数量经济技术经济范文第1篇

国务院于2010年设立了战略性新兴产业专项基金，辽宁省提出申请500亿元，浙江省提出每年要增长15%，而战略性新兴产业以新兴技术为依托，如何评估新兴技术的经济效应和提高产业竞争力在专项基金的使用中并未提及，这表明目前还缺乏对资源有效配置和新兴技术经济有效性的评估，将难以提高战略性新兴产业的竞争力，实现协调可持续发展。由于新兴技术具有创新性和不确定性，因此，它的发展必须要有高效、科学、准确、系统的统计与决策支持服务系统，虽然国家已经提出了建立统计监测系统，但目前这一系统的开发仍属于空白，这使得新兴技术经济效应评估的研究显得尤为重要。对于经济效应的评估，目前通常采用很大、较大这类模糊语言描述，这样的评估结论不足以对新兴技术的经济影响程度做出准确判断，更无法给出优先序的排列，不利于决策者的选择。人类对各种自然灾害的影响已有较成熟的评估方法，例如对地震、核事件、台风、海啸等。在经济领域中也有用来评价软件企业成熟度的CMM5级评估，但现在对于新兴技术的经济效应并没有一种有效的评估方法或系统。早在1981年，D.Sahal［1］就提出技术创新的产生和扩散与地震很相似。一些经济学家，如Kleinknecht［2］、Schumpeter［3］和Mensch［4］认为经济体系的演化被创新波所影响。MarioCoccia［5］提出创新波的传播与地理中的地震波很相似，一些创新有更高的强度和能量，释放出来的能量即经济效应。而用震源释放出能量的多少判断地震的影响正是震级法的贡献。Antonelli［6－8］提出创新产生的地方，即创新震中由于知识本土化，有更高的创新采用率。MarioCoccia［9］在2005年使用震级法评估了技术变化的强度，为本文提出用震级法判断新兴技术的经济效应有了一定的依据。在其基础上，本文提出了针对新兴技术产生的经济效应进行评估的震级法。

2新兴技术经济效应的震级模型

2.1评估框架

2.2新兴技术经济效应等级量表技术创新波传播的主要影响因素可以归纳为:(1)内源性:创新、扩散、结构和功能的变化。［11］(2)环境:创新传播的经济条件(用户离资源的距离、沟通方式、技术基础设施等)。(3)社会:依赖于采用创新的人们的文化水平。本文主要研究其内源性，即新兴技术的扩散对经济产生的影响。根据新兴技术在经济体系中产生的效果，将新兴技术经济影响强度分为7个等级，如表1所示。这个量表主要有两个目的:(1)对新兴技术产生的经济影响等级及强度进行分类，在对各等级的经济影响指标解释的基础上，使人们对新兴技术的经济影响程度的界定有一个更清晰的认识和理解。(2)通过将地理体系中的震级原理应用到新兴技术经济效应的评估上，能够对新兴技术的经济影响进行量化，得出经济效应等级值能更好地分析比较各技术的经济影响水平的结论。表中具体的经济指标及定义是通过德尔菲法确定的，也可通过调查问卷和访谈的方法确定。得出的数值即为新兴技术的经济效应等级值。

2.3.2含有n个自变量的新兴技术经济效应函数如果一个函数考虑n个自变量(实际中会有很多变量影响新兴技术的经济效果)，则新兴技术经济效应函数定义为zw:ARnR，在A处连续，且有界。A代表集合，即A{δ＜x1＜γ，η＜x2＜λ，…}。在n维空间中，这个函数是一种超平面，τ被定义为:τ=log10∫…∫Af(x1，x2，…，xn)dx1dx2…，dxnτ∈R+［9］(3)震级法的计算，对新兴技术经济效应函数zw=f(x)积分，再取对数得到经济效应等级τ。这个函数可以是二维平面或n维超平面，n是自变量的个数，即因创新引起的正面影响。从中可以发现当τ增加时，新兴技术的正面经济影响和新兴技术经济效应等级量表中的经济效应强度都会随之增加。

3实证分析

震级模型评估的对象可以是技术大类，也可以是具体技术或产品。本文以支撑战略性新兴产业发展的生物医药、航空航天、通信传输技术为对象进行实证分析。考虑数据易得和操作简便，本文用新兴技术的企业数作为自变量，用总产值做因变量进行实证分析。因为新兴技术对经济的影响依赖于它在潜在采用者中的扩散速度和范围。因变量选取经济指标中的总产值，能够反应对经济影响的总体水平。首先用线性回归得出新兴技术经济效应函数，再应用震级法得出新兴技术的经济效应等级值，数据及分析如表3。由表3－1，R2=0.963，拟合效果很好，从表3－2可以看出回归方程的显著性水平Sig小于0.05，证了模型的有效性。概念模型如下:w(标准化)=f(采用者数)，即zw=f(x)，zw=总值的标准化(当年价总产值，亿元)，x=采用生物医技术的企业数。回归分析的结果如下:zw=－310.488+1.482x(系数来自于表3－3)是兴技术经济效应的标准化函数，在［257t=1999，15t+n=2009］上连续，且有界(表3所示)。积分下限和限分别为257=α=t在1999年的采用者数和815==t在2009年的采用者数。根据新兴技术的经济效应等级公式得出τ的值为:由表4－1，R2=0.519，拟合效果一般，从表4－2可以看出回归方程的显著性水平小于0.05，证明了该模型的有效性。概念模型如下:w(标准化)=f(采用者数)，zw=f(x)，zw=总产值的标准化(当年价总产值，亿元)，x=采用航空航天技术的企业数。回归分析的结果如下:zw=－1393.45+11.748x(系数来自于表4－3)是新兴技术经济效应的标准化函数，在［183t=1999，220t+n=2009］上连续，且有界(表4所示)。积分下限和上限分别为183=α=t在1999年的采用者数和220=ξ=t在2009年的采用者数。根据新兴技术的经济效应等级公式得出τ的值为:由表5－1，R2=0.897，拟合效果较好，回归方程的显著性水平Sig小于0.05，证明了该模型的有效性。概念模型如下:w(标准化)=f(采用者数)，zw=f(x)，zw=总产值的标准化(当年价总产值，亿元)，x=采用通信传输技术的企业数。回归分析的结果如下:(系数来自于表5－1)是新兴技术经济效应的标准化函数，在］上连续，且有界(表5所示)。积分下限和上限分别为147=α=t在1999年的采用者数和401=ξ=t在2009年的采用者数。根据新兴技术的经济效应等级公式得出τ的值为:τ=log10∫

数量经济技术经济范文第2篇

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。

数量经济技术经济范文第3篇

[关键词]技术创新 区域经济发展 动力 因素

所谓经济增长，是指一个国家或一个地区在一定时期内的国民产出(包括商品和劳务)的增加或人均生产水平的提高。我们一般用国民生产总值(GDP)的发展水平来衡量地区经济的发展。技术创新推动经济发展这一理论，在国内外已经多位经济学者证实。在区域性经济的实证分析方面，李红松、田益祥（2003）对我国东、中、西部地区的科技对经济增长的贡献率进行了测算比较。冯敏（2006），郑杰（2006）等人也分别对省市的科技进步与经济增长关系进行了实证分析。

一、生产函数模型

生产函数是用数学函数表达式的形式来体现劳动生产过程中，各生产要素与经济效益可能的最大产出量之间关系的，目前常用的是（柯布—道格拉斯模型）；即：Y=f（A,K,L, , ,）C—D生产函数模型表示为：

式中：Y为经济效益产量(GDP)；A为效率参数，具体反映了广义技术进步的全要素生产率(外生变量)。K表示资本投入量，体现为固定资产投资总额；L表示劳动力投入量，体现为从业人员数量。其中全要素生产率A是可变的，它是由科研机构数量、科技技术投入、技术产出等各变量所确定的外生变量函数。对C—D(柯布—道格拉斯)生产函数两边取对数，得到：

（1）

全要素A可以表示成各技术、科研要素的函数。

（2）

将（2）式代入（1）式可得：

（3）

在实际社会经济中X1、X2、X3……我们通过以下几个这要因素来描述：X1高新技术引进支出，反映高新技术投入对区域经济增长的影响；X2内部科技活动的支出，反映区域内部科研投入对经济发展的影响；X3从事科技劳动的人员数量，表示科研中的劳动投入；X4科研机构的数量，反映了该地区从事高新技术产业研究的专业机构数量；X5专利产出数量，它一定程度上反映了科研成果的产出量。上诉模型中的全要素A通过删选主要因素，被简化成：

（4）

二、我国东、中、西部区域经济分析结果

根据我国各年的《中国高技术产业年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国科技年鉴》等文献资料。分别运用该模型计算我国东、中、西部的技术进步促进经济发展函数的各系数。将我国东、中西、部的数据分别按模型(4)进行统计回归分析， 得到的r1……r5的值，结果显示东、中、西部，各种科技进步的分量在经济增长中的作用存在差异。

由计算结果可见我国东、中、西部地区所建立的3个生产函数方程的R-squared值都接近1，表示这个方程能很好的解释三个区域经济增长的变化。模型拟和度较好，上述各变量因素的变化能够较明显的影响本区域相应的GDP增长。

由上表各系数可以看出，引进技术支出（X1）在东部地区出现负相关，在中、西部地区出现正相关。而西部的正相关系数相对较大，原因是西部科研技术相对落后，引进的新的生产力发挥了很好的作用，西部依靠技术引进对经济增长的贡献较大。中部地区先进技术的引进对经济的发展起到了一定程度的促进作用。而东部地区本身科研水平相对较高，新技术的引进所产生的经济效益增长相对与针对新技术的费用支出，不能够抵消成本费用，所以产生了负相关性。

科研经费内部（X2）支出西部地区呈现负相关，东部、中部地区呈现正相关，并且东部地区正相关性显著。说明了东部与中部地区内部科研费用的支出，给区域经济的发展带来了很好的促进作用，科研投入产生了新的生产力。尤其是东部地区，区域经济发展依靠自主研发的比例较高。而西部地区自身科研水平相对较低，科研成果又缺乏良好的转化环境，使得科研经费的支出得不到预期的回报，因而呈现负相关性，不过随着西部经济的发展，科研水平的不断上升，西部地区的这种现状会有所转变。

从事科技劳动的人员数量（X3）从上述计算结果可以得出，我国东、中部地区，科技从业人员数量的增加会相应地促进本区域经济的增长，而西部地区的科技人员数量增加，反而会降低它的经济增长效率。这是由于西部地区较差的科技转换环境以及相对落后的科研水平所引起的，是影响我国西部地区科研从业人员劳动效率的重要原因。根本原因是西部地区科研人员的投入以及科研人员的的工资、研究经费等，必然会反作用于经济的增长。

r4全为负值，表示科研机构数量（X4）的增长会负相关于区域经济的增长，科研机构数量的增加并不能够预期地促进区域经济效益的增长。这可能是由现阶段我国建立科研机构的政策决定的，目前我国科研机构并没有走市场化的道路，因而科研机构的成果大都不能够顺利地转化为新的生产力。因此科研机构的数量增加并没有明显促进经济的增长，反而由于在科研方面科研投入了大量资金，使其对区域经济的增长产生了反向的影响。

专利数量（X5），在不同的地域表现出了截然相反的结果，东、西部表现为负的相关关系，而中部的专利成果对经济增长有明显的促进作用。由此可见中部的专利产出能够比较好地转化为生产力。西部经济相对落后，科研产出缺乏好的转化条件。东部出现负相关性的原因，可能是能是东部的科研强度高，专利数量大，转化为生产力的比率较低，相应的专利费用，使得正的因素被不同程度的抵消，出现了负的相关性。

综上可见，我国中、西部区域在新技术产业的投入促进区域经济效益的贡献方面表现不是很明显。中部区域的科技转化为生产力的能力相对较高，因此对经济的贡献明显，但中部区域的高新技术产业数量有限，因此也不可能对中部区域的经济增长起主导作用。东部的科研产业分布最多但是对经济增长的贡献也比较有限，原因是科研的生产转化程度低，基数大，比率小，投入不能完全地转化为生产力。而西部地区资本相对匮乏，且科研水平相对落后，因此科研的投入增加势必会减少其他产业投入，所以其并不能促进西部地区的经济增长，反之，还会在一定程度上阻碍西部的经济发展。

三、结论

通过本文的计算分析可以得出：高新技术产业在各区域经济发展中发挥了明显的促进作用，但是在地区之间的作用不尽相同。目前，在我国东部地区明显领先于中、西部地区，而中部地区具有三者之中最高的利用率。我国西部地区则无论从高新技术产业的数量到对经济效益的贡献程度来看都相对较弱。高新技术产业的投入相应地促进区域经济的增长，东部技术经费的内部支出收益率最高，而中、西部地区对于技术引进的资金利用效率比东部地区要高；除了西部地区之外，高新技术产业从业人员的投入，都会对本区域经济的增长具有一定程度的推动作用。科研成果的产出和科研机构的数量的增加并没有对经济效益增长起到明显的促进作用。科研成果数量较少或科研成果转化为新生产力的比例太小，都在一定程度上降低了技术创新对经济增长的促进作用。

四、建议

加快科技与经济的一体化发展，因为科研成果只有在转化为可用生产力后，才能够发挥对经济发展的促进作用，而研究、转化、生产的一体化形成才可以使科研成果更加顺利、方便、快速地转移到经济发展中来。在加快研究、转化、生产一体化模式中，既要对高等学校、重要科研院所等研究机构紧抓，集中人力、财力、物力，又要对大批高新技术创新开发型和服务型机构适当地放开、放活。通过经济结构调整、高新技术人才交流，将它们投向市场，通过各种形式转化为先进的生产力。通过市场调节机制，努力寻求理想的开发技术创新合作伙伴。加强技术创新的主体企业间的交流协作，通过技术改革创新，动力机制的调整，不断提高自身的技术开发、创新能力，增强企业自身对高新科技成果的吸收和转化能力。

参考文献：

[1]李建平等.《科技进步与经济增长》[M].北京：中国经济出版社，2006

[2]郑晓齐，叶茂林.《高校科技创新与区域经济发展》[M].社会科学文献出版社，北京：中国经济出版社，2006

[3]王荣，杨晓明.科技进步对我国经济增长贡献的实证研究[J].价格月刊，2007，(2)

[4]岑远恒.技术进步与经济增长的相关性[J].集团经济研究，2005年，(11)

[5]王敏晰.我国高新技术产业对经济增长的贡献及启示忉.技术经济与管理研究，20lO(4)

数量经济技术经济范文第4篇

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:

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[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.

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[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).

数量经济技术经济范文第5篇

基于1990-2012年面板数据对技术创新政策与京津冀地区经济发展之间的关系进行了分析研究。研究结果表明，技术创新政策颁布数量与京津冀地区经济呈现显著地正相关关系；支持企业的技术创新政策与京津冀地区经济呈现显著地正相关关系；京津冀经济发展与政策支持手段关系不大。最后，针对京津冀地区经济发展提出建议。

关键词：

技术创新；技术创新政策；京津冀区域经济

中图分类号：

F2

文献标识码：A

文章编号：16723198（2014）22000902

1引言

我国把技术创新作为国家的核心战略之一。2006年，国务院《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006-2020）》，制定了新时期的科技发展方针，提出要在2020年跻身创新型国家行列的战略任务。在国家政策的号召下，中国各省、直辖市、自治区高度重视技术创新，并陆续颁布了一些技术创新政策，旨在提高本省、直辖市、自治区的科技创新能力，带动经济持续高速发展。

《京津冀都市圈区域规划》是国家“十一五”规划中的一个重要的区域规划，区域发展规划按照“8+2”的模式制订。作为我国三大城市群之一，京津冀区域一体化目前已经进入到全面推进的阶段。区域科技合作机制已开始探索建立，一批特色产业创新链和产业链初步形成，科学技术对京津冀区域社会经济的支持和引领作用日益加强。京津冀作为环渤海经济圈的核心，承担着中国经济发展第三极的核心作用。

经过20多年发展，京津冀区域经济增长虽已见成效，但是无论是从区域规划、产业布局亦或是经济发展水平来看，京津冀都远远滞后于珠三角、长三角。虽然，已有一些文献对技术创新政策进行过研究，但大多关注技术创新政策绩效（郭净等，2013；张换兆等，2011），运用实证研究方法探讨技术创新政策与经济发展之间关系的文献很少。通过研究技术创新政策对京津冀地区经济发展的影响，分析技术创新政策对京津冀区域经济的不同的促进作用，进而探求我国技术创新政策的政策取向，可以为其他地区实施一体化战略来发展地方经济提供借鉴意义。

2样本与变量

2.1样本收集

本文认为技术创新政策是一国为了提高技术创新的速度，扩大技术创新规模，促进科技成果产业化、商业化而采取的一系列公共政策措施的总称，其本质是技术创新的政府激励政策，用来资助技术扩散，鼓励科学转移。

京津冀地区的技术创新政策主要通过北京、天津与河北的相关部门官方网站搜集获得，此外也查阅了与京津冀地区政策颁布相关的书籍、统计年鉴、报刊、论文、统计报告、新闻报道、公开采访等。在具体政策选择上参考了《中国科技政策要目概览1949-2010》，共搜集了颁布于1990年至2012年与京津冀技术创新相关的政策文本241条，建立了京津冀技术创新政策数据库。其中，北京85条，天津80条，河北省76条。

2.2变量选取2.2.1被解释变量

为多角度考量技术创新政策对京津冀的经济影响，本文选取人均GDP与经济总量排名两个被解释变量来衡量京津冀经济情况。

人均GDP（Y1）：是一个地区人均新创造的价值，反映了该地区的经济水平。由于本文主要考察技术创新政策对京津冀区域经济发展的影响，因此用人均GDP来衡量京津冀经济水平。

经济发展程度（Y2）：衡量一个地区的经济发展程度，分为三个等级。1表示发展程度低，3表示发展程度高。本文中北京经济发展最好设为3，天津设为2，河北设为1。2.2.2解释变量

针对所搜集的政策，本文以政策数量、颁布部门数量、颁布部门级别等十个指标为标准进行了统计，表1是京津冀技术创新政策变量选取说明。

从表2可以看出，除个别变量是否显著性存在差异之外，模型1与模型2的回归结果基本一致。以模型1为例，政策数量系数为1.366，且在5%的置信水平下显著，表明技术创新政策数量与经济水平为显著地正相关关系，即颁布的技术创新政策数量越多会促进京津冀地区的经济增长。政策颁布部门级别系数为0.095，且在10%的置信水平下显著，表明政策颁布部门级别越高，对京津冀的经济水平影响越大，越会促进该地区的经济发展。支持企业类型的系数均为正，且均在5%以下的置信水平下显著，说明技术创新政策对普通企业与中小微企业进行支持，都会促进京津冀的经济增长。

4结论与建议

本文利用1990-2012年面板数据对技术创新政策与京津冀地区经济发展之间的关系进行了分析研究。研究结果表明，政府颁布的技术创新政策会从不同方面促进京津冀地区经济发展：

（1）适度颁布技术创新政策会提高京津冀地区经济发展水平。由于技术创新政策会提高技术创新速度，扩大技术创新规模，因此京津冀地区相关部门应该利用好技术创新政策，达到激励目的，推动京津冀地区经济发展。

（2）对企业进行支持的技术创新政策会促进京津冀地区经济发展。企业是创新的主体，其对经济的拉动能力已经显现。京津冀要想实现持续稳定的经济发展，政府在政策制定时就要考虑加大对企业，尤其是中小微企业的扶持力度。中小企业在提高经济绩效、通过创新技术促进区域发展、加强企业自身能力方面发挥重要作用（Jones等，2003）。

参考文献

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