李馨

摘要：文章針對我國技術(shù)進步帶來的影響，構(gòu)建了包括經(jīng)濟效應、社會效應及R&D效應在內(nèi)的技術(shù)進步的三重效應評價指標體系，并運用主成分分析法對我國1997～2011年的技術(shù)進步綜合效應進行評價，分析了我國技術(shù)進步綜合效應的整體水平。在此基礎(chǔ)上，從FDI、進口貿(mào)易、經(jīng)濟發(fā)展水平等角度通過主成分回歸方法進一步揭示和探尋影響技術(shù)進步效應的重要因素。

關(guān)鍵詞：技術(shù)進步效應；主成分分析；主成分回歸

一、引言

關(guān)于技術(shù)進步綜合效應測度及其影響因素，國內(nèi)外理論界取得了較多研究成果。一是索洛余值法。Coe和Helpman（1995）運用索洛余值法估算全要素生產(chǎn)率，研究表明，貿(mào)易進口是東道國學習其他國家先進技術(shù)、實現(xiàn)生產(chǎn)率增長的重要因素。蔣仁愛、馮福根（2012）沿用Coe和Helpman及其后續(xù)研究的做法計算出TFP，分析了貿(mào)易、FDI、無形技術(shù)外溢對中國技術(shù)進步的影響效果。二是DEA-Malmquist指數(shù)法。燕安、黃武俊（2010）利用DEA測算我國1983～2007年全要素生產(chǎn)率，并研究了FDI、人力資本存量與我國技術(shù)水平之間的動態(tài)關(guān)系。郭峰、胡軍等（2013）根據(jù)我國28個省市區(qū)1987～2010年度的面板數(shù)據(jù)，利用DEA方法計算了我國各省市區(qū)經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率，結(jié)果表明，貿(mào)易進口和FDI對省際FTP有顯著的溢出效應。

本文借鑒白云飛、劉寧的方法，構(gòu)建了技術(shù)進步綜合效應的評價指標體系，將技術(shù)進步效應帶來的經(jīng)濟、社會和R&D三方面效應的若干指標綜合表示，不僅全面綜合地反映了技術(shù)進步效應的總強度，也有利于不同年份技術(shù)進步效應的對比，以便于對技術(shù)進步效應的進一步研究。

二、基于主成分分析的我國技術(shù)進步綜合效應的評價

（一）指標體系的構(gòu)建

本文根據(jù)建立指標體系的科學性、全面性、層次性、針對性及可操作性原則，根據(jù)技術(shù)進步在經(jīng)濟增長、社會進步及科技創(chuàng)新方面影響的具體體現(xiàn)，建立了技術(shù)進步三重效應評價指標體系，如表1所示。

（二）數(shù)據(jù)來源及加工

本文相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒（1998-2012）》、《中國主要科技指標數(shù)據(jù)庫》、《中國科技統(tǒng)計數(shù)據(jù)（1998-2012）》、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)（2003-2013）》，由于數(shù)據(jù)可得性等原因，本文最終確定的樣本期為1997～2011年。

（三）評價過程

1. 特征值及貢獻率。首先對正指標化后的18個指標進行標準化處理。其次，對標準化后的數(shù)據(jù)進行主成分分析，計算得出特征值及貢獻率。結(jié)果表明，前兩個主成分包含原變量中的絕大多數(shù)信息，故選前兩個主成分進行進一步計算。

2. 主成分系數(shù)計算。通過SPSS可得因子載荷矩陣，在此基礎(chǔ)上，將成分矩陣中每一列除以其相應的特征根，得到主成分系數(shù)矩陣。

3. 主成分得分及綜合得分。將主成分系數(shù)分別乘以標準化后的個指標，得到1997～2011年各年的主成分得分。再利用綜合主成分公式：F=0.7389×Z1+0.1565Z2，得到1997～2011年的綜合得分。

由圖1我國技術(shù)進步綜合效應指數(shù)變化情況可以看出，我國技術(shù)進步綜合效應強度呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的趨勢。1997年受亞洲金融危機的的影響，技術(shù)進步效應增加不明顯，增長速度較為緩慢。2008年，由于國際金融危機的撞擊，技術(shù)進步效應增速下降。2009年，技術(shù)進步效應開始好轉(zhuǎn)，并保持快速上升的勢頭。

三、影響我國技術(shù)進步綜合效應關(guān)鍵因素的實證分析

本文認為FDI、進口貿(mào)易、經(jīng)濟發(fā)展、政府干預、人力資本、科技研發(fā)投入、技術(shù)市場化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響我國技術(shù)進步的重要因素。

一是FDI、進口貿(mào)易。FDI和進口貿(mào)易是引進外國先進技術(shù)最為直接和重要的途徑。其中，F(xiàn)DI和進口貿(mào)易所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應是我國技術(shù)進步的重要源泉，同時也是影響我國技術(shù)進步效應發(fā)揮的主要因素。我國作為發(fā)展中國家，通過FDI和進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應，在引進、模仿、吸收發(fā)達國家的先進技術(shù)的基礎(chǔ)上實現(xiàn)技術(shù)進步。采用實際利用外資金額表示外商參與度，將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為以人民幣標價的實際利用外資金額，同時用進口貿(mào)易總額表示進口貿(mào)易水平。

二是經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平是技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)之一，在此利用每年的人均GDP來表示經(jīng)濟發(fā)展水平。

三是政府干預程度。用財政支出占GDP的比重來表示政府對經(jīng)濟活動的干預程度。

四是人力資本。R&D人員不僅是技術(shù)創(chuàng)新的主力軍，也是支撐我國技術(shù)吸收能力的有力后盾，其數(shù)量與素質(zhì)也是衡量技術(shù)競爭的重要指標，因此本文采用萬人R&D人數(shù)來表示人力資本水平。

五是科技研發(fā)投入。一國的科技研發(fā)投入直接影響到科學技術(shù)的發(fā)展，因此采用R&D經(jīng)費支出占GDP比重來表示科技研發(fā)投入水平。

六是技術(shù)市場化程度。技術(shù)市場化程度衡量了技術(shù)的擴散與交流的程度，本文采用技術(shù)市場成交合同金額來表示我國技術(shù)市場化程度。

七是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。由于技術(shù)進步主要集中在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，因此用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒1998-2012》、《中國主要科技指標數(shù)據(jù)庫》。

本文運用DPS7.05數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)軟件進行分析，其分析過程如下。

首先，對變量進行一般線性回歸，以進行多重共線性診斷，得出各變量的平均值、標準差及膨脹系數(shù)VIF，其中膨脹系數(shù)VIF的值較大，這說明變量之間存在嚴重共線性，故而不可以用最小二乘法進行參數(shù)估計。因此，本文通過主成分回歸方法消除各變量間的多重共線性，還原得到影響我國技術(shù)進步的多元線性回歸模型。

其次，通過主成分分析法，對自變量進行主成分分析，根據(jù)分析結(jié)果，前兩個主成分的累積貢獻率已經(jīng)達到了98.1653%，且特征值>1，說明了這兩個主成分已基本包含全部指標具有的信息，且降維效果較好，因此選擇前兩個主成分作為評價指標。

最后，進行主成分回歸，回歸模型的F值為1158.3411，概率P=0.0001<0.05，且修正后的相關(guān)系數(shù)R=0.996989，說明模型通過了F檢驗，擬合效果較好。根據(jù)結(jié)果所示，在設(shè)定顯著性水平為1%的情況下，變量b1和b2的t檢驗的P值均為0.0001<0.01，因而通過t檢驗。此外，D.W.=1.7927通過檢驗，該模型不存在自相關(guān)。

對標準化回歸方程進行還原，可得最終回歸方程，即y=-10.683973+0.000038x1+0.151565x2+0.000277x3+0.000012x4+0.069183x5+1.206084x6+0.000263x7+0.224743x8

標準化回歸方程系數(shù)如表2所示。

由上述結(jié)果可以看出，外資和進口貿(mào)易均對我國技術(shù)進步綜合效應產(chǎn)生影響。其中，每增加1億元FDI比增加1億元進口貿(mào)易帶來的技術(shù)進步效應更為顯著。FDI一方面通過競爭效應直接促進我國的技術(shù)進步，另外一方面通過人力資本和研發(fā)能力對國外技術(shù)的吸收進一步促進我國技術(shù)進步效應的發(fā)揮。我國進口時并不能一味追求數(shù)量，而不考慮本國實際情況，只有進口適合本國科技發(fā)展水平的產(chǎn)品，才能夠最大限度地發(fā)揮技術(shù)溢出效應。

四、對策與建議

（一）提高外資利用率，完善進口貿(mào)易體制

FDI集技術(shù)、管理、人力資本和財力資本為一體，對我國的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了重要的影響，進口貿(mào)易是我國引進外國先進技術(shù)、管理經(jīng)驗的主要渠道，它們都通過技術(shù)溢出效應刺激著我國技術(shù)的發(fā)展。為此，我們應堅持通過政策合理吸引外資，改善投資環(huán)境，有效提高外資利用率，進一步提高外資的技術(shù)進步效應，努力深化改革，完善進口體制，優(yōu)化進口商品結(jié)構(gòu)，鼓勵進口國外先進適用技術(shù)，不斷提高我國技術(shù)水平。

（二）加大科技研發(fā)投入，促進技術(shù)進步

科技研發(fā)投入對技術(shù)進步效應起到了重要的推動作用。隨著改革開放的深化，一方面，我們要抓住對外開放的機會，努力引進、學習、模仿發(fā)達國家的先進技術(shù)，從而縮小與它們的技術(shù)差距；另一方面，我國在大力引進先進技術(shù)的同時，應加大研發(fā)經(jīng)費的投入。作為發(fā)展中大國，我國應充分利用先進科技研發(fā)成果，在消化吸收的基礎(chǔ)上實現(xiàn)再創(chuàng)新，堅持走自主創(chuàng)新的基本路徑道路，不斷提升技術(shù)的自我創(chuàng)新能力。

（三）提升技術(shù)市場化程度，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級

在技術(shù)進步的過程中，技術(shù)市場化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是重要的載體。將技術(shù)市場化，讓研究成果惠及全社會，加快社會的進步。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展，有效促進了技術(shù)進步，同時技術(shù)的進步又反過來引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，兩者相輔相成，共同發(fā)展。

（四）注重人才培養(yǎng)，提高人力資本水平

加大對我國高技術(shù)人才的培養(yǎng)，使其掌握先進的技術(shù)，有效提高我國對外部技術(shù)的吸收能力。人力資本是技術(shù)進步的重要載體，在技術(shù)進步中起著關(guān)鍵作用，人力資本水平越高，學習轉(zhuǎn)化技術(shù)的能力就越強，技術(shù)進步效應就越明顯。因此，關(guān)注人力資本積累，對我國技術(shù)水平的整體提升無疑有著積極的意義。

參考文獻：

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Economic Review，1995（39）.

[2]蔣仁愛，馮根福.貿(mào)易、FDI、無形技術(shù)外溢與中國技術(shù)進步[J].管理世界，2012（09）.

[3]燕安，黃武俊.FDI、人力資本與我國技術(shù)水平提升[J].財經(jīng)科學，2010（02）.

[4]郭峰，胡軍，洪占卿.貿(mào)易進口和外商直接投資空間溢出效應研究[J].國際貿(mào)易問題，2013（11）.

[5]白云飛，劉寧.我國知識溢出效益測度——基于立體幾何模型的視角[J].科技管理研究，2014（03）.

（作者單位：江蘇大學財經(jīng)學院）