我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的綜合效應(yīng)測(cè)度及影響因素甄別

李馨

摘要：文章針對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步帶來的影響，構(gòu)建了包括經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、社會(huì)效應(yīng)及R&D效應(yīng)在內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步的三重效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并運(yùn)用主成分分析法對(duì)我國(guó)1997～2011年的技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，分析了我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)的整體水平。在此基礎(chǔ)上，從FDI、進(jìn)口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等角度通過主成分回歸方法進(jìn)一步揭示和探尋影響技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的重要因素。

關(guān)鍵詞：技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)；主成分分析；主成分回歸

一、引言

關(guān)于技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)測(cè)度及其影響因素，國(guó)內(nèi)外理論界取得了較多研究成果。一是索洛余值法。Coe和Helpman（1995）運(yùn)用索洛余值法估算全要素生產(chǎn)率，研究表明，貿(mào)易進(jìn)口是東道國(guó)學(xué)習(xí)其他國(guó)家先進(jìn)技術(shù)、實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要因素。蔣仁愛、馮福根（2012）沿用Coe和Helpman及其后續(xù)研究的做法計(jì)算出TFP，分析了貿(mào)易、FDI、無形技術(shù)外溢對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響效果。二是DEA-Malmquist指數(shù)法。燕安、黃武俊（2010）利用DEA測(cè)算我國(guó)1983～2007年全要素生產(chǎn)率，并研究了FDI、人力資本存量與我國(guó)技術(shù)水平之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。郭峰、胡軍等（2013）根據(jù)我國(guó)28個(gè)省市區(qū)1987～2010年度的面板數(shù)據(jù)，利用DEA方法計(jì)算了我國(guó)各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率，結(jié)果表明，貿(mào)易進(jìn)口和FDI對(duì)省際FTP有顯著的溢出效應(yīng)。

本文借鑒白云飛、劉寧的方法，構(gòu)建了技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，將技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)帶來的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和R&D三方面效應(yīng)的若干指標(biāo)綜合表示，不僅全面綜合地反映了技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的總強(qiáng)度，也有利于不同年份技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的對(duì)比，以便于對(duì)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的進(jìn)一步研究。

二、基于主成分分析的我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)的評(píng)價(jià)

（一）指標(biāo)體系的構(gòu)建

本文根據(jù)建立指標(biāo)體系的科學(xué)性、全面性、層次性、針對(duì)性及可操作性原則，根據(jù)技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、社會(huì)進(jìn)步及科技創(chuàng)新方面影響的具體體現(xiàn)，建立了技術(shù)進(jìn)步三重效應(yīng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。

（二）數(shù)據(jù)來源及加工

本文相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1998-2012）》、《中國(guó)主要科技指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1998-2012）》、《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)（2003-2013）》，由于數(shù)據(jù)可得性等原因，本文最終確定的樣本期為1997～2011年。

（三）評(píng)價(jià)過程

1. 特征值及貢獻(xiàn)率。首先對(duì)正指標(biāo)化后的18個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其次，對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，計(jì)算得出特征值及貢獻(xiàn)率。結(jié)果表明，前兩個(gè)主成分包含原變量中的絕大多數(shù)信息，故選前兩個(gè)主成分進(jìn)行進(jìn)一步計(jì)算。

2. 主成分系數(shù)計(jì)算。通過SPSS可得因子載荷矩陣，在此基礎(chǔ)上，將成分矩陣中每一列除以其相應(yīng)的特征根，得到主成分系數(shù)矩陣。

3. 主成分得分及綜合得分。將主成分系數(shù)分別乘以標(biāo)準(zhǔn)化后的個(gè)指標(biāo)，得到1997～2011年各年的主成分得分。再利用綜合主成分公式：F=0.7389×Z1+0.1565Z2，得到1997～2011年的綜合得分。

由圖1我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)指數(shù)變化情況可以看出，我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)強(qiáng)度呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的趨勢(shì)。1997年受亞洲金融危機(jī)的的影響，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)增加不明顯，增長(zhǎng)速度較為緩慢。2008年，由于國(guó)際金融危機(jī)的撞擊，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)增速下降。2009年，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)開始好轉(zhuǎn)，并保持快速上升的勢(shì)頭。

三、影響我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)關(guān)鍵因素的實(shí)證分析

本文認(rèn)為FDI、進(jìn)口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府干預(yù)、人力資本、科技研發(fā)投入、技術(shù)市場(chǎng)化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的重要因素。

一是FDI、進(jìn)口貿(mào)易。FDI和進(jìn)口貿(mào)易是引進(jìn)外國(guó)先進(jìn)技術(shù)最為直接和重要的途徑。其中，F(xiàn)DI和進(jìn)口貿(mào)易所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)是我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的重要源泉，同時(shí)也是影響我國(guó)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)發(fā)揮的主要因素。我國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家，通過FDI和進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，在引進(jìn)、模仿、吸收發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。采用實(shí)際利用外資金額表示外商參與度，將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為以人民幣標(biāo)價(jià)的實(shí)際利用外資金額，同時(shí)用進(jìn)口貿(mào)易總額表示進(jìn)口貿(mào)易水平。

二是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)之一，在此利用每年的人均GDP來表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

三是政府干預(yù)程度。用財(cái)政支出占GDP的比重來表示政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)程度。

四是人力資本。R&D人員不僅是技術(shù)創(chuàng)新的主力軍，也是支撐我國(guó)技術(shù)吸收能力的有力后盾，其數(shù)量與素質(zhì)也是衡量技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)的重要指標(biāo)，因此本文采用萬人R&D人數(shù)來表示人力資本水平。

五是科技研發(fā)投入。一國(guó)的科技研發(fā)投入直接影響到科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，因此采用R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重來表示科技研發(fā)投入水平。

六是技術(shù)市場(chǎng)化程度。技術(shù)市場(chǎng)化程度衡量了技術(shù)的擴(kuò)散與交流的程度，本文采用技術(shù)市場(chǎng)成交合同金額來表示我國(guó)技術(shù)市場(chǎng)化程度。

七是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。由于技術(shù)進(jìn)步主要集中在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，因此用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1998-2012》、《中國(guó)主要科技指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)》。

本文運(yùn)用DPS7.05數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)軟件進(jìn)行分析，其分析過程如下。

首先，對(duì)變量進(jìn)行一般線性回歸，以進(jìn)行多重共線性診斷，得出各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及膨脹系數(shù)VIF，其中膨脹系數(shù)VIF的值較大，這說明變量之間存在嚴(yán)重共線性，故而不可以用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。因此，本文通過主成分回歸方法消除各變量間的多重共線性，還原得到影響我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的多元線性回歸模型。

其次，通過主成分分析法，對(duì)自變量進(jìn)行主成分分析，根據(jù)分析結(jié)果，前兩個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了98.1653%，且特征值>1，說明了這兩個(gè)主成分已基本包含全部指標(biāo)具有的信息，且降維效果較好，因此選擇前兩個(gè)主成分作為評(píng)價(jià)指標(biāo)。

最后，進(jìn)行主成分回歸，回歸模型的F值為1158.3411，概率P=0.0001<0.05，且修正后的相關(guān)系數(shù)R=0.996989，說明模型通過了F檢驗(yàn)，擬合效果較好。根據(jù)結(jié)果所示，在設(shè)定顯著性水平為1%的情況下，變量b1和b2的t檢驗(yàn)的P值均為0.0001<0.01，因而通過t檢驗(yàn)。此外，D.W.=1.7927通過檢驗(yàn)，該模型不存在自相關(guān)。

對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程進(jìn)行還原，可得最終回歸方程，即y=-10.683973+0.000038x1+0.151565x2+0.000277x3+0.000012x4+0.069183x5+1.206084x6+0.000263x7+0.224743x8

標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程系數(shù)如表2所示。

由上述結(jié)果可以看出，外資和進(jìn)口貿(mào)易均對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步綜合效應(yīng)產(chǎn)生影響。其中，每增加1億元FDI比增加1億元進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)更為顯著。FDI一方面通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)直接促進(jìn)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，另外一方面通過人力資本和研發(fā)能力對(duì)國(guó)外技術(shù)的吸收進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的發(fā)揮。我國(guó)進(jìn)口時(shí)并不能一味追求數(shù)量，而不考慮本國(guó)實(shí)際情況，只有進(jìn)口適合本國(guó)科技發(fā)展水平的產(chǎn)品，才能夠最大限度地發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)。

四、對(duì)策與建議

（一）提高外資利用率，完善進(jìn)口貿(mào)易體制

FDI集技術(shù)、管理、人力資本和財(cái)力資本為一體，對(duì)我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了重要的影響，進(jìn)口貿(mào)易是我國(guó)引進(jìn)外國(guó)先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)的主要渠道，它們都通過技術(shù)溢出效應(yīng)刺激著我國(guó)技術(shù)的發(fā)展。為此，我們應(yīng)堅(jiān)持通過政策合理吸引外資，改善投資環(huán)境，有效提高外資利用率，進(jìn)一步提高外資的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，努力深化改革，完善進(jìn)口體制，優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)進(jìn)口國(guó)外先進(jìn)適用技術(shù)，不斷提高我國(guó)技術(shù)水平。

（二）加大科技研發(fā)投入，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步

科技研發(fā)投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)起到了重要的推動(dòng)作用。隨著改革開放的深化，一方面，我們要抓住對(duì)外開放的機(jī)會(huì)，努力引進(jìn)、學(xué)習(xí)、模仿發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)，從而縮小與它們的技術(shù)差距；另一方面，我國(guó)在大力引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的同時(shí)，應(yīng)加大研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入。作為發(fā)展中大國(guó)，我國(guó)應(yīng)充分利用先進(jìn)科技研發(fā)成果，在消化吸收的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)再創(chuàng)新，堅(jiān)持走自主創(chuàng)新的基本路徑道路，不斷提升技術(shù)的自我創(chuàng)新能力。

（三）提升技術(shù)市場(chǎng)化程度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)

在技術(shù)進(jìn)步的過程中，技術(shù)市場(chǎng)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是重要的載體。將技術(shù)市場(chǎng)化，讓研究成果惠及全社會(huì)，加快社會(huì)的進(jìn)步。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展，有效促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)技術(shù)的進(jìn)步又反過來引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，兩者相輔相成，共同發(fā)展。

（四）注重人才培養(yǎng)，提高人力資本水平

加大對(duì)我國(guó)高技術(shù)人才的培養(yǎng)，使其掌握先進(jìn)的技術(shù)，有效提高我國(guó)對(duì)外部技術(shù)的吸收能力。人力資本是技術(shù)進(jìn)步的重要載體，在技術(shù)進(jìn)步中起著關(guān)鍵作用，人力資本水平越高，學(xué)習(xí)轉(zhuǎn)化技術(shù)的能力就越強(qiáng)，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)就越明顯。因此，關(guān)注人力資本積累，對(duì)我國(guó)技術(shù)水平的整體提升無疑有著積極的意義。

參考文獻(xiàn)：

[1]Coe D.T，Helpman E.，Hoffmaister A.W..International R&D Spillovers[J].European

Economic Review，1995（39）.

[2]蔣仁愛，馮根福.貿(mào)易、FDI、無形技術(shù)外溢與中國(guó)技術(shù)進(jìn)步[J].管理世界，2012（09）.

[3]燕安，黃武俊.FDI、人力資本與我國(guó)技術(shù)水平提升[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2010（02）.

[4]郭峰，胡軍，洪占卿.貿(mào)易進(jìn)口和外商直接投資空間溢出效應(yīng)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2013（11）.

[5]白云飛，劉寧.我國(guó)知識(shí)溢出效益測(cè)度——基于立體幾何模型的視角[J].科技管理研究，2014（03）.

（作者單位：江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院）