柳劍平，鄭光鳳

（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

一、引言

《新帕爾格雷夫經(jīng)濟學(xué)大詞典》對經(jīng)濟不平衡發(fā)展進行了說明，從不同國家在一個相當長的歷史階段所經(jīng)歷的過程來考察資本主義發(fā)展的一般特征，其最為顯著的特征之一是經(jīng)濟不平衡發(fā)展現(xiàn)象。具體來說，就是資本主義是以不同國家的經(jīng)濟發(fā)展速度與水平的持續(xù)差距為特征的發(fā)展過程。如果將此說明進行概括，我們可以說經(jīng)濟不平衡發(fā)展是指區(qū)域（組織）各單元經(jīng)濟發(fā)展速度與水平始終保持一定差距的現(xiàn)象。雖然對什么是技術(shù)不平衡發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界還沒有給予明確的說明，但有學(xué)者對技術(shù)不平衡發(fā)展進行了分類，如：賴院根、朱東華（2009）認為區(qū)域（組織）間技術(shù)不平衡發(fā)展狀況包括三種情形：（1）技術(shù)水平存在差距；（2）技術(shù)內(nèi)容存在差異；（3）技術(shù)研發(fā)不平衡。本文從技術(shù)水平存在差距的角度，將技術(shù)不平衡發(fā)展界定為在一個較長時期內(nèi)區(qū)域（組織）各單元技術(shù)水平存在差距的整體狀態(tài)和程度，在此基礎(chǔ)上進一步將世界技術(shù)不平衡發(fā)展界定為世界各國技術(shù)水平存在一定差距的整體狀態(tài)和程度。

如此界定技術(shù)不平衡發(fā)展，必須說明技術(shù)不平衡發(fā)展與技術(shù)差距的聯(lián)系和區(qū)別。概括地說，兩者都分析技術(shù)差距，但技術(shù)差距是分析局部的技術(shù)差距，技術(shù)不平衡發(fā)展是分析整體的技術(shù)差距，具體來說，技術(shù)差距測度整體中任意兩個或幾個國家間的技術(shù)差距，而技術(shù)不平衡發(fā)展測度所有國家技術(shù)差距的整體狀態(tài)和程度。正是由于兩個或幾個國家間的技術(shù)水平存在差距，才導(dǎo)致各國技術(shù)水平在整體上呈現(xiàn)出不平衡。技術(shù)差距是技術(shù)不平衡的基礎(chǔ)，技術(shù)不平衡是技術(shù)差距的必然結(jié)果。

測度技術(shù)不平衡發(fā)展的文獻均認為技術(shù)不平衡發(fā)展是存在的并呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。Patel和Pavitt（1996）統(tǒng)計了1967-1989年17個OECD國家的工業(yè)R&D占GDP的百分比，這17個國家每百萬人擁有的美國專利數(shù)、西歐國家擁有的美國專利比例、發(fā)展中國家擁有的美國專利數(shù)，以及這17個國家前20名公司在11類技術(shù)領(lǐng)域擁有的美國專利比例，并使用標準偏差測度了這些國家及其行業(yè)的技術(shù)水平偏離平均技術(shù)水平的程度，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)在不同國家、不同行業(yè)不僅是不平衡發(fā)展的，并且也沒有出現(xiàn)技術(shù)收斂的趨勢。Kemeny（2011）以一國每種商品的生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品相對于競爭對手的質(zhì)量水平、每種產(chǎn)品占一國總出口的份額這三者的乘積作為每個經(jīng)濟體出口商品的技術(shù)水平，并運用基尼系數(shù)計算技術(shù)份額與人口份額的整體偏離程度，同時使用標準偏差、變異系數(shù)測度了各國技術(shù)水平偏離平均技術(shù)水平的程度，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)水平的整體差距在不斷擴大。還有學(xué)者測度了與技術(shù)發(fā)展密切相關(guān)的創(chuàng)新能力的不平等狀況，如萬廣華、范蓓蕾、陸銘（2010）使用變異系數(shù)、基尼系數(shù)和兩個常用的廣義熵系數(shù)測度了中國區(qū)域間和省份之間的創(chuàng)新能力的不平等，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力不平等呈現(xiàn)波動式上升的趨勢。

學(xué)者們雖然對技術(shù)不平衡發(fā)展測度及其對經(jīng)濟增長的影響的理論分析和實證研究較少，但對技術(shù)差距測度及其對經(jīng)濟增長的影響進行了較多研究。關(guān)于技術(shù)差距的測度，學(xué)者們大多使用絕對差異、相對差異的方法進行測度。絕對差異方法計算兩個國家同一指標的差，差值越大技術(shù)差距越大，如Sj?holm（1999）使用國內(nèi)外企業(yè)間投資率的差，Cherif（2013）使用一國制造業(yè)勞動生產(chǎn)率與貿(mào)易國制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的差。相對差異方法使用兩個國家同一指標的比來衡量技術(shù)差距，如Stokke（2008）使用一國生產(chǎn)率水平與技術(shù)前沿國生產(chǎn)率水平的比，劉輝煌、余昌龍、馬添冀等（2009）使用內(nèi)外資企業(yè)人均資本密度的比。陸劍、柳劍平、程時雄（2014）詳細地綜述了技術(shù)差距的測度方法，并利用序列DEA方法測度了中國工業(yè)行業(yè)與主要由OECD國家工業(yè)行業(yè)所構(gòu)成的世界技術(shù)前沿的技術(shù)差距。關(guān)于技術(shù)差距對經(jīng)濟增長的影響，學(xué)者們的研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的影響，如Fagerberg（1987）使用25個工業(yè)國家1960-1983年的數(shù)據(jù)，檢驗技術(shù)差距對經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距模型解釋了較大部分的增長率差異，模仿的范圍、創(chuàng)新活動和為縮小技術(shù)差距進行的投資均是經(jīng)濟增長的重要因素；Cimoli和Correa（2002）對拉美增長模式的研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距是決定增長潛力的主要因素之一，縮小與發(fā)達經(jīng)濟體的技術(shù)差距有助于出口和增長之間形成良性互動關(guān)系。關(guān)于技術(shù)差距對經(jīng)濟增長的作用方式，學(xué)者們的研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距通過影響其他變量對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用，如劉輝煌、余昌龍、馬添冀等（2009）認為技術(shù)差距通過對技術(shù)外溢的雙刃效應(yīng)間接影響技術(shù)進步，進而影響經(jīng)濟增長；歐陽峣、易先忠、生延超（2012）認為技術(shù)差距會影響生產(chǎn)性投資與研發(fā)投資，以及模仿性研發(fā)投資與創(chuàng)新性研發(fā)投資的選擇，從而影響技術(shù)進步和經(jīng)濟增長。

綜上所述，學(xué)者們對技術(shù)差距的測度及技術(shù)差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了較多的研究，但測度技術(shù)差距的文獻，只是從局部測度國家間的技術(shù)差距情況，無法反映技術(shù)差距的整體狀態(tài)和程度，而現(xiàn)有少量測度技術(shù)不平衡發(fā)展的文獻，要么使用過于簡單的測度指標，要么使用與技術(shù)發(fā)展關(guān)系不密切的人口份額作為權(quán)重來測度技術(shù)差距的整體情況，學(xué)者們對技術(shù)不平衡發(fā)展的研究還不夠充分，本文在借鑒現(xiàn)有文獻觀點的基礎(chǔ)上，從兩個方面擴充了關(guān)于技術(shù)不平衡發(fā)展的研究，首先，我們將測度技術(shù)不平衡發(fā)展的整體狀態(tài)和程度；其次，我們將分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。

二、研究假設(shè)

國家擁有的創(chuàng)新資源不同，其技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)進步的速度也不同。聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議的報告（2005）顯示，1996-2002年10個國家研發(fā)投資占世界研發(fā)投資的86%以上，這10個國家中有八個國家是發(fā)達國家。一般來說，發(fā)達國家的研發(fā)投資占GDP的比例約為2．6%，而對于發(fā)展中國家來說，這一比例只有0．7%左右，在最不發(fā)達的國家，該比例低至0．01%，這說明發(fā)展中國家的研發(fā)投資明顯低于發(fā)達國家的研發(fā)投資。世界銀行世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年發(fā)達國家高等教育入學(xué)率約為78%，而發(fā)展中國家高等教育入學(xué)率約為25%，低于世界整體高等教育32%的入學(xué)率；2012年發(fā)達國家居民專利申請數(shù)量占世界居民專利申請數(shù)量的比例約為60%，發(fā)達國家發(fā)表的科技論文約為世界科技論文的70%。發(fā)達國家擁有充裕的資金及高級人才，全球資本在利潤的驅(qū)使下會流入發(fā)達地區(qū)與高級人才結(jié)合，同時，發(fā)達地區(qū)高級人才的工資水平較高，全球擁有高級技能的人員也將流入發(fā)達地區(qū)。全球創(chuàng)新資源在發(fā)達地區(qū)集聚到一定程度時，就能形成聚集效應(yīng)。這種集聚效應(yīng)可以降低搜尋合適的人力資本、市場需求信息的成本，降低技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險，從而提升發(fā)達地區(qū)的技術(shù)水平。當創(chuàng)新資源集聚超過某一規(guī)模時，過于擁擠的交通和過高的租金成本會導(dǎo)致集聚的負效應(yīng)超過集聚的正效應(yīng)，世界范圍內(nèi)的人力資本和資金將流向不發(fā)達地區(qū)，不發(fā)達地區(qū)日益完善的基礎(chǔ)設(shè)施以及為促進對外貿(mào)易和對外投資的優(yōu)惠政策安排也有利于全球創(chuàng)新資源的流入。當創(chuàng)新要素流入達到一定規(guī)模時，不發(fā)達地區(qū)也將獲得集聚效應(yīng)，從而有利于該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進步?？梢姡诩坌?yīng)的作用下，技術(shù)進步處于波浪式前進中，即有些地區(qū)的技術(shù)先發(fā)展，而其他地區(qū)的技術(shù)后發(fā)展。本文的假設(shè)（1）為：世界技術(shù)發(fā)展是不平衡的。

當先進技術(shù)在技術(shù)發(fā)明國產(chǎn)生后，其他具有較強吸收能力和地理位置相鄰的發(fā)達國家更容易獲得技術(shù)外溢的好處，從而提升這些發(fā)達國家的技術(shù)水平。Bell和Pavitt（1997）指出發(fā)展經(jīng)濟學(xué)關(guān)注知識轉(zhuǎn)移時，傾向于強調(diào)吸收能力的重要性，進而強調(diào)基礎(chǔ)設(shè)施和技能對吸收能力的作用。不發(fā)達國家擁有的低技能、低教育水平和不完善的基礎(chǔ)設(shè)施不利于知識轉(zhuǎn)移。由于吸收能力較低，即便地理位置上接近擁有先進技術(shù)水平的發(fā)達國家，不發(fā)達國家也不容易掌握這些先進技術(shù)，這樣不發(fā)達地區(qū)和發(fā)達地區(qū)之間的技術(shù)差距就會擴大，即不同經(jīng)濟發(fā)展程度間的技術(shù)不平衡程度擴大。而由于經(jīng)濟發(fā)展程度接近，彼此間更容易消化對方的技術(shù)，相同經(jīng)濟發(fā)展程度內(nèi)的技術(shù)不平衡程度相對較小?？梢姡捎谖漳芰Σ煌?，不同經(jīng)濟發(fā)展程度間的技術(shù)不平衡程度更大，本文的假設(shè)（2）為：不同經(jīng)濟發(fā)展程度間的技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的作用更大。

技術(shù)結(jié)構(gòu)和要素稟賦結(jié)構(gòu)匹配的理論說明引進技術(shù)只有與國內(nèi)的要素稟賦相匹配，才有利于提升國家的技術(shù)水平。Acemoglu和Fabrizio（2001）指出不發(fā)達國家使用的許多技術(shù)都是發(fā)達國家發(fā)明的，這些技術(shù)與發(fā)達國家的勞動力較為匹配，由于勞動力技能的差異，在發(fā)達國家由熟練工人使用的一些技術(shù)在不發(fā)達國家則由非技術(shù)工人使用，這種情況不利于這些不發(fā)達國家提高生產(chǎn)率，即使所有國家都能平等地獲得新技術(shù)，勞動者的技能和技術(shù)之間的不匹配也會導(dǎo)致發(fā)達國家和不發(fā)達國家之間的全要素生產(chǎn)率和人均收入存在相當大的差異。在發(fā)達地區(qū)借助創(chuàng)新資源的集聚效應(yīng)較快地促進技術(shù)進步并實現(xiàn)更快的經(jīng)濟增長的同時，不發(fā)達地區(qū)通過對外直接投資、進口機器設(shè)備、高級人才流動等渠道的技術(shù)外溢，技術(shù)水平也會有所提升，但不發(fā)達地區(qū)國內(nèi)的資源稟賦與最先進的技術(shù)水平不配套，技術(shù)外溢的作用有限，因而，不發(fā)達地區(qū)技術(shù)水平的提升不快，對經(jīng)濟增長的促進作用不大。當創(chuàng)新要素向不發(fā)達地區(qū)集聚時，不發(fā)達地區(qū)實現(xiàn)的技術(shù)創(chuàng)新與不發(fā)達國家的資源稟賦匹配程度較高，因此，不發(fā)達地區(qū)更容易獲得技術(shù)外溢的好處，從而能更大程度地提升該地區(qū)的技術(shù)水平，并明顯地促進經(jīng)濟增長。但創(chuàng)新資源擴散到不發(fā)達地區(qū)的速度比較慢，從而創(chuàng)新資源的集聚效應(yīng)對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用應(yīng)該更加明顯。本文的假設(shè)（3）為：世界技術(shù)不平衡發(fā)展有利于發(fā)達地區(qū)、不發(fā)達地區(qū)以及整體的經(jīng)濟增長，但對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用可能更加明顯。

在傳統(tǒng)的立體顯示器中，雙眼的聚散運動隨著屏幕差異而變化，而調(diào)節(jié)傾向于保持固定在顯示屏幕上，這種現(xiàn)象導(dǎo)致輻輳和調(diào)節(jié)之間的沖突(Accommodation and Vergence, AV沖突).根據(jù)以往的研究發(fā)現(xiàn)，視差是影響視覺舒適度的一個關(guān)鍵因素，屏幕視差的大小會影響AV沖突，導(dǎo)致視覺不適.當視差超過人類視覺系統(tǒng)(Human Visual System, HVS)耐受水平后，可能誘發(fā)各種不適癥狀(例如眼睛疲勞和頭痛).

三、世界技術(shù)不平衡發(fā)展的測度

（一）測度方法和樣本選擇

收入不平等測度一定人口份額的人所擁有的收入份額是否匹配，如果10%的人口擁有10%的收入份額，那么收入分配是平等的；如果10%的人口擁有的收入份額小于10%，那么收入分配是不平等的。本文借鑒并適當修改衡量收入不平等的方法來測度技術(shù)不平衡發(fā)展，在具體測度時既可使用GDP份額加權(quán)的泰爾指數(shù)，也可使用人口份額加權(quán)的泰爾指數(shù)，由于發(fā)達國家會投入更多的R&D經(jīng)費、使用更多高素質(zhì)的人員、投入更多的物質(zhì)資本進行技術(shù)創(chuàng)新，因此，使用GDP份額加權(quán)的泰爾指數(shù)比人口份額加權(quán)的泰爾指數(shù)能更準確地測度技術(shù)不平衡發(fā)展，其具體公式如下：

式（1）中，j表示國家，h表示區(qū)域，a表示區(qū)域個數(shù)，b表示區(qū)域內(nèi)國家的個數(shù)，theil是泰爾指數(shù)，測度技術(shù)不平衡發(fā)展，gdphj，gdp分別表示h區(qū)域j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、所有國家總的國內(nèi)生產(chǎn)總值，tfphj表示h區(qū)域j國的技術(shù)水平，tfph，tfp分別表示h區(qū)域、全部區(qū)域的平均技術(shù)水平。等號右邊的第一項可以衡量區(qū)域間的技術(shù)不平衡發(fā)展，第二項可以測度區(qū)域內(nèi)國家間的技術(shù)不平衡發(fā)展。

使用式（2）和式（3）計算h區(qū)域、全部區(qū)域的平均技術(shù)水平，具體而言，使用h區(qū)域j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值占h區(qū)域的國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例作為權(quán)重對h區(qū)域j國的技術(shù)水平進行加權(quán)平均，類似的方法也可計算全部區(qū)域的平均技術(shù)水平。

式（3）中，n表示國家個數(shù)，其他變量的含義見式（1）的說明。

使用泰爾指數(shù)的優(yōu)點在于不僅能測度技術(shù)不平衡發(fā)展的整體狀態(tài)和程度，還可以分析區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡對總體技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率，具體的公式如下：

式（4）中，betw，with分別表示區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)的技術(shù)不平衡發(fā)展分別表示區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡對總體技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率。

本文將全要素生產(chǎn)率作為每個國家技術(shù)水平的代理變量，計算公式如下：

物質(zhì)資本存量使用永續(xù)盤存法進行測度，測度公式為：

式（6）中，t表示年份，δ為折舊率，i為投資額，用固定資本形成總值的數(shù)據(jù)表示，其他指標見式（5）的說明?，F(xiàn)有文獻一般使用的折舊率有5%、10%和15%，曹平（2010）在比較中美日三國經(jīng)濟增長質(zhì)量時，將各國的折舊率確定為5%，本文也選取5%作為折舊率①使用5%、10%和15%作為折舊率，計算出的技術(shù)不平衡發(fā)展的結(jié)果是一樣的。限于篇幅，本文只報告5%折舊率下的技術(shù)不平衡發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。。

測度物質(zhì)資本存量，先要測度基期的物質(zhì)資本存量。本文采用BEA和OECD通用的方法，假定物質(zhì)資本存量k的平均增長率等于投資i的平均增長率，即（kt-kt-1）/kt-1=（it-it-1）/it-1=g，g是投資i的年平均增長率。當t=1時，k1=（1+g）k0，根據(jù)式（6），k1=（1-δ）k0+i0，則基期的物質(zhì)資本存量為：

已知i0，g，δ的值，按照式（7）、式（6）就可以計算物質(zhì)資本存量，進而按照式（5）就可以計算各國的技術(shù)水平。

由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取73個國家近似作為整個世界，2011年這些國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值占世界國內(nèi)生產(chǎn)總值的份額為87．7%，同年，這些國家的人口占世界人口的比重為73．8%，這說明這一近似替代是合適的。根據(jù)世界銀行世界發(fā)展指標對國家經(jīng)濟發(fā)展狀況的分類，本文將這些國家劃分為發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)：發(fā)達地區(qū)由25個OECD高收入國家和4個非OECD高收入國家組成，不發(fā)達地區(qū)由19個中等收入國家、17個中低收入國家和8個低收入國家組成②由于篇幅有限，發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)的具體國家構(gòu)成情況可向作者索取。。計算技術(shù)不平衡發(fā)展所需的以2005年為基期的GDP及固定資本形成總值、勞動力的數(shù)據(jù)均來自世界銀行世界發(fā)展指標（World Development Indicators，WDI）數(shù)據(jù)庫。

（二）測度結(jié)果與分析

我們按照經(jīng)濟發(fā)展水平將世界分為發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)，從不同經(jīng)濟發(fā)展程度的角度來分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展的狀態(tài)。從圖1可知，1980年到2011年世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度呈現(xiàn)上升態(tài)勢，從1980年的0．1，上漲到2011年的0．191，這說明世界技術(shù)不平衡發(fā)展有所加劇。在按經(jīng)濟發(fā)展程度兩區(qū)域劃分標準下，區(qū)域間技術(shù)不平衡發(fā)展的程度也呈現(xiàn)上升態(tài)勢，從1980年的0．052逐漸上升到2011年的0．159，而區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡發(fā)展的程度呈緩慢下降趨勢，從1980年的0．048下降到2011年的0．032。圖2描述了1980年到2011年發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率。區(qū)域間技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率逐步變大，從1980年的52.08%變?yōu)?011年的83.39%，而區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率逐漸下降，從1980年的47.92%下降到2011年的16.61%。這說明在兩區(qū)域劃分標準下，區(qū)域間技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展起著主導(dǎo)作用，而區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的作用不大。

（圖1） 發(fā)達、不發(fā)達地區(qū)技術(shù)不平衡發(fā)展狀態(tài)

（圖2） 發(fā)達、不發(fā)達地區(qū)技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的貢獻率

四、世界技術(shù)不平衡發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響

（一）模型構(gòu)建與變量說明

由于只測度一段時間內(nèi)世界技術(shù)不平衡發(fā)展的整體狀態(tài)和程度，我們可以借助時間序列模型來研究世界不平衡發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，而世界技術(shù)不平衡發(fā)展通過創(chuàng)新資源的集聚效應(yīng)使有些地區(qū)的技術(shù)先發(fā)展，另一些國家借助國際貿(mào)易、FDI、人員流動等渠道帶來的技術(shù)外溢，實現(xiàn)技術(shù)的跟隨發(fā)展或趕超發(fā)展。根據(jù)內(nèi)生增長理論，技術(shù)進步、投資、勞動力等因素均會影響經(jīng)濟增長，而技術(shù)不平衡發(fā)展通過創(chuàng)新資源的集聚效應(yīng)來實現(xiàn)，將技術(shù)不平衡發(fā)展作為經(jīng)濟增長的影響因素是合理的。本文的計量模型與Herzer和Vollmer（2012）研究收入不平衡發(fā)展與經(jīng)濟增長的面板協(xié)整關(guān)系方程較類似，由于我們想在控制其他變量對經(jīng)濟增長影響的前提下，研究世界技術(shù)不平衡發(fā)展對經(jīng)濟增長是否具有影響，因而，我們只是建立了簡單的時間序列模型。具體模型如下：

式（8）中，ln表示自然對數(shù)，t表示年份，gdprj表示經(jīng)濟增長，使用各國國內(nèi)生產(chǎn)總值的總和除以這些國家的總?cè)丝谒玫降恼鎸嵢司鵊DP代表，js表示技術(shù)不平衡發(fā)展，使用泰爾指數(shù)（theil）來測度，invest表示固定資本形成總額占GDP的百分比（簡稱投資占比），l表示勞動力，fdi表示對外直接投資凈流入占GDP的百分比（簡稱對外直接投資占比），ix表示商品和服務(wù)的出口與進口總和占GDP的百分比（簡稱對外貿(mào)易占比），ε表示隨機誤差項。技術(shù)不平衡發(fā)展是本文的關(guān)鍵變量，為了控制其他變量對經(jīng)濟增長的影響，我們將投資占比、勞動力、對外直接投資占比、對外貿(mào)易占比等變量作為控制變量引入模型，Belloumi（2014）也詳細地分析了這些變量對經(jīng)濟增長的影響。實證分析中涉及到的以2005年為基期的GDP及固定資本形成總值、勞動力、總?cè)丝?、對外直接投資凈流入、商品和服務(wù)的出口與進口的數(shù)據(jù)均來自世界銀行世界發(fā)展指標（World Development Indicators，WDI）數(shù)據(jù)庫。

（二）實證結(jié)果與分析

首先，我們分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對整體世界經(jīng)濟增長的影響，在進行具體分析前，我們需要先對世界各國的變量進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）。只有數(shù)據(jù)平穩(wěn)，才能構(gòu)建時間序列模型分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對世界經(jīng)濟增長的影響。從檢驗結(jié)果我們可知，人均GDP、世界技術(shù)不平衡發(fā)展、投資占比、勞動力、對外直接投資占比在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均小于該水平下的臨界值，平穩(wěn)性檢驗表明這些變量是平穩(wěn)的，而對外貿(mào)易占比在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值大于該水平下的臨界值，同時該變量的一階差分序列在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值小于該水平下的臨界值，檢驗表明對外貿(mào)易占比是一階平穩(wěn)的。

在變量通過平穩(wěn)性檢驗后，就可使用式（8）進行回歸分析，具體的回歸結(jié)果見表2。從回歸結(jié)果可知，調(diào)整的擬合優(yōu)度為99.8%，F(xiàn)統(tǒng)計量的值較大，說明解釋變量對被解釋變量有較好的解釋能力。針對殘差序列的相關(guān)性問題和異方差問題，我們使用相關(guān)圖、偏相關(guān)圖檢驗殘差是否存在序列相關(guān)①相關(guān)圖、偏相關(guān)圖檢驗殘差是否存在序列相關(guān)，由于P值均大于0.05，說明殘差序列是平穩(wěn)的?；谄邢?，沒有附上殘差序列的相關(guān)圖、偏相關(guān)圖，有需要者可向作者索取。，使用懷特一致的標準誤差和協(xié)方差來糾正異方差問題。世界技術(shù)不平衡發(fā)展對世界經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度每提高1%，將導(dǎo)致經(jīng)濟增長0.189%，投資占比、勞動力、對外貿(mào)易占比對經(jīng)濟增長也具有顯著的促進作用，而對外直接投資占比對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，這與該變量的構(gòu)造有關(guān)，對外直接投資凈流入是對外直接投資流入減去對外直接投資流出的差，在不同年份每個國家的對外直接投資凈流入可能為正也可能為負，將這些國家對外直接投資凈流入的數(shù)據(jù)加總為世界對外直接投資凈流入時會導(dǎo)致數(shù)據(jù)波動性較大，故對外直接投資占比沒有促進經(jīng)濟增長。

（表1） 世界各國變量的平穩(wěn)性檢驗

（表2） 世界技術(shù)不平衡發(fā)展對整體世界經(jīng)濟增長影響的回歸結(jié)果

在分析技術(shù)不平衡發(fā)展對整體世界經(jīng)濟增長的影響后，我們再分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。在具體分析前，同樣需要先對發(fā)達地區(qū)的變量進行平穩(wěn)性檢驗。從表3可知，發(fā)達地區(qū)的人均GDP、對外貿(mào)易占比在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均大于該顯著性水平下的臨界值，對發(fā)達地區(qū)人均GDP、對外貿(mào)易占比取一階差分，差分后的變量在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均小于該水平下的臨界值，平穩(wěn)性檢驗說明這兩個變量是一階平穩(wěn)的，勞動力、對外直接投資占比在5%的顯著性水平下，投資占比在10%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均小于該水平下的臨界值，說明這三個變量是平穩(wěn)的。

（表3） 發(fā)達地區(qū)變量的平穩(wěn)性檢驗

在變量通過平穩(wěn)性檢驗后，使用式（8）進行回歸分析，具體的結(jié)果見表4。調(diào)整的擬合優(yōu)度為80.8%，F(xiàn)統(tǒng)計量的值較大，說明解釋變量對被解釋變量具有一定的解釋能力。本文對殘差序列的相關(guān)性問題和異方差問題也進行了相應(yīng)的修正。世界技術(shù)不平衡發(fā)展對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度每提高1%，將帶動發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長0.351%，投資占比、對外貿(mào)易占比對經(jīng)濟增長也具有促進作用；勞動力對經(jīng)濟增長具有顯著的抑制作用，這說明對于高福利的發(fā)達國家而言，勞動力增加是負擔(dān)，未必會帶動經(jīng)濟增長；對外直接投資占比對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，這主要與加總后的對外直接投資凈流入數(shù)據(jù)波動性較大有關(guān)。

（表4） 世界技術(shù)不平衡發(fā)展對發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長影響的回歸結(jié)果

最后，我們分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對不發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，在進行具體分析前，也需要先對不發(fā)達地區(qū)的變量進行平穩(wěn)性檢驗。從表5可知，不發(fā)達地區(qū)的人均GDP、投資占比、對外直接投資占比、對外貿(mào)易占比在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均大于該顯著性水平下的臨界值，對這些變量取一階差分，一階差分后的投資占比、對外直接投資占比、對外貿(mào)易占比在5%的顯著性水平下，一階差分后的人均GDP在10%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值均小于該水平下的臨界值，平穩(wěn)性檢驗說明這些變量是一階平穩(wěn)的，不發(fā)達地區(qū)的勞動力在5%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量的值小于該水平下的臨界值，說明這個變量是平穩(wěn)的。

（表5） 不發(fā)達地區(qū)變量的平穩(wěn)性檢驗

在通過變量平穩(wěn)性檢驗后，使用式（8）進行回歸分析，具體的結(jié)果見表6。調(diào)整的擬合優(yōu)度為69.3%，F(xiàn)統(tǒng)計量的值較大，說明解釋變量對被解釋變量具有一定的解釋能力。本文對殘差序列的相關(guān)性問題和異方差問題也進行了相應(yīng)的修正。世界技術(shù)不平衡發(fā)展對不發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度每提高1%，將帶動該地區(qū)經(jīng)濟增長0.258%，投資占比、對外貿(mào)易占比對經(jīng)濟增長也具有促進作用，而勞動力對經(jīng)濟增長具有抑制作用，這說明勞動力增長對于不發(fā)達國家而言，未必會帶動經(jīng)濟增長，而對外直接投資占比對不發(fā)達經(jīng)濟增長的促進作用也不明顯，這主要與加總后的對外直接投資凈流入數(shù)據(jù)波動性大有關(guān)。

五、結(jié)論與啟示

本文在使用泰爾指數(shù)測度世界技術(shù)不平衡發(fā)展的基礎(chǔ)上，運用時間序列模型分析世界技術(shù)不平衡發(fā)展對世界經(jīng)濟增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度呈現(xiàn)上升的態(tài)勢；在按經(jīng)濟發(fā)展程度兩區(qū)域劃分標準下，區(qū)域間的技術(shù)不平衡發(fā)展也呈現(xiàn)上升的趨勢，而區(qū)域內(nèi)的技術(shù)不平衡發(fā)展出現(xiàn)緩慢下降的趨勢，區(qū)域間技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的作用逐漸變大，而區(qū)域內(nèi)技術(shù)不平衡對世界技術(shù)不平衡發(fā)展的作用不大。世界技術(shù)不平衡發(fā)展有利于全球、發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長，世界技術(shù)不平衡發(fā)展的程度每提高1%，將分別導(dǎo)致全球經(jīng)濟增長0．189%，發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長0．351%，不發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長0．258%，這些研究結(jié)論證實了本文前面提出的三個假設(shè)?；谶@些結(jié)論，可以得到如下啟示：

（表6） 世界技術(shù)不平衡發(fā)展對不發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長影響的回歸結(jié)果

發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)均應(yīng)放松高級人才和資金流動限制，只有創(chuàng)新資源實現(xiàn)了充分流動，才能更好地獲得集聚效應(yīng)，提高創(chuàng)新資源的使用效率，降低創(chuàng)新風(fēng)險，實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新并促進整體經(jīng)濟增長。包括中國在內(nèi)的不發(fā)達國家應(yīng)努力提高吸收能力，加大教育經(jīng)費投入和提供就業(yè)再培訓(xùn)提高就業(yè)人員的教育水平，同時還需要營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，通過良好的創(chuàng)新環(huán)境和適當?shù)娜肆Y本水平吸引那些對成本敏感又擁有較高技術(shù)水平的跨國公司集聚，唯有如此，才能更好地借助集聚效應(yīng)促進不發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長。創(chuàng)新要素全球流動，需要加強國際化管理，降低人才和資金外流對流出國的不利影響，當然不發(fā)達國家也不用過于擔(dān)心人才流失，當不發(fā)達國家擁有良好的創(chuàng)新環(huán)境和適當?shù)娜肆Y本水平時，外流人才的回流將為本國帶來先進的技術(shù)和管理理念，從而促進本國的經(jīng)濟增長，同時不發(fā)達國家也不用過于擔(dān)心國內(nèi)資金外流，由于不發(fā)達國家的資本邊際報酬高于發(fā)達國家的資本邊際報酬，當不發(fā)達國家的創(chuàng)新環(huán)境日益完善時，境外資金也會重新流入不發(fā)達國家與創(chuàng)新要素結(jié)合，從而有利于這些不發(fā)達國家的經(jīng)濟增長。

[1]約翰·伊特韋爾，默里·米爾蓋特，彼得·紐曼．新帕爾格雷夫經(jīng)濟學(xué)大辭典[M]．北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，1996．

[2]賴院根，朱東華．組織間技術(shù)威脅的理論研究[J]．科研管理，2009，（4）．

[3]Patel P，Pavitt K．Uneven technological development[J]．Wealth from diversity，1996．

[4]Kemeny T．Are international technology gaps growing or shrinking in the age of globalization?[J]．Journal of Economic Geography，2011，11（1）．

[5]萬廣華，范蓓蕾，陸銘．解析中國創(chuàng)新能力的不平等：基于回歸的分解方法[J]．世界經(jīng)濟，2010，（2）．

[6]Sj?holm F．Technology gap，competition and spillovers from direct foreign investment：evidence from establishment data[J]．The Journal of Development Studies，1999，36（1）．

[7]Cherif R．The Dutch disease and the technological gap[J]．Journal of Development Economics，2013，101．

[8]Stokke HE．Productivity growth and organizational learning[J]．Review of Development Economics，2008，12（4）．

[9]劉輝煌，余昌龍，馬添冀，江航翔．FDI技術(shù)外溢、技術(shù)差距與經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系[J]．金融研究，2009，（9）．

[10]陸劍，柳劍平，程時雄．中國與OECD主要國家工業(yè)行業(yè)技術(shù)差距的動態(tài)測度[J]．世界經(jīng)濟，2014，（9）．

[11]Fagerberg J．A technology gap approach to why growth rates differ[J]．Research Policy，1987，16（2-4）．

[12]Cimoli M，Correa N．Trade openness and technological gaps in Latin America：a low growth trap[J]．LEM Working Paper Series，2002．

[13]歐陽峣，易先忠，生延超．技術(shù)差距、資源分配與后發(fā)大國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)換[J]．中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（6）．

[14]UNCTAD．World Investment Report 2005：Transnational Corporations and the Internationalization of R&D[R]．United Nations．New York and Geneva，2005．

[15]Bell M，Pavitt K．Technological accumulation and industrial growth：contrasts between developed and developing countries[M]．Cambridge：Cambridge University Press，1997．

[16]Acemoglu D，F(xiàn)abrizio Z．Productivity Differences[J]．Quaterly Journal of Economics，2001，116（2）．

[17]Jones CI．Sources of U．S．economic growth in a world of ideas[J]．American Economic Review，2002，92（1）．

[18]Madsen JB，Timol I．Long-run convergence in manufacturing and innovation-based models[J]．Review of Economics and Statistics，2011，57（6）．

[19]曹平．中美日三國經(jīng)濟增長質(zhì)量比較：基于技術(shù)進步的角度[J]．經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2010，（6）．

[20]Herzer D，Vollmer S．Inequality and growth：evidence from panel cointegration[J]．The Journal of Economic Inequality，2012，（10）．

[21]Belloumi M．The relationship between trade，F(xiàn)DI and economic growth in Tunisia：An application of the autoregressive distributed lag model[J]．Economic Systems，2014，38（2）．