科技投資、技術引進對經濟增長集約化的動態效應
——基于狀態空間模型的變參數估計

唐未兵1，傅元海

(1.湖南工業大學，湖南 株洲 412007；2.廣州大學 經濟統計學院，廣東 廣州510006)

一、引言

我國依賴投資驅動經濟高速增長方式受資源和環境的約束而難以持續，轉變經濟增長方式以實現經濟增長與資源和環境的相互協調已經刻不容緩。高投入、高排放、低產出的粗放增長方式本質上表現為技術進步對經濟增長的貢獻過低，轉變經濟增長方式就是要促進技術進步，提高技術進步對經濟增長的貢獻份額，實現經濟集約化增長。一般而言，技術進步可以通過自主研發和技術引進兩條途徑實現。加大科技投入是促進技術進步的根本路徑，也是提高自主創新能力的主要手段。

技術引進是推動技術進步的重要途徑，特別是對發展中國家而言，引進技術對提升本國技術水平具有重要的意義。因為發展中國家技術水平低，遠遠落后于發達國家，引進發達國家先進技術可以低成本促進技術進步，快速地縮小與發達國家的技術差距。技術引進主要有國際技術轉讓、進口和國際直接投資(簡稱外資)。對東道國而言，引進國際直接投資獲取技術有兩方面的優勢，第一，在跨國企業就業的東道國員工能近距離接觸、了解、熟悉生產環節，容易獲取更多生產環節的技術；第二，無論是占領市場還是降低成本的國際直接投資，跨國公司基于利潤最大化目的，傾向于使用先進技術生產產品。因此，發展中國家通過引進國際直接投資獲取技術可以避免購買專利和進口產品獲取技術的不足。正是因為東道國通過引進國際直接投資獲取技術的優勢，包括發達國家在內的世界大多數國家大力鼓勵國際直接投資的進入，期望獲得發達國家的先進技術。

科技投資和技術引進是影響經濟增長方式轉變的兩個重要因素。從現有研究看，主要有兩方面的不足：一是研究內容方面，學者主要討論科技投資和技術引進對經濟增長或技術進步的影響，很少有學者討論科技投資和技術引進對經濟增長集約化水平的影響；二是研究方法方面，實證模型主要是靜態模型或動態面板模型無法考察科技投資和技術引進對經濟增長方式轉變影響的時間特征。

為彌補現有研究的不足，本文擬在以下方面創新：第一，在區分全要素生產率和經濟增長集約化的差異并揭示技術進步影響經濟增長集約化機理的基礎上，利用我國1978—2011年數據實證檢驗科技投資和外資技術溢出對經濟增長集約化的影響；第二，借鑒現有實證檢驗科技投資和技術溢出影響全要素生產率的計量模型，運用狀態空間變參數模型進行估計，以考察科技投資和外資技術溢出對經濟增長方式影響的動態效應(即時間特征)。本文的結構安排如下：第二部分為理論分析和文獻回顧；第三部分確定計量模型，介紹變量的測度和數據來源；第四部分進行實證分析，介紹實證結果并解釋其原因；最后概述本文的結論及政策建議。

二、理論分析及相關文獻

1.技術進步與集約型經濟增長方式的關系

Solow-Swan的新古典模型強調外生技術對經濟增長的長期作用，但不能解釋技術進步影響經濟增長的內在機理。Arrow(1962)則將技術進步內生化[1]；Romer(1986，1990)[2—3]、Lucas(1988)[4]等人不僅將技術進步內生為經濟系統之中，而且認為技術進步是長期經濟增長的關鍵因素，特別是，Romer和Lucas揭示了技術進步通過產生規模報酬遞增和知識外溢促進經濟增長的機理。紀玉山和吳勇民(2007)則進一步揭示了技術進步影響經濟增長的微觀機理[5]：科技創新通過降低企業平均成本而形成規模效應；科技創新在行業層面上形成以范圍經濟方式表達的集聚效應；科技創新在企業和行業間不斷擴散與轉移，形成以關聯效應方式所表達的乘數效應；科技創新在三個層面的效應最終促進宏觀層面的技術進步，表現為經濟增長。

一般來說，技術進步影響經濟增長方式轉變的機理與技術進步影響經濟增長的機理是一致的。但是，技術進步促進經濟增長并不等于技術進步促進經濟增長方式轉變，技術進步促進經濟增長與技術進步促進經濟增長方式轉變存在明顯的差異，大多數研究成果卻沒有明晰二者的區別。經濟增長集約化水平是反映經濟增長方式的重要維度。厲無畏和王振認為(2006)[6]，增長集約化可以通過技術進步率對經濟增長率的貢獻份額與投入要素增長率對經濟增長率貢獻份額之比測度。這就是說，只有當技術進步率對經濟增長率的貢獻份額與投入要素增長率對經濟增長率貢獻份額之比不斷增大，或者說技術進步率對經濟增長率的貢獻份額不斷上升，才表明技術進步促進了經濟增長方式轉變；否則，技術進步即使推動了經濟增長，也不能促使經濟增長方式轉變。進一步說，即使科技投資或技術引進提高了全要素生產率或促進了經濟增長，但并不能判斷科技投資或技術引進促進了經濟增長方式轉變。因為科技投資或技術引進促進全要素生產率提升或經濟增長，并不意味著科技投資或技術引進導致了全要素生產率的增長率對經濟增長率的貢獻不斷上升。

基于Solow-Swan模型，諸多研究主張用全要素生產率度量技術進步；同時，也有不少的研究甚至有影響的國際機構認為全要素生產率能綜合反映經濟增長方式，如劉國光和李京文(2001)指出[7]，轉變經濟增長方式的一般含義就是要提高全要素生產率。正是全要素生產率的多重定義，一些研究常常將技術進步與經濟增長方式轉變概念混淆。一般而言，二者是因果關系，技術進步是因，經濟增長方式轉變是果，因果不能簡單等同。鄭玉歆(2007)也指出[8]，全要素生產率增長并不能準確反映經濟增長方式的轉變，如1993年以后我國全要素生產率不斷提高，但是全要素生產率的增長率不斷下降，特別是全要素生產率對經濟增長的貢獻比例不斷下降，即要素投入對經濟增長的貢獻比例不斷上升，經濟增長向粗放型方式發生逆轉。因此，無論通過加大科技投資還是通過引進外資提高全要素生產率，都不能簡單地認為科技投資或引進外資促進經濟增長方式轉變。

2.相關實證研究

從理論上厘清了技術進步與經濟增長方式的關系后，我們可以簡要地梳理相關的實證文獻。國內外學者就技術進步對經濟增長的貢獻進行了廣泛的實證檢驗。胡恩華等(2006)[9]、俞立平和熊德平(2011)[10]、胡振華和劉篤池(2009)[11]考察了科技投入對經濟增長的影響；沈坤榮和耿強(2001)[12]、程惠芳(2001)[13]等學者則檢驗了外資技術溢出對我國經濟增長的影響。由理論分析可知，從科技投入或外資技術溢出對經濟增長的貢獻無法確定科技投入或外資技術溢出對經濟增長集約化水平的影響；雖然一些學者如杜傳忠和曹艷喬(2010)[14]的研究依據研發投入和外資技術溢出對經濟增長的貢獻偏低，得出了我國經濟增長方式是粗放型的結論，但是這并不能支持研發投入和外資技術溢出影響經濟增長方式轉變的結論。

國內外眾多學者通過測算全要素生產率判斷經濟增長方式的轉變。國外學者如Young(1994)[15]、OECD(2005)[16]測算了全要素生產率對經濟增長的貢獻；國內學者周紹森和胡德龍(2010)[17]、郭慶旺和賈俊雪(2005)[18]測算了全要素生產率對我國經濟增長的貢獻；這些研究雖然沒有明確分析廣義技術進步對經濟增長方式轉變的影響，但是從實證結論可以判斷經濟增長方式的類型。全要素生產率提升是技術進步結果，受制度、科技投資、技術引進等多種因素的影響；也即是說，科技投資和技術引進全要素生產率提升的原因，全要素生產率提升不一定是科技投資和技術引進的結果，也可能是制度優化、產業結構升級的結果。因此，全要素生產率對經濟增長的貢獻并不能準確反映科技投資和外資技術溢出對經濟增長集約化水平的作用。

學者就國內研發和技術溢出對全要素生產率的影響進行了大量的研究。學者實證檢驗研發支出對全要素生產率的影響沒有得出一致的結論。吳延兵(2006)[19]等發現國內研發支出促進全要素生產率的提高；謝里等(2011)[20]實證則發現，研發沒有提高全要素生產率。一些學者檢驗了外資技術溢出對我國全要素生產率的影響，結論也存在爭議。顏鵬飛和王兵(2004)研究發現，外資技術溢出對全要素生產率沒有顯著影響[21]。覃毅和張世賢(2011)實證表明，示范、競爭效應和后向關聯效應提高內資企業全要素生產率，前向關聯效應阻礙內資企業全要素生產率提高[22]。相當多的研究則將國內研發投資、外資技術溢出納入一個分析框架，比較了國內研發投資、外資技術溢出對全要素生產率的影響，但是研究結論常常存在分歧。張海洋(2005)研究發現[23]，國內研發和外資技術溢出均抑制全要素生產率的增長。陳繼勇和盛楊懌(2008)實證檢驗表明，我國自身的科技投入是提高全要素生產率的最主要因素，外資通過生產經營活動產生的國際知識溢出對全要素生產率的影響不顯著，外資通過進口產生的國際知識溢出對全要素生產率的影響因樣本不同而不同[24]。邱斌等(2008)[25]、王英和劉思峰(2008)[26]實證檢驗支持國內研發促進我國全要素生產率增長的觀點，同時發現外資和出口的技術溢出顯著提高我國全要素生產率。由于全要素生產率度量經濟增長方式的局限，這些研究的結論無法反映國內研發投資、外資技術溢出對經濟增長方式轉變的影響。

綜上所述，現有研究雖然測算了科技投入或者全要素生產率對經濟增長的份額，或者檢驗了研發投入和外資技術溢出對全要生產率的影響，但是并不能反映科技投入和外資技術溢出對經濟增長集約化水平的影響，因此利用實證模型檢驗科技投入和外資技術溢出對我國經濟增長集約化水平的影響具有重要的價值，可以為各級政府制定利用科技和外資推動經濟增長方式轉變的政策提供參考依據。

三、模型、變量及數據

1.基本模型

以陳繼勇和盛楊懌檢驗影響全要素生產率因素的計量模型為基礎，構建國內研發支出和外資技術溢出影響經濟增長集約化的實證模型。此外，劉舜佳(2009)認為國際貿易[27]、樊綱等認為市場化(2011)[28]、朱英明認為城市化(2009)[29]是影響全要素生產率的重要因素；周紹森和胡德龍(2010)認為市場化、產業結構、研發投入等5個因素可以反映全要素生產率。一般來說，國內研發投資、外資技術溢出等因素通過影響全要素生產率來影響經濟增長集約化水平。上述文獻回顧中一些學者將全要素生產率對經濟增長貢獻低的原因歸結為結投資驅動的經濟增長方式，其邏輯是投資水平越高，資本對經濟增長的貢獻份額越大，經濟增長集約化水平越低，因此投資驅動水平也是影響經濟增長集約化水平的重要因素。因此，可以初步構建如下實證模型：

gintt=c+β1·fdit+β2·stecht+β3·inst+

β4·indust+β5·invest+β6·urbt+β7·opt+μt

(1)

下標t表示第t(t=1978，…，2011)年。gint表示經濟增長集約化水平，為被解釋變量。stech表示科技投入，fdi表示外資技術溢出，二者為模型的核心解釋變量。ins表示制度變量，indus表示產業結構水平，inves表示投資驅動水平，urb表示城鎮化，op表示貿易水平，5個變量為模型的控制變量。μ為誤差項。

2.變量測度及數據來源

(1)經濟增長集約化水平

判斷經濟增長方式主要依據經濟增長的動力，即哪些因素促進經濟增長。如果是投資、勞動、原材料等投入勞動經濟增長，則經濟增長方式是粗放型；如果是技術、管理等提高生產要素的利用效率推動經濟增長，經濟增長方式則是集約型。基于經濟增長方式的內涵，厲無畏和王振(2006)、云鶴等(2009)[30]將經濟增長集約化定義如下：

gintt=(at/gt)/[(δkt+λlt)/gt]

(2)

a為全要素生產率增長率，g為GDP增長率，k、l分別為資本和勞動增長率，δ、λ分別為資本和勞動的產出彈性。其中，對C-D生產函數求導并整理后可得全要素生產率增長率a的公式：

at=gt-δkt-λlt

(3)

a實質上是模型gt=δkt+λlt回歸的殘差。1978—2006年資本增長率依據單豪杰(2008)[31]測算出的資本存量計算。2007—2011年資本增長率計算步驟：先依據單豪杰的方法測算存量資本，然后計算k。GDP增長率、2007—2009年的資本形成額、固定投資價格指數來自《中國統計年鑒》和中經網。

(2)科技投入等變量的測度

為避免科技投入與其他解釋變量的共線性，科技投入用科技投入增長率測度；科技投入增長率采用可比性價格計算，由于缺乏相關價格指數，用城鎮居民消費價格指數替代。外資技術溢出用外商直接投資存量*采用張天頂的方法按10%折舊率計算。見張天頂的《FDI對中國經濟增長影響的實證研究》，《世界經濟研究》2004年第10期第76頁。占GDP的比例測度，外資按年均匯率折算為人民幣。制度變量用國有企業就業占全部單位就業的比例衡量。產業結構用工業增加值占GDP的比例反映，而且這一比例還可以度量工業化進程。胡鞍鋼等(2008)主張采用存量資本增長率度量經濟增長方式[32]，這里采用固定資本形成增長率替代；固定資本形成增長率采用可比價格計算，1978—2004年固定資本價格指數依據單豪杰測算的資本存量計算，2005—2011年固定資本價格指數采用固定資產投資價格指數替代。為避免城鎮人口比例度量城市化水平可能產生的內生性，借鑒陸銘和陳釗(2004)[33]的處理方法，采用滯后1期人口出生率作為城市化的工具變量。國際貿易用進出口額占GDP的比例測度。

科技支出數據來自《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》；1984—2011年外商直接投資數據來自《中國統計年鑒》和中經網，1984年前的數據來自聯合國貿易和發展會議(UNCTAD)公布的數據；工業增加值采用GDP構成中工業增加值統計口徑數據，工業增加值、GDP、就業、城鎮居民消費價格指數、人口出生率、進出口、固定資產投資價格指數和1980—2011年匯率數據來《中國統計年鑒》，1978—1979年匯率來自金投外匯網。

3.共線性檢驗及模型修正

如果解釋變量存在強共線性，模型可能因為出現奇異矩陣而無法估計；即使可以估計，結果也是有偏的。首先對解釋變量的相關性進行分析，urb與fdi、ins、op、stech的相關系數分別為-0.76、-0.92、-0.8、-0.62，ins與fdi、op、stech的相關系數分別為0.79、0.89、0.63，op與fdi的相關系數為0.76，意味著一些解釋變量的信息存在重疊，初步懷疑模型(1)存在較為嚴重的共線性。

表1 解釋變量相關系數檢驗

進一步對模型進行共線性檢驗表明，7個解釋變量主成分分析得到的特征根倒數之和為79，遠遠超過解釋變量數量的5倍*Chatterjee et al.認為解釋變量主成分分析的特征根倒數和大于解釋變量數目的5倍，則模型存在嚴重的共線性，見Chatterjee,S.,A.S.Hadi,and B.Price,Regression and Analy sis By Example(3rd Ed),John Wiley & Sons,Inc,2000,p248。，這就是說，模型(1)存在嚴重的共線性。借鑒Kumar(2000)降低共線性的方法[34]，分別對部分相關程度較高的解釋變量進行調整。具體地說，對inst=c+φ1·opt+φ2·fdit+εt和opt=c+γ·fdit+τt進行回歸，得到殘差ε和τ分別記為ains和aop，分別替代ins和op。然后對模型進行共線性檢驗，依據主成分分析得到特征根倒數和，從下表第4行可知，為58.67，超過解釋變量數目的7倍，模型仍然存在嚴重共線性，原因是urb與多數解釋變量的相關性程度較高。雖然可以對urb進行調整，但是urb無論調整與否，在后文狀態空間模型回歸中均不顯著，因此刪除urb變量。進一步對保留的fdi、stech、inves、indus、ains、aop等6個解釋變量進行主成分分析，其特征根倒數和僅為8.97，表明調整后的模型不存在共線性。由于aop在狀態空間模型回歸中也不顯著*aop回歸系數的P值為0.175，且模型回歸得到的AIC和SC分別為均大于1.86和2.04，分別大于刪除aop后模型回歸得到的AIC值1.44和SC值1.62，因此，刪除aop后模型更優。，模型刪除aop。

表2 模型共線性檢驗

四、實證結果及分析

為考察科技投入和外資技術溢出對經濟增長集約化水平的動態效應，將模型(1)設定為狀態空間變參數模型。其量測方程如下：

gintt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+

β4t·indust+β5t·invest+μt

(4)

β1t=α+ι·β1t-1+ν1t

(5)

βit=βit-1+νit

(6)

(5)式則為(4)式中解釋變量fdi時變參數的描述，α為截距項，ι為待估參數；(6)式為(4)式中第i(i=2，…，5)個解釋變量時變參數的描述；ν為擾動項。

1.協整檢驗

狀態空間模型要求變量平穩且存在協整關系[35]。采用ADF檢驗法對模型(4)中所有變量進行單位根檢驗表明，gint、stech、inves不存在單位根，這些變量的一階差分也是平穩的；fdi、ains、indus變量則存在單位根，fdi的一階差分在10%顯著水平下是平穩的，ains、indus的一階差分在1%顯著水平下是平穩的。因此模型(4)中的所有變量均是同階平穩序列。

表3 變量的單位根檢驗

注：檢驗類型中c為截距，t為時間趨勢，l為滯后階。

表4 Johansen協整檢驗

進一步運用Johansen協整檢驗方法檢驗模型(4)被解釋變量與解釋變量是否存在協整關系，結果如表所示：跡檢驗和最大特征根值檢驗均在1%顯著性水平下拒絕沒有協整關系的原假設，在15%顯著水平下接受存在最多5個協整關系的原假設，即被解釋變量gint與5個解釋變量存在協整關系，因此上述狀態空間模型不會出現偽回歸。

2.回歸結果

運用卡爾曼濾波算法對模型(4)和模型(5)進行估計。由于Eviews6.0估計狀態空間模型的初始結果不穩定，通過反復運用程序得到狀態空間模型穩定的估計結果，見下表。從表可知，除了模型(4)的截距項不顯著，模型(5)中固定參數α的顯著水平為5%，其余固定參數和時變參數的顯著水平均為1%。相對于保留urb和aop以及β2、β3、β4、β5狀態空間方程其他設定形式而言，對數似然值為最大，如保留aop或保留aop和urb時，對數似然值分別為-27.7和-31.9，小于表中值-20.4；同時AIC和SC的值也是最小的，因此模型設定是合理的。

從圖1可以看出，科技投入對我國經濟增長集約化水平具有正向作用，但是1979—2011年科技投入的正向作用不斷發生變化。1979—1993年科技投入的作用波動較大，其中1979—1986年呈波動上升趨勢，系數從0.005上升到1.48，1986—1991年科技投入的作用不斷下降，系數從0.99下降到0.47，1991—1993年科技投入提升經濟增長集約化水平的作用迅速上升，系數從0.47上升至1.53；1994—2007年科技投入的作用不斷下降，系數從1.52下降到0.98；此后科技投入的作用緩慢上升，2011年系數上升至1.1。具體地說，科技投入增長率提高0.1，1979—1986年經濟增長集約化水平上升幅度從0.0005提高到0.148；1986—1991年經濟增長集約化水平上升幅度從0.099下降到0.047；1991—1993年經濟增長集約化水平上升幅度從0.047提高至0.153；1994—2007年經濟增長集約化水平上升幅度從0.152下降至0.098；之后，經濟增長集約化水平上升幅度提高至0.11。

表5 狀態空間模型的估計結果

注：模型(4)和模型(5)沒有c2，但是估Eviews6.0計量測方程和狀態方程時，模型(4)的程序寫為gintt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+β4t·indust+β5t·invest+?[var?=?exp(c2)]；模型(5)的程序可寫為β1t=α+ι·β1t-1+[var=exp(c3)]，但是c3的p值為0.6718，且AIC值和SC值分別為1.4924和1.7169，大于刪除var=exp(c3)后模型AIC值和SC值。因此，刪除var=exp(c3)后模型更優。

外資技術溢出對經濟增長集約化水平具有負向作用，外資技術溢出的負向作用具有明顯的階段特征。外資技術溢出的系數在1979—1992年期間波動幅度大，先是從1979年的-0.92下降1982年的-1.7，1983年迅速上升到-0.25，1984年又下降到-1.05，1985年上升到-0.24,1986年開始再次下降，從-0.26下降到1992年的-1.72；1993—2011年系數趨于穩定，約為-1.8。也就是說，外資存量占GDP的比例增加0.1，經濟增長集約化水平1979年下降0.092，1982年下降幅度擴大到0.17，1983年下降幅度縮小到0.025，1984年下降幅度又擴大到0.105，1985年下降幅度縮小到0.024，之后，下降幅度再次迅速擴大到1992年的0.172；1993—2001年外資存量占GDP的比例提高0.1，經濟增長集約化水平下降0.18左右。

圖1 β2和β3的變化趨勢

因此，科技投入促進了經濟增長集約化水平提高，而外資技術溢出阻礙了經濟增長集約化水平提高。科技投入對經濟增長集約化的積極作用和外資技術溢出對經濟增長集約化水平的阻礙作用隨時間變化而不斷變化。1979—1993年科技投入對經濟增長集約化水平的作用總體上呈波動上升趨勢，1994—2007年科技投入對經濟增長集約化水平的作用不斷下降，2007—2011年科技投入的作用緩慢上升。1979—1992年外資技術溢出對經濟增長集約化水平的阻礙作用呈波動狀態，1993—2011年外資技術溢出對經濟增長集約化水平的阻礙作用沒有明顯變化。

3.結果解釋

科技投入促進經濟增長集約化水平提升主要是因為科技投入增加推動了技術進步，提高了技術進步對經濟增長的貢獻份額。特別是，科技投入增長促進技術進步，致使技術進步對經濟增長的貢獻份額超過要素投入增長對經濟增長的貢獻份額，科技投入就顯著提高了經濟增長集約化水平。科技投入對經濟增長集約化水平的作用隨時間不斷發生變化，可能是科技投入對經濟增長集約化水平的作用受制度、研發效率、科技成果產業化、經濟發展水平以及產業結構水平等因素的制約。2001—2011年科技投入對經濟增長集約化的作用較為穩定，可能與制度環境不斷優化、科技成果轉化機制不斷完善和產業結構日趨合理等因素密切相關。

外資技術溢出阻礙經濟增長集約化水平提升的主要原因可能有以下幾點：一是外資進入產生的競爭效應，降低了本地企業市場份額，提高了經營成本，降低了企業創新能力，抑制了本地企業技術進步，導致技術進步對經濟增長份額下降，經濟增長集約化水平下降。二是外資企業良好的工作環境和優厚待遇吸引了內資企業的中高層次人力資本，不僅降低了內資企業技術創新能力，同時也導致內資企業的技術擴散到外資企業，結果導致技術進步對經濟增長的貢獻份額下降，經濟增長集約化水平降低。三是外資進入并沒有帶來先進技術，以勞動生產率為例來說，我國外資工業企業的生產率明顯低于對我國投資的主要國家或地區，如2000年和2003年，英、美、日、韓和香港的勞動生產率是我國外資工業企業的3至9倍*見傅元海的《中國外商直接投資質量問題研究》第52頁表3—11，經濟科學出版社，2009。，2004年以后外資工業企業生產率與內資企業接近甚至低于內資企業。外資企業沒有帶來先進技術可能是邊際產業轉移的結果，也可能是外資企業控制技術的結果。由圖2可知，1993—2007年內資工業企業增加值率明顯高于外資工業企業和外資高技術企業，大約為外資工業企業1.1倍至1.26倍，是外資高技術企業的1.11倍至1.18倍，因此即使是外資高技術企業也沒有帶來先進技術，其增加值率與外資工業企業增加值率基本一致。傅元海和王展祥(2011)指出[36]，外資企業常常將涉及核心技術或關鍵技術的生產環節放在國外，在中國的生產環節更多的是加工、組裝或密集使用勞動的工序，同時通過進口包含核心技術或關鍵技術的中間投入品支持企業在中國的生產。這一點可以從我國利用外資中三來一補的比例較高得到佐證。外資企業增加值率低，不僅直接降低技術進步對我國經濟(包含外資經濟)增長的貢獻份額，而且內資企業可能反向技術擴散到外資企業，阻礙了經濟增長集約化水平的提升。與科技投資對經濟增長集約化水平的作用不斷變化的原因類似，外資技術溢出對經濟增長集約化水平的阻礙作用可能受制度、知識產權保護、技術差距、本地企業技術能力等因素的制約，1993—2011年外資技術溢出對經濟增長集約化水平的阻礙作用一直

圖2 內外資工業企業增加值率比較

較穩定，可能主要是我國制度環境和相關政策等因素較為穩定，這些因素對外資技術溢出影響經濟增長集約化水平的作用不顯著。

五、結論與建議

促進技術進步是提高經濟增長集約化水平的根本途徑，科技投資和技術引進是促進技術進步的兩條主要路徑。雖然已有成果檢驗科技投資或技術引進對技術進步或經濟增長的影響，但是由于經濟增長集約化水平與經濟增長、全要素生產率的差異，無法從科技投資或技術引進對對經濟增長、集約化水平的影響準確判斷科技投資、技術引進對經濟增長集約化的影響。本文運用狀態空間模型檢驗了1978—2011年科技投資和外資技術溢出對我國經濟增長集約化水平的動態效應。結果表明，科技投資增長是促進我國經濟增長集約化水平提高的主要因素之一，但是科技投資對經濟增長集約化的正向作用隨時間不斷變化，科技投資增長0.1，1980—1993年經濟增長集約化水平提高0.044～0.153，1994—2011年提高0.152～0.098。外資技術溢出卻阻礙了經濟增長集約化水平上升，外資存量占GDP的比例上升0.1，1979—1992年經濟增長集約化水平下降0.092～0.176，1993—2011年下降0.18左右。

實證檢驗結果具有明確的政策含義：加大科技投資是提高經濟增長集約化水平、加快經濟增長方式轉變的重大戰略舉措。因為增加科技投入是促進技術進步的主要途徑，是改變高投入、低產出傳統經濟增長方式的根本途徑。當前我國經濟增長仍然依賴投資拉動，科技投資水平低是重要原因，只有提高科技投資水平才能有效地促進投資驅動經濟增長方式向集約型經濟增長方式轉變。當然，重視科技投入的同時，也要重視研發效率、科技成果的轉化和產業化，以提高科技投入促進經濟增長方式轉變的實效。另外，優化制度環境，加強知識產權保護，積極調整產業結構等等，可以提高科技投入對經濟增長方式轉變的正向作用。繼續堅持通過利用外資引進技術的戰略，雖然實證發現外資技術溢出阻礙經濟增長集約化水平的提升，但是并不能否定引進技術促進技術進步的作用。引進國外先進技術不僅可以降低技術進步的成本，而且可以極大程度上縮短獲得先進技術的時間。利用外資引進技術的關鍵是采取切實有效的措施鼓勵外資企業在中國生產時使用先進技術，如參照西方發達國家規定外資企業在東道國創造新價值的最低比例；或者提高外資企業進口中間投入產品的關稅，以提高外資企業進口高技術含量的中間投入產品支持企業在中國生產的成本，促使外資在中國運用先進技術生產；區別對待外資企業不同類型的研發活動，對新產品、新工藝或基礎研究的創新性研發給予最優惠政策，對調試型研發、適應本地市場的研發和技術跟蹤性研發給予一般優惠政策甚至國民待遇。引進技術要以自主創新為基礎，既可以提高本地企業的競爭能力，促使外資企業轉移技術；也可以提高吸收能力，促使外資技術加速轉移。不斷完善市場經濟制度和投資環境，加大知識產權保護力度，維護有序的市場競爭秩序，抑制外資技術溢出的負面效應，誘使外資技術溢出的正向效應，促使引進技術對經濟增長方式轉變產生正面效應。

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