，基于知识资源的社会经济发展新形势。经过长期的推广应用互联网技术渗透于社会各行业领域发展，人们日常生产与生活带来了很大的影响。数字经济理念使得企业更加关注数字技术的应用。企业日常经营管理工作中要积极推进数字化创新，加快内部转型升级促进数字经济实现稳定增长，为企业创造更多的经济、社会与市场效益，实现可持续发展。2.内涵数字经济内涵，在应用实践中不断创新与演变。经济全球化发展背景下，各国开始意识到国家经济增长中数字经济的作用，为了有效应对国际金融危机带来的影响，数字经济战略体系的完善显得尤为重要。有效应用数字经济推动社会经济发展，企业管理目标在于发展经济，基于数字化技术提高企业经济效益，数字经济应用信息网络技术有效融合数字知识理论与各生产要求，对传统经济结构进行优化，以此构建新市场经济形态。相较之传统经济，数字经济比较独特，无线网络移动宽带是信息基础设置，服务于数据分享与传递。企业管理策略优化，要求重视工作人员数字素养的提高，确保新消费者数字化需求得到很好的满足，便于企业合理制定战略决策适应数字经济时展潮流。

二、企业当前服务质量现状

近些年，职能服务方面，企业积极变更内部基层单位分配情况。但为了更好地实现内部服务指标，应用逐层下发方式将任务发给基层部门，基于是否达到内部业务指标判断基层员工工作质量，此种情况下很多员工片面追求工作数量，工作服务质量得不到保障。服务工作中，不重视客户提出的部分问题。公司内容还未建成完善的投诉体系，由此使得用户服务体验大打折扣。形象服务层面，随着时代的进步，网络技术发展水平不断提高，在互联网运行方面企业有明显的优势。因公司成本投入少，广告宣传不到位，使得辐射范围有限。技术服务层面，企业固网优势在中间地位。近些年，公司增加了布网投入，进一步升级固网，网速、技术深度及通信质量方面优势地位明显。实际工作中，因成本投入有限，人口少及偏僻农村地区企业布网率还有待提高。

三、数字技术对企业管理创新带来的影响

1.数字技术使得企业知识储备不断扩大为了保障企业有效进行管理规划，搜集并分析多元化知识理论是十分必要的。数字技术背景下，企业部分产品与服务产生跨界竞争状态，由此为企业管理创新提供了丰富的知识来源。企业经营活动中，打破了传统围绕某一项目进行的局面，而是引入与消费者日常生活联系紧密的产品内容。应用大数据资源库创新传统服务理念，构建人工智能化服务平台，借助网络平台企业能够接触到不同行业产品信息，全面搜集消费者购买信息，掌握用户个性化发展需求，探究跨界合作更多机会，以此丰富企业只是储备，为企业经营发展制定合理的战略规划。2.数字技术促进企业实施开放性管理网络数据自身具有开放性，所以企业经营管理工作中创新管理策略时，要秉承开放性原则，借助流动性管理企业了解更多内外部信息，合理应用各部门知识资源，促进企业有效开展各项管理工作。实际工作中有效应用数字化技术，增强各部门沟通联系，构建数字化管理平台，公开企业管理标准有效传递内外部管理信息。条件允许情况下，企业还可构建独立服务网站，全面掌握用户消费需求，构建数字化商业模式有效连接众包众筹工作及外部信息资源，借助数字化技术深入发掘相关管理数据信息，为企业经营发展技术问题的解决开辟新的渠道，降低内部财务风险节省生产成本投入。另外，还可构建开放性人才管理模式，应用人工智能技术研究全球化企业宣传软件，借助专利数据库与企业相关文件，用户搜索企业相关服务内容的数据信息，以此吸引更多用户。3.推进企业创新管理流程企业日常经营管理活动中，创新管理流程要求根据制定管理计划、开发管理内容及调整管理环节等顺序。此过程需要的时间比较长，有效应用数字技术可打破企业传统管理流程各环节接线，不受时间与空间束缚，快速创新管理内容，节省资源投入成本。研发新技术产品时，可技术结合用户反馈意见适时修改设计方案，而企业管理部门要及时做出决策，快速调整经营策略。

四、数字经济下企业运营创新

1.企业数字化竞争与战略数字化竞争，是企业转型速度与效果竞争的表现，表现为应用数字化技术促进企业业务转型或扩张形成多样化竞争形式。传统企业发展中，新一代原生数字企业冲击着传统企业发展，如数字媒体打破了传统媒体形态，今日头条等新闻聚合器、微信及微博等社交网络快速发展，新闻传播方式发生了变化，用户对新闻生产过程与品牌认知也发生了变化。而且，新兴数字企业出现跨界竞争，如企业从传统数据服务转入通信设备制定与互联网接入市场。当前，数字化转型有很好的效果，促使更好地顺应数字时展，增强人才、资本及品牌等方面的竞争优势。现阶段，客户或企业员工，在日常工作生活中对数字技术有了更强的依赖性。数字技术利于促进企业有效融合线下实体与线上虚拟空间，实现协同进化发展，促进企业应用数字化技术调整并更新内外部互动方式。日常工作中，企业从真理层面理解数字技术的变化，合理制定决策驱动数字化技术发展，自上而下培养员工养成良好的数字意识与良好工作习惯，主动学习并应用数字技术，创新传统工作流程并支持新数字业务发展，全面提高工作效率创新商业模式，变革进行中有效抓住机遇创造更多的经济效益。2.数字化管理及商业模式企业数字化管理中，可利用新方式创造经济利润，提高客户与员工价值理念。战略层面，企业要先明确数字化战略目标，明确主要负责人并详细制定计划，保障内部上通下达更加认同企业组织，向组织外明确传递数字化转型预期。另外，为了更好地应用数字化技术满足数字化转型要求，企业要对传统组织结构进行合理的调整，加强数字化业务与职能工作整合。随着时代的进步，商业活动数字化水平不断提高暴露出了一些问题，如数据分析师专业人才不足等。此种情况下，企业可通过内培外聘方式，构建良好工作环境吸引数字化人才，结合数字化战略更新企业内部文化建设。数字化平台是利用线上技术构建的双边或多边化创新商业模式，其打破了传统行业发展规模，形成新社群市场，原有互相竞争的企业或不同需求的用户都可参与平台建设。数字技术的应用，有效降低了平台运营过程中对基础设施与有形资产产生的需求。同时，零成本传递并复制数字化信息、经验与数字系统等，智力扩展成本不断减少。平台有很多获益方式，如交易佣金的收取、服务费单方面的收入等，还可基于平台数据服务于市场营销、数据交易及投资咨询等。数字平台不断增长的参与用户规模及互动数量，有效提高了平台价值指数，为网络平台效应的形成奠定了基础。3.数字化创新市场与营销传统市场中，用户大多是被动接受产品，在数字经济时代，用户可参与企业日常经营活动，并表达自己对产品的意见。因产品生产周期变短、市场发展呈现精细化趋势，用户忠诚度变弱、线上商业活动趋势及用户多元化消费渠道等，此种情况下用户更加注重个人消费体验。所以，企业要积极搜集、汇总并分析用户消费数据，整理分析线上与线下用户，结合用户实际需求进一步完善服务创新内容，保障用户实际消费体验效果，以此增强用户购买欲望。数字化转型时代，数字营销是企业发展的主要驱动力，因而企业应用数字媒体技术构建优质化数字品牌，完善虚拟与实体空间用户体验效果，积极与用户互动。如为了塑造良好口碑与品牌形象，企业加强网络社交营销是十分必要的，充分发挥数字媒体技术优势，更好地满足客户感知需求，实现用户消费与售后保障等无缝衔接，借助分享想法、完善设计、众筹、成立产品讨论组及粉丝社区等模式积极参与相关商业活动。4.数字化创新产品与生产企业借助数字化技术对产品功能与形态进行调整，实现数字化功能。如通过数字化技术对金融产品及服务进行优化，运动服中安如数字化传感器获得消费者信息，根据这些数据结合数字化技术对产品进行优化创新，以此保障产品使用效果增强竞争力。此外，企业传统产品生产中，服务提供面临数字化转型，如借助3D打印技术进行产品加工。实际生产中，如果根据传统制造工艺及数字化技术，提高产品生产质量与效率，促进企业快速转型服务。生产制造只有实现数字化才能实现精益化生产目标，因而企业要虚拟环境中应用数字技术进行模型、验证与仿真，在数据平台中统一生产所有前后端环节，增强生产过程的柔性、灵活及智能化特点。5.数字化创新商品与服务贸易现阶段，数字化贸易范围不断扩大，利用互联网或数字交换等先进技术，改变了生产及服务模式，缩短了交易时间与成本投入，快速形成共享经济模式。而且，融合线上或线下模式，借助数字平台打破了时空有限性，促使企业快速简化贸易流程。客户输出数字贸易服务中，其知识比较密集，重视企业与用户间的交流互动性。数字贸易具有创新性，因而企业对外输出产品或服务过程中，应积极学习并应用各类新知识与技术，加大创新力度，确保知识应用模式与新技术、生产要求保持一致。而且，企业还要进一步完善数字资源及知识产权保护体制，规范应用数字金融管理工作，充分发挥信息技术作用提高企业管理效率。数字经济时代企业数字贸易活动中，受云计算或互联网等技术影响有了更广泛的服务范围与产品种类，为用户提供了更多选择机会。基于现有资源优势，应用数字技术便于企业在全球范围内找到人才、供应商及合作伙伴，对生产与创新进行重新组织以构建丰富产品线，更好地满足用户个性化需求。

五、企业服务质量提高策略

1.加大网络建设投入力度现阶段，企业网络在技术服务质量层面有明显的优势。随着时代的发展，移动与电信公司加大了网络建设投入，同时居民生活水平的提高对网速提出了新的要求。此种情况下，企业要积极完善技术服务水平，增加投入建设联通网络。应用先进科学技术为用户构建更加稳固、快捷的互联网环境，保障企业网速与固网地位优势。同时，提高技术服务质量品质与效率，保障用户群体消费体验，塑造良好品牌形象。2.提升窗口工作人员服务质量当今，联通布网范围不断扩大，城市内联通网点随处可见。实际工作中，窗口工作人员要直接面对客户，用户与公司间发挥着桥梁作用传递各类信息。所以，企业为了塑造良好形象要确保窗口服务人员保持良好工作素养与形象。窗口员工要具备一定的耐心与高度责任心。公司要定期为员工组织培训，全面提高业务技能与工作素养。另外，合理制定监督体系，有效监管各窗口人员服务情况并做好抽查，确保窗口服务员工充分发挥岗位职能作用，以防消极怠工或与用户出现冲突。3.加强服务宣传工作人员提高自身技术水平与服务质量的基础上，还要加强宣传公司产品。企业相关人员要正确看待广告宣传的作用，增加成本投入用于广告宣传。通过广告为广大用户传递企业优势，尽可能确保广告形式新颖抓住用户眼球，还要满足用户心理消费需求。另外，利用广告可增强企业知名度，各营业点还可组织更多的活动，利用商业或折扣活动激发用户消费欲望。4.进一步扩大业务范围社会经济快速发展背景下，单一化产品与渠道明显落后于时展潮流。此种情况下，中国企业也要积极拓宽产品发展取得，利用多元化营业厅如网上、微信小程序、微信公众号及手机App等先进营业模式，与各电商平台或电子设备公司加强合作交流，促使各营业厅从传统营销模式转为旗舰厅或体验厅模式，为消费者构建更加快捷方便的体验平台。

六、结束语

综上所述，新时期，我国通信行业发展中，中国联通通信公司是非常重要的构成，其营销渠道与策略方面还存在一些问题，移动与电信等其它通信公司的快速发展直接冲击着企业发展。随着市场竞争的加剧，企业要想实现可持续发展，就要正确看待市场竞争，吸收国内外行业发展先进经验，同时有效应用数字化技术塑造良好品牌形象，借助数字化平台加强宣传新业务产品，便于消费群体快速了解公司业务产品，同时还要重视营销策略与渠道的创新，为企业实现可持续发展奠定良好的基础。

参考文献：

[1]石岳.大变局时代企业运营管理模式变革[J].现代企业,2021(07):53-54.

[2]周云,王嘉琳.数字经济下的企业运营和服务创新管理研究[J].商业经济,2021(06):127-128.

[3]孔莉莉.大数据背景下企业运营管理模式创新探析[J].现代商贸工业,2019,40(32):69-70.

[4]陈晓红,唐立新,李勇建,霍宝锋,刘士新,顾远东,张兴伟,吴刚.数字经济时代下的企业运营与服务创新管理的理论与实证[J].中国科学基金,2019,33(03):301-307.

[5]施克瀚.共享经济下的企业运营思路创新[J].西部皮革,2018,40(06):110+113.

[6]王静.浅谈加强企业运营管理的路径及方法[J].河北企业,2018(02):16-17.

[7]林志.企业的运营管理及未来的发展[J].中外企业家,2017(26):77+79.

[8]姚小禹.大数据时代背景下的现代企业管理模式研究[J].现代经济信息,2017(08):93.

第9篇：数量经济与技术范文

摘要：本文基于中国向东盟主要成员国的对外直接投资流量2002-2011年的面板数据，利用标准引力模型的研究框架，分析研究了中国向东盟主要国家的对外直接投资流量与其各方的经济总量、地理距离之间的相关性。并在此基础上引入了技术距离变量，试图从母国与被投资国技术差距角度探讨对外直接投资额的影响。实证结果表明：中国与东盟国家间的技术距离差距与中国对其国际直接投资额有正相关关系。

关键词：东盟主要成员国；对外直接投资流量

一、文献综述

关于母国对外的国际直接投资规模的影响因素，国内外学者已经从多个角度不同方面进行了研究，Tsai（1994）对上世纪七十到八十年展中国家对外直接投资的分析表明：东道国市场规模是国际直接投资流动的重要因素，投资母国的贸易收支盈余与其对外直接投资呈现显著负相关，国际直接投资流量随东道国名义工资的递增而递减。Filippaios和Papanastassiou（2008）则运用两阶段最小二乘估计法分析1982-2002年美国对欧盟核心国和欧盟国的直接投资，研究表明东道国经济发展水平、劳动力素质以及中间产品成本都是影响美国对外直接投资的重要因素。李辉（2007）分析研究1980-2004年55个国家和地区面板数据，结果表明母国人均GDP、出口、结构因素、全球总需求以及全球贸易总量对我国对外投资影响显著。杨成平（2009） 通过运用多元线性回归模型对我国企业对外直接投资区位选择的影响因素进行分析。结果表明： 东道国的经济开放度、经济发展类型、东道国与我国的贸易量大小以及两国间文化的相似性等因素与我国企业对外直接投资的区位选择之间存在着正的相关性。

关于对外直接投资的技术溢出和逆向技术溢出效应，国内学者主要集中在我国吸收国外直接投资而产生的技术溢出效应，即以市场换技术是否达到预期效果。并得到不同的结果，如廖杰（ 2003） 通过实证研究认为， 从长期来看， FDI与我国的技术进步率存在一定的正相关性， 但对我国整体技术水平贡献不大。姜磊、高云超（ 2004） 认为， FD I对中国有很大的技术溢出效应， 但其大小在整个技术进步水平中的比例不断减小。另一方面，金祥荣、李有（ 2005）的研究得出， 外商直接投资与我国技术进步存在长期稳定的均衡关系， 是我国技术进步的原因， 对我国的技术进步起到了明显的促进作用。

相比起来国内学者对于技术因素是如何影响一国的对外直接投资抉择这方面的研究尚且还处于起步阶段。本文基于此试图利用加入技术距离变量的引力模型探讨技术因素是如何影响中国的对外直接投资。

二、模型介绍及数据处理

（一）模型介绍

引力模型在国际贸易领域中，被广泛运用在国与国之间的要素流量的影响因素的分析中。在国际贸易学当中，两国之间的要素流量的大小也可以被认为是取决于两国的经济体大小和两国之间的地里距离长短。经济体越大，两者间的要素流量可能由于供给市场或者需求市场较大而变大。另一方面，地理距离的越大，可能会导致要素的运输成本较高而减少两国间的要素流量。同时，地理距离也变相反应了两国间的文化，习俗，观念的差异较大，也会对要素流量产生负的影响。

（二）变量选取

因变量的选取：中国对东盟国家的对外直接投资额当年流量。由于商务部直到2002年才首次公开中国对外直接投资的统计公报，所以在数据年份选取上我们选取的是2002年到2011年。

自变量的选取：由于本文的分析是建立在标准引力模型的基础之上，因此在自变量的选取中必然会有以下几个。1，、投资母国i的经济体大小（GDPi）表示；由于缅甸从2000年到2011年的GDP数据均缺失，我们在此将研究对象修正为东盟除缅甸以外的九个成员国，下同；2、被投资国j的经济体大小（GDPj）；3、两国的地理距离L，引力模型中的地理距离被解释为经济中心之间的距离，为方便分析，这里将两国的地理距离定义为两国首都的地理距离；4、两国的技术距离H，对于技术距离的界定，我们借鉴了Carlo（2003）和Archibugi&Coco（2002）对于技术距离的描述，两国间技术距离techdis=│techi-techj│，其中tech表示i，j两国的技术水平。各国的技术水平由技术创造水平（HMTRCA），技术扩散水平，以及人力资源的开发度三个指标加权平均所得。

（三）数据处理

本文借鉴了Carlo Filippini，Vasco Molini（2003）对于技术距离变量的计算方法，技术创造水平（HMTRCA）由Balassa的中高级技术水平产品的出口的相对优势指数来计算，在本文中，由于数据量的缺失，我们对该指数进行一定程度的修改，只选用高技术水平类的产品来对技术创造水平进行度量。其中，高技术水平的产品的产品分类由Lall（2001a，2001b）中对于产品的技术分类中的高技EXPhtit指的是i国在t时间点是的高技术产品出口量，EXPtotit指的是i国在t时间点时的总出口量，EXPhtwt是t时间时候高技术产品的世界出口总量，EXPtotwt是t时间时候世界贸易的总出口量。运用相对出口优势指数可以有效的避免由于大国小国的不同所造成的统计上的偏误。

技术扩散度的计算也有三个简单的指标的加权所得，即电力消费，（本文我们选取的是亚洲主要国家2001-2010年的人均用电量，这也是为了避免人口大国和人口小国造成的统计偏误）。电话用户数以及网络用户数。基于同样的原因，本文选用的是每百人的电话用户数和每百人的网络用户数。

人力资源发展水平指标的计算用到高中生注册在校人数率加识字率得出。在查阅数据是发现亚洲各主要对象国的识字率在2001-2010年间数据量基本近乎等于1，所以我们认为这部分数据对于技术水平的度量意义不大，因此本文只选用高中注册在校人数率。

（四）模型设定

为了避免模型中的各个变量数量级差距过大，我们对模型区对数调整，以期望得到各变量变化程度对应变量的影响。本文最终所使用的经过修正后的引力模型方程如下：lnFDIij=C+lnGDPi+lnGDPj+lnLj+Hj+βij 其中i国代表中国，j国代表东盟各成员国。FDIij表示中国对东盟成员国的对外直接投资额。相对应的，GDPi和GDPj分别表示中国与东盟国家的国内经济总量。L代表两国经济中心的地理距离，这里用两国首都间的地理距离做代替；H代表两国的技术距离。关于解释变量对因变量的理论预测影响（ 预期符号） 及其理论说明参见表1。

解释变量预期符号理论说明

GDPi+投资国的经济总量与投资国对外投资能力一般是呈现出正相关的关系，根据Dunning （ 1981） 投资理论， 一国对外直接投资随着该国经济发展水平的提高而逐渐增加。因此国内生产总值越大其投资潜力就越大。

GDPj不确定被投资国的经济总量对吸收外国直接投资有正反两方面的影响，随着被投资国经济总量的增大，被投资国经济发展水平提高，会提高吸引外商在境内投资的能力。另一方面，本国经济水平的提高也会提高本国自身的投资能力，一定程度上对国际直接投资起到挤出效应

L-两国的地理距离可以看做是沟通成本、运输成本、文化差异等一系列影响国际直接投资的因素。地理距离越大，两国间的运输、语言、文化等差异越大，投资管理、控制成本、避免风险的难度就越大，不利于国际直接投资的引入。

H不确定两国间的技术距离从不同角度影响对外直接投资的输出和引入。一方面，技术差距较大，会促使低技术国家通过积极吸引外资获取国外先进技术。另一方面，较大的技术距离往往伴随着低技术国没有能力向高技术国输出资本。

（五）实证结果

将处理好的数据输入到eviews6.0软件中，鉴于本文所选取的考察样本只限于东盟十国，且由于缅甸国内生产总值数据的缺失，实际上考察的样本数量只有9个，相对考察的变量数较小，不适合做面板数据的固定效应模型分析，且与混合OLS 方法得到的结果相比，随机效应模型得出的结果解释力不足，综合以上因素，本文选取的是面板数据的混合OLS模型方法所最终得到的回归结果。回归结果由表二所示。

从表2中我们可以看出，首先，lnGDPi的回归系数为2.254056，表示中国的国内生产总值每增加一个百分点，中国对东盟国家的对外直接投资额会上升2.25个百分点。这与我们之前的理论分析结论相一致。即随着中国的经济水平不断上升，中国的对外投资能力也不断加强。向外输出资本的趋势日益明显。其次，被投资国的国内生产总值每增加一个百分点，中国对其的国际直接投资额会上升0.28个百分点。表明以东盟为代表的被投资国国内经济水平的上升，对于国外直接投资的吸引力也有所提高。两国之间的地理距离Lj的回归系数为-0.469506。这与我们的理论预测也相吻合，即两国间的地理距离对国际直接投资有负的影响。最后，中国与东盟国家的技术距离对中国向其输出国际投资有正面的影响。表示我国与东盟各国的技术差距越大，中国对其的国际直接投资有增加的趋势。技术距离没提高一个百分点，中国的对外直接投资额会增加0.47个百分点。

三、结论与政策建议

我们基于2003-2010年中国对东盟主要国家对外直接投资额面板数据，借鉴了Archibugi和coco（2002）提出的技术水平指标，并用该指标计算出中国与东盟主要国家的技术距离，将技术距离作为新增变量加入到标准引力模型中，用来考察技术差距在中国对东盟国家的国际直接投资产生的影响。结果显示中国与东盟国家的技术距离与中国向东盟的对外直接投资二者之间存在正相关关系。这从某种度上正说明了我国的对外直接投资与发达国家的对外直接投资性质有所不同。发达国家的对外直接投资是建立在企业已有的优势竞争力基础之上的。而作为发达国家的中国，在国际直接投资的选择上则更倾向于技术水平低于自身的发展中国家进行对外直接投资。这表明中国的对外直接投资除具有一个区别于发达国家对外直接投资的特征，即在对外直接投资的同时试图谋求竞争力的优势地位。

基于以上研究，我们发现中国对东盟国家的对外直接投资受到中国与东盟国家技术距离的正向影响。认为中国在对东盟国家输出直接投资的一个主要目的是通过对外直接投资将本国的技术优势向国际市场上延伸。因此，就下一步中国对外直接投资的发展方向来说，应该继续将重点放在技术水平整体不算发达的发展中国家，以发展中国家作为我国企业FDI 的主要区位选择。可以考虑把非洲、中亚、中东、南美等地区作为其对外直接投资的重点区位，以积累海外经营经验、降低风险、充分利用与保持相对的竞争优势。（作者单位：湖北大学商学院）

参考文献

[1]詹小颖，我国对外直接投资区位选择的影响因素研究[ J]. 江苏商论，2011（12）

[2]杨成平，我国企业对外直接投资区位选择的影响因素分析[J]黑龙江对外经贸，2009（11）

[3]程惠芳，阮翔用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择[J]世界经济，2004，（11）

[4]姚枝仲 李众敏，中国对外直接投资的发展趋势与政策展望[J]. 国际经济评论，2011（2）

[5]董今飞，郭继鸣，牛欣. 中国对外直接投资现状的国际比较分析 [J].对外经贸实务