一、技術(shù)進步對經(jīng)濟增長影響的理論分析
所謂技術(shù)進步，通常應(yīng)包括技術(shù)發(fā)明、技術(shù)開發(fā)、技術(shù)推廣和技術(shù)應(yīng)用，有狹義和廣義兩種理解。科技進步貢獻率中的“科技進步”指的是廣義的技術(shù)進步。廣義技術(shù)進步，是指一種存在于一切社會經(jīng)濟活動中有目的的發(fā)展過程，它不僅包括了狹義技術(shù)進步所指的生產(chǎn)技術(shù)水平的變化，而且還包括了管理技術(shù)、服務(wù)技術(shù)以及智力投資的變化。其中需重點強調(diào)一下人力資本，人力資本是指勞動者的知識程度、技術(shù)水平、工作能力以及健康狀況方面價值的總和，它也是技術(shù)進步的一個重要方面。經(jīng)濟增長是指一個國家或地區(qū)在一定時期，社會財富、生產(chǎn)增長、總產(chǎn)出的總量和人均量的完全增長，衡量經(jīng)濟增長的指標(biāo)常用的是GDP或GNP的增長率。
技術(shù)進步與經(jīng)濟增長之間是相互影響和作用的：一方面，技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力，經(jīng)濟增長可以通過兩條途徑實現(xiàn)：外延擴大再生產(chǎn)和內(nèi)涵式的擴大再生產(chǎn)，而技術(shù)進步的實質(zhì)是要提高實體性生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率。表現(xiàn)在：第一，技術(shù)進步已成為現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的主要驅(qū)動力；第二，科技進步促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整；第三，依靠技術(shù)進步實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的根本性轉(zhuǎn)變。另一方面，經(jīng)濟增長是技術(shù)進步的經(jīng)濟基礎(chǔ)，具體來說：首先，經(jīng)濟發(fā)展是技術(shù)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)；其次，經(jīng)濟發(fā)展決定著技術(shù)發(fā)展的方向；再次，經(jīng)濟發(fā)展改善著技術(shù)進步的條件與環(huán)境。
技術(shù)進步與經(jīng)濟增長之間的相互影響和作用是紛繁復(fù)雜的，同時技術(shù)進步包括的因素是多樣的，有些因素甚至是抽象的、難以量化的；而經(jīng)濟增長也有不同的計算口徑。本文在對國內(nèi)外研究現(xiàn)狀及研究方法分析的基礎(chǔ)上，對柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行改進，重點分析技術(shù)進步中的科技活動人員和科技活動經(jīng)費支出這兩個重要因素對經(jīng)濟增長的貢獻率，并根據(jù)建立的計量經(jīng)濟模型，提出相應(yīng)的對策建議。
二、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀
國際上，技術(shù)進步的測定模型產(chǎn)生于20世紀(jì)20年代。關(guān)于技術(shù)進步及其測定的文獻非常之多，以至于20世紀(jì)70年代中期以來，無人能夠?qū)夹g(shù)進步的研究寫出一份比較完整的綜述。在迄今為止的20多位諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主中，至少有一半以上的人對技術(shù)進步或其測定作過較深入的研究。但直到目前，全世界經(jīng)濟學(xué)界對技術(shù)進步測算的理論與方法，仍存在許多爭議，還難以形成一套公認(rèn)的測度模型。這主要是由于技術(shù)進步具有難以量化的特征，要想精確地度量技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的關(guān)系十分困難。歸納起來，科技進步的測定模型主要有：“柯布——道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)、丁伯根模型、索洛模型、丹尼森模型。其中應(yīng)用最廣泛的是以“柯布——道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)的索洛模型。其基本思路是：經(jīng)濟增長中扣除勞動力、資本投入數(shù)量增長因素之后，所有產(chǎn)生作用的其它因素的總和，都是由技術(shù)進步帶來的。常用形式為：Y=ALαKβ（其中，Y、A、L、K分別代表產(chǎn)量、技術(shù)水平、投入的勞動量和資本量，α、β分別表示勞動和資本的產(chǎn)出彈性）。索洛提出的模型，定量地揭示了廣義技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的作用，在世界經(jīng)濟學(xué)界產(chǎn)生重大影響。
我國對科技進步貢獻率研究始于20世紀(jì)80年代，目前國內(nèi)對經(jīng)濟增長理論的研究處于對國外經(jīng)濟增長模型的消化、吸收階段。我國學(xué)者研究使用的方法主要是以“柯布——道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)的索洛模型，通常是在此基礎(chǔ)上進行改進。例如，董西明（2006）運用增長速度方程y=?墜+αk+β1測度了山東省勞動、資本、科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率，認(rèn)為資金對山東經(jīng)濟增長的貢獻是“舉足輕重”的。田茂峰（2007）應(yīng)用“柯布——道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)Y=ALαKβ，說明了我國經(jīng)濟增長的主要動力來自投資。趙小芳等（2008）采用皮爾遜（Pearson）相關(guān)系數(shù)，測度了科技進步與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性，主要說明了我國科技進步與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的大部分指標(biāo)具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時，也有一些學(xué)者對“柯布——道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)的數(shù)據(jù)擬合方式進行改進使之更具有針對性和中國特色。例如，齊微通過建立多項式擬合模型和線性規(guī)劃模型來處理生產(chǎn)數(shù)據(jù)，并通過誤差分析來驗證該多項式擬合模型是完全符合數(shù)據(jù)的。但通過使用線性回歸方法求得的柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過對其進行誤差分析可以知道柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)與原始數(shù)據(jù)的誤差比多項式擬合模型下的誤差小得多。
三、技術(shù)進步對經(jīng)濟增長影響的實證分析
（一）模型構(gòu)建及優(yōu)化
1.變量選擇及模型構(gòu)建
為了重點分析大中型企業(yè)中科技活動人員以及科技活動經(jīng)費支出對經(jīng)濟增長的影響，通過對柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行如下改進來進行擬合：
Y=AL1αL2βK1?酌K2?濁（1）
其中，Y——工業(yè)總產(chǎn)值；A——除了勞動投入、資本投入、科技活動人員以及科技活動經(jīng)費支出之外的技術(shù)因素之和；L1——年末從業(yè)人員與科技活動人員數(shù)之差；L2——科技活動人員數(shù)；K1——科技活動經(jīng)費支出之外的資金投入，數(shù)值上等于固定資產(chǎn)投資和流動資產(chǎn)年末余額減去科技活動經(jīng)費支出；K2——科技活動經(jīng)費支出額；α、β、?酌、?濁分別為L1、L2、K1、K2的產(chǎn)出彈性。
考慮建立工業(yè)總產(chǎn)值與各因素之間的多元線性回歸模型，因此需要對式（1）兩邊取自然對數(shù)，根據(jù)取過對數(shù)的數(shù)據(jù)建立的模型其意義是不變的，由此可以得到式（2）：
InY=InA+αInL1+βInL2+?酌InK1+?濁InK2（2）
為表示方便，再令：Z=InY，X1=InL1，X2=InL2，X3=InK1，X4=InK2，m=InA
則式（2）轉(zhuǎn)化為式（3）：
Z=m+αX1+βX2+?酌X3+?濁X4（3）
式（3）將是我們建模后得到的模型形式，是我們可以分析的形式。
2.數(shù)據(jù)搜集與轉(zhuǎn)化
本文原始數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒（2010）中的2000年至2009年十年間的大中型企業(yè)相關(guān)指標(biāo)，其中Y、L2、K2的值可以直接獲得，L1的值等于年末從業(yè)人員與科技活動人員數(shù)之差，K1數(shù)值上等于固定資產(chǎn)投資和流動資產(chǎn)年末余額減去科技活動經(jīng)費支出，而年末從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資和流動資產(chǎn)年末余額也可直接獲得（見表1）。
根據(jù)本文的建模要求，對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后得到表2數(shù)據(jù)。
3.數(shù)據(jù)分析
通過統(tǒng)計軟件SPSS17.0，采用Enter強制進入策略對自變量進行分析，最初的運行結(jié)果見表3、表4、表5。
從表3可見，調(diào)整的判定系數(shù)R2=0.999，方程的擬合優(yōu)度很高，因變量被解釋的部分較多，未被解釋的部分較少。這說明影響因變量Z的主要因素均已納入模型，沒有丟失關(guān)鍵影響因素。
從表4中可見F統(tǒng)計量的觀測值為1 819.453，對應(yīng)的概率p值接近0，明顯小于顯著性水平α（0.05），所以可以認(rèn)為自變量與因變量的線性關(guān)系比較顯著，建線性模型是正確的。
從表5中可得初步回歸模型為：
Z=-5.054+0.772X1-0.555X2+0.650X3+0.664X4
t=（-4.290）（4.363）（-7.719）（2.559）（4.296）
R2=0.999 F=1 819.453
由此可見，該模型調(diào)整后的可決系數(shù)為0.999，非常高，F(xiàn)檢驗值為1 819.453，整個模型明顯顯著。但是當(dāng)顯著性水平為0.05時，X3系數(shù)的t檢驗不太顯著。同時，常數(shù)項系數(shù)與X2系數(shù)的符號與預(yù)期的相反，這表明很可能存在多重共線性。從容忍度和膨脹因子來看，容忍度普遍較小接近0，膨脹因子除X2外普遍大于10，說明方程存在比較嚴(yán)重的多重共線性，需要對方程進行進一步的優(yōu)化。
4.模型優(yōu)化
對變量進行Stepwise(逐步回歸法)篩選以消除多重共線性，可得表6、表7。
應(yīng)用逐步回歸法得到以上三個模型，說明三個模型皆消除了多重共線性，雖然模型3共線性相對來說嚴(yán)重一些，但考慮到其包括了更多的變量，更符合經(jīng)濟意義一些，因此，我們得到的優(yōu)化模型是第3個模型（方差分析表省略）：
Z=-2.849+1.005X1
+0.483X2+1.028X4
t=（-2.559）
（12.316）（-5.258）
?。?.770）
R2=0.998
F=1 259.725
這個模型首先符合了經(jīng)濟意義的檢驗，同時在理論上通過方程的顯著性檢驗，回歸系數(shù)的顯著性也都比較高，而且方程的擬合優(yōu)度也很好。至于能不能用來解釋因變量，還要接著進行其它檢驗。
?。ǘ┠Ｐ蜋z驗
1.多重共線性檢驗
多重共線性檢驗比較直觀的是利用容忍度和方差膨脹因子，方差膨脹因子是容忍度的倒數(shù)，兩者作用相同。容忍度的取值在0—1之間，越接近0表示多重共線性越強，越接近1表示多重共線性越弱；方差膨脹因子則一般以10為界限，大于10說明多重共線性越強。用這個標(biāo)準(zhǔn)分析表6數(shù)據(jù)，可見模型已經(jīng)不存在較強的多重共線性，自變量之間線性關(guān)系較弱。
2.異方差檢驗
異方差一般通過繪制標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值與標(biāo)準(zhǔn)化殘差的殘差圖和計算它們之間的Spearman等級相關(guān)系數(shù)來檢驗。用SPSS軟件分析以上得到的優(yōu)化模型，得到圖1和表8。
從圖1可見，隨標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值的變化，標(biāo)準(zhǔn)化殘差點在0線周圍呈隨機分布狀態(tài)。從表8數(shù)據(jù)看，兩者的Spearman等級相關(guān)系數(shù)為-0.442，且相應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量概率p值0.2大于0.05，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為該模型不存在異方差現(xiàn)象。
3.自相關(guān)分析
自相關(guān)性分析一般可做以時間為橫坐標(biāo)，殘差為縱坐標(biāo)的殘差圖，比較直觀地觀察看是否存在自相關(guān)，但一般不好把握。通過DW檢驗就可以比較準(zhǔn)確地確定是否存在自相關(guān)了。查表，n=10，k=4，顯著性水平為α=0.01，查表得：dL=0.340，dU=1.733。計算該模型的DW=1.976（見表7），滿足dL=0.340≤1.733≤1.976≤2.267≤3.66=4-dL，可知優(yōu)化模型不存在明顯的自相關(guān)，即模型的隨機擾動項互不相關(guān)。
4.零均值檢驗
零均值檢驗一般只是通過繪制標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值與標(biāo)準(zhǔn)化殘差的殘差圖來直觀分析，看殘差圖中的點是否在以0線為中心的帶狀區(qū)域內(nèi)隨機散落來判斷。從圖1中大致可以看出，圖中的點隨機散落，可認(rèn)為基本滿足了零均值的假定。
5.正態(tài)性檢驗
對正態(tài)性假定的檢驗通過觀察殘差累計概率圖中的點是否隨機在零線周圍分布和看標(biāo)準(zhǔn)化殘差的非參數(shù)檢驗結(jié)果表中的概率p值是否滿足要求。
從圖2中可見，數(shù)據(jù)點在零線周圍隨機分布，并無規(guī)律可言，說明直觀來看正態(tài)性較好；從表9中的概率p值就可肯定的判斷出其大于0.05，標(biāo)準(zhǔn)化殘差與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布不存在顯著性差異，說明模型滿足了正態(tài)性假定。
?。ㄈ┠Ｐ偷慕?jīng)濟解釋
1.科技活動人員對經(jīng)濟增長的影響
從建立的模型看，在其他條件不變的情況下，科技活動人員每增長0.483個百分點，工業(yè)總產(chǎn)值將平均增長1個百分點，即說明，科技活動人員數(shù)的增加將促進經(jīng)濟水平的增長，這是符合我們的經(jīng)濟理論及要求的。
2.除科技活動人員以外的從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的影響
同理，在其他條件不變的情況下，除科技活動人員以外的從業(yè)人員數(shù)每增長1.005%，工業(yè)總產(chǎn)值將平均增長1%。與科技活動人員相比，除科技活動人員以外的從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的貢獻率更大一些。這與我國工業(yè)制造業(yè)粗放型增長方式為主的現(xiàn)狀是相符的，同時這也從側(cè)面說明了我國大中型企業(yè)提高技術(shù)因素貢獻率的重要性。
3.科技活動經(jīng)費支出對經(jīng)濟增長的影響
同理，在其他條件不變的情況下，科技活動經(jīng)費支出每增長1.028個百分點，工業(yè)總產(chǎn)值將平均增長1個百分點。一方面，工業(yè)總產(chǎn)值與科技活動經(jīng)費支出同方向變動；另一方面，相比于科技活動人員、除科技活動人員以外的從業(yè)人員兩者對工業(yè)總產(chǎn)值的貢獻率，科技活動經(jīng)費支出的貢獻率是更大的。
四、提高技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻率的建議
?。ㄒ唬┰黾涌萍纪度?
科技投入是技術(shù)進步的基礎(chǔ)，而我國的科技投入遠遠低于歐美國家，科研經(jīng)費占GDP的比重遠遠低于發(fā)達國家，如2007年我國占1.4%，美國占2.68%，日本占3.44%。同時本文建立的多元分析模型說明，我國科技活動經(jīng)費支出對經(jīng)濟增長的貢獻率相對來說是很大的。因此，要使科技發(fā)揮充分作用，首先要增加科技投入；其次要建立一個適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展的多渠道科技投入體系，切實使資金到位。第三，改變不合理的投入負(fù)擔(dān)結(jié)構(gòu)，促進企業(yè)技術(shù)推動力的發(fā)揮，變政府給企業(yè)科研經(jīng)費為企業(yè)自留，自找科研經(jīng)費，把企業(yè)特別是國有大中型企業(yè)真正推到科技開發(fā)、研究、推廣和應(yīng)用的第一線；第四，調(diào)整科技投入方向，要把資金的重點投向起點高又有帶動性的“朝陽產(chǎn)業(yè)”和關(guān)鍵的技改和開發(fā)項目，特別是要通過大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，促進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。
?。ǘ┨岣呖萍蓟顒尤藛T創(chuàng)造產(chǎn)值的能力
技術(shù)進步對經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮作用，其中最關(guān)鍵的因素是科技活動人員。這里的科技人員既應(yīng)該包括專門從事科技研究與實驗的人員，即R&D人員；也要包括專業(yè)技術(shù)人員。因此，要提高科技活動人員創(chuàng)造產(chǎn)值的能力，一方面要繼續(xù)提高R&D人員的素質(zhì)和創(chuàng)造力，加大高校和企業(yè)的教育培養(yǎng)力度；另一方面更加重視直接從事科技與經(jīng)濟結(jié)合工作的基層科技人員、職工的作用，提高他們應(yīng)用先進技術(shù)作用于生產(chǎn)力的積極性和能力。
黨的十七屆五中全會通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃的建議》強調(diào)指出，推動中國經(jīng)濟發(fā)展要更多依靠科技創(chuàng)新驅(qū)動?！笆濉币?guī)劃以科學(xué)發(fā)展為主題，以加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式為主線。只有把科技進步和創(chuàng)新作為加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要支撐，集成創(chuàng)新和引進消化吸收再創(chuàng)新，不斷深化政治、經(jīng)濟體制改革，不斷深化教育、科技體制改革，才能驅(qū)動中國可持續(xù)發(fā)展。由此可見，“十二五”期間，國家將更加重視技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的作用，采取措施提高我國的科技進步貢獻率，實現(xiàn)我國經(jīng)濟的又好又快發(fā)展。●
