賀　俊，劉亮亮(中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，合肥230026)

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基于內(nèi)生增長(zhǎng)模型的技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究

賀俊，劉亮亮
(中國(guó)科學(xué)技術(shù)大學(xué)管理學(xué)院，合肥230026)

摘要:文章首先在消費(fèi)優(yōu)化的R＆D模型和邊干邊學(xué)模型框架的基礎(chǔ)上考慮將技術(shù)擴(kuò)散內(nèi)生化，并將其引進(jìn)到內(nèi)生增長(zhǎng)模型以研究技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。然后，基于2002—2011年的中國(guó)宏觀數(shù)據(jù)，考察技術(shù)擴(kuò)散對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散同時(shí)促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)和落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而落后地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散不能促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外，也驗(yàn)證了技術(shù)擴(kuò)散具有正的外部性。因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)要更加注重區(qū)域合作，為提振落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造有利條件，并為區(qū)域制定科技政策提供依據(jù)。

關(guān)鍵詞:技術(shù)擴(kuò)散;內(nèi)生增長(zhǎng)模型;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

憑借突破性的創(chuàng)新和對(duì)完美的苛求，蘋(píng)果公司成功將無(wú)差異的電子產(chǎn)品變成了科技含量高并兼具藝術(shù)氣質(zhì)的奢侈品。眾所周知，蘋(píng)果公司以科技創(chuàng)新而聞名，已連續(xù)3年成為全球市值最大的公司。IPhone5的上市提振了美國(guó)經(jīng)濟(jì)，為美國(guó)第4季度的GDP貢獻(xiàn)0.5%。技術(shù)創(chuàng)新的重要性毋庸置疑，蘋(píng)果公司通過(guò)對(duì)產(chǎn)品的創(chuàng)新塑造了具有超強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的蘋(píng)果品牌，取得了一定的經(jīng)濟(jì)效益。與此同時(shí)，蘋(píng)果公司一系列的創(chuàng)新產(chǎn)品在全球的強(qiáng)勢(shì)擴(kuò)散，不僅給美國(guó)帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)效益，也惠及了各個(gè)國(guó)家。技術(shù)擴(kuò)散相比技術(shù)創(chuàng)新顯得尤為重要，創(chuàng)新性的技術(shù)只有被大規(guī)模進(jìn)行擴(kuò)散，并在社會(huì)上得到廣泛的應(yīng)用，企業(yè)才能取得良好的經(jīng)濟(jì)效益，從而提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。那么這種說(shuō)法是否科學(xué)?經(jīng)濟(jì)發(fā)展與技術(shù)擴(kuò)散之間究竟存在何種關(guān)系?如何才能在經(jīng)濟(jì)學(xué)框架內(nèi)予以更合理的解釋?

對(duì)此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已對(duì)這個(gè)問(wèn)題做了大量研究。Romer(1990)［1］將技術(shù)變量正式內(nèi)生化，并發(fā)展性的給出技術(shù)變量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的理論框架，即R＆D模型。Agion和Howitt(1992)［2］認(rèn)為，技術(shù)具有內(nèi)生性、非競(jìng)爭(zhēng)性，把技術(shù)視為知識(shí)，知識(shí)的生產(chǎn)過(guò)程中存在很強(qiáng)的溢出效應(yīng)，即技術(shù)進(jìn)步可以提高知識(shí)存量，知識(shí)存量的提高反過(guò)來(lái)又有利于技術(shù)的開(kāi)發(fā)，技術(shù)擴(kuò)散的機(jī)制便這樣形成了。Barro等(1995)［3］在內(nèi)生增長(zhǎng)模型下對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)作用機(jī)制下的技術(shù)擴(kuò)散進(jìn)行成本收益分析和競(jìng)爭(zhēng)分析，構(gòu)建與其相適當(dāng)?shù)募夹g(shù)擴(kuò)散均衡模型，使技術(shù)擴(kuò)散充分發(fā)揮其在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的積極作用。而后的一些學(xué)者在Barro的研究思路的基礎(chǔ)上，將技術(shù)擴(kuò)散內(nèi)生化來(lái)研究其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。代表性的模型有:Eaton和Kortum(1999)［4］、Geroski(2000)［5］、Keller(2004)［6］、Luttmer(2012)［7］等;國(guó)內(nèi)學(xué)者李平和隨洪光(2005)［8］利用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂模型對(duì)經(jīng)濟(jì)中的技術(shù)擴(kuò)散進(jìn)行研究;隨洪光(2009)［9］利用Eaton-Kortum模型對(duì)技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究;張強(qiáng)和盧荻(2011)［10］利用擴(kuò)展的空間MRW模型對(duì)技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究。

關(guān)于技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也進(jìn)行了大量的研究，較具代表性的研究有: Ethier和Markusen(1996)［11］、Andolfatto和Macdonald (1998)［12］通過(guò)實(shí)證分析得出了技術(shù)擴(kuò)散可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論。有些學(xué)者從技術(shù)擴(kuò)散的兩種渠道FDI、貿(mào)易和技術(shù)擴(kuò)散的決定因素R＆D支出的角度，分析其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。例如，Xu(2000)［13］利用1966—1994年間外向FDI的二手?jǐn)?shù)據(jù)對(duì)技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究［13］。研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI和生產(chǎn)率增長(zhǎng)存在正相關(guān)性;Ciruelos和Wang(2005)［14］通過(guò)實(shí)證分析得出貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論;Griffith等(2000)利用12個(gè)OECD國(guó)家1974—1990年產(chǎn)出水平的數(shù)據(jù)對(duì)R＆D支出與生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)R＆D支出越高，生產(chǎn)率增長(zhǎng)就越快。黃智淋和俞培果(2007)［16］通過(guò)實(shí)證研究得出，落后地區(qū)技術(shù)不斷向發(fā)達(dá)地區(qū)擴(kuò)散，并促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論。萬(wàn)兆泉(2008)［17］利用中國(guó)1991—2007年面板數(shù)據(jù)對(duì)技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)擴(kuò)散促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);李放(2009)［18］利用1981—2007年的人力資本、貿(mào)易額、全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易通過(guò)與人力資本的結(jié)合實(shí)現(xiàn)技術(shù)擴(kuò)散，從而促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。

一、理論模型

依據(jù)R＆D模型把技術(shù)變量?jī)?nèi)生化，且經(jīng)濟(jì)是由兩個(gè)并列的生產(chǎn)部門(mén)構(gòu)成:物質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)部門(mén);研究與開(kāi)發(fā)部門(mén)(R＆D部門(mén))［19］。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中有1，2，…，n個(gè)地區(qū)，第n地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散會(huì)增加第i地區(qū)的技術(shù)存量，同時(shí)也會(huì)加速研發(fā)。

(一)生產(chǎn)部門(mén)

在生產(chǎn)過(guò)程中，我們假設(shè)物質(zhì)資本K與勞動(dòng)L被配置于物質(zhì)生產(chǎn)部門(mén)，兩種要素資本用于生產(chǎn)部門(mén)的比重分別為u和ν，0＜u，ν＜1且u、ν是決策者的選擇變量，為外生參數(shù)。為了簡(jiǎn)便起見(jiàn)，假定物質(zhì)生產(chǎn)部門(mén)的生產(chǎn)函數(shù)遵循Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，具體的表達(dá)式為

式中:CY為正常數(shù);α∈［0，1］;K為資本;A為技術(shù)存量;L為勞動(dòng)。

(二)研發(fā)部門(mén)

我們假設(shè)K與L被配置于研發(fā)部門(mén)，兩種要素資本用于研發(fā)部門(mén)的比重分別為u'和ν'，0＜u'，ν'＜1且u'=1－u，ν'=1－ν。技術(shù)變量A是生產(chǎn)要素的函數(shù)，為了簡(jiǎn)便起見(jiàn)，下面設(shè)技術(shù)變量A服從以下函數(shù)［19］

式中CA、ξ和η為正的常數(shù)。

假設(shè)n表示發(fā)達(dá)地區(qū)，i代表落后地區(qū)。n地?cái)U(kuò)散到i地的技術(shù)是由n地的研發(fā)量決定，n地的研發(fā)又是由i地的研發(fā)和技術(shù)擴(kuò)散決定。因此，來(lái)自n地的技術(shù)也是i地研發(fā)決定的函數(shù)，即n地技術(shù)以速度εin向i擴(kuò)散，繼而影響i研發(fā)，i地的技術(shù)又以速度εni向n擴(kuò)散，則來(lái)自i擴(kuò)散的技術(shù)為

式中:εni為i向n的擴(kuò)散速度;εin為n向i的擴(kuò)散速度;εin＞εni＞0。

(三)消費(fèi)者行為

設(shè)U為折現(xiàn)總效用，U(Ct)為每時(shí)刻福利的瞬時(shí)效用函數(shù)，Ct表示t期代表性家庭的人均消費(fèi)，ρ表示時(shí)間偏好率。無(wú)限生命的消費(fèi)者極大化他們的終生效用，則最大化效用函數(shù)為

代表性消費(fèi)者的預(yù)算約束可以表示為

式中δ為資本折舊。

(四)競(jìng)爭(zhēng)性均衡的求解

綜上所述，建立在人均消費(fèi)水平C上的代表性家庭的決策問(wèn)題是一個(gè)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題，具體的最優(yōu)化增長(zhǎng)問(wèn)題為

由式(6)構(gòu)造Hamilton泛函

式中:C、u和ν為控制變量;K、A為狀態(tài)變量。

對(duì)式(7)求關(guān)于C、u、ν、K、A一階偏導(dǎo)數(shù)，得

綜上所述，由式(9)可以看出，發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅取決于發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散，還取決于落后地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散。為了驗(yàn)證理論結(jié)果在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的適應(yīng)性，本文將從實(shí)證研究的角度，進(jìn)一步探討我國(guó)發(fā)達(dá)地區(qū)、落后地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散、落后地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散之間的相互關(guān)系。

二、實(shí)證研究

(一)計(jì)量模型

為了檢驗(yàn)理論分析的正確性，計(jì)量模型擴(kuò)展了Poh Kam等(2005)［20］使用的以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為因變量，技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度為自變量的方程，采用了以實(shí)際人均GDP作為因變量，技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度作為自變量的方程。具體的計(jì)量模型為

RPCGDPit=α0+α1TDIit+α2Controlit+εit(10)

式中:i和t分別表示地區(qū)與年份;ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng); α0、α1和α2為模型系數(shù)。

變量的選擇與處理:RPCGDP表示實(shí)際人均GDP，具體包括:上海實(shí)際人均GDP，記作GDP1;安徽的實(shí)際人均GDP，記作GDP2。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)。TDI(技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度)用流向外省的技術(shù)合同成交額表示。其中技術(shù)合同成交額是指已登記技術(shù)合同約定標(biāo)的金額之和，反映一個(gè)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新擴(kuò)散的強(qiáng)度。具體包括:上海流向安徽的技術(shù)合同成交額，記作X1;安徽流向上海的技術(shù)合同成交額，記作X2(數(shù)據(jù)來(lái)源于《安徽技術(shù)市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)報(bào)表》、《上?？萍冀y(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù))。Control表示控制條件收斂的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。本文選取人力資本投入作為此回歸的控制變量。人力資本投入采用2002—2011年從業(yè)人員人均受教育年限乘以就業(yè)人數(shù)計(jì)算所得。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)實(shí)證結(jié)果

1．平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)來(lái)確定各變量的平穩(wěn)性。對(duì)數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)序列容易得到平穩(wěn)序列，又不改變變量的特征，且經(jīng)濟(jì)意義明確。所以將上面的4個(gè)變量分別取對(duì)數(shù)，得到新的變量，即lnX1、lnX2、lnGDP1、lnGDP2，各變量的具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，4個(gè)變量的伴隨概率均大于顯著水平的5%，接受原假設(shè)(序列是非平穩(wěn)的)，而4個(gè)變量的一階差分的伴隨概率均小于顯著水平的5%，拒絕原假設(shè)。故4個(gè)變量的一階差分序列均為平穩(wěn)性序列，即都滿(mǎn)足一階單整。由于是同階數(shù)，所以可以做Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

2．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

事實(shí)上，理論模型已經(jīng)證明了技術(shù)擴(kuò)散具有內(nèi)生性和技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，但我國(guó)實(shí)際情況是否如理論分析所表明的那樣?本文借助Eviews 5.0中的Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行技術(shù)擴(kuò)散內(nèi)生性判斷，以及技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系判斷。分析原理是:若經(jīng)濟(jì)發(fā)展是引起技術(shù)擴(kuò)散變化的Granger原因，則認(rèn)為技術(shù)擴(kuò)散在我國(guó)表現(xiàn)為外生性;若技術(shù)擴(kuò)散是引起經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化的Granger原因，則認(rèn)為技術(shù)擴(kuò)散在我國(guó)表現(xiàn)為內(nèi)生性，在此基礎(chǔ)上也驗(yàn)證了技術(shù)擴(kuò)散與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的因果關(guān)系。利用AIC、SC準(zhǔn)則所確定的最優(yōu)的滯后階數(shù)為2，具體的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2中可以看出，在5%的顯著性水平下，lnX2與lnGDP1之間不存在相應(yīng)的因果關(guān)系，lnX1與lnGDP1、lnGDP2之間也不存在因果關(guān)系。即安徽的技術(shù)擴(kuò)散不能引起上海的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也就是落后地區(qū)的技術(shù)擴(kuò)散不能引起發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這與Eaton 和Kortum(1999)、萬(wàn)兆泉(2008)以及Luttmer(2012)等學(xué)者的研究結(jié)果相似。lnX1與lnGDP1、lnGDP2之間是否存在因果關(guān)系?是否像理論模型分析表明的那樣呈現(xiàn)內(nèi)生性?為了能夠發(fā)現(xiàn)lnX1與lnGDP1、lnGDP2之間的內(nèi)涵關(guān)系，采取Hodrick-Prescott濾波法對(duì)上述變量進(jìn)行趨勢(shì)分解，對(duì)分解后表示二者之間長(zhǎng)期趨勢(shì)的趨勢(shì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，具體的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表2　Granger的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表3　H-P濾波后的Granger的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，在顯著性水平為5%的情況下，經(jīng)過(guò)H-P濾波后發(fā)現(xiàn)lnX1與lnGDP1、lnGDP2之間存在因果關(guān)系。上海的技術(shù)擴(kuò)散引起了上海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，說(shuō)明了技術(shù)擴(kuò)散具有內(nèi)生性。安徽吸納了來(lái)自上海地區(qū)的技術(shù)，引起了本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，說(shuō)明了上海的技術(shù)擴(kuò)散具有正的外部性。同時(shí)上海流向安徽的技術(shù)合同成交額與上海的實(shí)際人均GDP之間是一種單向因果關(guān)系，這種單向因果檢驗(yàn)結(jié)果較為符合實(shí)際。

3．回歸分析

流向外地的技術(shù)和合同成交額與實(shí)際人均GDP兩者具有因果關(guān)系，到底兩者具有什么樣的因果關(guān)系呢?是同增、同減、一增一減還是一減一增呢?本文利用計(jì)量軟件Eviews 5.0對(duì)其進(jìn)行OLS回歸分析?；貧w結(jié)果表明，在顯著性水平為10%情況下，除了安徽的技術(shù)擴(kuò)散回歸系數(shù)外，其他的系數(shù)均能夠通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，此時(shí)F統(tǒng)計(jì)量是顯著的，說(shuō)明回歸模型也是顯著的，最終回歸結(jié)果見(jiàn)表4所示。

表4　回歸分析檢驗(yàn)結(jié)果

從回歸結(jié)果看，模型的擬合較好?？蓻Q系數(shù)R2都接近1，表明模型在整體上擬合得非常好。上海人均地區(qū)生產(chǎn)總值關(guān)于上海流向安徽的技術(shù)合同的成交額的長(zhǎng)期彈性為0.230 47，說(shuō)明上海流向外地的技術(shù)合同成交額每變化1%，將導(dǎo)致上海人均地區(qū)生產(chǎn)總值約上升0.230 47%?？梢?jiàn)技術(shù)擴(kuò)散是上海經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力之一，上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也越來(lái)越依賴(lài)技術(shù)擴(kuò)散的推動(dòng)。回歸結(jié)果還表明，技術(shù)擴(kuò)散具有很強(qiáng)的滯后作用，在當(dāng)期技術(shù)擴(kuò)散一定的情況下，上海人均地區(qū)生產(chǎn)總值關(guān)于滯后期的技術(shù)擴(kuò)散的彈性系數(shù)為0.089 02，流向外地的技術(shù)合同成交額波動(dòng)對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值波動(dòng)具有大約1年的滯后期影響。對(duì)上海的技術(shù)擴(kuò)散與安徽的實(shí)際人均GDP進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)兩者呈現(xiàn)正的顯著性關(guān)系，表明上海的技術(shù)擴(kuò)散促進(jìn)安徽的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而安徽的人均地區(qū)生產(chǎn)總值關(guān)于上海的技術(shù)擴(kuò)散的彈性系數(shù)為0.478 98，說(shuō)明上海流向外地的技術(shù)合同成交額每變化1%，將導(dǎo)致安徽人均地區(qū)生產(chǎn)總值約上升0.478 98%。由此可見(jiàn)，上海的技術(shù)擴(kuò)散可以促進(jìn)上海、安徽的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是安徽的技術(shù)擴(kuò)散不能促進(jìn)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三、結(jié)語(yǔ)

本文在優(yōu)化的R＆D模型基礎(chǔ)上，把技術(shù)擴(kuò)散變量作為內(nèi)生變量來(lái)研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，并進(jìn)行實(shí)證研究，得出以下結(jié)論。

(1)上海流向安徽的技術(shù)合同成交額分別引起了上海和安徽人均GDP的變化。原因在于，通過(guò)技術(shù)市場(chǎng)的發(fā)展，上海與許許多多的單位建立了密切的合作關(guān)系，安徽也在其中，每年流向安徽的技術(shù)合同成交額，相比2002年都呈現(xiàn)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，技術(shù)合同成交額的快速上升使創(chuàng)新要素加速集聚。流向安徽的技術(shù)合同成交額越多，從安徽籌措的資金也就越多。流入的資金作為地區(qū)生產(chǎn)總值的一部分，會(huì)提高上海的人均GDP。安徽作為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，吸納了發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)，吸納技術(shù)領(lǐng)域主要集中在先進(jìn)制造技術(shù)、電子信息技術(shù)、現(xiàn)代交通等領(lǐng)域，用于發(fā)展本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)，增長(zhǎng)了安徽的人均GDP。

(2)安徽流向上海的技術(shù)合同成交額沒(méi)有引起上海的人均GDP變化。原因在于，安徽作為一個(gè)相對(duì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，技術(shù)市場(chǎng)還不是很完善。截止到2010年，安徽省技術(shù)市場(chǎng)已連續(xù)7年“進(jìn)大于出”，安徽的技術(shù)成交額主要流入北京，江蘇等地，流向上海的技術(shù)成交額不是很多。2002—2011年間，流向上海的最大技術(shù)合同額是2010年的13 278.33萬(wàn)元，僅僅占安徽技術(shù)流向總額的3%。而上海作為發(fā)達(dá)地區(qū)，自主創(chuàng)新的能力很強(qiáng)，技術(shù)開(kāi)發(fā)在技術(shù)交易中占領(lǐng)先地位，加之上海的資本存量很充足，導(dǎo)致上海的技術(shù)創(chuàng)新能夠被充分的利用和體現(xiàn)。而安徽主要是吸納外地的技術(shù)來(lái)發(fā)展本地的經(jīng)濟(jì)。

綜上所述，本文提出如下政策建議:一是加快技術(shù)創(chuàng)新體系建設(shè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，只有依靠技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)一步增強(qiáng)地區(qū)核心競(jìng)爭(zhēng)力，才能實(shí)現(xiàn)地區(qū)的進(jìn)一步發(fā)展和經(jīng)濟(jì)社會(huì)的進(jìn)一步繁榮;二是鼓勵(lì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)向經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)進(jìn)行技術(shù)輸出，各地要加強(qiáng)合作，通過(guò)技術(shù)的輸入輸出，實(shí)現(xiàn)互利共贏;三是要把技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品的擴(kuò)散納入到整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)改革和發(fā)展的大框架內(nèi)，利用技術(shù)擴(kuò)散的正外部性，不斷引進(jìn)吸納國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)，同時(shí)出口先進(jìn)的技術(shù)，促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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Relationship Between Technology Diffusion and Economic Growth Based on Endogenous Growth Theory

He Jun，Liu Liangliang
(School of Management，University of Science and Technology of China，Hefei 230026，China)

Abstract:Considering the interdependence between various economic variables on the basis of consumption optimization framework for R＆D model and the model of learning by doing，the variable of technology diffusion is introduced into the model as an endogenous variable in this paper．The empirical analysis based on China's Macro dat a from 2002 to June 2011 shows the influence of technology diffusion on economic growth．The empirical research finds that the technology diffusion in developed areas can promote the economic growth in both developed and backward regions，while the technology diffusion in backward areas cannot promote the economic growth in developed regions．Meanwhile this article has verified that technology diffusion is provided with a positive externality．Therefore，developed economic regions should pay more attention to the regional cooperation，to create favorable conditions for boosting backward regions’economics，and to provide the basis for regional science and technology policies．

Keywords:technology diffusion;endogenous growth model;economic growth

通訊作者:劉亮亮，Dlliu@mail．ustc．edu．cn．

作者簡(jiǎn)介:賀俊(1965—)，男，博士，副教授．

基金項(xiàng)目:國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71201153)．

收稿日期:2014-10-10．

中圖分類(lèi)號(hào):F062.4

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

文章編號(hào):1008-4339(2015)03-210-05