李金凱++鞏文群

〔摘要〕本文通過(guò)構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入與技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期均衡模型和短期波動(dòng)模型，研究了R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中的結(jié)構(gòu)變化與調(diào)整機(jī)制。結(jié)論認(rèn)為，創(chuàng)新難度加大和R&D投入邊際收益遞減導(dǎo)致高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中長(zhǎng)期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性由顯著變?yōu)椴伙@著，高技術(shù)產(chǎn)品的創(chuàng)新速度加快和R&D投入效率提升使得短期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性由不顯著變?yōu)轱@著?！案芍袑W(xué)”效應(yīng)、對(duì)引進(jìn)技術(shù)的消化吸收能力增強(qiáng)使得技術(shù)引進(jìn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)和短期貢獻(xiàn)逐漸增加。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中科技人員結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)象逐漸改觀，長(zhǎng)期中人力資本的貢獻(xiàn)開始顯現(xiàn)。此外，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)進(jìn)步受到?jīng)_擊后返回至均衡路徑的調(diào)整速度不斷加快，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的自我調(diào)整機(jī)制趨于完善，技術(shù)進(jìn)步的“慣性”逐漸形成。

〔關(guān)鍵詞〕高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；R&D投入；技術(shù)進(jìn)步

中圖分類號(hào)：F27644 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：10084096（2016）01002608

一、問(wèn)題的提出

新增長(zhǎng)理論指出，創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最重要因素。2012年11月，黨的十八大報(bào)告提出，我國(guó)要實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，提高原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新能力。研發(fā)（R&D）活動(dòng)是創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高研發(fā)投入、高附加值和高利潤(rùn)回報(bào)率的“三高”特征，是實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新的重要部門。根據(jù)《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒（2002—2012）》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算，1995—2011年，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出從17847億元迅速增長(zhǎng)到1 237807億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)312%，此外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中專利申請(qǐng)數(shù)量也由612件增加到了77 725件，年平均增長(zhǎng)率為354%。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)具有明顯的時(shí)滯特征，R&D投入在當(dāng)期的作用并不顯著，但R&D投入帶來(lái)的知識(shí)存量累積、知識(shí)溢出會(huì)對(duì)后續(xù)相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)影響。并且，與其他要素類似，R&D投入具有邊際收益遞減特征，導(dǎo)致其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響在長(zhǎng)期和短期并不一致。在技術(shù)創(chuàng)新初期，受到R&D投入資金、科研團(tuán)隊(duì)和實(shí)驗(yàn)條件等的限制，短期內(nèi)難以取得技術(shù)進(jìn)步的突破。隨著研發(fā)隊(duì)伍的不斷壯大、R&D投入經(jīng)費(fèi)的持續(xù)增長(zhǎng)、技術(shù)儲(chǔ)備的不斷增加，研發(fā)規(guī)模效應(yīng)逐漸體現(xiàn)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入的邊際收益開始上升。當(dāng)R&D投入增長(zhǎng)到一定程度時(shí)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的難度加大，R&D投入要素?fù)頂D，邊際收益下降。

在技術(shù)進(jìn)步“干中學(xué)”理論的框架下，相對(duì)于均衡的技術(shù)進(jìn)步路徑，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中還存在著調(diào)整機(jī)制，即當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏離均衡狀態(tài)時(shí)，會(huì)以一定的速率收斂到平衡增長(zhǎng)路徑。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入的邊際收益遞減效應(yīng)與技術(shù)進(jìn)步的調(diào)整機(jī)制交互作用，會(huì)使得技術(shù)進(jìn)步在調(diào)整過(guò)程中存在一定的結(jié)構(gòu)變化。因此，研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)不僅能夠?qū)&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)做出準(zhǔn)確評(píng)價(jià)，而且關(guān)系到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的發(fā)揮。

關(guān)于R&D投入對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，國(guó)內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者都是在Grossman和Helpman[1]、Aghion和Howitt[2]的R&D投入與技術(shù)進(jìn)步理論模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證研究。Jaffe 和 Fogarty[3]認(rèn)為R&D投入的增加不僅可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，還有助于相關(guān)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而可以提升一個(gè)區(qū)域的整體經(jīng)濟(jì)水平。Guellec和Potterie[4] 、Furman等[5]對(duì)OECD國(guó)家的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向促進(jìn)作用，R&D投入每增加1%，技術(shù)進(jìn)步提升02%，R&D投入能夠解釋創(chuàng)新能力差異的90%。Kinoshita [6]指出R&D投入可以顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率，并且，學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于創(chuàng)新效應(yīng)。Coccia [7]實(shí)證檢驗(yàn)了R&D投入對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，并進(jìn)一步測(cè)算了美國(guó)R&D投入對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)最快的最優(yōu)投入率，研究結(jié)果顯示，R&D投入對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著性作用，R&D投入對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)超過(guò)了65%，從長(zhǎng)期來(lái)看，最優(yōu)R&D投入率為全國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的23%—26%。此外，有關(guān)R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響渠道的研究發(fā)現(xiàn)R&D支出活動(dòng)顯著提高了高技術(shù)企業(yè)對(duì)進(jìn)口技術(shù)的吸收能力，進(jìn)而推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步[8]。Stllinger [9]構(gòu)建了以人力資本為門限的Benhabib—Spiegel模型，根據(jù)技術(shù)水平將不同國(guó)家分為創(chuàng)新型、模仿型和停滯型，考察這三種類型國(guó)家的吸收能力對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響發(fā)現(xiàn)，技術(shù)模仿可以提升技術(shù)落后國(guó)家的技術(shù)水平，模仿型國(guó)家知識(shí)溢出效應(yīng)的能力最強(qiáng)，技術(shù)進(jìn)步最明顯，一個(gè)國(guó)家的吸收能力越低，技術(shù)模仿水平越差，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)越小，反之，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)越大。在R&D投入時(shí)滯性的研究方面，Griliches[10]、Aboody和Lev[11]認(rèn)為高技術(shù)企業(yè)中R&D投入轉(zhuǎn)化為技術(shù)成果的滯后期并不長(zhǎng)，R&D投入滯后3期對(duì)高技術(shù)企業(yè)績(jī)效的影響最為顯著。

國(guó)內(nèi)學(xué)者有關(guān)R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的研究也十分豐富，肖文和林高榜[12]研究發(fā)現(xiàn)不同渠道下的R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步均具有正向影響。劉小魯[13]指出提高自主R&D支出比重有利于提升技術(shù)進(jìn)步率。然而，張海洋[14]發(fā)現(xiàn)R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步有負(fù)向影響，由于內(nèi)資部門吸收能力的限制，增加R&D投入并不能促進(jìn)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，特別是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門的R&D投入較低，內(nèi)資部門不能很好地吸收外資的先進(jìn)技術(shù)，從而抑制了生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。除此之外，師萍等[15]認(rèn)為R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響呈現(xiàn)倒U型，初期R&D投入會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生積極的杠桿效應(yīng)，當(dāng)超過(guò)一定臨界點(diǎn)時(shí)，杠桿效應(yīng)會(huì)逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橄麡O的擠出效應(yīng)。夏良科[16]認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入與人力資本的交互效應(yīng)不僅與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)顯著正相關(guān)，而且是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的重要因素。傅曉霞和吳利學(xué)[17]分析了R&D投入與技術(shù)差距的交互項(xiàng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的決定機(jī)制，指出技術(shù)差距的大小決定了R&D投入的有效性，技術(shù)差距越小，越有利于對(duì)國(guó)外引進(jìn)技術(shù)的模仿、吸收，技術(shù)進(jìn)步越大。程進(jìn)等[18]、盧方元和靳丹丹[19]發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)R&D人力資本積累和R&D投入增長(zhǎng)不能迅速轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，技術(shù)進(jìn)步緩慢，但長(zhǎng)期中R&D投入的創(chuàng)新效應(yīng)較為顯著。

國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中，分時(shí)期、分區(qū)域研究R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的直接貢獻(xiàn)和間接影響的文獻(xiàn)較多，但對(duì)R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中的結(jié)構(gòu)變化與調(diào)整機(jī)制的研究很少，而對(duì)結(jié)構(gòu)變化與調(diào)整機(jī)制的研究是分析R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步動(dòng)態(tài)影響過(guò)程、揭示R&D投入促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步內(nèi)在機(jī)理的重要途徑。因此，本文在R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步理論模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入與技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期均衡模型和短期波動(dòng)模型，在兩類模型中分別引入調(diào)整效應(yīng)項(xiàng)，分階段進(jìn)行模型估計(jì)，保證結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠度。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分構(gòu)建R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的模型，第三部分是數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取和檢驗(yàn)，第四部分是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入等因素對(duì)技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證分析，第五部分是結(jié)論與政策建議。

二、R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的模型構(gòu)建

在Aiyar和Feyrer[20]技術(shù)進(jìn)步模型的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的模型，如式（1）所示。

t/At=f（TEGt，Xt）（1）

其中，t為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識(shí)增量，At為t時(shí)期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，t/At代表技術(shù)進(jìn)步，TEGt代表技術(shù)差距，Xt代表影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的其他因素。

基于Nelson和Phelps的技術(shù)差距關(guān)系假說(shuō)，技術(shù)差距TEGt可以表示為式（2）。

TEGt=lnA*t-lnAt（2）

其中，A*t為t時(shí)期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的潛在技術(shù)水平，ln代表取對(duì)數(shù)。潛在技術(shù)水平A*t在現(xiàn)實(shí)中無(wú)法觀測(cè)，一般通過(guò)預(yù)期得到，本文借鑒外推預(yù)期的表示方法，將lnA*t表示為式（3）。

lnA*t-lnAt=γ（lnAt-lnAt-1）（3）

其中，At-1為t-1時(shí)期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，γ為調(diào)整系數(shù)。式（3）可以調(diào)整為式（4）。

lnA*t-lnAt=γ（lnAt-lnAt-1）=γ ln（t-1/At-1+1）≈γ（t-1/At-1）（4）

綜合式（1）至式（4），并選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入（RDS）、技術(shù)引進(jìn)支出（ETA）、人力資本（FEP）代表Xt，則高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的模型如式（5）所示。

t/At=f（γ（t-1/At-1），RDSt，ETAt，F(xiàn)EPt）（5）

為簡(jiǎn)化起見，本文采用變量TECHt代表技術(shù)進(jìn)步t/At，采用柯布—道格拉斯（C-D）函數(shù)形式表達(dá)技術(shù)進(jìn)步函數(shù)f（·），得到式（6）。

TECHt=（γ×TECHt-1）α×RDSβ1t×ETAβ2t×FEPβ3t（6）

將式（6）兩邊取對(duì)數(shù)，加入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，并采用面板數(shù)據(jù)模型形式表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期方程，如式（7）所示。

lnTECHit=β0+αlnTECHit-1+β1lnRDSit+β2lnETAit+β3lnFEPit+uit（7）

其中，i代表高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的各細(xì)分子行業(yè)，TECHit-1的系數(shù)經(jīng)過(guò)計(jì)算后可以得到調(diào)整系數(shù)，用于反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期調(diào)整機(jī)制。

式（7）反映了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與R&D投入、技術(shù)引進(jìn)與人力資本之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因變量的一階滯后作為調(diào)整機(jī)制，因而成為動(dòng)態(tài)模型。長(zhǎng)期均衡模型中的變量均取對(duì)數(shù)，變量系數(shù)表示長(zhǎng)期彈性。

由于R&D投入的時(shí)滯性、人力資本的不確定性等原因，R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步在長(zhǎng)期和短期的影響并不一致，因而本文構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的短期波動(dòng)方程。短期中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的調(diào)整機(jī)制更關(guān)注對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離，因而估計(jì)式（7）得到殘差項(xiàng)式（8）作為短期模型的調(diào)整機(jī)制項(xiàng)。

ecmit=it=lnTECHit-0-lnTECHit-1-1lnRDSit-2lnETAit-3lnFEPit（8）

采用各變量差分形式構(gòu)建短期波動(dòng)方程，并加入短期調(diào)整項(xiàng)，如式（9）所示。

ΔlnTECHit=ρ0+λecmit-1+ρ1ΔlnRDSit+ρ2ΔlnETAit+ρ3ΔlnFEPit+vit（9）

式（9）表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的波動(dòng)不僅取決于R&D投入、技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)和人力資本的短期變化，還受高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏離長(zhǎng)期均衡程度（ecmit-1）的影響。短期模型中各變量的差分項(xiàng)表示短期波動(dòng)，差分項(xiàng)系數(shù)表示短期彈性。式（7）至式（9）構(gòu)成了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的協(xié)整與誤差修正模型，同時(shí)刻畫了變量之間的長(zhǎng)期均衡與短期波動(dòng)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取和檢驗(yàn)

本文中所采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒（2002—2012）》中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)17個(gè)二級(jí)行業(yè)1997—2011年共15年的年度面板數(shù)據(jù)。參照《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼（GBT4754-94）》，本文選取的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)17個(gè)二級(jí)行業(yè)為：化學(xué)藥品制造、中成藥制造、生物生化制品制造、飛機(jī)制造及修理、航天器制造、通信設(shè)備制造、雷達(dá)及配套設(shè)備制造、廣播電視設(shè)備制造、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設(shè)備制造、其他電子設(shè)備制造、電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造、電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造、醫(yī)療設(shè)備及器械制造、儀器儀表制造。式（7）至式（9）中，i = 1—17，t=1997—2011，變量的選取與測(cè)算方法如下：

1高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率與累積技術(shù)進(jìn)步率的測(cè)算

本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）中的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法計(jì)算高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)。

（1）DEA方法。該方法由Charnes 等 [22]提出，是用于測(cè)算或評(píng)價(jià)效率的一種數(shù)學(xué)規(guī)劃方法。作為一種有效的評(píng)價(jià)技術(shù)效率的方法和手段，DEA可以根據(jù)決策單元中的投入產(chǎn)出指標(biāo)，檢驗(yàn)多個(gè)輸入和多個(gè)輸出部門?；驹硎菍⑿首罡叩臎Q策單元作為技術(shù)前沿水平，將其他決策單元與之對(duì)比所計(jì)算的相對(duì)效率水平作為技術(shù)效率。

（2）Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法是在DEA原理的基礎(chǔ)上提出的，因?yàn)镸almquist生產(chǎn)率指數(shù)是距離函數(shù)的比值，而距離函數(shù)恰好為DEA中最優(yōu)值的倒數(shù)。因此，t時(shí)期的距離函數(shù)為Dto（xt，yt），定義為式（10）。

Dto（xt，yt）=inf（θ：（xt，yt/θ）∈St）=sup（θ：（xt，θyt）∈St）-1（10）

其中，下標(biāo)o表示距離函數(shù)是基于產(chǎn)出來(lái)定義的，xti為投入向量，yti為產(chǎn)出向量，St為t期可行的投入產(chǎn)出集合，即生產(chǎn)可能集。因此，根據(jù)DEA原理及距離函數(shù)定義，距離函數(shù)為DEA最優(yōu)值的倒數(shù)。在規(guī)模報(bào)酬不變情況下，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計(jì)算公式如式（11）。

Mi，t+1（xti，yti，xt+1i，yt+1i）=[Dti（xt+1i，yt+1i）Dti（xti，yti）×Dt+1i（xt+1i，yt+1i）Dt+1i（xti，yti）]1/2（11）

其中，i為行業(yè)，t為時(shí)間。為了更好地分離出技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步變化，進(jìn)一步變形得到式（12）。

Mi，t+1（xti，yti，xt+1i，yt+1i）=Dt+1i（xt+1i，yt+1i）Dti（xti，yti）×[Dti（xti，yti）Dt+1i（xti，yti）×Dti（xt+1i，yt+1i）Dt+1i（xt+1i，yt+1i）]1/2（12）

其中，Dt+1i（xt+1i，yt+1i）Dti（xti，yti）為技術(shù)效率，[Dti（xti，yti）Dt+1i（xti，yti）×Dti（xt+1i，yt+1i）Dt+1i（xt+1i，yt+1i）]1/2為技術(shù)進(jìn)步。

本文在DEA方法及Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法的基礎(chǔ)上，將Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。其中，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)表示相鄰時(shí)期的技術(shù)進(jìn)步。技術(shù)進(jìn)步指數(shù)大于1表示與上一時(shí)期相比，該時(shí)期的技術(shù)是進(jìn)步的。在基期后的每一年，將之前的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)累乘可以得到本期相對(duì)于基期的累積技術(shù)進(jìn)步率，記為TECH。

采用DEAP21軟件，將各行業(yè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)際產(chǎn)出、實(shí)際資本存量要素和勞動(dòng)力要素?cái)?shù)據(jù)輸入后即可進(jìn)行效率的測(cè)算與分解，最終得到1997—2011年17個(gè)行業(yè)的255個(gè)生產(chǎn)率指數(shù)和255個(gè)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)由于篇幅限制，本文中沒有列出Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的計(jì)算結(jié)果，需要時(shí)可向作者索取。。本文計(jì)算了GDP平減指數(shù)，對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值平減得到實(shí)際總產(chǎn)值，選取固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新增固定資產(chǎn)平減后，累加得到實(shí)際資本存量K，選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)變量，GDP平減指數(shù)和固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)均以1996年為基期。

2R&D存量（RDS）的估算

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D存量是根據(jù)當(dāng)期R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和前期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D存量加總計(jì)算得到。作為一種特殊資本，與一般物質(zhì)資本類似，R&D資本也存在折舊，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中普遍采用永續(xù)存盤法計(jì)算R&D存量。計(jì)算公式為：RDSit=RDit+（1-δ）RDSit-1。 其中，RDSit為第i個(gè)行業(yè)第t年的R&D存量，RDit為第i個(gè)行業(yè)第t年的R&D經(jīng)費(fèi)支出，RDSit-1為第i個(gè)行業(yè)第t-1年的R&D存量。借鑒朱有為和徐康寧[21]的數(shù)據(jù)，R&D資本的折舊率δ取值為15%。R&D經(jīng)費(fèi)支出使用R&D支出價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減后計(jì)算R&D資本。另外，本文中R&D支出價(jià)格指數(shù)借鑒了張同斌[22]的處理方法，即R&D價(jià)格指數(shù)由居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)加權(quán)合成，以1996年為基期，其中，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的權(quán)重為55%，固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的權(quán)重為45%。

3人力資本變量（FEP）和技術(shù)引進(jìn)消化吸收經(jīng)費(fèi)支出（ETA）的選取

由于我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中缺少受教育程度等相關(guān)數(shù)據(jù)，本文采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量代表人力資本變量，記為FEP。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量由參加R&D項(xiàng)目人員及應(yīng)分?jǐn)傇赗&D項(xiàng)目的管理和服務(wù)人員的全時(shí)當(dāng)量相加得到。本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)支出與技術(shù)消化吸收經(jīng)費(fèi)支出加總，記為ETA，表示除自主R&D支出以外的其他技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出。與R&D支出類似，技術(shù)引進(jìn)消化吸收經(jīng)費(fèi)支出（ETA）變量也采用以1996年為基期的R&D支出價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。

4變量的單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)論產(chǎn)生重要影響，非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)具有隨機(jī)游走性，難以把握其規(guī)律，導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)。因此，在進(jìn)行實(shí)證分析之前，本文采用面板數(shù)據(jù)的Fisher-ADF檢驗(yàn)與Fisher-PP檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，如表1所示。

根據(jù)表1可得，各變量對(duì)數(shù)序列均為非平穩(wěn)序列，但一階差分序列均為平穩(wěn)序列。在此基礎(chǔ)上，利用面板數(shù)據(jù)的Kao檢驗(yàn)對(duì)各變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，符合建立協(xié)整與誤差修正模型的條件。因此，本文建立高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的短期波動(dòng)模型和長(zhǎng)期均衡模型符合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，得出的結(jié)論具有可靠性。

四、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入等因素對(duì)技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動(dòng)效應(yīng)的實(shí)證分析

由于我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度較快，尤其是一些重大項(xiàng)目的實(shí)施極大地提高了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位，顯著地促進(jìn)了技術(shù)水平的提高和創(chuàng)新能力的提升，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在著一定程度的結(jié)構(gòu)變化。因此，在此基礎(chǔ)上，本文首先進(jìn)行高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)。

1高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)

自“863計(jì)劃”和“火炬計(jì)劃”后，我國(guó)于2001年提出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)的“二次創(chuàng)業(yè)”計(jì)劃，更為有力地推動(dòng)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展。借鑒Chow檢驗(yàn)的方法，本文對(duì)2002年前后高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)。

假設(shè)1997—2002年的回歸殘差平方和為RSS1，樣本數(shù)為n1；2002—2011年的回歸殘差平方和為RSS2，樣本數(shù)為n2，RSS1與RSS2之和記為RSSur。1997—2011年的回歸殘差平方和為RSSr，模型的待估參數(shù)為k個(gè)，根據(jù)式（13）中的F統(tǒng)計(jì)量，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

F=（RSSr-RSSur）/kRSSur/（n1+n2-2k）～F[k，（n1+n2-2k）]（13）

經(jīng)檢驗(yàn)，在2002年，式（7）和式（9）的F統(tǒng)計(jì)量分別為5975和3034，均在1%的置信水平下顯著，可以判定存在結(jié)構(gòu)變化。因此，本文在1997—2002年、2002—2011年、1997—2011年三個(gè)時(shí)間段上分別估計(jì)式（7）和式（9），以減少結(jié)構(gòu)變化的影響。

2R&D投入等因素驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期均衡效應(yīng)分析

采用動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)（GMM-DIFF）方法對(duì)長(zhǎng)期均衡模型式（7）進(jìn)行估計(jì)，該方法對(duì)所估計(jì)的模型進(jìn)行一階差分以去掉固定效應(yīng)的影響，再用一組解釋變量的滯后項(xiàng)作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量，獲取一致性的估計(jì)，從而得到樣本回歸模型式（14）。

lnTECHit=0+lnTECHit-1+1lnRDSit+2lnETAit+3lnFEPit+it （14）

利用EViews8軟件，對(duì)式（14）進(jìn)行估計(jì)，所得結(jié)果如表2所示。

1997—2002年，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中長(zhǎng)期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性1顯著為0567，該時(shí)期我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，學(xué)習(xí)、模仿型技術(shù)進(jìn)步空間較大，創(chuàng)新難度相對(duì)較低，R&D投入的風(fēng)險(xiǎn)低、邊際收益高，R&D投入的有效性得到充分發(fā)揮，使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)和R&D投入效率逐年提升。2002—2011年，R&D存量的長(zhǎng)期彈性系數(shù)顯著為-0197，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中“R&D投入生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象凸顯。該現(xiàn)象的產(chǎn)生有三方面的原因：一是由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中過(guò)多的人力資本和經(jīng)費(fèi)投入到R&D活動(dòng)中，生產(chǎn)活動(dòng)獲得的要素投入減少，高技術(shù)進(jìn)步進(jìn)展緩慢的同時(shí)，R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)下降；二是與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，雖然我國(guó)高技術(shù)的集成創(chuàng)新、自主創(chuàng)新能力還有一定差距，但技術(shù)進(jìn)步空間不斷縮小，高技術(shù)創(chuàng)新的難度不斷增加；三是R&D投入資本替代效應(yīng)，隨著我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展，R&D投入成為勞動(dòng)力和資本的凈替代，而這種替代主要是要素之間的選擇在生產(chǎn)函數(shù)曲線上的移動(dòng)，并沒有引起生產(chǎn)率的提高。此外，隨著R&D投入的不斷加大，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入開始出現(xiàn)邊際收益遞減，且R&D資源缺乏科學(xué)合理的管理制度也導(dǎo)致R&D投入的效果不顯著，最終導(dǎo)致1997—2011年整個(gè)時(shí)間段上R&D存量對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)不足。

技術(shù)引進(jìn)方面，如表2所示，2002年之前，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)引進(jìn)變量（lnETA）的長(zhǎng)期彈性系數(shù)2不顯著，這主要是由于在技術(shù)引進(jìn)基礎(chǔ)上的再創(chuàng)新有一個(gè)消化吸收的過(guò)程，消化吸收的效果不顯著，即“干中學(xué)”的效果不明顯，“技術(shù)引進(jìn)—模仿吸收”的良性機(jī)制沒有形成；R&D投入的內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理，根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)2012年度報(bào)告》統(tǒng)計(jì)，2000年，我國(guó)試驗(yàn)發(fā)展活動(dòng)人員比重為675%，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究人員比重為325%，試驗(yàn)發(fā)展項(xiàng)目具有高風(fēng)險(xiǎn)特征，其比率過(guò)高增大了技術(shù)引進(jìn)的收益不確定性，抑制了技術(shù)進(jìn)步率的提升。另外，發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)華高技術(shù)出口限制嚴(yán)格，也使得我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)引進(jìn)的低水平重復(fù)建設(shè)問(wèn)題突出。2002年之后，我國(guó)充分利用加入世界貿(mào)易組織的有利條件，加大引進(jìn)適用于我國(guó)的先進(jìn)技術(shù)。我國(guó)企業(yè)通過(guò)模仿學(xué)習(xí)，對(duì)引進(jìn)技術(shù)的消化吸收能力不斷增強(qiáng)。高技術(shù)引進(jìn)的“示范效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”開始顯現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外高技術(shù)之間實(shí)現(xiàn)了優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，技術(shù)引進(jìn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)充分顯現(xiàn)。表2顯示，2002—2011年技術(shù)引進(jìn)變量的系數(shù)2為0277，而1997—2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)引進(jìn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)達(dá)到了0499。

人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期影響方面，1997—2002年間，長(zhǎng)期技術(shù)進(jìn)步的人力資本彈性3顯著為負(fù)。在這一時(shí)期，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)力素質(zhì)相對(duì)較低，科技人員結(jié)構(gòu)不合理，傳統(tǒng)人才較多、高端人才缺乏。具體而言，高級(jí)科技人員偏少，一般科技人員偏多；技術(shù)熟練的高級(jí)技工較少，一般工人較多，削弱了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力，降低了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率。根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)2012年度報(bào)告》統(tǒng)計(jì)，2000年，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量?jī)H占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全部從業(yè)人員的235%。2002—2011年，國(guó)家高端人才引進(jìn)計(jì)劃的實(shí)施和我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)人才培養(yǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供了有力的人力資本支撐。另外，人力資本增長(zhǎng)后，高技術(shù)人才之間通過(guò)相互交流、學(xué)習(xí)等實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、信息共享及要素整合，使得行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的“協(xié)同效應(yīng)”得到發(fā)揮，創(chuàng)新回報(bào)大于人力資本成本，人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提升產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而促進(jìn)其規(guī)模效應(yīng)顯現(xiàn)。2002—2011年，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步長(zhǎng)期均衡模型中人力資本變量的彈性系數(shù)顯著為0038，人力資本的貢獻(xiàn)開始發(fā)揮。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入的時(shí)滯效應(yīng)較為明顯。本期R&D投入形成的R&D資本，會(huì)成為此后技術(shù)進(jìn)步的基礎(chǔ)。在式（14）中，lnTECHit-1的系數(shù)表示上一期技術(shù)進(jìn)步對(duì)本期技術(shù)進(jìn)步的影響程度。如表2所示，1997—2002年和2002—2011年，上一期技術(shù)進(jìn)步變量（lnTECHit-1）的動(dòng)態(tài)系數(shù)分別顯著為0199和0628，上一期技術(shù)進(jìn)步對(duì)本期技術(shù)進(jìn)步有明顯的驅(qū)動(dòng)作用，且驅(qū)動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)。此外，在模型（14）中，采用1-得到調(diào)整系數(shù)，用于反映技術(shù)進(jìn)步對(duì)外界反應(yīng)的敏感程度，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期調(diào)整機(jī)制。1997—2002年和2002—2011年，技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期調(diào)整系數(shù)分別為0801和0372，這表明隨著時(shí)間的推移，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的穩(wěn)定性提高，市場(chǎng)環(huán)境波動(dòng)、R&D投入和人力投入的波動(dòng)等外部因素對(duì)技術(shù)進(jìn)步的干擾程度顯著降低，高技術(shù)進(jìn)步的“慣性”逐漸形成。

3R&D投入等因素驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的短期波動(dòng)效應(yīng)分析

對(duì)短期波動(dòng)模型式（9）進(jìn)行估計(jì)，得樣本回歸模型式（15）。

ΔlnTECHit=0+ecmit-1+1ΔlnRDSit+2ΔlnETAit+3ΔlnFEPit+it （15）

估計(jì)結(jié)果如表3所示。1997—2002年，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中短期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性1并不顯著，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響的時(shí)滯特征再次體現(xiàn)，即在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中，從R&D投入到R&D成果再到技術(shù)進(jìn)步，存在一定的滯后期。此外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入還具有高風(fēng)險(xiǎn)的特征，部分R&D投入并沒有轉(zhuǎn)化為技術(shù)成果，并且R&D資源配置不合理造成了一些R&D資源的浪費(fèi)，在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的初期和中期階段更為明顯。2002年以后，高技術(shù)產(chǎn)品的創(chuàng)新程度不斷提高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不斷增強(qiáng)，因而對(duì)高技術(shù)R&D投入的效率和R&D資源的配置提出了更高的要求，高技術(shù)創(chuàng)新速度加快，從R&D投入到技術(shù)進(jìn)步的時(shí)滯縮短，R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響的短期效應(yīng)開始顯現(xiàn)。2002—2011年，R&D存量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提升0230個(gè)百分點(diǎn)，在1997—2011年整個(gè)時(shí)期，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D存量的短期彈性也是顯著的。

2002年之前，技術(shù)引進(jìn)變量的短期彈性系數(shù)2為負(fù)，這主要是由于該時(shí)期我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)引進(jìn)與消化吸收經(jīng)費(fèi)投入比例不協(xié)調(diào)導(dǎo)致的。1997—2002年，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平相對(duì)落后，尚不具備全面進(jìn)行自主研發(fā)的條件，“重引進(jìn)、輕研發(fā)”是這一階段我國(guó)高技術(shù)創(chuàng)新的典型模式。在依賴技術(shù)引進(jìn)的同時(shí)，消化吸收能力卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足，導(dǎo)致引進(jìn)的技術(shù)不能很好地轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，從而造成R&D資源的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。據(jù)測(cè)算，2002年我國(guó)引進(jìn)技術(shù)費(fèi)用與消化吸收再創(chuàng)新費(fèi)用之比是1：0070，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于日本、韓國(guó)1：10的水平[26]。此外，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)引進(jìn)在某種程度上擠占了自主研發(fā)的資金，阻礙了R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的發(fā)揮。2002—2011年，技術(shù)引進(jìn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的短期貢獻(xiàn)顯著為0221。我國(guó)逐漸進(jìn)入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的轉(zhuǎn)型期，更加注重對(duì)引進(jìn)技術(shù)的消化吸收再創(chuàng)新，發(fā)揮了引進(jìn)技術(shù)的帶動(dòng)效應(yīng)和滲透作用，促進(jìn)了引進(jìn)技術(shù)向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化，技術(shù)引進(jìn)的正外部性逐步體現(xiàn)。另外，隨著對(duì)引進(jìn)技術(shù)的改造、模仿和吸收，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平不斷提升，與國(guó)外先進(jìn)高技術(shù)的差距不斷縮小，跨越了技術(shù)引進(jìn)溢出效應(yīng)不顯著的“門檻”，更為有利地推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的短期影響不顯著，這主要是由人力資本的特性所決定。人力資本在累積的過(guò)程中，逐漸形成團(tuán)隊(duì)專用性才能發(fā)揮其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)。具體而言，1997—2002年，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中短期技術(shù)進(jìn)步的人力資本彈性3顯著為-0067。在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期，最為重要的是將高技術(shù)成果轉(zhuǎn)化為實(shí)際產(chǎn)品，高技術(shù)企業(yè)大多從事加工組裝制造等活動(dòng)，相對(duì)于R&D人員，技能型勞動(dòng)力對(duì)于高技術(shù)企業(yè)的發(fā)展更為重要等人力資本投入不利于技術(shù)進(jìn)步。2002—2011年，人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)不顯著。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的人力資本是高度專業(yè)化的，這種高度專業(yè)化的人力資本往往需要一個(gè)漫長(zhǎng)的培養(yǎng)周期才能形成，各種簡(jiǎn)單培訓(xùn)并不足以支撐高技術(shù)R&D活動(dòng)對(duì)高質(zhì)量人力資本的需求。此外，只有高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的人力資本與物質(zhì)資本達(dá)到優(yōu)化配置，其互補(bǔ)性才能發(fā)揮，最終促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的技術(shù)進(jìn)步并不總是沿著平衡增長(zhǎng)路徑進(jìn)行，短期內(nèi)，外部沖擊易導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步偏離平衡增長(zhǎng)路徑，技術(shù)進(jìn)步需要根據(jù)反饋機(jī)制進(jìn)行不斷修正。如表3所示，1997—2002年和2002—2011年，誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為-0238和-0644，這表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步能夠調(diào)整返回至均衡路徑，且調(diào)整速度會(huì)逐漸加快。短期調(diào)整系數(shù)的估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中R&D投入、人力資本、技術(shù)引進(jìn)與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系更加穩(wěn)定，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步受外部因素的影響程度變小，技術(shù)進(jìn)步的自我調(diào)整機(jī)制趨于完善，這與長(zhǎng)期均衡模型中調(diào)整系數(shù)的計(jì)算結(jié)果具有一致性。

五、結(jié)論與政策建議

本文在R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入與技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期均衡模型和短期波動(dòng)模型，重點(diǎn)研究了R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中的結(jié)構(gòu)變化與調(diào)整機(jī)制特征，主要得出四點(diǎn)結(jié)論。第一，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中長(zhǎng)期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性由顯著變?yōu)椴伙@著，技術(shù)進(jìn)步空間的縮小、創(chuàng)新的難度增加和R&D投入邊際收益遞減等問(wèn)題導(dǎo)致我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中“R&D投入生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象凸顯。相反，短期技術(shù)進(jìn)步的R&D投入彈性由不顯著變?yōu)轱@著，高技術(shù)產(chǎn)品的創(chuàng)新速度加快，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不斷增強(qiáng)，R&D投入效率提升，從R&D投入到技術(shù)進(jìn)步的時(shí)滯縮短。第二，隨著我國(guó)在技術(shù)引進(jìn)基礎(chǔ)上消化吸收能力不斷增強(qiáng)，“示范效應(yīng)”、“溢出效應(yīng)”和“干中學(xué)”效應(yīng)使得技術(shù)引進(jìn)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)顯著。短期內(nèi)，引進(jìn)技術(shù)的帶動(dòng)效應(yīng)和滲透作用增強(qiáng)使得引進(jìn)技術(shù)的正外部性逐步體現(xiàn)，促進(jìn)了引進(jìn)技術(shù)向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。第三，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)人才培養(yǎng)規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供了有力的人力資本支撐，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中科技人員結(jié)構(gòu)不合理、高端人才缺乏的現(xiàn)象逐漸改觀，長(zhǎng)期中人力資本的貢獻(xiàn)開始發(fā)揮，但高度專業(yè)化的人力資本往往需要一個(gè)很長(zhǎng)的培養(yǎng)周期才能形成，導(dǎo)致人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的短期影響不顯著。第四，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)上一期技術(shù)進(jìn)步對(duì)本期技術(shù)進(jìn)步有明顯的驅(qū)動(dòng)作用，且驅(qū)動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)。此外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中技術(shù)進(jìn)步受沖擊后返回至均衡路徑的調(diào)整速度進(jìn)一步加快。我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入、人力資本、技術(shù)引進(jìn)與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系更加穩(wěn)定，技術(shù)進(jìn)步的自我調(diào)整機(jī)制趨于完善，技術(shù)進(jìn)步的“慣性”逐漸形成。

為充分發(fā)揮R&D投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，政府在繼續(xù)通過(guò)財(cái)稅激勵(lì)政策鼓勵(lì)高技術(shù)企業(yè)加大R&D經(jīng)費(fèi)投入的同時(shí)，更應(yīng)指導(dǎo)高技術(shù)企業(yè)調(diào)整R&D投入結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步提高基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究中的R&D投入，優(yōu)化R&D資源配置，提高R&D投入效率，促使“R&D投入—R&D成果—技術(shù)進(jìn)步”良性循環(huán)的形成。高技術(shù)企業(yè)應(yīng)加大技術(shù)引進(jìn)后的消化吸收投入，逐步實(shí)現(xiàn)從簡(jiǎn)單模仿到集成創(chuàng)新的轉(zhuǎn)變。一方面，高技術(shù)企業(yè)應(yīng)擴(kuò)大技術(shù)引進(jìn)渠道，將單純的高技術(shù)引進(jìn)積極拓寬為高技術(shù)合作、高素質(zhì)人員交流、共同承擔(dān)高科技項(xiàng)目等，加快技術(shù)引進(jìn)與消化吸收的融合，促使技術(shù)擴(kuò)散正外部性的實(shí)現(xiàn)；另一方面，政府應(yīng)為高技術(shù)企業(yè)引進(jìn)技術(shù)與二次開發(fā)給予制度上的支持和引導(dǎo)，著力解決技術(shù)引進(jìn)、改造和消化吸收中的瓶頸問(wèn)題，鼓勵(lì)中介機(jī)構(gòu)加大對(duì)高技術(shù)企業(yè)的支持力度，縮短由技術(shù)引進(jìn)到集成創(chuàng)新的時(shí)滯。將促進(jìn)高技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)期戰(zhàn)略與短期目標(biāo)相結(jié)合。明確技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中的長(zhǎng)期收益與短期獲利的關(guān)系，避免R&D投入的短視行為。另外，在把握未來(lái)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步特征的基礎(chǔ)上，政產(chǎn)學(xué)研應(yīng)聯(lián)合制定高技術(shù)人才培養(yǎng)目標(biāo)和培養(yǎng)方案，全力提高我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的人力資本水平，優(yōu)化人力資源配置，為R&D投入驅(qū)動(dòng)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的發(fā)揮打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Grossman， GM， Helpman， EInnovation and Growth in the Global Economy [M]Cambridge： MIT Press， 1993122-130

[2]Aghion， P， Howitt， PA Model of Growth through Creative Destruction [J]Econometrica， 1992， 60 （2）： 323-352

[3]Jaffe， AB， Fogarty， MSKnowledge Spillovers and Patent Citations： Evidence from a Survey of Inventors [J]American Economic Review， 2000， 90 （2）： 215-218

[4]Guellec， D， Potterie， BVPR&D and Productivity Growth： Panel Data Analysis of 16 OECD Countries [J]OECD Economic Studies， 2001， 33 （7）： 103-126

[5]Furman， JL， Porter， ME， Stern， SThe Determinants of National Innovative Capacity [J]Research Policy， 2002， 31 （6）： 899-933

[6]Kinoshita， YR&D and Technology Spillovers via FDI： Innovation and Absorptive Capacity [R]William Davidson Institute Working Paper， 2000

[7]Coccia， MWhat is the Optimal Rate of R&D Investment to Maximize Productivity Growth [J]Technological Forecasting and Social Change， 2009， 76 （3）： 433-446

[8]王玲， Szirmai， A高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)投入和生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究 [J]經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2008，（7）： 915-931

[9]Stllinger， RInternational Spillovers in a World of Technology Clubs [J]Structural Change and Economic Dynamics， 2013， 27 （12）： 19-35

[10]Griliches， ZProductivity， R&D and Basic Research at the Firm Level in the 1970s [J]American Economic Review， 1986， 76 （1）： 141-154

[11]Aboody， D， Lev， BR&D Productivity in the Chemical Industry [R]New York University Working Paper， 2001

[12]肖文， 林高榜海外研發(fā)資本對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的知識(shí)溢出 [J]世界經(jīng)濟(jì)， 2011， （1）： 37-51

[13]劉小魯知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、自主研發(fā)比重與后發(fā)國(guó)家的技術(shù)進(jìn)步 [J]管理世界， 2011， （10）： 12-19

[14]張海洋R&D 兩面性、外資活動(dòng)與中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng) [J]經(jīng)濟(jì)研究， 2005， （5）： 107-117

[15]師萍， 許治， 張炳楠我國(guó)R&D投入績(jī)效的實(shí)證研究 [J]中國(guó)軟科學(xué)， 2007， （6）： 125-130

[16]夏良科人力資本與R&D如何影響全要素生產(chǎn)率——基于中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)的分析 [J]數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2010， （4）： 78-93

[17]傅曉霞， 吳利學(xué)技術(shù)差距、創(chuàng)新路徑與經(jīng)濟(jì)趕超——基于后發(fā)國(guó)家的內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步模型 [J]經(jīng)濟(jì)研究， 2013， （6）： 19-32

[18]程進(jìn)， 韓玉啟， 陳小文我國(guó)技術(shù)引進(jìn)創(chuàng)新時(shí)滯的實(shí)證分析 [J]科研管理， 2005， （4）： 2-7

[19]盧方元， 靳丹丹我國(guó)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 [J]中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011， （3）： 149-157

[20]Aiyar， SS， Feyrer， JA Contribution to the Empirics of Total Factor Productivity [R]Dartmouth College Working Paper， 2002

[21]Nelson， R， Phelps， EInvestment in Humans， Technological Diffusion， and Economic Growth [J]American Economics Review， 1966， 56 （1）： 69-75

[22]Charnes， A， Cooper， WW， Huang， ZM， Sun， DBPolyhedral Cone-Ratio DEA Models with an Illustrative Application to Large Commercial Banks [J]Journal of Econometrics， 1990， 46（1-2）：73-91

[21]朱有為， 徐康寧研發(fā)資本積累對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響——對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的檢驗(yàn)（1996-2004）[J]中國(guó)軟科學(xué)， 2007， （4）： 57-67

[24]朱平芳， 徐偉民政府的科技激勵(lì)政策對(duì)大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入及其專利產(chǎn)出的影響——上海市的實(shí)證研究 [J]經(jīng)濟(jì)研究， 2003， （6）： 34-44

[22]張同斌研發(fā)投入的非對(duì)稱效應(yīng)、技術(shù)收斂與生產(chǎn)率增長(zhǎng)悖論 [J]經(jīng)濟(jì)管理， 2014， （1）： 131-141

[26]常黎明千分之七：我國(guó)消化吸收再創(chuàng)新費(fèi)用“少得可憐” [EB/OL]http：//newsxinhuanetcom/newscenter/2005-03/10/content_2676564htm

（責(zé)任編輯：鄧菁）