技术进步的就业效应

技术进步的就业效应（精选9篇）

技术进步的就业效应 篇1

引言

长期以来,技术进步对就业的影响问题就一直是学术界关注的一个焦点问题,但国内对该问题的研究有两个局限: ( 1) 局限于中性技术进步的假定下,忽略了技术进步的要素偏向性的影响; ( 2) 多数研究还是停留在技术进步对就业的总体影响上,对技术进步就业效应的研究缺乏更深入的进一步探讨,比如说不同来源的技术进步对就业增长分别会产生什么样的影响? 不同类型的技术进步的就业效应又会有什么样的差别等问题。 实际上,我国技术进步并不是中性的,诸多研究表明我国的技术进步具有资本偏向性 ( 雷钦礼, 2013; 孙焱林等,2014) ,忽略技术进步的要素偏向性,就不可能很好地解释技术进步对就业增长的影响。同时,在当前我国实施创新驱动发展战略,以及 “稳增长、调结构、保就业”的宏观经济背景下,只有对技术进步就业效应进行更深入的分析,解释清楚诸如 “什么样的技术进步促进了就业,什么样的技术进步对就业产生了不利影响?”之类的问题,才能更好地制定适当的技术促进政策,实现技术进步、经济发展与就业增长三者之间协调发展。本文以技术进步的要素偏向性为视角来分析说明不同的技术进步来源对就业增长的影响,目的就是要根据当前我国技术进步的方向和性质,通过对不同来源的技术进步与就业增长关系的分析,最终为我国选择适当的技术促进政策和制定促进就业增长的相关政策提供理论依据,在充分发挥技术进步促进生产力发展作用的同时,克服和避免短期内技术进步对就业增长的不利影响。

后文内容安排如下: 第二部分采用面板数据模型方法分析技术进步的来源及其对就业增长的影响; 第三部分分别测算不同技术进步来源的要素偏向性,并分析其与就业增长的关系; 最后是结论与政策建议。

1技术进步的来源及其对就业增长的影响

我国技术进步的主要来源包括自主创新与技术引进两种途径。在当前国际背景下,作为一个发展中国家,我国引进和学习外国先进技术又主要有两个渠道: ( 1) 通过外商直接投资、国际贸易等途径间接引进先进技术; ( 2) 直接引进和购买发达国家的先进技术 ( 以下简称技术购买) 。 分析技术进步来源对就业增长的影响,也就是要说明自主创新、外商直接投资、国际贸易以及技术购买与就业增长的关系。

1.1模型、数据与方法

我们首先基于柯布———道格拉斯生产函数以及厂商利润最大化原则推导出就业需求的基本方程,即:

其中,L、K、W、Tech分别表示就业人数、 资本存量、实际平均工资、技术进步。参照吴延兵等 ( 2008) 的做法,技术进步可以表示成不同技术进步来源的函数,即

假定f( IN,FDI,JCK,JSS) = αln ZL + βln FDI + γln JCK + φln JSS

结合上式 ( 1) 和 ( 2) ,最终构建如下面板数据模型:

变量ZL、FDI、JCK、JSS分别表示自主创新、外商直接投资、进出口、技术市场成交额。 其中,ZL是用来衡量自主创新水平的指标,FDI、 JCK与JSS是用来衡量技术引进水平的3个指标, FDI与JCK表示技术引进的第一种方式即外商直接投资与国际贸易,JSS表示技术引进的第二种方式即技术购买,a0表示截距项,ε 代表随机误差,i表示第i个省份,t表示第t年。

被解释变量为就业,使用各省市地区历年年底就业人数来衡量; 解释变量K ( 资本存量) 的处理方法参照张军 ( 2004) ; 平均工资 ( W) 采用CPI缩减的实际平均工资 ( 1990年价) 。对技术进步来源的度量,参考以往文献,自主创新 ( ZL) 我们选择使用专利授权数来衡量; 外商直接投资 ( FDI) 与进出口贸易总额 ( JCK) 分别用人民币汇率 ( 年均价) 转化成本币计量,两者最后均使用GDP平减指数进行平减; 技术市场成交额 ( JSS) 直接使用GDP平减指数缩减后取对数。本文所选样本包括我国29个省市地区 ( 西藏因数据缺失过多略去,重庆数据并入四川) , 时间跨度在1990 ~ 2013年,所有变量所使用的原始数据均来源于历年的中国统计年鉴与地方年鉴。

对上述面板数据模型 ( 3) 的估计,首先利用豪斯曼检验确定采用固定效应模型还是随机效应模型,然后针对回归分析中可能存在的自相关和异方差的干扰,采用可行的广义最小二乘法 ( FGLS) 进行校正。同时,为了避免伪回归,对模型 ( 3) 进行回归分析之前,首先有必要进行面板数据单位根检验和面板协整检验。

1.2回归分析与结果

1.2.1单位根检验

为避免伪回归,首先对各面板序列进行平稳性检验。考虑到检验方法的多样性及有效性,本文同时列出相同根单位根检验 ( Levin - Lin - Chu检验) 与不同根单位根检验 ( IPS检验与ADF Fisher检验) 的检验结果。如表1所示。结果表明所有的变量均是在一阶差分后平稳,故所有变量均为一阶单整的序列。

注: 括号内为伴随概率。D 表示相应变量的一阶差分。

1.2.2协整检验

基于单位根检验的结果,所有的变量均为同阶单整,接下来对变量进行协整检验以考察变量间是否存在长期均衡关系。面板数据的协整检验分为两类,一类是基于EG两步法基础上的协整检验,包括Pedroni检验与Kao检验; 另一类是基于Johansen协整检验的面板协整检验 ( 高铁梅, 2009) 。本文使用以上3种方法进行面板数据的协整检验,结果如表2 ~ 4。由表可知,3种协整检验的结果均显示变量间存在协整关系 ( 长期均衡关系) 。

1.2.3回归分析与结果

基于以上面板协整检验结果,接下来可以直接对模型 ( 3) 进行回归分析。通过Hausman检验,我们发现模型 ( 3) 宜采用固定 效应模型 ( FE) 进行估计,估计结果对应表5的第二列 ( 模型Ⅰ) 。估计结果中多个解释变量不显著,且实际平均工资 ( W) 与就业之间的关系为正也与经验不符,这可能是受到自相关、异方差等的影响,为排除类似这些面板误差结构的影响,我们运用可行的广义最小二乘法 ( FGLS) 方法来重新估计模型 ( 3) ,结果如表5第三列 ( 模型Ⅱ) 。对比可发现,模型Ⅱ估计结果较优,故我们选择以此结果作为本文分析的依据。

由模型Ⅱ ( FGLS) 估计结果可知: 样本区间内,自主创新 ( ZL) 可以显著促进我国的就业增长,而衡量技术引进水平的三个指标对就业增长的影响则不尽相同。其中,外商直接投资的就业增长效应为正,但统计意义上不显著,进出口与就业增长之间的关系显著为正,技术市场成交额对就业的影响为负。模型还显示实际物质资本存量与就业增长之间正相关而实际平均工资与就业增长之间则是负向关系,这与经验结论相符合。

自主创新的就业促进作用已在不少文献中得到印证 ( 王光栋,2014) ,在这里,我们主要讨论技术引进与就业之间的关系。针对衡量技术引进水平的3个指标对就业增长影响的差异性,我们主要从以下几个方面来分析: ( 1) FDI的就业增长效应的不确定性,这主要是因为外商直接投资对就业的双重效应,既可以通过投资拉动就业, 也会因与国内投资之间存在竞争关系以及提高劳动效率而对就业产生破坏效应,因此,外商直接投资与就业增长之间的关系主要取决于以上两种效应的强弱,若是前者大于后者,便利于就业, 反之亦然。( 2) 进出口与就业增长之间的关系显著为正。通常,学术界较为一致的观点是出口利于就业而进口与就业之间倾向于负相关或者是不相关,由此,我们认为在我国样本区间内,出口的就业创造效应大于进口对就业的破坏效应。而衡量技术引进水平的另一个指标———技术市场成交额的就业增长效应显著为负,这主要是由于我国作为一个发展中国家,技术购买的对象大都是欧美发达国家,而发达国家的技术进步偏向使用资本 ( 节约劳动) ,受其影响,我国通过购买获得的技术也会倾向于劳动节约型。

注: 括号内为标准差,***、**、* 分别表示 1% 、5% 、10% 的显著水平。

2技术进步来源的要素偏向性与就业增长的关系

究竟是什么原因导致了不同来源技术进步的就业增长效应的差异性呢? 我们认为这与自主创新、技术引进的要素偏向性有关。为此,我们首先对技术进步的不同来源,即自主创新与技术引进的要素偏向性进行测度,测度方法参考王班班、 齐绍洲 ( 2014) 的做法。

按照王班班等 ( 2014) 的方法,自主创新、 技术引进 ( 包括外商直接投资、国际贸易、技术购买) 的要素偏向性由下面 ( 4) 式 ( α) 与利用生产函数推导出的要素替代弹性 ( e) 共同决定。若 α 小于0且e大于1,可判定自主创新或者是技术引进偏向要素劳动,若 α 小于0且e处于0 ~ 1之间,则偏向资本; 反之亦然。

其中,i表示技术进步的来源,α 的经济意义是i每增加1% 将引起两要素相对投入和绝对投入变动的百分比,xl、xk分别代表要素劳动与资本的投入量,这里分别用各省份历年年底就业人数与实际资本存量来衡量; 自主创新与技术引进衡量指标的选取与上一小节一致。另外,要判断不同来源的技术进步的要素偏向性还需估计出资本与劳动要素的替代弹性,要素替代弹性 ( e) 的估计参考戴天仕等 ( 2010) 的方法,构建如下标准化系统:

其中分别代表 历年总产 出( Yt) 、劳动 ( Lt) 、资本 ( Kt) 、年份 ( t) 的样本均值,本文将样本区间重新设定为1990 ~ 2013年、包含29个样本 ( 西藏数据缺失较多故略去, 重庆、四川数据合并) ,此处数据来源与处理方法按照戴天仕 ( 2010) 的做法,但GDP与资本存量等数据采用1990年价。由以上3个等式,借助统计分析软件stata12的nlsur命令可估计出各省资本与劳动的替代弹性 ( e) ,结果如表6。

注: ***、**、* 表示估计值在 1% 、5% 、10% 水平上显著。

从替代弹性的估计结果看,样本期间内除了个别地区资本与劳动的替代弹性大于1,其余省份的要素替代弹性均小于1,即整体上资本与劳动之间是互补关系 ( 0 < e < 1) 。此时,若是某种来源的技术进步使劳动相对于资本的投入量有所增加 ( α > 0) ,可断定该来源的技术进步偏向要素劳动,α < 0则偏向资本。对于个别省份,替代弹性大于1 ( 资本劳动呈现替代关系) ,自主创新或技术引进使劳动相对于资本投入量的增加则意味着自主创新或技术引进偏向资本,反之,偏向劳动。

由各地区资本劳动替代弹性的估计值,结合 ( 4) 式的计算结果,可得出自主创新 ( ZL) 与技术引进 ( FDI、JCK、JSS) 的要素偏向性,如表7所示。

从我国29个省份技术进步来源的要素偏向性的估计结果来看,各省份技术进步来源的要素偏向性存在显著差异性。通过表7我们发现样本区间内自主创新与技术引进的要素偏向性的区别主要表现在相对于更多省份技术引进的资本偏向性, 自主创新较多省份偏向要素劳动。

总体而言,我们认为技术进步来源的要素偏向性与其就业增长效应有着重要的联系。以自主创新 ( ZL) 为例,我国29个省份仅有7个省份的自主创新具有资本偏向性,其余22个省份均偏向劳动使用,这也与自主创新的就业增长效应为正的结论相匹配,不难理解,劳动偏向型技术进步使企业在生产过程中增加劳动的投入量而相对减少使用资本,从而有利于就业增长。又譬如进出口贸易对就业的正效应,主要原因是出口促进就业增长,而我国过去出口产品以劳动密集型为主。与此相反,技术购买的就业增长效应为负, 而对技术购买的要素偏向性测算结果表明,29个省份的技术购买 ( JSS) 仅有6个省份偏向要素劳动,其余23个省份均偏向劳动节约 ( 资本使用) ,资本偏向型技术进步使企业在生产过程中提高资本的投入量相对减少使用劳动,必然不利于就业增长。此外,外商直接投资的要素偏向性也主要表现为资本偏向,这同样会对各地就业增长产生不利影响。所以,技术进步来源的要素偏向性与其就业增长效应密切相关,这对各地制定相关政策具有重要的启示意义。

3结论与政策建议

通过对我国技术进步不同来源的就业增长效应、要素偏向性的分析,可得出如下结论:( 1) 样本期间内,自主创新可以显著促进我国的就业增长而技术引进的就业增长效应则比较复杂; 技术引进与就业增长之间关系的复杂性主要表现在衡量技术引进水平的3个指标它们的就业增长效应各不相同: 外商直接投资的就业增长效应表现出明显的不确定性,进出口与就业之间显著正相关,而技术市场成交额的增加则会导致我国就业总量的减少。( 2) 我国省际技术进步来源的要素偏向性存在显著差异,区别主要体现在相对于更多省份技术引进的资本偏向性,自主创新则更多省份偏向于劳动。技术进步的要素偏向性会改变生产过程中资本和劳动的相对投入比例进而影响就业,因此,不同来源的技术进步对就业增长的影响不尽相同。

基于上述结 论,本文提出 以下政策 建议。 ( 1) 坚持以自主创新为主导的技术进步策略,这也是当前创新驱动发展战略的内在要求。充分发挥自主创新劳动偏向型的特征,通过提高我国自主创新水平的途径来促进就业。由于推进自主创新的驱动因素主要包括创新的资金投入和人力资源投入,因此,在创新资金投入方面,政府可以通过增加财政科技投入、采取税收减免等手段鼓励企业加大研发经费投入; 在创新的人力资源投入方面,教育是人力资本投资的主要方面,政府增加教育支出,不仅对创新人才的培养有重要意义, 而且也是推进科技创新的基础。 ( 2) 我国是一个发展中国家,技术进步不可能完全依赖自主创新, 技术引进仍然是一个非常重要的来源。基于不同渠道的技术引进的要素偏向性及其对就业增长的影响,从就业增长的角度而言,尤其是要对外商直接投资的流向进行必要的引导,重视外资引进的产业关联和互补作用,做大做强全产业链,形成产业集群效应,发挥外商直接投资对就业的积极作用,这对于促进我国就业增长具有重要意义。

摘要：基于我国省际间自主创新、技术引进的要素偏向性的估算,本文以技术进步的要素偏向性为视角来解释不同来源的技术进步对就业增长产生的影响。研究结果表明,不同来源的技术进步对就业增长的影响不尽相同,而不同的技术进步来源,其要素偏向性表现也不相同。自主创新在多数地区表现为偏向于劳动,对就业增长起到显著的促进作用,技术引进则在更多地区偏向于资本,对就业增长的影响也比较复杂。本文最后提出技术进步与就业增长协调发展的若干政策建议。

关键词：技术进步来源,就业增长,技术进步偏向性

技术进步对我国就业的影响 篇2

关键词:技术进步;产业结构;就业;影响

一、引言

改革开放以来,技术进步对我国就业的影响是多方面的。理论上讲,技术进步是推动经济发展的核心动力,同时会刺激新的市场需求,提高厂商利润水平,为技术进步提供更好的创新平台,但是技术进步也会带来企业的人员冗余问题。罗斯托的发展理论认为,经济成长总是由一个主导部门采用新技术开始,新的产品和技术扩大了市场和利润,增加了企业积累,进而扩大对其他部门的产品需求,从而带动企业部门的发展。钱纳里(1970)、库兹涅茨(1971)、赛斯奎因(1989)等利用不同国家的时间序列数据和截面数据证实,随着经济发展、人均国民收入水平的不断提高,劳动力将首先由第一产业向第二产业转移,然后逐步向第三产业转移。对于中国这样一个处于工业化进程中的转型大国而言,由于农村存在大量的农业剩余劳动力,由技术进步导致城乡二元结构的转化以及农村剩余劳动力的转移,在这种情况下,技术进步所带来的就业影响可能远大于一般理论预期。

二、技术进步导致我国产业结构发生变动

从经济学的角度讲,技术进步是指在科学研究不断取得新成就的基础上,技术满足社会需要的作用不断提高,组织和管理不断完善,社会生产力不断发展的过程。改革开放以来,技术进步对我国的影响是巨大的。技术进步是推动经济发展的核心动力,同时会刺激新的市场需求,提高厂商利润水平,为技术进步提供更好的创新平台,但是技术进步也会带来人员的失业问题。

1.技术进步导致我国产业结构发生变动。首先,技术进步使分工更加细化,加深了生产的专业化,过去许多的中间产品都分离出来,成为新的单独的产品生产产业。其次,随着人们生活水平的不断提高,人们更加注重自己的发展和享受,这也促进了一些服务业,教育业,娱乐业等产业部门的出现和发展。因此,技术进步和产品需求的变化都加速了产业结构的变化。从相关的统计数据中我们也可以看到我国的产业结构发生了巨大的变动:第一产业在国民经济中的比重逐渐下降,第二、第三产业在国民经济中的比重逐渐上升。

2. 产业结构的变化又导致结业结构发生改变。就业结构是指劳动者在各种行业和职业上的分布情况。由于产业结构的调整,必然导致就业结构随之改变,这种影响具体表现为:(1)技术进步使企业越来越需要有创新能力的劳动者,这将使劳动力由非技能的体力劳动者向技能脑力劳动者转移。从而社会呈现出就业结构转变的态势。(2)就业结构的变化,对从业人员的专业知识、素质水平、技术水平都提出了新的要求,人们会更加注重对于人力资本的投资,劳动者必须不断的学习以适应这种结构变化。

三、技术进步对我国就业的影响

1.技术进步对我国就业具有一定的负面效应。技术进步使传统行业的机器设备更新加快,机器操作更加简单,生产技术、工艺改进,生产流程加速,生产手段更加现代化,劳动生产率得到很大的提高,导致原有岗位所需就业人数的减少。因此,随着机械化、自动化程度的不断提高,技术进步表现排挤就业的一面。

2.技术进步对我国就业又有积极的推动作用。技术进步在短期内对就业会产生一定的负面效应,但从长期来看,技术进步对就业有一定的“补充效应”。首先,由于技术进步提高了劳动生产率,即表现为生产单位产品所需劳动时间逐步减少,这有助于降低本行业商品的价格,从而增加了需求。另一方面,由于技术进步也提高了产品的性能,增强了产品的市场竞争能力,拓宽了产品的销路。需求的增加和产品销路的拓宽促使原有企业扩大生产规模,不断推陈出新满足市场的需求,在给企业带来更多利润的同时也提供了更多的就业机会,即技术进步又是有利于就业增长的。再次,技术进步促生了新的产业的出现。近年来,由于技术进步引起了信息技术服务、咨询业、广告、现代通讯、旅游业、金融保险业、房地产业等新兴产业部门,这些部门又会吸收大量在传统产业中相对过剩的人员,促进我国就业增长。

四、配第—克拉克定理对劳动力分配的解释

配第-克拉克定理:随着人均收入水平的提高,劳动力首先由第一产业向第二产业转移;当人均收入水平进一步提高时,劳动力便由第二产业向第三产业转移。这就是配第—克拉克定理,又称为配第—克拉克趋势。总的结构变动趋势是:劳动力在第一产业的比重减少,在第二、三产业的比重增加。劳动力在不同产业之间的转移是由于经济增长过程中各产业之间收入的相对差异造成的,它说出了生产要素中人力资源的配置结构随着经济的发展所发生的规律性变化。结合图1和图2分析,我们可以得到以下结论:

1985-2006年间,我国第一产业在国民生产总值中的比重由28.4%下降到11.7%,第一产业在就业中的比重由62.4%下降到42.6%;第二产业的增加值比重与就业比重增长幅度较小,相对较为稳定;第三产业的增加值比重由28.7%上升到39.4%,就业比重则由16.8%上升到32.3%(图1、图2)。就变动趋势来看,我国三次产业产值与就业结构正向“三、二、一”的次序转变,但产值与就业结构之间表现出明显的偏离, 2005年,我国第二产业产值比重为45.7%,就业比重为23.8%,第三产业产值比重为40%,而就业比重仅为31.4%。尽管随着产出的增长,我国各产业就业数量均有所提高。

第三产业份额的提升对我国就业具有显著的促进作用,一般而言,第三产业是劳动相对密集的产业,由于我国巨大人口所带来的服务业需求,零售、餐饮和生活服务等劳动密集型服务业仍具有相当大的发展空间和就业容纳力,胡鞍钢等(2002)从我国就业形势和三次产业就业弹性分析中发现,第三产业即服务业的就业弹性最大,对就业的吸纳能力最强。随着我国经济发展的推进,农业将进一步减少就业机会,而工业则因为投资过度的问题,需要相当时间致力于结构调整和技术升级,因而不太可能吸收更多的劳动力,现阶段第三产业已经取代第二产业成为我国就业增长的主要推动力量。

近30年来,我国工业发展的技术路径并不具有就业促进的倾向。20世纪80年代,由于物质资本相对匮乏、劳动力资源丰富的要素禀赋结构,我国走了一条劳动扩大型的技术进步路径,发展劳动密集产业,将食品、纺织等轻工业确定为主导产业,这些产业技术要求低并且劳动密集度高,因而这一阶段我国经济产值与就业总量呈现“双增”势头,就业弹性系数达到0.34,处于高位水平。而进入90年代之后,随着工业化进程的不断深入,重工业被置于优先发展的战略位置,农业、轻工业和第三次产业的发展受到抑制,使得这一阶段我国的技术路径呈现资本深化的特征,弱化了产业发展对劳动力的吸纳能力,使得较高的经济增长率并不能相应地带来较高的产业劳动力需求,平均就业弹性下降到0.11。

五、结论

本文探讨了技术进步以及产业结构变动对我国整体就业的影响,结果表明:技术进步对我国就业有负面的影响,也有正面的推动作用。因此,我们要使技术进步对我国就业的负面影响尽量降低,扩大技术进步对就业的积极效应。基于上述结论,本文提出以下建议:

首先,技术进步的进程并不能因其对就业的负面影响而放缓或停滞。因为从长期来看,技术进步的停滞会导致经济发展的放缓,从而造成未来更为严重的失业问题。国家应继续支持企业加大科技研发的投入,通过技术进步提高产出效益,扩大生产规模,为吸纳更多的就业提供产业基础,在促进技术进步的同时,积极扶植和发展有扩大就业潜能的新兴产业。

其次,在促进新兴产业的同时,适度发展就业吸纳力强的传统服务业。我国传统的餐饮、批发零售、生活服务、交通运输的服务部门都具有较高的就业弹性。因此要充分挖掘新兴产业和传统产业的就业潜力,尽可能发挥技术进步对就业的“补偿效应”。

再次,随着中国产业结构的持续调整,伴随而来的是大量的结构性失业以及摩擦性失业,在现有体制下,这类失业对我国整体就业乃至经济社会的负面影响非常显著。因此,要进一步加大对人力资本投入力度,强化职业培训以及就业中介,提高就业匹配率,消除制度性壁垒,推进经济体制的转变以及就业制度的创新,完善失业保障制度以及再就业服务体系,打破城乡二元劳动力市场结构,以尽可能减少产业结构变动过程对就业的负面影响。

参考文献:

[1]黄少杰.我国就业问题与第三产业发展的关联性问.

[2]赵江泰.服务业的扩大对景气变动的影响[J].调查统计月报(韩国), 2002, (9): 132-156.

[3]张晓旭:《中国就业增长与产业结构变迁关系的考量》[J],《统计与决策》2007年第4期。

[4]蒲艳萍:《转型期的产业结构变动与中国就业效应》[J],《统计与决策》2008年第7期。

[5]西蒙•库兹涅茨:《各国的经济增长》[M],商务印书馆, 1985。

[6]龚玉泉、袁志刚:《中国经济增长于就业增长的非一致性及其形成机理》[J],《经济学动态》2002年第10期。

[7]程大中:《中国服务业的增长与技术进步》[J],《世界经济》2003年第7期。

[8]冯泰文、孙林岩、何哲:《技术进步对制造业就业弹性调节效应的实证分析》[J],《公共管理学报》2008年第4期。

[9]何平、骞金昌:《中国制造业:技术进步与就业增长实证分析》[J],《统计研究》2007年第9期。

[10]叶仁荪、王光栋、王雷:《技术进步的就业效应与技术进步路线的选择——基于1990~2005年中国省际面板数据的分析》[J],《数量经济与技术经济研究》2008年第3期。

技术进步的就业效应 篇3

关键词：技术进步,就业效应,OSL估计

一．引言

改革开放以来，我国生产力水平得到了极大提高，经济一直保持着高速增长的势头，但随着改革的深入，我国的就业问题日益凸显。特别是从1990年以来，我国的城镇失业率一直居高不下，1990年为2.5%，2003年为3.1%，到2008年达到了9.4%。据统计，若考虑隐性失业人口实际的失业率将达到27%左右。

依照传统的经济理论，经济增长率和失业率一般是呈反方向变动的，但在我国经济增长和就业却呈现了很大的非同一性，在经济高速增长的同时我国的就业形势却愈加严峻。经济增长对就业的带动作用不断弱化，在形式上表现为GDP就业弹性的下降。同时，各产业的情况不尽相同：目前我国第一产业的就业弹性为0.06，第二产业为0.34，较以前有所下降，表明第二产业吸纳的劳动力已饱和并趋于下降。第三产业就业弹性虽为0.57，但由于我国第三产业的“三低”状况，未来就业的吸纳能力也并不乐观。

长期以来我国存在的就业总量矛盾、就业结构盾以及城市化进程的缓慢都会引起失业率的上升。特别是我国90年代开始的经济体制和就业体制的改革，使大量的隐性失业显性化，使得GDP就业弹性显著下降。

本文模型构建的理论依据是目前国内外用于定量分析影响经济增长各种因素作用最常见的Cobb-Douglas生产函数理论或索洛增长速度方程, 假定函数为希克斯中性的技术进步形式, 即技术进步对资本和劳动具有同样的扩张效果, 从而构建回归模型。

二．模型的构建

1．理论依据

技术进步和就业的关系是一种经济关系, 而从经济学的角度考察, 任何生产过程都可以看成是在一定的社会、经济、技术条件下, 一组投入要素转化为产出的过程。因此本文根据普遍应用测算技术进步对经济贡献的生产函数法, 即:

基于此模型，我们对两边进行求导得增长速度方程：

上面方程中y为产出量的年平均增长速度，为技术进步的年平均增长速度，为劳动力投入量的年平均增长速度, a为资金产出弹性系数, 为劳动力的产出弹性系数。

2．模型的估计

由于本文的目的在于分析技术进步的就业效应, 因此要探讨资本投入、经济产出、技术进步因素对劳动就业的影响。为了更好地分析技术进步与就业的相关性, 尤其是分析劳动就业L与技术进步投入、教育投入的关系, 同时考虑到就业因素与地域内人口数的关联性, 本文修正函数关系如下:

其中，L表示劳动就业总量, E表示教育经费投入, T表示财政科技经费投入, G表示全社会科技经费投入, Y表示经济发展水平, P表示人口数。

假定条件为：(1)认为科技T、G和教育E的经费投入对劳动就业量具有投入和产出关系。因为科技和教育投入高, 科技发展、教育和培训发展, 劳动力素质提高, 则有利于就业。 (2) 认为劳动就业与经济发展水平和地区人口总数具有相关性, 同时, 科技和教育经费投入与地区经济发展水平是相关的。经济发展水平较高的地区, 更有条件进行科教投入, 从而提高劳动者的就业机会。而地区的人口较多, 就业机会则相对减少(3)由于我国地域辽阔, 各地区发展不平衡, 因此本模型认为技术进步的就业效应与某个地区的经济、科教投入和人口等相关。所以，我们的模型为：

三．OSL建模与实证

1．回归模型建立依据

回归分析方法是确定变量间相互作用与影响的建模方法。如果随机变量y与变量，存在相关关系, 则可以建立模型:

其中y是因变量, 即被解释变量;解释变量;是回归函数, 是随机误差, 表示受随机因素影响而未能观察到的偶然因素。y由自变量和随机误差共同决定, 体现了y与各个自变量之间既有联系, 又有不确定性的特点。

2．参数和模型估计

参数估计量是一个随机变量，不同的参数估计方法会有不同的参数估计量，这里参数估计应用普通最小二乘法(OLS)。

模型依赖于实际样本, 本文模型估计的样本采用2005一2008这四年的全国31个省、市、自治区的样本数据。为了消除增长趋势, 序列平稳化, 减少方差, 我们对2.3中的变量进行了处理, 用于Eviews回归模型估计, 设定新的变量如下:

其中

其中，y反映L的增长趋势，同时消除异常值的影响;X1反映了人均地区生产总值的情况;X2反映了科技投入与教育投入的相互叠加作用后占GDP的比重;X3反映了科技经费投入占地区生产总值的比重;X4反映了地区人口的增长趋势，同时消除异常值的影响。

3．果与分析

将选定的实际样本信息输入到Eviews软件中, 普通最小二乘估计的输出结果

从分析结果中可以看出X2的t统计量小于1, 同时在t统计量的相伴概率中X2的概率较高, 没有通过t检验, 这个变量不应该存在于回归模型中。而变量X1, X2, X3均符合回归模型的要求。

4．型与检验

根据3中的输出结果, 剔出不合格变量X2, 重新进行了模型估计本次回归输出结果如表1。从三个方面进行:一是对方程的显著性检验 (F检验) , 主要是分析模型拟合样本的整体效果, 通过查看自变量对因变量的总体解释力度, 综合判断回归方程是否成立;二是回归系数的显著性检验 (t检验) , 主要分析每个自变量的合理性;三是序列相关的正式检验 (D.W.检验) , 主要通过检验残差序列的相关性, 验证基本假设是否成立。

对表1出结果进行模型检验, 可以得出以下结论:第一, F检验2004年我国各地区技术进步的就业效应模型检验中, F检验的相伴概率均为0.000000, 反映变量之间呈高度的线性关系, 回归方程显著。第二, t检验, X1的相伴概率为0.0307, X3的相伴概率为0.0087, X4的相伴概率为0.0000都小于0.05, X1、X2和X4对应系数显著不为零。因此想X1、X3、X4的回归系数都通过了t检验, 说明模型中的每一个自变量对因变量作用都是显著的。第三, D.W.检验, 表1结果中D.W.值为1.518743, 小于2, 证明存在正的序列相关, 符合经济问题的特性。根据上表的结果可以得到2004年中国各地区技术进步的就业效应估计方程:

四．结论与建议

从上一章的模型估计和检验结果中可以看出, 科技投入占GDP的比重之间回归系数的显著性检验 (t检验) 没有通过, 说明变量之间的相关性不大, 或者说自变量科技投入占GDP的比重对就业人数的影响没有直接的相关性。而X1, X3, X4三个自变量都通过了t检验, 说明人均GDP、科技经费投入要和教育投入叠加作用反映在占GDP的比重, 以及地区人口数对就业人数的影响, 回归系数显著。

本项的研究表明, 中国各区域的就业量是由下列三个因素决定的:

(1)人均GDP; (2) 财政科技投入与教育投入的相互叠加作用后占GDP的比重; (3) 地区人口总量。这充分说明, 科技是与教育一起促进就业增长的。科技促进就业增长的一个重要前提就是教育的充分发展，同时居民生活水平的改善。

大力发展知识密集型技术要在教育。科技创新和环境改善上多下功夫。中国长期将面临人口和劳动力规模的压力。因此, 如何创造更多的就业岗位是增加就业的主要方向。从长期来看, 一定不能建立在资本扩张和发展劳动力密集技术的基础之上, 最有潜力的途径是发展知识密集型技术。这必须要通过发展教育或改变教育发展模式, 以及提倡科技创新并采取相应政策, 来使得知识密集型技术真正取得成效, 最终达到一种在国际上的竞争优势, 到那个时候, 中国的就业问题才可能取得一种得以解决的长效机制。

参考文献

[1]张晓炯.计量经济学软件Eviews使用指南[M].天津:南开大学出版社, 2004

[2]齐建国.中国总量就业与科技进步的关系研究[J].数量经济技术经济研究.2002, 12:24一2

[3]张国初.技术进步对就业水平的影响[J].管理评论.2003, 15 (1) :21一26

[4]吴敬琏.思考与回应:中国工业化道路的抉择 (下) [J].学术月刊.2006, (1) :58一61

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社, 2006

[6]山东省高校人才供给与产业需求预测课题组.山东省高校毕业生就业意向调查研究[M].山东经济.2008, 1:55一60

技术进步的就业效应 篇4

一、山东省技术进步与就业的实证分析

(一)我省的就业现状

我省人口多，劳动力资源丰富，就业需求量大而就业岗位供应不足，两者存在严重矛盾，导致失业问题比较严重。基本的就业情况见下表：

(二)我省技术进步现状

为了依靠科技进步促进山东省经济的快速发展，我省很早就提出了“科教兴鲁”和“人才强省”战略。在历届省委、省政府的领导下这些战略得到了有效的落实，“十五”以来，我省科技实力明显增强，技术进步取得重大进展，科技对社会经济发展的支撑和带动作用也越来越强，主要表现在：科技投入总量稳定增加；自主创新能力不断增强；高新技术产业蓬勃发展；科技创新体系不断完善；科技人才不断增加；科技进步提高了经济运行质量和效益。

我省科技进步取得的成绩是巨大的，但是由于各种原因目前我省的技术进步和创新能力水平还相对较低。近三年的评价中我省综合科技水平都低于全国平均水平，与先进省份差距很大，一直在第九、第十名之间徘徊。综合各种因素，我省的科技进步主要存在以下几个问题：科技经费投入相对不足；转化体制不活，产学研有效结合水平有待于提高；高技术产业薄弱；科技人才短缺，目前我省缺乏高层次的科技领军人物，总体高层次技术人才供不应求。

二、山东省利用技术进步促进就业的对策建议

(一)大力推进我省技术创新，增强自主创新能力，全面推进创新型省份的建设

我省要以科学发展观为指导，围绕创新型省份的建设，增强机遇意识、创新意识大力推行自主创新，推进技术发展，特别是高新技术的发展，促进全省科技水平再上一个新台阶。主要从以下几个方面着手：

1．充分发挥企业的自主创新能力

自主创新能力的提高是促进技术进步的重要方式，也是提高综合竞争力的关键所在。为此，一是大力提高优势领域的原始创新能力。充分发挥企业的技术优势，增强企业的研发动力，提高企业的研发能力。加强政府对企业研发的支持力度。特别是对于企业有能力研发而又影响重大长期收益大，但投入较大时间较长，却又无法自主研发的项目，政府要予以支持，通过政策倾斜，推进自主研发的有效进行；二是要大力提高重大领域的集成创新能力。集成创新是创新资源的集中，有效整合，优化配置，达到技术重点攻关和突破的有效形式；三是大力提高技术引进消化吸收再创新能力。技术的引进可以减少研发成本，提高我们的技术水平，取得相对较高的收益。

2．深化科技体制改革，促进科技成果的有效转换

科技体制改革是科技事业发展和推进自主创新的内在动力。首先，要加强对科研院所的改革，使科研院所真正成为原始创新和集成创新的平台，成为基础研究和应用研究的孵化器。按照现代科研院所制度的要求，加强科研院所面向市场的改革，改革院所的激励约束制度和人事制度，形成人才能上能下的制度安排，把真正优秀的人才选拔出来，充分发挥他们的带头作用。其次，促进科研院所、企业研发部门和高校研发的有效结合。发挥各自的优势，实现有效嫁接，有效整合优势资源，充分发挥整体的作用。再次，加强成果的有效转化。政府要加强科技转化，科技推广服务体系建设，清除转化门槛，使得成果最大限度的起到作用。

3．建立和完善有利于技术进步的投融资体制，拓宽融资渠道

科技投入是促进技术进步最基本的条件，长远来看科技投入与技术进步具有正相关关系。为此，不但要加大政府对科技的投入的力度，而且要健全企业科技投入的投融资体制。第一、加强政府对科技的投入力度，大幅度增加基础和应用研发经费投入。第二、采取措施鼓励企业增加研发投入资金。企业是投入的最主要的主体，技术创新最终要依靠企业的创新，必须充分调动企业创新的积极性，加强企业自有资金投入。第三、加强银行信贷的支持力度。各商业银行应从资金投向上向科技倾斜，加大科技贷款的比重，同时在政策性贷款中，也应加大对研发的支持力度，可以安排低息和还贷周期长的贷款支持一部分重点科研项目。第四、加强资本市场的直接融资。健全资本市场，支持有条件的企业通过发行债券、股票等方式直接融资，优先安排条件好的高新技术产业上市融资。第五、完善风险投资机制。借鉴国内外风险投资机制建设做法，完善我省的风险投资机制。加强风险投资的制度建设，引导企业或者组织积极参与风险投资。

4．加快高新技术产业区的建设，大力发展高新技术产业

高新技术产业是高新技术密集产业也是自主创新，促进技术进步的重要产业，它对各个产业具有较强的支撑、引领和带动作用。我省要充分发挥高新技术产业在技术进步中的作用，引领高新技术带动整体的技术进步。为此，要加快山东半岛高新技术产业带建设，充分发挥区域优势，实现区域内的资源高效配置，提高高新技术产业的总体产值；充分发挥高新技术对传统产业的提升作用，实现产业结构的优化升级；以六大产业为依托，围绕新材料、信息技术、生物与新药、能源与环保等高新技术重点领域，加强关键技术的研发，开发一批具有自主知识产权的高新技术；加强高新技术科研机制建设，理顺高新技术研发思路，形成企业、政府与院校科研院所资源优势互补、相互支持的高新技术研发新局面。

5．积极推进劳动密集型技术进步，鼓励企业采用劳动密集型技术

要建立引导企业发展劳动密集型技术进步的机制，鼓励企业加强劳动密集型技术进步，政策向劳动密集型技术进步倾斜，利用财政税收等手段刺激企业发展劳动密集型技术进步。同时要鼓励企业采用劳动密集型技术。劳动密集型技术广泛存在于一些纺织业、食品加工业等传统产业中，随着科学技术的发展，劳动密集型技术的比例会有所降低，但是不可能完全被替代，特别是当前情况下，这种类型的技术还有很大的市场。发展劳动密集型技术鼓励合适的企业采取劳动密集型技术，对于促进就业也是非常有利的。

(二)加强科技人才队伍建设

1．加强人才队伍建设，合理引进与利用人才

要把尊重知识、尊重人才贯彻到实际工作中，重视人才的开发与利用。首先、要加强高层次人才的引进工作。加大招才引智工作，继续采取有效措施，鼓励高层次人才来我省干事创业，充分发挥他们的聪明才智促进我省经济的发展、技术的进步及就业的增加。同时加大“泰山学者”工程实施力度，充分发挥他们的带头作用，促进技术的进步。其次、完善人才评价管理体制，充分调动他们的积极性。人才评价管理体制完善程度不仅关系到吸引人才的力度，关系到是否能够留住人才，而且还直接关系到他们积极性的发挥。合理的、公平的人才评价管理体制，能够提高他们的积极性，约束他们的机会主义行为。为此要完善评价机制，建立公平合理的

评价体系，贯彻“多劳多得、少劳少得”的分配规律，努力营造人尽其用、人尽其才的机制环境。第三、实现人才的合理流动。加强人才流动机制建设，实现人才之间的优势互补，充分发挥他们的才能。

2．调整教育结构，大力发展职业教育

目前，我省科技人才培养结构不尽合理，人才供求矛盾严重，普通大学生严重供过于求，而技工人才缺口颇大。这一方面，造成了大学生就业难，一定程度上导致了普通大学毕业生的高失业率；另一方面，人才培养结构不适应社会需要，技工人才的缺乏又严重影响了经济的发展，反过来也不利于就业增长。为此，要大力调整教育结构，合理发展普通高等教育和职业教育，按市场需求培养人才。对于当前的情况，要减少虽为热门其实供过于求的专业的审批和招生工作加大社会需求大而又严重缺乏的人才的学科建设和人才培养。同时，要实现普通教育与职业教育的有效嫁接，重视高层次的，既具理论功底又具实践能力的技能型、生产型人才的培养。

3．完善职业技术培训体系，提高继续教育质量

当前我省的职业技术培训体系还存在一些问题，还不能满足需要，有待于进一步完善。为此，要规范职业培训市场，加强政府的有效管理，通过服务性管理和有效的监督，促进培训市场的良好发展；加强公益性培训，政府要利用社会力量组织一些大型的公益性培训，扩大培训的受益面，对引导社会培训发展也能起到“抛砖引玉”的作用。另外，我省的继续教育质量令人堪忧，不能把继续教育等同于混个文凭、拿个证书，而是要把教育真正的看成一个严谨的学习过程，通过继续教育真正的提高自身素质，掌握技术，增加技能。

(三)调整产业结构，用技术进步促进产业结构的优化升级

1．依靠科技进步促进产业结构的优化升级

要依靠自主创新提高产业技术水平，充分发挥产业创新优势，建立企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系，努力实现创新工作大幅度提高，增强技术创新能力。要加强高新技术对传统产业的提升作用，广泛应用高技术和先进适应技术改造提升制造业，用高新技术增量激活传统产业存量，加大高新技术在传统产业中的应用，加快技术的扩散和渗透，提升传统产业的档次，促进传统产业的信息化、集成化、持续化发展。利用技术进步优化产业结构，要逐渐淘汰落后生产工艺技术，利用先进适用技术提高生产效率；要坚持持续化发展理念，对于环境污染严重、资源消耗量大、生产粗放型的企业要加强管理，使其改善或者予以关闭；要逐步提高企业的信息化水平，推广普及信息技术，增强企业的竞争力。

2．调整产业结构，大力发展第二、三产业

目前，我省三次产业之间的比例不甚合理，农业占太大的比例，制造业和服务业欠发达。要大力发展制造业和服务业要坚持走新型工业化道路，积极推进制造业强省战略，努力打造胶东半岛制造业基地，围绕山东半岛都市群的建设推进工业发展再上一个新台阶；要加强发展电子信息及家电、机械设备、化工、食品、纺织服装和材料六大支柱产业，拉长产业链，形成产业群，全面提高制造业的竞争力，扩大工业规模，努力实现我省在国际产业分工中从价值链低端向高端的跨越；要大力发展现代农业，借社会主义新农村建设的契机，积极推进农业建设，提高农业科技水平，增强生产效率，实行标准化、规模化生产。

(作者单位：山东经济学院)

技术进步的就业效应 篇5

一、技术进步核算模型及数据说明

(一) 技术进步核算及分析模型

在参考张军 (2003) 等国内和一些国外文献的基础上, 本文计算经济全要素生产率增长率作为技术进步率, 第i个地区生产函数的数理模型是:

其中, t=1, 2, …, n, 表示时期;A (Kfit, Sit) 表示技术函数;Kfit、Sit分别表示第i地区外国直接投资和产业结构指标;F (Kdit, Kfit, Lit) 表示本国资本、外国直接投资、劳动力投入函数。

本函数模型中包含的投入要素、产值等数据, 在全国和地方统计年鉴中可以获取。在运用数据进行计量分析之前, 必须对各种数据的可比性进行处理, 如对不同年限之间同一数据价格指数处理, 计算资本存量等 (张军, 2003) 。

第i地区全要素生产率增长率为, 其中, Y为总产出, X为总投入量。如果采用科布-道格拉斯 (Cobb-Douglas) 生产函数形式, 则有:

其中, αf, αd, d2分别为FDI、本国资本和劳动力经济增长弹性。

利用 (2) 式可计算得到全要素生产率增长率 (技术进步) , 探讨对外依存度 (含资本对外依存度、贸易对外依存度等) 、各地产业结构差异对技术进步的影响。

其中, Sit是对外依存度、国内资本和就业结构向量, b1为系数向量。

(二) 数据来源及计算

各地每年投资总量、外资投资总量、投资价格指数、劳动力就业总量及经济增长率都可以从全国和各地年鉴中查找到。为了核算各地经济增长全要素生产率增长率, 需要计算各地国内资本增长率、外商直接投资资本增长率和各地劳动力就业增长率。其中, 劳动就业增长率计算难度较小, 而资本增长率计算涉及基期资本存量和每年新增投资折算问题。文中有关基期资本存量和每年新增加投资折算, 根据张军 (2003) 方法进行计算, 将各年度资本存量折算为1990年资本价格水平下的资本量, 然后再计算增长率, 为简便之计, 利用劳动力就业数量增长率代替投入劳动量增长率。

分析外国直接投资与国内投资总量, 发现我国各地外国直接投资与国内投资成强正相关, 可见, 外国直接投资在经济增长方面也发挥了正向效应。但是, 外国直接投资、就业结构变化对技术进步效应又如何呢?下文将探讨国内外资本、就业的经济弹性以及外国资本比例、对外贸易依存度、就业结构变化对技术进步影响。

二、技术进步核算及分析

在获取各地国民产值增长率和计算了各地劳动力增长率、本国资本增长率和外国直接投资增长率基础上, 运用公式 (2) 对各地经济增长进行回归计算。

在所求回归方程基础上, 运用公式 (2) 计算各地经济全要素生产率增长率。比较不同地区之间劳动力、内资、外资弹性系数:各地劳动力增长边际弹性系数之间差异且具有明显分布特征, 但东部地区劳动力增长弹性要高于中部和西部地区, 中部地区劳动力弹性系数又略高于西部地区。发达地区教育投入大, 外地劳动力迁入, 导致我国发达地区高质量劳动力密度大, 经济增长弹性大。在东部和中部地区, 国内资本经济增长边际弹性比西部地区内资经济增长弹性高, 东部地区外资经济增长弹性又明显地高于中西部地区。分析国内外资本边际效率, 在资本增长率相同的情况下, 东部与中西部经济差距会不断拉大。中西部只有不断改进投资效率、提升技术、加大投资力度, 才可能缩小与东部地区经济发展差距。比较国内国外直接投资资本的经济增长弹性发现:除广东、浙江、安徽、河北4个地区的外国直接投资资本经济增长弹性大于国内资本经济增长弹性外, 其余地区国内资本经济增长弹性都高于外国投资资本经济增长弹性。可见, 在外资规模所占比例较大地区, 对经济增长的贡献较多;否则, 经济增长贡献主要来自于国内资本。

通过分析全国31个地区经济增长率回归方程劳动力弹性系数、内资弹性系数和外资弹性系数相关关系, 发现:内资弹性系数与劳动弹性系数呈弱正向关系 (相关系数为0.10) , 外资弹性系数与劳动弹性系数呈正向关系 (相关系数为0.3414) , 外资弹性系数与内资弹性系数呈负相关关系 (相关系数为-0.367) 。相对内资而言, 外资投资增长对劳动就业增长促进作用更大。同时, 外资对经济增长边际弹性系数与内资边际弹性系数存在替代效应, 在经济增长效应上, 内资和外资之间具有一定替代性。

三、投入结构和对外贸易依存度对技术进步效应

(一) 对外依存度变化对技术进步效应检验

在求得技术进步率基础上, 分析各地技术进步与外国直接投资比例、对外贸易依存度的因果关系, 结果表明:有15个地区外国直接投资比例与技术进步之间呈现正向相关关系, 其余地区则呈现负向相关关系。

经过格兰杰因果分析, 在显著性80%可能性以上, 有天津、江苏、山西、安徽、四川、青海等6个地区外国直接投资比例上升促进当地技术进步, 福建地区外资投资比例上升对技术进步有负向效应;天津、河北、湖北、云南、陕西、甘肃、西藏等7个地区对外出口依存度指数上升促进技术进步;河北、湖北、四川、陕西等4个地区对外出口依存度提高促进技术进步;天津、内蒙古、陕西、新疆等4个地区外商进口对外依存度增加对技术进步存在正效应;天津、河北、四川、云南等4个地区外商对外出口对技术进步存在正向影响。

(二) 就业结构与技术进步关系检验

运用格兰杰因果检验劳动就业结构和劳均资本存量变化对技术进步影响, 可以发现:北京、河北、广西、海南、湖南、四川、贵州、云南、陕西、青海等10个地区第一产业就业比例减少, 促进了技术进步;北京、天津、河北、湖北、湖南、四川、贵州、青海等8个地区的第二产业就业比例上升, 极大地促进了技术进步;在全国有13个地区, 在第三产业就业比例上升提升了经济效率, 促进了技术进步。综合上述分析, 在我国多数地区, 就业结构变化有利于经济增长质量提高和技术进步。

(三) 对外依存度、就业结构对技术进步效应回归分析

为了深入分析各地技术进步与对外依存度、就业结构之间关系, 以技术进步率作为因变量, 分别取经济硬度指标、第二产业就业比例、第三产业就业比例、贸易进出口对外依存度、各地外资比例或劳均资本存量等为自变量进行回归分析, 其中, 经济硬度指标是根据分析需要, 取经济硬度比率 (the ratio of economic hardness) = (第一产业就业比例+第二产业就业比例) /第三产业就业比例, 反映经济结构的软硬程度, 用Hardness表示。回归分析结果分别如表1和表2。

注:1.表中括号内数值为对应回归系数的t检验值;2.hardness, sec, tert, txi, fkp, hpp分别表示经济硬度、第二产业就业比例、第三产业就业比例、总贸易对外依存度、外国直接投资依存度和资本存量。

从表1、表2中可以得出:北京、天津、浙江、黑龙江、云南、西藏和青海等地经济应该逐渐降低硬度, 促进软化来加快技术进步;而上海、辽宁、福建、山东、广东、吉林、安徽、甘肃、新疆等地要促进技术进步, 应该提高经济的硬度, 特别是要调整第一产业、第二产业结构, 同时, 深化发展第三产业, 重点发展对第一、第二产业技术进步有促进作用的研发产业, 提高经济硬度。

针对第二产业就业比例分析, 发现河北、广西、湖南、贵州、陕西、宁夏等地应注重发展第二产业, 加快工业化进程, 增加第二产业就业比重;而内蒙古则应加强第二产业的技术进步, 实现产业关键技术的突破, 淘汰部分市场饱和的劳动密集型的第二产业。海南、贵州要大力发展第三产业就业来促进技术进步。

在贸易对外依存度方面, 天津、河北、江苏、福建、海南、山西、内蒙古、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、四川 (含重庆) 、贵州、云南、甘肃、西藏和新疆等19个地区, 对外贸易依存度提高加快了技术进步, 而广东、吉林、陕西3地的贸易依存度适当降低更有利于当地技术进步。天津、浙江2地劳均资本存量增长过大, 反而不利于技术进步;广西省外国直接投资比例提高对技术进步有负向作用, 应该规范外资投资领域和进入的产业结构。

四、我国经济技术进步的结构调整启示

第一, 我国各地经济增长的贡献主要依赖于国内资本投入, 在引导外国直接投资结构的基础上, 应提高本国资本投资的效率。由于外国资本经济增长弹性非常低, 近年来外国资本增长率因规模扩大而逐渐放缓, 除少数地区以外, 全国大部分地区仍然是国内资本占主要比例, 所以引入外资主要弥补国内产业不足和引进先进技术、管理经验和促进市场经济机制完善。在兼顾培育市场竞争机制的前提下, 对国外投资给予国民待遇, 防止因优惠政策引起外国直接投资对国内资本的过度替代。

第二, 我国各地投资结构和重点应有所区别。从经济三大产业结构分析, 北京、天津、浙江、黑龙江、西藏、青海等6个地区的经济就业硬度下降导致技术进步, 上海、辽宁、福建、山东、广东、吉林、安徽、甘肃、新疆等地要求提高经济硬度促进技术进步。北京、天津、浙江3地应加强发展科学、技术研发等第三产业的投入, 淘汰第一、第二产业落后生产领域就业, 提升其产业技术水平;黑龙江、西藏、青海应加大对第一产业产品高附加值加工, 提高第二产业产品层次, 加快第一、第二产业产品的流通, 以吸收转移劳动力, 减少经济就业的硬度。

根据分析可知, 各地应根据实际情况, 有针对性地扩大投资和就业促进技术进步。广西、河北、湖南、陕西、宁夏应加快发展第二产业, 增加第二产业就业;内蒙古要调整第二产业发展结构, 提高第二产业劳动生产率;贵州加快发展第二、第三产业, 大量转移第一产业剩余劳动力;海南尤其应注重发展第三产业就业。

技术进步的就业效应 篇6

关于技术进步综合效应测度及其影响因素, 国内外理论界取得了较多研究成果。一是索洛余值法。Coe和Helpman (1995) 运用索洛余值法估算全要素生产率, 研究表明, 贸易进口是东道国学习其他国家先进技术、实现生产率增长的重要因素。蒋仁爱、冯福根 (2012) 沿用Coe和Helpman及其后续研究的做法计算出TFP, 分析了贸易、FDI、无形技术外溢对中国技术进步的影响效果。二是DEA-Malmquist指数法。燕安、黄武俊 (2010) 利用DEA测算我国1983~2007年全要素生产率, 并研究了FDI、人力资本存量与我国技术水平之间的动态关系。郭峰、胡军等 (2013) 根据我国28个省市区1987~2010年度的面板数据, 利用DEA方法计算了我国各省市区经济的全要素生产率, 结果表明, 贸易进口和FDI对省际FTP有显著的溢出效应。

本文借鉴白云飞、刘宁的方法, 构建了技术进步综合效应的评价指标体系, 将技术进步效应带来的经济、社会和R&D三方面效应的若干指标综合表示, 不仅全面综合地反映了技术进步效应的总强度, 也有利于不同年份技术进步效应的对比, 以便于对技术进步效应的进一步研究。

二、基于主成分分析的我国技术进步综合效应的评价

(一) 指标体系的构建

本文根据建立指标体系的科学性、全面性、层次性、针对性及可操作性原则, 根据技术进步在经济增长、社会进步及科技创新方面影响的具体体现, 建立了技术进步三重效应评价指标体系, 如表1所示。

(二) 数据来源及加工

本文相关数据主要来自于《中国统计年鉴 (1998-2012) 》、《中国主要科技指标数据库》、《中国科技统计数据 (1998-2012) 》、《中国高技术产业数据 (2003-2013) 》, 由于数据可得性等原因, 本文最终确定的样本期为1997~2011年。

(三) 评价过程

1.特征值及贡献率。首先对正指标化后的18个指标进行标准化处理。其次, 对标准化后的数据进行主成分分析, 计算得出特征值及贡献率。结果表明, 前两个主成分包含原变量中的绝大多数信息, 故选前两个主成分进行进一步计算。

2.主成分系数计算。通过SPSS可得因子载荷矩阵, 在此基础上, 将成分矩阵中每一列除以其相应的特征根, 得到主成分系数矩阵。

3.主成分得分及综合得分。将主成分系数分别乘以标准化后的个指标, 得到1997~2011年各年的主成分得分。再利用综合主成分公式:F=0.7389×Z1+0.1565Z2, 得到1997~2011年的综合得分。

由图1我国技术进步综合效应指数变化情况可以看出, 我国技术进步综合效应强度呈现出平稳上升的趋势。1997年受亚洲金融危机的的影响, 技术进步效应增加不明显, 增长速度较为缓慢。2008年, 由于国际金融危机的撞击, 技术进步效应增速下降。2009年, 技术进步效应开始好转, 并保持快速上升的势头。

三、影响我国技术进步综合效应关键因素的实证分析

本文认为FDI、进口贸易、经济发展、政府干预、人力资本、科技研发投入、技术市场化程度、产业结构是影响我国技术进步的重要因素。

一是FDI、进口贸易。FDI和进口贸易是引进外国先进技术最为直接和重要的途径。其中, FDI和进口贸易所产生的技术溢出效应是我国技术进步的重要源泉, 同时也是影响我国技术进步效应发挥的主要因素。我国作为发展中国家, 通过FDI和进口贸易的技术溢出效应, 在引进、模仿、吸收发达国家的先进技术的基础上实现技术进步。采用实际利用外资金额表示外商参与度, 将数据转换为以人民币标价的实际利用外资金额, 同时用进口贸易总额表示进口贸易水平。

二是经济发展水平。经济发展水平是技术创新的基础之一, 在此利用每年的人均GDP来表示经济发展水平。

三是政府干预程度。用财政支出占GDP的比重来表示政府对经济活动的干预程度。

四是人力资本。R&D人员不仅是技术创新的主力军, 也是支撑我国技术吸收能力的有力后盾, 其数量与素质也是衡量技术竞争的重要指标, 因此本文采用万人R&D人数来表示人力资本水平。

五是科技研发投入。一国的科技研发投入直接影响到科学技术的发展, 因此采用R&D经费支出占GDP比重来表示科技研发投入水平。

六是技术市场化程度。技术市场化程度衡量了技术的扩散与交流的程度, 本文采用技术市场成交合同金额来表示我国技术市场化程度。

七是产业结构。由于技术进步主要集中在高技术产业, 因此用高技术产业总值占工业总产值的比重来衡量我国的产业结构。

相关数据来自《中国统计年鉴1998-2012》、《中国主要科技指标数据库》。

本文运用DPS7.05数据处理系统软件进行分析, 其分析过程如下。

首先, 对变量进行一般线性回归, 以进行多重共线性诊断, 得出各变量的平均值、标准差及膨胀系数VIF, 其中膨胀系数VIF的值较大, 这说明变量之间存在严重共线性, 故而不可以用最小二乘法进行参数估计。因此, 本文通过主成分回归方法消除各变量间的多重共线性, 还原得到影响我国技术进步的多元线性回归模型。

其次, 通过主成分分析法, 对自变量进行主成分分析, 根据分析结果, 前两个主成分的累积贡献率已经达到了98.1653%, 且特征值>1, 说明了这两个主成分已基本包含全部指标具有的信息, 且降维效果较好, 因此选择前两个主成分作为评价指标。

最后, 进行主成分回归, 回归模型的F值为1158.3411, 概率P=0.0001<0.05, 且修正后的相关系数R’=0.996989, 说明模型通过了F检验, 拟合效果较好。根据结果所示, 在设定显著性水平为1%的情况下, 变量b1和b2的t检验的P值均为0.0001<0.01, 因而通过t检验。此外, D.W.=1.7927通过检验, 该模型不存在自相关。

对标准化回归方程进行还原, 可得最终回归方程, 即y=-10.683973+0.000038x1+0.151565x2+0.000277x3+0.000012x4+0.069183x5+1.206084x6+0.000263x7+0.224743x8

标准化回归方程系数如表2所示。

由上述结果可以看出, 外资和进口贸易均对我国技术进步综合效应产生影响。其中, 每增加1亿元FDI比增加1亿元进口贸易带来的技术进步效应更为显著。FDI一方面通过竞争效应直接促进我国的技术进步, 另外一方面通过人力资本和研发能力对国外技术的吸收进一步促进我国技术进步效应的发挥。我国进口时并不能一味追求数量, 而不考虑本国实际情况, 只有进口适合本国科技发展水平的产品, 才能够最大限度地发挥技术溢出效应。

四、对策与建议

(一) 提高外资利用率, 完善进口贸易体制

FDI集技术、管理、人力资本和财力资本为一体, 对我国的技术创新产生了重要的影响, 进口贸易是我国引进外国先进技术、管理经验的主要渠道, 它们都通过技术溢出效应刺激着我国技术的发展。为此, 我们应坚持通过政策合理吸引外资, 改善投资环境, 有效提高外资利用率, 进一步提高外资的技术进步效应, 努力深化改革, 完善进口体制, 优化进口商品结构, 鼓励进口国外先进适用技术, 不断提高我国技术水平。

(二) 加大科技研发投入, 促进技术进步

科技研发投入对技术进步效应起到了重要的推动作用。随着改革开放的深化, 一方面, 我们要抓住对外开放的机会, 努力引进、学习、模仿发达国家的先进技术, 从而缩小与它们的技术差距;另一方面, 我国在大力引进先进技术的同时, 应加大研发经费的投入。作为发展中大国, 我国应充分利用先进科技研发成果, 在消化吸收的基础上实现再创新, 坚持走自主创新的基本路径道路, 不断提升技术的自我创新能力。

(三) 提升技术市场化程度, 促进产业结构优化升级

在技术进步的过程中, 技术市场化和产业结构优化是重要的载体。将技术市场化, 让研究成果惠及全社会, 加快社会的进步。产业结构的优化升级, 高技术产业的蓬勃发展, 有效促进了技术进步, 同时技术的进步又反过来引领产业结构的优化, 两者相辅相成, 共同发展。

(四) 注重人才培养, 提高人力资本水平

加大对我国高技术人才的培养, 使其掌握先进的技术, 有效提高我国对外部技术的吸收能力。人力资本是技术进步的重要载体, 在技术进步中起着关键作用, 人力资本水平越高, 学习转化技术的能力就越强, 技术进步效应就越明显。因此, 关注人力资本积累, 对我国技术水平的整体提升无疑有着积极的意义。

摘要：文章针对我国技术进步带来的影响, 构建了包括经济效应、社会效应及R&D效应在内的技术进步的三重效应评价指标体系, 并运用主成分分析法对我国19972011年的技术进步综合效应进行评价, 分析了我国技术进步综合效应的整体水平。在此基础上, 从FDI、进口贸易、经济发展水平等角度通过主成分回归方法进一步揭示和探寻影响技术进步效应的重要因素。

关键词：技术进步效应,主成分分析,主成分回归

参考文献

[2]蒋仁爱, 冯根福.贸易、FDI、无形技术外溢与中国技术进步[J].管理世界, 2012 (09) .

[3]燕安, 黄武俊.FDI、人力资本与我国技术水平提升[J].财经科学, 2010 (02) .

[4]郭峰, 胡军, 洪占卿.贸易进口和外商直接投资空间溢出效应研究[J].国际贸易问题, 2013 (11) .

技术进步的就业效应 篇7

产业集聚现象是产业空间分布的一种非均匀现象。改革开放以来,中国制造业的产业集聚地吸引了大量的FDI流入。相关研究发现,中国制造业在东部地区 的产值占 全国总额 的70% 左右[1],而2000—2011年制造业在我国东部地区平均集中了82. 92% 的外商直接投资 ( FDI) 企业。产业在一国内区域 ( 地区) 集聚吸引大量外资的同时,通过FDI技术溢出效应对该区域 ( 地区) 的技术进步产生重要影响。而关于产业集聚的FDI技术溢出效应, 学者们的相关研究却有不同结论:

一类研究结论是产业集聚可以促进FDI技术溢出效应。Markusen和Venables[2]从规模经济效应和技术互补效应的角度分析了产业集聚的FDI技术溢出效应,认为产业集聚促进了东道国当地企业与外资企业之间的信息和技术交流,形成了技术互补的效应; 同时,产业集聚的规模效应增加了企业的利润水平,有效吸收人力资本,为技术能力提升提供动力。Baptista和Swanm[3]建立的计量模型考察了产业集聚与FDI的技术溢出效应之间的关系,发现产业集聚促进FDI技术溢出是源于产业集聚增强了集聚区内企业之间显著的学习效应。Barrel和Pain[4]以及Guimaraes[5]研究则认为外国投资者会被吸引到产业相对集中的区域以降低投资活动不确定性风险, 同时集聚区内上下游配套的产业关联效应使得FDI企业可以获得廉价的中间品投入有助于其先进技术的扩散。张宇和蒋殿春[6]对中国1999—2005年21个制造业行业数据研究表明,制造业集聚能增强集聚区内部技术传播和扩散,使得集聚的东道国制造业企业可以通过FDI技术外溢获得技术进步。产业集聚通过利用劳动力流动、关联效应、示范效应促进FDI技术溢出; 同时集聚还会对FDI流入产生强化效果,使得更多的FDI流入集聚区域形成技术或研发中心,因此集聚与FDI的技术溢出效应相互影响、共同促进。盖骁敏[7]也认为FDI技术溢出效应会受到产业集聚的影响,而集聚的FDI技术溢出效应提升可以通过提高东道国企业创新能力、加强外资企业与当地企业之间的联系和发挥市场竞争等因素得以实现。

另一类研究却得出相反的结论。Birikinshaw利用生命周期理论研究表明,当产业集聚的发展程度不同时,其对FDI技术溢出效应影响有所差异: 成熟产业集聚区外资企业的技术溢出正向效应明显, 而那些处于增长过程的产业集聚企业,其技术溢出效应只在短期内有明显正效应,长期却因产业关联度低、价值链比较短窄以及集聚根植性低的影响, 对集聚内企业的技术促进有限[8]。De Propris[9]更进一步提出产业集聚没有通过FDI促进母国对东道国的技术溢出效应,相反,那些在东道国集聚的FDI企业投资的目的是为了获得东道国的核心技术,形成所谓的 “逆向性技术扩散”。毕红毅等[10]利用2000—2009年28个山东制造业数据实证研究表明, 产业集聚抑制了山东省制造业FDI技术溢出效应, 导致产业集聚企业的创新能力下降。

现有的研究存在两方面的不足: 一是缺乏统一的理论分析框架对产业集聚的FDI技术溢出效应进行系统的理论研究; 二是很少涉及不同集聚度产业的研究和分析。因此,本文研究突破之处: 一是借鉴内生技术进步理论模型并同时融入集聚、FDI两类因素,探讨产业集聚的FDI技术溢出效应如何对一国产业技术进步产生影响,为相关研究提供较为完善和统一的理论分析框架; 二是在实证研究基础上,从不同集聚度产业的FDI技术溢出效应的分析角度,对促进不同集聚度产业利用FDI技术溢出实现技术进步提出了相应政策建议。

2理论模型

2.1基本假设

假设一经济体包括3个部门: 最终产品部门、 中间产品部门和技术研发部门。经济体只有1种最终产品,用产量Y表示,由最终产品部门提供。劳动的供给L无弹性,一部分投 入最终产 品部门 ( LY) ,另一部分投入技术研发部门 ( LR) ,开发中间投入品,L = LY+ LR。经济体具体运行体系是: 技术研发部门使用LR进行技术研发,并将开发的产品销售给中间产品部门生产新的中间品 ( x) ,然后将新的中间品出售给下游的最终产品生产部门,最终产品生产部门利用LY和x生产最终产品Y。

2.1.1消费者

消费者要实现最大化跨期效用:

其中,t表示时间,θ 表示边际效用弹性,ρ 是消费者的主观时间偏好率。

2.1.2最终产品部门生产函数

假定最终产品部门完全竞争,且以规模收益不变的技术进行生产,生产函数为:

x( i) 是本国国内企业生产的中间产品,x*( i*) 是FDI企业生产的中间品。A表示国内中间品种类, A*是外资企业生产的中间品生产种类。根据内生增长理论的解释,A和A*也代表了技术进步 ( 知识增长) 。知识的增长也是资本生产的产品,为了研究简化,即假定一单位的中间产品x ( i) 耗费一个单位的物质资本K,知识存量 也是资本 存量的函 数, 那么:

根据对称性假定,均衡时有K = Ax,最终产品的生产函数可以表示为:

当资本折旧率 δ 设定为零时:

2. 1. 3技术研发部门生产函数

Rivera和Romer[11]对内生技术进步的解释认为, 技术进步取决于研发人员数量和技术存量水平:

β 是研发人员生产效率,这种生产效率受到产业集聚的影响。产业集聚程度越高,研究人员知识和信息的交流越频繁,从而越有利于技术水平 ( 开发新产品的能力) 和生产效率提高[12],因此假定同时,开放条件下,东道国技术进步受到研发人员数量、国内企业技术水平和外资企业技术水平的影响,在开放条件下技术进步也会通过FDI企业的集聚产生影响的。所以:

S( n) ∈[0,1]表示对FDI的技术吸收能力,因此和产业集聚水平n有关系。

2.2竞争性市场分析

2. 2. 1最终产品部门

最终产品价格标准化为1,即PY= 1,有:

利润最大化的一阶条件为:

中间投入品对称进入最终产品的生产,因此具有相同的需求函数:

2.2.2中间产品部门

具有垄断竞争的部门特征,面临向右下倾斜的需求曲线,又因为部门产出也是部门投入:

把上式px带入并对x求导可得 ( 对于FDI企业中间品生产同样道理) :

将公式 ( 11) 代入 ( 8) 和 ( 10) :

2.2.3研发部门

研发部门为垄断部门,研发产品价格为设计的新产品未来利润流的现值之和:

套利方程:

稳态时:

研发部门的利润最大化: 研发部门的生产者 ( 研发人员) 由于技术溢出效应,不能获得研发产品的所有收益,假定收益中模仿企业获得的比例为q,那么研发人员收益为1 - q,显然集聚会影响模仿企业的q比例,两者正相关。为简化分析,设立q = n,那么研发人员获得的研发收益(1-n)*q,5因此研发部门在投入研发人员过程中实现利润最大化时:

( 17) ( 18)

2.3消费者和市场均衡分析

根据公式 ( 1) 代表的消费者效用,得出最优消费路径:

结合上面的公式,可以求出用n表示的LY

为简化计算,进一步假定t时刻总技术水平存量指标AT=A+A*,而且:

μ 定义为国内和外商投资企业的技术水平差异, μ > 1即:A/A*=1/μ-1 ,代入公式 ( 20) :

因此根据公式 ( 7) 、( 13) 以及公式 ( 21) ,稳态时经济增长:

平衡增长路径上的消费 ( C) 、投资 ( K) 和产出 ( Y) 有着相同的增长率,因此:

根据公式 ( 22) 和 ( 23) :

对gA求关于n的偏导数,经过整理:

因此 ( 1) : 当n→0时由于S ( n) →0,g A = LR,公式 ( 26) 整理为:

( 2) : 当n→1时S ( n) →1,g A = μLR2,当LR- ( L = LR) = LR- LY> 0,即LR>L/2,公式 ( 26) 整理为:

根据公式 ( 27) 和 ( 28) 的结论,产业集聚的FDI技术溢出效应呈现一种倒U型的变化特征 ( 如图1) 。

可以看出,一国产业集聚的FDI技术溢出效应伴随集聚度的变化呈现了倒U型变化,即先升后降的变化特征。这种倒U型变化特征说明,制造业集聚的FDI技术溢出效应可能存在一种临界效应,即集聚度较低的产业伴随集聚度的增加,FDI技术溢出促进了产业技术进步; 当集聚度达到中等水平后, 产业集聚通过FDI技术溢出促进技术进步的边际效应递减; 集聚度的增加并没有促进FDI技术溢出, FDI技术溢出受到限制。从公式 ( 26 ) 、 ( 27 ) 和 ( 28) 中看到,这种变化特征会受到产业集聚 ( n) 、 外资溢出水平 ( S) 、劳动力禀赋 ( L) 以及技术研发投入水平 ( LR) 等因素的影响。

3实证检验与分析

3. 1回归模型构建

为了解决产业集聚 ( GNi,t) 和外商直接投资 ( FDIi,t) 之间的内生关系,本文模型构建采用了系统GMM的方法,为了消除异方差影响对所有变量取对数处理,得到模型 ( 1) :

其中,Yi,t代表技术水平,反映了一国产业集聚的FDI技术溢出效应; GNi,t是基尼系数,代表产业集聚程度; FDIi,t代表FDI企业投资规模,因为我们根据理论模型推导结果,产业集聚的FDI技术溢出效应呈现一种倒U型关系,因此,应该利用代表产业集聚指标的GNi,t的二次项与FDI交叉项与代表东道国技术进步的Yi,t的关系,反映产业集聚的FDI技术溢出效应。

根据理论分析,一国制造业产业集聚的FDI技术溢出效应,除了与集聚 ( GNi,t) 、FDI投入水平 ( FDIi,t) 相关之外,还可能会受到集聚的规模经济效应、市场竞争效应以及要素禀赋 ( 这里突出表现为劳动力投入) 、技术研发投入水平等因素的影响, 因此我们在模型 ( 1) 中放入代表这几种影响因素GMi,t、MKi,t、LABi,t、RDi,t作为控制变量。

3.2相关指标测度说明

3. 2. 1技术进步 ( Yi,t)

用全要素生产率 ( TFP) 指标作为反映产业技术进步指标。本文使用非参数分析方法,即数据包络分析法 ( DEA) 、运用deap2. 1软件对2003—2011年间中国20个制造业的Malmquist生产率指数进行测定。由于测度TFP的Malmquist指数是一个环比指数,因此需要将测度的各年的Malmquist指数换算成以某年 ( 这里统一换算为2002年) 为基期的全要素生产率指数 ( TFP) 。

3.2.2产业集聚度(GNi,t)

Wen[12]的区位基尼系数公式表示产业集聚度:

公式 ( 29) 中,分别表示t期,j、k地区,i产业工业总产值 ( 从业人数、资产总额) 占全国i产业的份额以及j、k地区工业总产值 ( 从业人数、资产总额) 占全国工业份额的比值。μ 表示产业i在各地区比重的平均值。

GNi的取值范围是在 ( 0,1) 之间。如果某产业在区际分布得越均匀,所有地区在某产业中所占份额都相等,区位基尼系数取值趋向于0; 如果某产业完全集中于某个地区,在该产业的区位系数为1,在实证模型中用 ( ln GNi,t)2和ln GNi,t表示。

根据2003—2011年的区位基尼系数平均值,将制造业各产业划分为高、中、低集聚度产业,其中GNi的取值范围在0至0. 35之间、0. 35 ( 包括) 至0. 5之间、0. 5 ( 包括) 至1之间分别是低、中、高集聚度产业 ( 如表1) 。

注: 本表是区位基尼系数的年平均值计算并经排序获得

3.2.3外商直接投资(FDIi,t)

本文利用了我 国20个制造业 外商投资 企业2003—2010年的工业生产总值与各产业当年的全部工业企业工业总产值的比重衡量外资在各产业中的地位。在模型中用ln FDIi,t来表示。

3.2.4其他影响因素指标

规模经济指标 ( GMi,t) 是用2003—2010年工业生产总值 ( 2002年不变价格) 与当年产业的企业数量比值衡量,考察了各产业单位企业的生产规模; 市场竞争指标 ( MKi,t) 是衡量了各行业亏损企业个数占行业总体企业个数比重,比重越高说明市场竞争环境趋向激烈; 要素禀赋中利用了劳动力禀赋 ( LABi,t) 指标; 技术研发投入指标 ( RDi,t) 利用了技术研发支出在各产业工业总产值中的比重,反映了R&D支出水平。表2反映了模型 ( 1) 中各变量对应数据的统计性描述。

3.3回归结果分析

在模型 ( 1) 中,为了进一步演示各影响因素的作用,分布对控 制变量GMi,t、MKi,t、LABi,t和RDi,t做了回归形成表3中的模型 ( Ⅰ) 、 ( Ⅱ) 和 ( Ⅲ) ,同时考虑这几种控制变量后得出模型 ( 1) 的结果 ( 如表3) 。

注: 1) 括号中的数字表示 z 值; 2) * 、**、***分别代表参数估计值在 1% 、5% 、10% 水平上显著; 3) 表中结果是使用 stata12. 0 完成的; 4) 表中所 Sargan 检验 p 值大于 0. 2,同时 AR ( 1) 和 AR ( 2) 的 p 值表示一阶存在自相关和二阶不存在自相关,模型结果是可靠的

根据表3的实证分析结果可以看出,在利用系统GMM方法考虑了模型 ( 1) 本身由于解释变量GNi,t可能产生的内生性问题后,使用被解释变量Yi,t的一阶滞后变量Yi,t - 1做工具变量的情况下,ln GNi,t二次项系数与ln FDIi,t交互项系数 β1除了在模型 ( Ⅲ) 中负效应不明显之外,其他3个回归结果都呈现明显的负 效应 ( 回归系数分 别是 - 0. 124、 0. 156和 - 0. 087 ) ; 同时,我们还能看到产业集聚 ( ln GNi,t) 的技术进步效应非常明显,在4个回归结果中都 呈现明显 的正向效 应 ( 0. 852、0. 661、 1. 523、1. 345) 。因此,根据有关模型 ( 1 ) 的实证分析结果,我们大致得出如下判断结果:

( 1) 我国20个制造业产业集聚的FDI技术溢出效应呈现了倒U型变化特征。在目前理论模型分析的前提,在逐一控制了规模经济、市场竞争、劳动力禀赋以及研发投入等因素前提下,产业集聚的FDI技术溢出效应呈现了倒U型变化特征 ( 如图1) ,这与我们理论模型推导结论是一致的。

( 2) 产业集聚的规模经济效应 ( ln GMi,t) 和市场竞争效应 ( ln MKi,t) 对技术进步的作用呈现了明显的正向效应。可以看到产业集聚通过规模经济效应和市场竞争效应都对技术进步起到了积极推动作用。表1中不同集聚度产业分类也显示,高集聚度产业大多具备显著的规模经济特征,而中集聚度产业技术投入稳定,产业市场竞争特征明显,这些都为产业集聚规模经济效应和市场竞争效应发挥提供了重要推动力量。然而,产业集聚通过劳动力禀赋 ( ln LABi,t) 对技术进步虽然为正效应,但作用程度大大低于规模经济效应和市场竞争效应,再继续利用劳动力来实现技术进步可能性减少。而产业集聚没有通过研发支出投入 ( lnRDi,t) 的增加促进技术进步,这说明制造业研发支出增加水平不能满足产业集聚对技术进步的促进要求。

注: 表中结果是使用 stata12. 0 完成的

4结论与政策建议

4.1开放条件下制造业集聚的FDI技术溢出效应呈现了倒U型变化特征

本文通过利用2003—2011年中国20个制造业数据,利用系统GMM方法进行实证检验,得出与理论模型相一致的结论,即伴随产业集聚度的增加, 制造业FDI技术溢出效应呈现倒U型变化特征。这种倒U型变化特征说明,制造业集聚的FDI技术溢出效应可能存在一种临界效应,即集聚度较低的产业伴随集聚度的增加,FDI技术溢出促进了产业技术进步; 当集聚度达到中等水平后,产业集聚通过FDI技术溢出促进技术进步的边际效应递减; 集聚度的增加并没有促进FDI技术溢出,FDI技术溢出受到限制。因此,制造业不同集聚度产业利用FDI技术溢出实现技术进步的途径应该区别对待。

4.2不同集聚度产业利用FDI技术溢出实现技术进步的途径有所不同

根据产业集聚的FDI技术溢出效应的倒U型变化特征,以及表1中不同集聚度行业类别划分,对不同集聚度产业利用FDI技术溢出实现技术进步的途径提出相应政策建议:

( 1) 高集聚产业集聚的规模经济效应是促进FDI技术溢出的重要因素,但与此同时,受垄断性质的影响,集聚的市场竞争效应以及一些产业 ( 如烟草制品业、石油炼焦业等) 对外资的限制抑制了产业利用外资实现技术进步,因此,这类产业中除了限制外资的烟草制品业、石油炼焦业等产业外, 像交通设备制造业、电子与通信设备制造业以及仪器仪表制造业如果能通过加强集聚区内与FDI产业之间的技术关联度,在适度引入竞争基础上摆脱低附加值生产模式,并发挥规模经济效应对技术带动, 是可以实现产业技术进步。

( 2) 中集聚度产业与高集聚度产业比较而言, 一直以来这类产业中的食品加工制造业、纺织品制造业、造纸业等内资企业与外资企业之间形成共存的市场竞争机制,产业集聚的市场竞争效应对FDI技术溢出效应大于具有垄断性质的高集聚度行业, 可以有效促进外资企业的技术溢出效应; 同时,这类产业研发支出比重趋于稳定。因此应该提升企业自主创新能力对技术进步的重要作用,而外资的引进要适度,特别是要避免市场寻求性FDI以及由此可能带来对技术溢出效应的限制作用,加大自身技术创新资本投入,实现企业自主创新能力的提升。

技术进步的就业效应 篇8

关键词：贸易自由化,研发技术进步,门槛效应

1 研究背景及意义

为了适应全球经济一体化的快速发展,越来越多的国家和地区融入到了贸易自由化的进程中,我国也采取了一系列措施来稳步推进贸易自由化进程,诸如2013年我国成立了具有国际水准的上海自贸区,以期构建安全高效的开放型经济体系,发挥自由贸易试验区推动改革开放与促进经济发展的应有作用。毫无疑问,贸易自由化对推动经济的又好又快发展起着至关重要的作用。技术创新在推动一国经济长期发展的同时也有利于保持经济发展的可持续性。因此,研究贸易自由化能否促进我国的技术创新水平提高是一个十分有现实意义的问题。

当前,较多学者关注了贸易自由化对经济增长的影响,如颜银根[1]基于中国27个地区1992—2008年的面板数据研究发现,当本地产业份额相对较小时,贸易自由化与区域间收入差距呈倒“U”型关系; 邢斐等[2]研究表明,当污染的环境损害程度不大时贸易自由化将降低各国环境税,反之则反是;罗知[3]研究发现贸易自由化可以通过拉动经济增长有效促进第三产业就业; 余淼杰[4]考察了贸易自由化对1998—2002年我国制造业企业生产率的影响,得出了贸易自由化显著地促进了企业生产率的结论。也有学者关注了贸易与技术创新的线性关系,如Coe等[5]指出对于落后国而言,国际贸易有利于在“干中学”中促进技术进步; Blundell等[6]发现贸易开放度与技术创新之间有积极的内在关联; 李平等[7]基于制造业行业面板数据实证分析了出口贸易对技术创新的影响,发现出口贸易具有正的溢出效应; 余官胜[8]运用1986—2008时间序列数据研究发现出口贸易和技术创新之间存在相互促进的关系。但鲜有文献对贸易与技术创新的非线性关系进行研究,关于贸易自由化对研发技术进步非线性影响的研究尚属空白。

本文拟从研发技术进步的角度,以工业31个细分行业2004—2012年的面板数据为研究样本,考察贸易自由化对技术创新能力影响的异质门槛效应。主要是考虑到以下研究事实: 一是现有文献鲜有探究贸易自由化与研发技术进步的关系; 二是贸易自由化对技术创新能力异质门槛效应的研究基本属于空白; 三是由于数据的可获性,关于贸易自由化的现有研究大多集中在区域层面,而针对行业层面的研究尚不多见。本文拟基于行业层面实证检验贸易自由化与研发技术进步的非线性关系。鉴于此,我们将基于创新活动投入产出效率的系统观视角,运用面板门槛回归技术来揭示贸易自由化对研发技术进步的影响程度、轨迹特征及外在条件约束,以期为实现贸易自由化与研发创新活动的协调发展提供一定的理论参考。

2 模型设计

2.1模型构建

2. 1. 1基本模型

根据Hansen[9,10]的研究结果,门槛回归模型的基本形式如下:

其中,yi表示被解释变量; xi是解释变量,它是m维列向量; qi称为“门槛变量”,既可以作为解释变量的一个回归元,也可以作为独立的门槛变量。在基本回归模型的基础上,要使其称为单一的计量模型,需要定义一个虚拟变量di( γ) = { qi≤γ} ,{ ·} 是一个指示函数 ( indicator function) ,令集合xi( γ) = xidi( γ) 。因此,可以得到单一的方程形式:

其中,θ=θ2,δn=θ2-θ1。

进一步将上式写成矩阵形式:

模型的回归参数为 ( θ,δn,γ) ,在γ给定的条件下,θ与δ呈线性关系。因此,根据最小二乘法,用X*γ= [X Xγ] 对Y回归,得到相应的残差平方和函数:

得到使Sn(γ)最小的为:

Hansen将每一个观测值作为可能的门槛值,如果满足上式,将视为门槛值。

2. 1. 2显著性检验

构造LM统计量来检验以门槛值划分的两组样本其模型估计参数是否显著不同,不存在门槛值的零假设为: H0∶θ1- θ2。LM统计量表示为:

2. 1. 3置信区间

当确定门槛值后,需要对其置信区间进行分析。采用LR ( Likelihood Ratio Statistic) 统计量检验:

Hansen认为

时,不能拒绝零假设,其中α表示显著性水平,在95%置信水平下,c(α)=7.35。

鉴于贸易自由化与研发技术进步可能存在非线性关系,根据Hansen的研究结果,除了贸易自由化( trade) 的门槛值,本文还选取了环境规制 ( er) 、企业规模 ( scale) 、市场化程度 ( market) 、外商直接投资 ( fdi) 、行业利润水平 ( cp) 等变量作为门槛测定的对象。考虑到门槛变量可能会存在多个门槛值,因此分别建立以上述变量作为门槛变量的门槛面板模型:

模型 ( 8) ~ ( 13) 分别为以贸易自由化、环境规制、企业规模、市场化程度、外商直接投资、行业利润水平等为门槛变量的面板门槛模型。其中,TECHit表示i行业在t时期的研发技术进步水平,γ1,γ2…γn为待估算的门槛值,I ( g) 为指标函数。这涉及TECHit的测算。我们拟采用数据包络分析的Malmquist生产率指数方法来进行测度。在假定每一个工业细分行业作为一个决策单元的前提下,以( xt,yt) 和 ( xt + 1,yt + 1) 分别表示某一个行业在时期t和时期t + 1的投入产出量。我们借鉴Fare等[11]的方法,基于产出角度的全要素生产率 ( TFPCH)可以用Malmquist生产率指数来表示,并可分解为技术效率变化 ( EFFCH) 和技术进步变化 ( TECH) ,而技术效率又可分解为规模效率变化 ( SECH) 和纯技术效率变化 ( PECH) ,即:

上式中,TFPCH、TECH、SECH、PECH的值大于1,分别表示从t期到t + 1期,工业细分行业全要素生产率增长、技术进步,规模效率和纯技术效率改善,反之则反是。

2. 2数据和变量

本文研究的样本区间是2004—2012年。由于考虑数据的可得性及连贯性,本文选取31个工业细分行业作为研究对象,为了便于研究,我们对研究样本做如下编号: H1为煤炭开采和洗选业,H2为石油和天然气开采业,H3为黑色金属矿采选业,H4为有色金属矿采选业,H5为非金属矿采选业,H6为食品制造业,H7为饮料制造业,H8为烟草制品业,H9为纺织业,H10为纺织服装、鞋、帽制造业,H11为皮革、毛皮、羽毛 ( 绒) 及其制品业,H12为木材加 工及木、竹、 藤、棕、草制 品业,H13为家具制造业,H14为造纸及纸制品业,H15为印刷业和记录媒介的复制,H16为文教体育用品制造业,H17为石油加工、炼焦及核燃料加工业,H18为化学原料及化学制品制造业,H19为医药制造业,H20为化学纤维制造业,H21为非金属矿物制品业,H22为黑色金属冶炼及压延加工业,H23为有色金属冶炼及压延加工业,H24为金属制品业,H25为通用设备制造业,H26为专用设备制造业,H27为交通运输设备制造业,H28为电气机械及器材制造业,H29为通信设备、计算机及其他电子设备制造业,H30为仪器仪表及文化、办公用机械制造业,H31为电力、热力的生产和供应业。本文研究数据来源于《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》,行业进出口数据根据盛斌[12]所整理的" 国际贸易商品标准分类"( SITC) ,从联合国贸易统计数据库 ( UN CommodityTrade Statistics Database ) 网站整理相关贸易数据,然后根据每一标准分类数据加总计算得出行业总的进出口数据。具体变量做如下设定:

( 1) 被解释变量: 研发技术进步水平 ( TECH)测算。在测度指标的选取上,根据我国统计指标的特点及工业行业R&D活动的特征,选取R&D经费内部支出 ( 万元) 和R&D人员全时当量 ( 人年)分别作为衡量研发活动的资本和人员投入指标,选取新产品销售收入和专利申请数作为衡量研发活动的产出指标。另外,技术进步是用技术进步率而不是它的增长来度量,因此需要对技术进步指数进行相应的变换,即技术进步水平是根据测得的TECH指数相乘得到的。这里参照邱斌[13]的作法对31个细分行业的研发技术进步水平进行了测度。

( 2) 核心变量: 贸易自由化 ( trade) 。关于贸易自由度的度量,学术界并未形成统一观点。有学者认为应根据贸易壁垒程度反映贸易自由化程度,但这种思路忽略了对外贸易中付出的贸易成本。鉴于现有文献的普遍做法[14,15]以及数据的可得性,我们主要从贸易总量角度对贸易自由化进行测度,因此贸易自由化指标采用行业进出口与工业总产值的比值表示。

( 3) 门槛变量: 环境规制变量 ( er) ,GDP/En-ergy可以度量政府针对环境的一系列规则和条款的真正影响效果[16],我们选用GDP/Energy作为环境规制的替代变量; 企业规模变量 ( scale) ,运用工业各细分行业平均销售收入来体现; 市场化程度变量( market) ,用各细分行业非国有经济单位职工人数与职工总数的比值进行度量; 外商直接投资 ( fdi) ,采用各细分行业大中型工业企业中的三资企业工业总产值占比来反映; 行业利润变量 ( cp) ,被定义为各细分行业工业成本费用利润率。

3 实证分析

为了探究贸易自由化对研发技术进步影响的行业异质性特征及内在规律,我们采用面板门槛回归技术进行分析,这里仅列出在不同门槛区间下贸易自由化对研发技术进步的门槛回归结果。

Hansen提出了通过“自举法” ( Bootstrap) 来获得渐进分布的想法,进而得出相应的概率p值,也称为Bootstrap P值。这种方法的基本思路是首先模拟产生一组因变量序列,且满足N ( 0,^e) ,^e2表示残差平方,每得到一个自抽样样本可以计算一个模拟的LM统计量,重复这一过程,估计得到相应的P值。为了确定门槛值及个数,本文运用Bootstrap法重叠模拟似然比检验统计量2 000次,估计出Boot-strap P值,列出了各变量的门槛检验结果,如表1所示。由检验结果可知,除了行业利润未通过三门槛检验外 ( 通过了双门槛检验) ,cp双门槛检验的95% 置信区间为 [0. 022 0. 325 ],其余各变量均通过三门槛检验,trade、er、scale、fdi、market三门槛检验的95% 置信区间 分别为 [0. 006 0. 006 ]、[7. 852 9. 655]、 [0. 426 7. 911]、 [0. 132 0. 144]、[0. 049 0. 310]。

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平上拒绝原假设

从门槛回归结果来看(见表2),贸易自由化对研发技术进步的影响呈以下特征:贸易自由化对研发技术进步的影响并非是单调递增或递减的,而是存在一定的“门槛”。当贸易自由化水平低于0.006门槛值时,对研发技术进步具有明显的抑制效应;当超过0.006小于0.075门槛值时,对研发技术进步影响的弹性系数显著为正;当平超过0.075小于0.126门槛值时,对研发技术进步影响的弹性系数仍显著为正,但促进效应有所降低;当超过0.126的门槛值时,对研发技术进步的影响系数显著为负,抑制了研发技术进步,即贸易自由化与研发技术进步之间呈现非线性效应关系,在强度维度上,贸易自由化和研发技术进步呈现倒“N”型曲线关系。

注: 1) “( ) ”里数据表示 p 检验值; 2) “[]”里数据表示标准差; 3) * 、**、***分别表示在 10% 、5% 和 1% 的显著水平上拒绝原假设

以上证明了贸易自由化水平与研发技术进步呈现倒“N”型曲线关系,但是否意味着适度提高贸易自由化水平就会自动促进研发技术进步了吗? 实际上,贸易自由化对研发技术进步的影响不仅受到贸易自由化强度本身的作用,还面临其他方面的“门槛”。这里主要从环境规制、企业规模、外商直接投资、市场化水平和行业利润等几方面来揭示贸易自由化对研发技术进步影响的门槛效应: ( 1) 环境规制水平 ( er) 的门槛值分别为1. 019、5. 490、13. 857,影响系数在第1 ~ 第3门槛区间都为负值,且都通过了1% 的显著性检验,而在第4门槛区间不显著,说明贸易自由化对研发技术进步的正向溢出效应受到环境规制水平的抑制,且在不同环境规制区间贸易自由化对研发技术进步影响程度存在一定的异质性。( 2) 企业规模 ( scale) 的门槛值分别为6. 124、12. 498、34. 250,影响系数在第1 ~ 第2门槛区间都为负值,在第3和第4门槛区间为正值,除了第2门槛区间外其余都通过了1% 或10% 的显著性检验,说明在企业规模门槛条件下贸易自由化对研发技术进步的影响总体呈现先负后正的“U”型非线性效应。( 3) 外商直接投资水平 ( fdi) 的门槛值分别为0. 134、0. 170、0. 568,影响系数在第1 ~第4门槛区间都为负值,且均通过了1% 或10% 的显著性检验,说明在fdi门槛条件下贸易自由化对研发技术进步的影响总体上呈负向效应,但不同的外资门槛区间内贸易自由化对研发技术进步的影响强度具有一定的异质性。 ( 4) 市场化水平 ( market)的门槛值分别为0. 054、0. 555、0. 700,影响系数在第2 ~ 第4门槛区间都为负值且都通过了1% 的显著性检验,而在第1门槛区间为正值 ( 虽没有通过显著性检验) ,表明在市场化水平条件下贸易自由化对研发技术进步呈先正后负的倒“U”型特征,即贸易自由化对研发技术进步的正向溢出效应具有一定市场化水平的制约,当超过一定的市场化水平时,贸易自由化对研发技术进步具有负向影响。 ( 5) 行业利润水平 ( cp) 门槛值分别为0. 033、0. 060,影响系数在第1 ~ 第3门槛区间为负值,且都通过了1% 或5% 的显著性检验,表明在行业利润水平门槛条件下贸易自由化对研发技术进步具有负向影响,但其在不同门槛区间的影响程度存在一定差异。

总之,从贸易自由化对研发技术进步门槛效应的表现特征来看,在贸易自由化门槛条件下呈倒“N”型特征,在环境规制、外商直接投资及行业利润门槛条件下总体呈负向效应,在市场化水平门槛条件下呈倒“U”型特征,在企业规模门槛条件下呈“U”型特征。可见,在不同门槛条件下,贸易自由化对研发技术进步的门槛效应表现出了明显的异质性。

为了进一步揭示贸易自由化对研发技术进步门槛效应的行业特征,需要研究不同门槛区间下的行业分布规律。由如表3所示的行业分类情况可知:( 1) 在贸易自由化门槛条件下,行业集中分布在第3、4门槛区间, 其中各门 槛区间分 别占比为13. 7% 、70. 2% ,即贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在0. 677 ~ ﹣0. 752水平,而具有正向影响的行业占比仅为29. 8% 。( 2) 在环境规制门槛条件下,行业集中分布在第2、3门槛区间,集中度分别为44. 8% 和26. 6% ,贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在﹣1. 378 ~ ﹣0. 574水平。 ( 3)在企业规模门槛条件下,行业集中分布在第1门槛区间,行业集中度为77. 8% ,贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在﹣0. 695水平,而具有正向影响的行业占比仅为14. 5% 。( 4) 在外商直接投资门槛条件下,行业集中分布在第一和第三门槛区间,行业集中度分别为28. 6% 和57. 7% ,贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在﹣0. 788 ~ ﹣1. 610水平。( 5) 在市场化水平门槛条件下,行业集中分布在第4门槛区间,行业集中度为68. 5% ,贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在﹣0. 677水平,而具有正向影响的行业占比仅为5. 6% 。 ( 6) 在行业利润水平门槛条件下,行业集中分布在第2、3门槛区间,贸易自由化对研发技术进步的影响力度集中在﹣0. 928 ~ ﹣0. 694水平,行业集中度分别为29% 和65. 7% 。总之,贸易自由化对研发技术进步具有负向影响的行业分布较为集中,说明大多行业在考察期间受到了贸易自由化带来的不利冲击,这可能与期间全球经济的衰退有密切关联。

4 主要结论及政策建议

本文基于2004—2012年中国31个工业细分行业的面板数据,采用门槛回归技术实证研究了贸易自由化对研发技术进步影响的异质门槛效应。研究表明,在不同门槛条件下贸易自由化对研发技术进步影响表现出显著的异质门槛效应。主要表现在:( 1) 贸易自由化与研发技术进步呈倒“N”型的非线性效应关系,即随着贸易自由化水平由低变高,其对研发技术进步会产生先降低后提高再降低的影响; ( 2) 贸易自由化的研发技术进步效应还取决于市场化水平、外商直接投资等外部约束条件,在环境规制、外商直接投资及行业利润门槛条件下,贸易自由化对研发技术进步的影响总体呈负向效应,在市场化水平门槛条件下呈倒“U”型特征,在企业规模门槛条件下呈“U”型特征。 ( 3) 不同门槛条件下贸易自由化对研发技术进步的门槛效应存在明显的行业异质性特征,但具有负向影响的行业分布较为集中。

技术进步的就业效应 篇9

近年来, 中国GDP增长迅速, 已经成为全球第二大经济体, 经济增长的同时, 能源消耗也随之增加, 不可避免地产生了环境恶化问题。地方政府在面对清洁的环境与增长的GDP之间需要进行取舍, 因为目前有很大一部分GDP增长实质上是高能耗、高投资的粗放型增长, 带来高排放、环境恶化、资源浪费的恶果, 往往不具有可持续性。2013年全国能源消费总量为37.6亿吨标煤, 相比2012年增速为3.9%, 因此, 采取环境管制措施是一个必然的选择。

传统观点认为, 环境规制必然会提高企业的运营成本, 降低经济增长水平, 带来一系列负面影响;而修正主义者持反向观点, 认为环境规制的实施能够促进企业的技术进步、促进经济可持续地成长。不少学者在此基础上进行了实证研究, 研究得出的观点主要有两类。

第一种观点:环境规制促进了技术进步。对于环境规制技术进步效应的影响, 持有肯定意见的典型文献当属Porter (1991) 。其研究认为, 合适的环境规制措施不仅带来了社会公共福利的增加, 同时可以刺激企业增加研发投入、进行技术创新, 促使企业进行清洁生产和清洁产品的研发创新活动, 努力改变生产工艺流程、甚至是改变生产方式或生产新的产品以适应环境规制政策。后来, Porter和Linde (1995) 在研究影响创新技术供给和需求因素的基础上, 通过案例证明了严格的环境管制可能会激发企业创新的动力。这也就是所谓的“波特”假说的由来。沿着“波特”假说的分析路径, 学者们尝试着就环境规制促进技术创新的机制和实证两个方面进行了探讨。Lnajuow和Mody (1996) 利用1972—1986年美国、日本和德国的专利发明数据, 研究环境管制与产业间的技术发明和扩散间的关系, 结果表明, 污染减排费用支出的增加能够提高专利数量。Mohr (2002) 引入外部规模经济特征, 并假设新的生产资本比先前的资本产生的污染排放较少, 那么, 环境规制能够在减少污染的同时提高生产率。Brunnermeier和Cohen (2003) 从涉及环保的专利申请数量与环境规制的关系进行实证分析, 发现两者之间存在正相关关系, 且在统计上是显著的。Horbach (2008) 利用德国企业层面的数据, Murty和Kumar (2003) 采用印度企业的面板数据, 实证研究表明环境规制对环保行业技术进步有明显的促进作用。

第二种观点:环境规制对技术进步的影响微不足道, 可能是负面影响。环境规制的目的是纠正“市场失灵”, 将负外部性内化到产品生产成本中去。这类分析往往基于静态标准进行分析, 即假设企业的技术、资源配置、消费需求都固定不变时, 分析环境管制对于企业成本和收益的影响 (Cropper, Gates, 1992) 。基于静态模型的分析框架下, 环境规制必然导致企业成本上升, 从而影响企业的技术开发投资, 对于企业的技术进步呈现负向效应。Gray和Shadbegian (1995) 利用美国1979—1990年259家企业的数据, 从环境规制措施与全要素生产率之间的关系角度进行了分析, 结果表明污染治理成本的增加明显降低企业的生产率。当然, 在其研究的三类行业中, 环境管制措施的具体执行, 如执法力度、遵守标准的程度及排放强度对生产率的影响强度有较大差别, 作用方向一致。更早的一项针对美国的造纸业、化学制品业、石材及玻璃制制造业、钢铁制造业、有色金属制造业五个严重污染产业的情况进行考察, 也得出了类似的结论 (Barbara和Mconnell, 1990) 。Jaffe和Palmer (1997) 分析了美国制造业1975—1991年的区间数据, 用总研究开发经费支出与总成功专利申请数量作为技术创新的衡量指标, 用污染减排成本作为环境规制强度的衡量指标, 考察了环境规制与技术创新的关系。研究没有发现专利申请数量与环境规制之间具有显著的正向关系。

国内学者也对该问题有所关注。许庆瑞等 (1995) 通过对江苏和浙江地区50多家企业进行访谈进行研究, 其研究表明, 政府强制性的政策法令是企业外部环境技术创新最重要的动力源, 而公众舆论压力以及排污收费等经济刺激手段对企业技术创新的激励作用相对较低, 这充分说明环境规制对于技术创新的促进作用。张其仔等 (2006) 研究认为, 中国环境保护与科技创新政策关联性有待提高。黄德春和刘志彪 (2006) 通过典型案例从微观企业个体角度分析了海尔集团, 其研究表明, 恰当的环境规制可以改善环境质量, 促进企业进行技术创新。王俊豪、李云雁 (2009) 将企业区分为“主动型”与“防御型”两种类型, 其依据企业应对环境规制上的战略差异, 对浙江纺织行业78家企业进行了问卷调查, 结果表明, 相较“防御性”企业而言, “主动型”企业倾向于实行绿色工艺或绿色产品的创新行为。赵红 (2008) 基于中国工业企业1996—2004年面板数据, 从环境规制与研发经费投入强度以及专利授权数量角度进行了实证分析, 发现在一定程度上促进了中国企业的技术创新。江珂 (2009) 研究发现环境规制促进了技术创新能力, 但是区域之间存在一定的差异, 东部地区影响显著, 而中西部和东北地区影响不明显。

还有学者从环境管制对于生产率影响角度分析环境规制对于技术进步的影响。张成等 (2011) 通过建立数理模型分析环境规制与生产技术进步之间的关系, 并利用中国1998—2007年省际面板数据进行了实证分析, 结果表明东、中部地区环境规制与技术进步率之间存在“U”型关系, 但在西部地区关系尚不明确。李玲、陶锋 (2012) 利用面板模型检验了环境规制强度与绿色全要素生产率的关系, 其研究中将制造业分为重度、中度和轻度污染三种类型产业, 研究结果表明:在重度污染产业中, 环境规制强度与绿色TFP、技术进步与技术效率的关系符合倒“U”型;而在中、轻度污染产业中, 环境规制强度与三者之间呈现“U”型关系。

纵观国内外学者研究, 有关环境规制与技术进步的理论分析以及对实践问题的探讨取得了较丰富的成果, 研究大都以发达国家为样本进行研究, 但是并没有得到一个为各方都认可的统一结论, 在不同国家不同地区甚至不同行业呈现出不同的关系。因此, 有必要对中国环境规制与技术进步之间的关系做进一步的研究。本文拟通过对中国30个省2000—2010年的相关数据考察, 研究环境规制的技术进步效应。

本文研究试图回答如下问题:环境规制能否促进技术进步?考虑到中国巨大的地区差异、城乡差异等二元经济特征, 以及中国东中西部市场化进程的巨大差异, 环境规制对于不同地区的技术进步提升程度是否也有差异?本文的总体思路是:首先对于前人研究文献综述, 分析环境规制对于技术进步影响的机制, 在此基础上, 收集、整理和分析各省市环境规制、技术进步数据, 并从全国层面和分地区角度进行实证分析, 以期得到环境规制对于技术进步的具体影响效应, 最后是得出结论, 并提出可能的政策建议。

一、环境规制影响技术进步的机制

一般来说, 技术进步有科学技术内部自生长规律, 也有经济发展和市场需求的需求拉力, 另外, 还与一国政府所采取的促进和激励措施相关。一国政府往往通过扶持政策或政府规制促进技术创新和技术进步。扶持主要是通过资助公共研发机构、采取研发补贴等措施来进行;政府规制主要是采取规范、标准等来影响企业技术进步的方向, 政府通过税收、标准、契约等政策工具来进行规制, 企业在规制基础上进行回应, 通过生产过程和产品上的渐进式创新以及促使现有技术的扩散与传播获得增长。环境规制对技术创新活动可能通过几种机制发生作用。

1. 降低投资不确定性的信号机制

环境管制的出现, 使得企业认识到资源利用对于环境的负效应, 可“强制”企业意识到生态创新的经济效益;并为企业指明了可能的技术改进方向, 这样企业也就明确了研发方向而不用再担心技术创新的风险。环境规制政策往往都具有严厉性、可预测性和灵活性等特征, 相关研究表明, 环境政策的三个特征对创新均有显著的正向作用, 尤其是可预测性, 其作用影响大于严厉性, 严厉性只不过是环境政策一个方面, 而政策的可预测性可以鼓励企业的投资 (包括风险投资) (Johnstone等, 2010) 。

环境规制政策实施的背景下, 企业绿色产品开发意识及消费者的绿色产品消费意识都明显增强, 市场上“绿色”概念的产品明显增多, 超市里多了绿色或有机食品柜台, 企业产品宣传册里开始强调产品使用过程对环境和人体无害等内容。且随着环境管制越来越严格, 企业绿色产品开发的理念不仅体现在最终产品的环境友好性能上, 还延伸到了绿色生产、绿色报废等环节, 寻求产品既节约原料和能源, 又符合使用中的环保要求, 并且报废后易处置和回收利用。

2. 禁止性规定与成本压力机制

环境管制背景下, 环境成本被考虑到企业生产中, 企业产品生产成本提高, “成本压力”由此产生。企业为降低产品成本, 可能引导企业进行相应的技术创新活动。环境税制度的实施, 引导企业对资源进行重新合理配置, 如通过逐步提高对传统的高污染高排放行业的税率, 合理调整能源价格中的税款比例, 达到节能减排的目的;增加对使用可再生能源的税收优惠, 使征收与使用、惩罚与鼓励有机结合;同时通过配套的税收返还机制, 鼓励企业将更多的资金投入到环保当中去。

如果是一项禁止性规定出台的话, 企业要么进行技术创新, 要么离开市场。大部分企业可能的选择就是针对禁止性规定进行创新科技。比如, 铅作为一种有害物质, 如果在人体中长期留存, 会形成比较大的危害, 造成关节、肾脏损害等。美国在1947年颁布《清洁空气法》, 要求减少汽油的含铅量, 并且同时提供无铅汽油供消费者选择, 该法实施极大地刺激了发动机点火阶段使用的催化剂的创新。

3. 环境管制的产业结构优化机制

环境管制约束下, 现有的污染重、竞争力差, 无法达到相应环境标准的企业将被迫退出, 新的企业在较高的环境标准下又很难进入, 这样就在特定产业和市场中维持了数量适中、竞争力较强、规模相对较大、经营相对稳定的企业群体, 也即在特定产业中保持了较高的市场集中度。较高的市场集中度有利于企业规模化生产的实现, 且大规模企业更可能开展技术创新活动, 从而有助于提升产业竞争力。换言之, 环境管制会影响产业集中度, 从而影响产业升级。在环境管制约束下, 现代产业发展新体系在产业结构上将更加绿色, 这主要体现在以下几个方面:淘汰传统的落后产能, 注重传统产业的节能减排工作, 促进全产业链整体升级。Synder等 (2003) 研究表明, 美国对氯生产的环境规制政策改变了氯使用者的氯需求, 进而迫使那些仍使用原有生产技术的企业关闭, 环境规制增加了使用氯新技术的生产企业的市场份额, 促进了高效率技术的应用。

4. 补贴的促进机制

由于技术具有公共产品的特殊性质, 这样生产知识、技术的研发活动不可避免地会遇到市场失灵和投资不足的问题。因此, 发展中国家政府往往会通过税收减免、研发补贴等手段和公共政策措施来纠正这种外部性。十八大报告提出, 面对资源约束趋紧、环境污染严重、生态系统退化的严峻形势, 必须把生态文明建设放在突出地位, 融入经济建设、政治建设、文化建设、社会建设各方面和全过程。十八大报告提出, 要深化资源性产品价格和税费改革, 建立反映市场供求和资源稀缺程度、体现生态价值和代际补偿的资源有偿使用制度和生态补偿制度。这就要求政府和企业要求使用环境友好性技术来组织生产, 在企业面对巨大市场风险的时候, 需要政府采取税收优惠、研发补贴等手段鼓励企业进行技术改造。政府补贴有助于提高企业总研发强度与企业自主创新强度。政府通过设计激励机制对企业R&D活动进行补贴, 将对企业加大R&D投入, 并使企业逐步成为技术创新主体能够起到很好的促进作用。

二、实证模型选择与实证检验

1. 实证模型选择与建立

根据相关经济理论, 技术进步作为一种经济现象, 实际上也相当于一种产出, 其生产过程就是利用劳动、资本、制度等要素创造出新知识的过程。技术进步创新过程的生产函数可以用下面的公式表示:

式 (1) 中, A表示制度化因素, tech表示技术创新过程中的技术进步产出, L表示技术创新过程中的劳动力投入, 本文中主要指技术人员的投入 (human) , K表示技术创新过程中的资金投入, 本文主要包括两个方面:一是外商直接投资水平 (fdi) , 二是研发投入 (rnd) , Z表示技术创新过程中可能影响技术创新的其他因素。本文主要包括:其一是各地的环境规制水平 (envir) ;其二是我国各地经济开放程度 (trade) , 开放所带来的技术外溢, 主要包括对外贸易等。因此, 本研究构建更一般的生产函数如下:

以式 (2) 为基础, 对技术进步的影响因素进行分析, 类似于Amiti&Wei (2004) , 检验模型设定为:

其中, tech为各省技术进步系数。变量下标i代表不同省 (市) , 下标t代表不同年份;α、c为待估参数。

2. 变量说明与数据来源

(1) 技术进步 (TECH) 。技术进步的过程, 也就是通过拥有自主知识产权的核心技术实现新产品价值增值过程, 对于技术进步的测度是一个复杂问题。目前, 文献中测度技术进步的方法有好几种, 大量研究采用专利产出作为技术进步的代理变量 (涂红星、肖序, 2014) , 考虑到现实生活中, 很多技术进步实际上是一个微创新的过程, 不一定都去申请专利;还有一些研究采用全要素生产率作为技术进步的代理指标 (黄凌云、吴维琼, 2013) , 全要素生产率是指“生产活动在一定时间内的效率”, 它实际上是一个间接指标, 需要通过测算得出的。考虑到省级层次上数据的获得性, 我们用各省市单位GDP能源消耗量来表示, 这个相对于专利数量表示的技术进步更为完善。笔者认为现实经济生活中的技术进步并不一定完全表现为专利的获得, 有时候仅仅表现为生产过程的一小点的进步, 这个往往都能够从单位能源消耗中得到体现。因此, 本文用单位GDP的能源消耗量表示。

(2) 环境规制水平 (ENVIR) 。由于环境规制工具的多样性, 并且各个工具使用的强度数据不易获得, 数据质量低, 基于不同的研究目标, 学者主要从以下几个角度来度量环境规制:环境规制政策、治污投资占企业总成本或产值的比重、治理污染设施运行费用、人均收入水平、环境规制机构对企业排污的检查和监督次数、环境规制下的污染排放量变化等来度量 (张成, 等21014) 。本文使用工业废水排放达标率, 即用各地区工业废水排放达标量与工业废水排放总量的比值衡量。

(3) 控制变量。研发投入经费支出比率 (R&D) :用各地区研发经费支出占地区国内生产总值的比重衡量;贸易开放程度 (TRADE) :各地区进出口贸易总额占当地国内生产总值比重衡量。人力资本 (Human) :采用各省市大专及以上人口的比例来衡量各省市的人力资本水平。市场化程度 (MARKET) :用各地区民营经济所占比重表示。

在运用以上变量进行估计时, 所有的变量均取了自然对数, 因此变量前的估计系数也可以看作是弹性系数。具体变量的选择、说明及数据来源 (见表1) 。

在实证分析中, 本文将中国大陆的省市自治区分为东、中、西三大地区。其中东部地区包括辽宁、北京、河北、天津、山东、江苏、上海、福建、浙江、广东、广西、海南, 共12个省市区;中部地区包括内蒙、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南, 共9个省区;西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、重庆, 共10个省市区, 由于缺乏西藏数据, 故本文在实际研究中将其剔除, 这样选定的地区共30个。本文将考察时期定为2000—2010年。

3. 检验结果分析

在环境规制对于技术进步影响机制理论分析的基础上, 笔者使用了单位GDP能源消耗量作为被解释变量进行回归分析。由于主要分析的是中国30个地区的环境规制对于技术进步的影响, 因此本文选择了固定效应的面板数据模型进行分析。实证分析主要包括基于全国面板数据和基于东中西部地区数据的两个层面的分析。

下页表2是基于全国层面数据的实证分析结果。在通过逐步加入其他控制变量的方法进行实证分析中, 发现环境规制对于技术进步的影响统计分析上为正, 这说明了两个问题:一是环境规制对于提高我国各省区技术进步确实有积极的效应, 二是回归结果具有较好的稳定性。以模型4为例, 环境规制对技术进步的影响系数估计值为0.601, 说明环境规制程度变化每增加1%, 当年的技术进步平均增加0.601%。因此, 在全国总体层次上, 环境规制在一定程度上导致了中国各地区技术进步的提高。

在控制变量分析中, R&D投入增加能够提高技术进步水平;人力资本变量的回归系数显示其对技术进步的提高具有一定的促进效应;对外贸易和FDI对于技术水平的提高具有积极意义, 表明对外开放促进了我国技术水平的提高。这个与张中元、赵国庆 (2012) 的研究结论并不一致, 他们研究表明FDI溢出效应阻碍了各地区工业技术的进步。

在模型4中, 还考察了环境规制与市场化程度的联合作用, 笔者发现, 环境规制能通过市场机制的作用提高技术进步水平。

考虑到东西部地区的发展差异, 环境治理水平和强度、地方市场化机制的完善程度等多方面都存在巨大的差异, 环境规制对于技术进步的影响在地区间可能也会存在一定的差异。下文将依次从东部、中部和西部分别进行回归分析, 以分析地区之间可能存在的差异。

第101页表3是采用面板数据针对分地区的回归分析。估计结果表明, 环境规制对技术进步的影响存在区域性差异。具体来说, 东部地区环境规制的实施促进了技术水平的提高, 中西部实施环境规制政策限制了技术水平的提高。一个可能的原因是东部和中西部地区的结构差异、发达程度等方面的原因, 另一方面可能是经济发展相对成熟的地区市场机制较强, 环境规制对于技术水平的传导效果更好, 因此影响效果更明显。

注:统计软件为Eviews6.0。*, **, ***分别表示在10%、5%、l%的显著性水平下显著, 括号内为标准差 (下同) 。

三、环境规制影响技术进步的类型检验

在研究中, 笔者试图分析环境规制与技术进步之间的某种非线性关系, 类似的研究如涂红星、肖序 (2014) 的研究, 其研究发现:环境管制与自主创新之间呈现出类似环境库兹涅茨曲线的“U”型关系。为了检验环境规制与技术水平间是否也存在着类似的关系, 以及环境规制影响技术水平效应的类型, 我可建立如下计量模型:

式 (4) 用来检验环境规制对技术进步效应的类型。根据 (4) 式的估计结果, 若估计结果β1>0, β2<0且β3>0, 则曲线呈“N”型, 反之, 如果β1<0, β2>0且β3<0, 则为倒“N”型曲线。

下页表4给出了针对环境规制对于技术进步影响的面板数据回归结果, 结果分别列出了固定效应和随机效应两种模型的结果, 从实证分析的结果来看, Hausman检验拒绝了随机效应模型, 采用固定效应模型较为合适。因此, 本文使用固定效应模型来解释实证的结果。

由下页表4模型11的估计结果发现, β1<0, β2>0且β3<0, 且通过统计意义上的显著性检验, 即估计结果支持倒“N”型假说。因此, 环境规制的技术进步效应符合倒“N”型假说, 即随着环境规制程度的不断提高, 其技术进步效应的贡献程度呈现出先递增后递减的态势, 结合前文的分析, 目前中国环境规制促进了中国技术进步, 从东中西部分地区来看, 东部地区起到促进作用, 中西部地区负面作用。

可以估计, 当前中国的环境规制的技术进步效应处于倒“N”型曲线的第二部分的阶段, 也就是说, 如果不考虑其他原因, 随着环境规制程度的进一步提高, 技术进步仍然将进一步改善, 改善的程度且呈现递增趋势;但是在经过某个临界点之后, 会限制技术进步的提高。

结论与政策建议

本文选取中国30个省市自治区, 采用2000—2010年面板数据, 就中国参与环境规制对于地区内的技术进步效应进行了实证检验。

结果显示, 环境规制趋于提高技术水平;从短期来看, 其促进增加的速度呈现加速状态, 而从长期来看, 环境规制对于技术水平的影响将趋于限制作用。通过对不同地区的考察发现, 环境规制对中国分省技术进步的影响存在区域性的差异, 其影响程度在东部表现为:环境规制促进了技术进步;在中部和西部的表现:环境规制限制了技术进步。

注:统计软件为Eviews6.0。*, **, ***分别表示在10%、5%、l%的显著性水平下显著, 括号内为标准差 (下同) 。

环境规制对于技术进步的影响呈现倒“N”型, 目前处于倒“N”曲线第二部分阶段。东部地区处于第二阶段, 而中西部地区仍处于第一阶段的下降通道中。因此, 从技术进步提高的角度来看, 各地在实施环境规制、强度和措施时, 需要关注环境规制对于技术进步影响的区域差异。环境规制成为理解中国GDP增长和技术进步的一个重要因素。

本文政策含义在于:环境管制是一把“双刃剑”, 它可以对技术进步带来积极影响, 又可能会限制技术进步, 产生阻碍作用。从长期来看, 统筹经济增长与环境保护才能够带来中国经济与环境文明的双赢发展。当然, 一个好的管制措施在能够改善环境的同时, 如果能够有利于企业的成长, 有利于技术的进步, 则可能是最佳的政策。

环境作为一项公共品, 政府、企业、公民都需要清洁的环境。环境污染是一种“有害”的公共产品, 具有很强的外部负效应, 往往存在市场失灵的现象, 需要政府采取措施加以规制。面对环境持续恶化的状态, 政府应该采取了相应的环境管制措施, 如2013年, 全国万元GDP能耗水平为0.737吨标煤, 比2012年下降3.7%, 这实际就是环境规制和经济发展的和谐互动的结果, 同时也表明了技术进步。