摘要：經(jīng)歷了改革開(kāi)放以來(lái)的快速發(fā)展，中國(guó)經(jīng)濟(jì)目前處于關(guān)鍵的轉(zhuǎn)型時(shí)期。技術(shù)進(jìn)步既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果，也是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要?jiǎng)恿?。影響一?guó)技術(shù)進(jìn)步的因素有很多，但各個(gè)影響因素之間不可避免地存在共線性問(wèn)題。因此，運(yùn)用1983—2010年的中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，借助嶺回歸的實(shí)證方法以克服解釋變量之間可能存在的多重共線性問(wèn)題，從而全面分析了影響我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的主要因素。

關(guān)鍵詞：技術(shù)進(jìn)步率 影響因素 嶺回歸

中圖分類號(hào)：F064.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ文章編號(hào)：１６７３－２９１Ｘ（２０11）26－０264－02

一、文獻(xiàn)綜述

在研究影響一國(guó)技術(shù)進(jìn)步影響因素的國(guó)外文獻(xiàn)中，比較有代表性的研究文獻(xiàn)主要有：Lucas（1988）認(rèn)為，影響一國(guó)或地區(qū)的技術(shù)水平的最重要因素是人力資本。Robert（1996）在比較中美經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，分析得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)至少是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)因素。Barrell、Pain（1997）在研究歐洲FDI投入、技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系時(shí)指出：FDI的存在可以通過(guò)技術(shù)溢出等效應(yīng)帶來(lái)一國(guó)或地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步。與此對(duì)應(yīng)，Keller（2004）也提出了FDI和對(duì)外貿(mào)易是實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的重要因素。

國(guó)內(nèi)比較有代表性的研究有： 周叔蓮、王偉光（2001）認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)科技創(chuàng)新的方向、速度和規(guī)模產(chǎn)生很大影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“內(nèi)生”地決定著技術(shù)進(jìn)步。包群（2002）分析了歷年外商直接投資對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響。蘇盛安（2005）利用1953—2002年的政府科技投入和技術(shù)進(jìn)步數(shù)據(jù)分析得出我國(guó)政府科技投入對(duì)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率較低的結(jié)論。李平、孫靈燕（2007）實(shí)證分析了專利申請(qǐng)與中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)專利申請(qǐng)對(duì)中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步有促進(jìn)作用，對(duì)東、中、西部技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)度存在顯著差異。

由以上的文獻(xiàn)可以看出，大部分作者只是就單一的因素和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行研究，沒(méi)有全面考慮影響技術(shù)進(jìn)步的因素。本文綜合考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外資、對(duì)外貿(mào)易等因素，通過(guò)實(shí)證分析當(dāng)這些因素共同作用時(shí)，會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步有什么影響。

二、變量分析與選擇

（一）變量選擇

目前，通常用全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量一國(guó)技術(shù)進(jìn)步狀況。衡量全要素生產(chǎn)率最常見(jiàn)的方法就是索洛殘值法。本文把索洛殘值作為技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)。索洛殘差是指剔除各生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)后所得到的殘差。我們可以通過(guò)下列式子求出索洛殘值，即技術(shù)進(jìn)步率RTP。

RTP＝■T-SK■T－SL■T

其中，YT表示人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)率，KT表示人均資本存量增長(zhǎng)率。SK和SL則是表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。本文采用劉書祥（2010）根據(jù)上述方法測(cè)算的中國(guó)技術(shù)進(jìn)步率RTP衡量本文的因變量技術(shù)進(jìn)步。

技術(shù)進(jìn)步是有許多因素綜合作用的結(jié)果，根據(jù)文獻(xiàn)回顧，本文認(rèn)為影響一國(guó)技術(shù)水平和發(fā)展?fàn)顩r的因素主要有：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資和一國(guó)對(duì)科技活動(dòng)的投入。

（二）數(shù)據(jù)處理及來(lái)源

本文用tech代表我國(guó)技術(shù)進(jìn)步水平，fdi代表我國(guó)歷年實(shí)際利用的外商直接投資，jiegou代表我國(guó)歷年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況，trade代表我國(guó)歷年的對(duì)外交流情況，gdp代表我國(guó)歷年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，touru代表我國(guó)歷年對(duì)科技研發(fā)的投入。

由于數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)變換不改變?cè)凶兞恐g的數(shù)量關(guān)系，并能使時(shí)間變化趨勢(shì)線化，因此，對(duì)所有的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)：lntech、lnfdi、lnjiegou、lntrade、lngdp、lntouru。

本文所有數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2010）；國(guó)家統(tǒng)計(jì)局綜合統(tǒng)計(jì)司編的《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。有些數(shù)據(jù)則是筆者通過(guò)計(jì)算整理而得（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步率）。時(shí)間跨度為1983—2010年，所用計(jì)量軟件為SPSS18。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

lnTECH＝β0+β1lnGDP+β2lnJIEGOU+β3lnFDI+β3lnTOURU+β5lnTRADE+μ

針對(duì)出現(xiàn)多重共線性時(shí)，普通最小二乘法所得結(jié)果就不滿足最優(yōu)性。而嶺回歸就是針對(duì)這一問(wèn)題而提出的解決辦法。嶺回歸雖然是有偏估計(jì)，但是其估計(jì)的方差要比普通最小二乘估計(jì)量的方差要小很多，而且回歸系數(shù)比較穩(wěn)定，因而在實(shí)際工作中有很大的應(yīng)用價(jià)值。由于本文所選取的解釋變量之間可能存在相關(guān)性，因此，首先要對(duì)模型進(jìn)行共線性診斷。

（二）多重共線性診斷

首先利用普通最小二乘法作多元回歸，并同時(shí)進(jìn)行多重共線性診斷，模型檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

模型檢驗(yàn)結(jié)果R2=0.914，F(xiàn)=18.382，P=0.0000，可以得到回歸方程如下：

lnTECH＝-3.51lnGDP-0.542lnJIEGOU+2.062lnFDI+1.593lnTOURU+0.475lnTRADE（1）

（-1.355）（-0.967）（1.855） （0.829）（0.262）

括號(hào)內(nèi)的值為各個(gè)解釋變量回歸結(jié)果對(duì)應(yīng)的T值。

從多元回歸的結(jié)果可以看出，雖然整個(gè)回歸方程的擬合優(yōu)度較大，但是回歸系數(shù)的P值都大于0.05，T值也不顯著。另外，多重共線性的診斷結(jié)果表明，五個(gè)變量中的gdp、fdi、touru、trade四個(gè)變量的方差膨脹因子（VIF）都大于10，其中g(shù)dp的方差膨脹因子達(dá)到了168.242，這進(jìn)一步說(shuō)明了各個(gè)自變量之間存在多重共線性。此時(shí)的模型解釋能力差，需要對(duì)模型進(jìn)行處理。

（三）嶺回歸

鑒于模型存在多重共線性，本文運(yùn)用spss18軟件進(jìn)行嶺回歸：設(shè)定嶺參數(shù)步長(zhǎng)為0.05，起始點(diǎn)為0。得到不同嶺參數(shù)下各個(gè)變量的嶺回歸系數(shù)（如表2）。

由表2可以看出，當(dāng)嶺參數(shù)k從0到0.1時(shí)，各回歸系數(shù)值變化較大，這就是多重共性所引起的異常變化。當(dāng)k值達(dá)到0.1后，嶺回歸系數(shù)值趨于穩(wěn)定，因此可以選擇0.1作為模型的嶺參數(shù)。

當(dāng)k=0.1時(shí)，重新運(yùn)用spss18軟件進(jìn)行嶺回歸，此時(shí)得到回歸結(jié)果如下：

lnTECH＝-0.059lnGDP-0.53987lnJIEGOU+0.4065lnFDI+0.0055lnTOURU-0.0169lnTRADE

（-4.416）（-1.31） （1.43） （2）

（2.268） （-2.082）

R2=0.8684 ，F(xiàn)=4.5，括號(hào)內(nèi)的值為各個(gè)解釋變量回歸結(jié)果對(duì)應(yīng)的T值。

對(duì)比回歸方程（1）、（2）可以看出，經(jīng)過(guò)嶺回歸后，各個(gè)變量的T值都有所提高，T值更加顯著，方程更加穩(wěn)健，回歸系數(shù)更加穩(wěn)定。擬合優(yōu)度也維持在86%左右。綜上可以看出，變換后的方程的解釋能力顯著提高，多重共線性所帶來(lái)的問(wèn)題得到克服。

四、結(jié)論

由嶺回歸的結(jié)果本文可以得到以下結(jié)果：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步成負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的反饋?zhàn)饔脜s不明顯；技術(shù)進(jìn)步滯后于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步成負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然不合理，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展?fàn)顩r對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用不明顯；FDI與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步成正相關(guān)，這說(shuō)明，外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)是我國(guó)獲取技術(shù)的一項(xiàng)重要資源，科研投入與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步成正相關(guān)，這說(shuō)明，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，物質(zhì)財(cái)富和知識(shí)不斷積累，為我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步打下良好基礎(chǔ)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步?jīng)]有促進(jìn)作用，這說(shuō)明，我國(guó)的出口商品結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化，出口商品技術(shù)含量和技術(shù)水平有待提高。

收稿日期：2011-06-24

作者簡(jiǎn)介：張學(xué)智（1987-），男，山東淄博人，碩士研究生，從事國(guó)際貿(mào)易、跨國(guó)經(jīng)營(yíng)與直接投資研究。

參考文獻(xiàn)：

[1] 包群.出口貿(mào)易如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2003，（10）.

[2] 李正.基于嶺回歸分析法的中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異影響因素分析[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2006，（2）.

[3] 衛(wèi)興華.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的選擇與轉(zhuǎn)換途徑[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（7）.

[4] 錢水土.金融發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)升級(jí)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2011，（1）.

[5] 劉書祥.技術(shù)進(jìn)步對(duì)中國(guó)就業(yè)影響的實(shí)證分析1978—2006[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2010，（4）.

[6] 蘇盛安.政府科技投入政策工具對(duì)我國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)科技投入的影響[J].科技管理研究，2005，（8）.

[7] Lucas. R. 1988，On the Mechanics of Economic Development“， Journal of Monetary Economics ， Vol. 22（1） .

[責(zé)任編輯張 凌]