增产技术论文例1

近年来，随着种植业结构调整及高产、高效农业的迅速发展，支柱粮饲作物玉米的种植面积逐年减少，因而通过改革栽培技术，增加科技投入，依靠提高单产保总产，是玉米生产的迫切要求。试验研究证明，夏玉米无土育苗移栽增产效果显著，是玉米栽培上的一次革命。育苗移栽播期可提早15～20d，成熟期提早7～9d，千粒重提高55～60g，增产13%～15%；育苗移栽可使植株基部节间缩短，次生根增多，较直播玉米株高矮32.4～65.0cm，穗位降低25.6～60.0cm，单株叶面积较小，抗倒伏能力增强，利于密植夺高产；育苗移栽可避免6月下旬多雨年份“芽涝”，抵抗玉米生育后期的风灾，也可在6月严重干旱年份保证玉米适期播种，正常成熟，获得好收成。实践证明，夏玉米育苗移栽既是实现正常年份高产优质的措施和特殊年份提高抗灾应变能力的科学手段，也是保护地区季节设施栽培实现高产、高效的有效措施之一。

1无土育苗方法

在靠近大田的空闲地上作畦，畦宽1.5～2.0m、畦深6cm，畦四周筑埂，畦底铲平踏实，畦一头开一排水沟，畦长视苗量而定，畦内放6cm厚腐熟好的土杂肥，踏实，铺平，把浸好的玉米种均匀播种在育苗基质上，在种子上再盖一薄层烂草末。为防地下害虫，播前或播后在育苗基质上喷浇250倍的敌百虫或1000倍久效磷药液，播后浇足水，播后第2天、第3天下午各喷浇1次水，直至出苗，齐苗后一般不再浇水。

苗床播种密度，应视计划的移栽苗龄而定，苗龄长的播种密度宜稀，短的宜密。五叶期移栽，据试验以播410粒/m2左右为宜，1hm2需秧畦净面积180m2，秧田与大田比例为1∶50。此播量在畦内按6cm行距、4cm株距摆播为好。育苗基质厚度以6～7cm为宜。

2配套高产栽培技术

2.1品种选择

选用中晚熟品种，育苗移栽可早播，有利于充分发挥中晚熟品种的增产潜力。

2.2培育壮苗

壮苗是高产的基础。培育壮苗，一是播前精选种子，尽可能使用饱满而大小一致的种子，可分级播种；二是育苗基质要较肥沃，一定要用腐熟好的烂草末；三是用锌肥和磷肥浸种。

2.3移栽苗龄

育苗移栽的苗龄，据笔者用登海1号所做的5因素（移栽苗龄、前期追肥苗龄、后期追肥苗龄、移栽密度和不同氮肥施用量）5水平（苗龄3～7叶、前期追肥苗龄5～9叶、后期追肥苗龄10～14叶、密度5.25~8.25万株/hm2和纯N150~300kg/hm2纯氮）的旋转回归设计试验结果，3～7叶移栽，各种水平间的产量差异都达不到显著水平。直观分析，3叶移栽的（4个小区）平均产量9057.0kg/hm2，4叶移栽的（8个小区）平均产量7105.5kg/hm2。5叶移栽的（14个小区）平均产量7030.5kg/hm2，6叶移栽的（8个小区）平均产量8590.5kg/hm2，7叶移栽的（6个小区）产量6376.5kg/hm2。综上所述，3～6叶移栽，苗龄对产量影响不大，苗龄达7叶，产量开始下降。据试验，3.72叶移栽的平均产量9504.0kg/hm2，7.5叶苗龄移栽的平均产量5038.5kg/hm2，大苗比小苗减产46.9%。

增产技术论文例2

一、经济计量模型的构建

新古典增长理论论证了技术进步是经济增长的主要源泉，但是在新古典增长理论中，只考虑了资本和劳动这两个生产要素，技术进步是外生的，规模报酬也不是递增的。新经济增长理论在新古典增长模型的基础上引入了第三个生产要素：知识或人力资本，论证了技术进步体现在知识或人力资本的生产之中，从而使得技术进步内生化。同时新经济增长理论认为：知识或人力资本的积累不仅可以使自身的收益递增，而且可以使物质资本和劳动力等其他物质要素的收益增长，从而导致规模报酬递增。新经济增长理论中的知识或人力资本水平可以用国民人均受教育年限来衡量。为了更好地分析人力资本对云南省技术进步的影响，本文首先分析不包含人力资本的经济计量模型，然后在此基础之上把度量知识或人力资本水平的国民人均受教育年限当作一个生产要素引入经济增长模型，进而运用比较分析的方法定量地分析人力资本对云南省技术进步的影响。

构建模型的假设条件是：资本和劳动这两个生产要素能够相互替代，并以可变的比例组合；采用考柏—道格拉斯生产函数；技术进步是中性的，这意味着把生产要素的质量变化全部归入技术进步的范围内；技术进步是随时间变化的，并按固定的指数增长率增长；规模收益是可变的。这有利于把规模收益变动的影响从技术进步的范围内分离出来。

在上述假设条件下，借鉴新古典增长理论的总量分析框架，可以得到包含技术进步但不包含人力资本的经济计量模型①：

Yt=AeKLe

式中，Yt是t时期的产出，用该期的GDP来代表。Kt是t时期的物质资本投入，用该期末的总资本存量来代表。Lt是t时期的劳动投入，用该期的劳动人数来代表。A0是基期的技术水平。γ是技术进步率。t是时期，用年来代表。a是物质资本的产出弹性。b是劳动的产出弹性。u是误差项，并且满足经典假设。

对上式取对数，有回归模型①：

lnYt=lnA0+γt+alnKt+blnLt+u

进而还可得增长速度方程①：

y=γ+ak+bl

其中，y为国内生产总值的增长速度、k为物质资本投入的增长速度、l为劳动投入的增长速度。

根据新古典增长理论的总量分析框架，结合新经济增长理论的基本思想，把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型，可得到包含知识的经济计量模型②：

Yt=AeKLHe

其中，Ht是t时期的知识或人力资本水平，在此用国民人均受教育年限来衡量知识或人力资本水平。e是知识或人力资本水平的产出弹性。其他符号的含义同上。

在上式两边同时取对数，有回归模型②：

lnYt=lnA0+rt+alnKt+blnLt+elnHt+u

进而还可得增长速度方程②：

y=γ+ak+bl+eh

其中，h为国民受教育程度或国民人均受教育年限的增长速度。其他符号的含义同上。

二、人力资本对技术进步水平的影响

根据云南省1978—2010年期间的国内生产总值、物质资本投入、劳动力投入等时间序列数据，运用相关的软件，对回归模型①进行参数估计，可以得到回归方程①：

lnYt=-1.948+0.03913t+0.599lnKt+0.427lnLt

标准差 （7.173） （0.033） （0.323） （0.424）

R2=0.997 F=1864.346

经检验，该回归方程的拟合效果很好。由回归方程可看出，云南省在1978年至2010年期间的年均技术进步率为3.913%。同时，劳动力投入的产出弹性为0.427，而物质资本投入的产出弹性为0.599。劳动力投入的产出弹性与物质资本投入的产出弹性之和略大于1，说明云南省经济略显规模收益递增。

根据云南省1978—2010年期间的国内生产总值、物质资本投入、劳动力投入等以及国民人均受教育年限等时间序列数据，运用相关的软件，对回归模型②进行参数估计，可以得到回归方程②：

lnYt=-4.094+0.0222t+0.727lnKt+0.467lnLt+0.303lnHt

标准差 （8.456） （0.48） （0.421） （0.442） （0.618）

R2=0.997 F=1335.823

经检验，该回归方程的拟合效果很好。由回归方程可看出，国民受教育程度或国民人均受教育年限的产出弹性为0.303，它表示国民的人均受教育年限增加1%，产出就增加0.303%。同时还可看出，技术进步率为2.22%，物质资本投入的产出弹性为0.727，而劳动力的产出弹性为0.467。

对比回归方程①和②可看出，在没有知识或人力资本的回归方程中，物质资本投入的产出弹性为0.599，劳动力投入的产出弹性为0.427，但是在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，物质资本投入的产出弹性由0.599提高到0.727，劳动力投入的产出弹性也由0.427提高到0.467。这说明人力资本的生产过程不仅提高了劳动的生产力，而且也提高了物质资本的生产力，这一实证结论与新经济增长理论的基本思想一致。

对比回归方程①和②还可看出，在没有知识或人力资本的回归方程中，技术进步率为3.913%，但是在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步率由3.913%下降到2.222%。这说明人力资本的生产过程体现了1.691%的技术进步，其中1.691%=3.913%-2.222%。这一实证结论与新经济增长理论的基本思想也同样是一致的，因为在新经济增长理论中，技术进步被认为是体现在人力资本或知识的生产过程之中。

在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步率从3.913%下降到2.222%，技术进步率下降的部分为1.691%。既然这1.691%的技术进步率是被人力资本的生产过程所体现，那么1.691%的技术进步体现在哪里呢？答案是：这部分1.691%的技术进步被人力资本的生产过程体现在三方面，一是物质资本的产出弹性的提高部分0.128，其中0.128=0.727-0.599；二是劳动力的产出弹性的提高部分0.04，其中0.04=0.467-0.427；三是作为生产要素的人力资本的产出弹性值即0.303。

此外，由回归方程②发现，各种生产要素的产出弹性之和大于1，说明云南省经济具有规模收益递增的性质，这一实证结论同样与新经济增长理论的基本思想一致。

三、人力资本对技术进步构成的影响

在新古典增长理论的总量分析框架中，第t年的产出Yt是由第t年的技术水平At、第t年的物质资本投入Kt、以及第t年的劳动力投入Lt共同决定的。此外，技术进步被假定为是希克斯中性的，生产函数也被假定为是考柏——道格拉斯形式的。这样可得到新古典增长理论的经济模型：Yt=AKL。在假设劳动的产出弹性为1，资本的产出弹性为0时，上式可变为：Yt=AtLt。进而有：Yt/Lt=At，此式表示：第t年的劳动生产率就是第t年的技术水平。

同理，在假设劳动力的产出弹性为0、物质资本的产出弹性为1时，上式可变为：Yt=AtKt。进而有：Yt/Kt=At，此式表示：第t年的资金产出率就是第t年的技术水平。

同理，在假设劳动力的产出弹性α和物质资本投入的产出弹性b的值都大于是0且小于1时，上式又可变为：Yt/（KL）=At，此式表示：第t年的全要素生产率就是第t年的技术水平。

以上罗列了三种代表技术水平的指标：劳动生产率、资金产出率、全要素生产率。不难发现，三种指标中，只有全要素生产率能合理地度量技术水平，因为全要素生产率综合地考虑了物质资本投入的生产效率和劳动力投入的生产效率。所以，本文采用全要素生产率来度量云南省经济增长中的技术水平，并把技术进步定义为全要素生产率的提高。

如果把技术进步定义为全要素生产率的提高，那么技术进步通过以下两方面体现出来：一是因为劳动力投入的质量发生变化而导致的全要素生产率的提高，二是因为物质资本投入的质量发生变化而导致的全要素生产率的提高。如果把前者定义为人化的技术进步，同时把后者定义为物化的技术进步，那么可把云南省的技术进步率γ分解成两方面：一方面是人化的技术进步率γ1，另一方面是物化的技术进步率γ2，即有：γ=γ1+γ2。

本文采用度量知识或人力资本水平的国民人均受教育年限来代表劳动力投入质量的变化，因此可以把人化的技术进步看作是因为知识或人力资本这个变量而引起的。

根据新古典增长理论的经济模型：Yt=AeKL，设Yt/（KL）=Wt，这样上式可变为：Wt=A0e。在上式两边对t求全导数，有：=A0eγ。在上式两边同除以Wt，有：/Wt==γ。取/Wt=W，表示全要素生产率的增长速度，则有：W=γ。该式表示技术进步率等于全要素生产率的增长速度。

根据新经济增长理论的经济模型：Yt=A0eKLH，进而有Yt/（KL）=A0eH。令Qt=Yt/（KL），则Qt表示受知识或人力资本影响的全要素生产率。这样有：Qt=A0eH。在上式两边对t求导，有=A0eHγ+A0eH。在上式两边同除以Qt，有/Qt=γ+e/Ht。取/Qt=q，表示受人力资本影响的全要素生产率的增长速度。取/Ht=h，表示人力资本水平的增长速度。这样有：q=γ+eh。该式表示受知识或人力资本影响的全要素生产率由两部分组成：一部分是在知识或人力资本影响下的技术进步率γ，另一部分则是由于知识或人力资本水平的增长所引起的，它等于知识或人力资本水平的增长速度与其产出弹性之积。

根据回归方程①，结合等式W=γ，有（A）：W=γ=3.913%，该式表示全要素生产率的增长率和技术进步率都等于3.913%。

根据回归方程②，结合等式q=γ+eh，有（B）：q=2.222%+0.303h=2.222%+0.678%=2.9%。该式表示受知识或人力资本影响的全要素生产率的增长速度等于2.9%，并且表示这部分2.9%的增长速度由两部分组成：一部分是在知识或人力资本影响下的技术进步率2.222%；另一部分是由于知识或人力资本水平的增长所引起的，它等于0.678%。

对比（A）式和（B）式可知，在把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，全要素生产率由3.913%下降为2.9%。这是因为知识或人力资本的生产过程提高了劳动力的生产力和物质资本的生产力，进而降低了全要素生产率。

对比（A）式和（B）式还可知，在把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步由3.913%下降到2.222%。这是因为知识或人力资本的生产过程体现了1.691%的技术进步。但是这部分1.691%的技术进步被知识或人力资本的生产过程体现到哪儿去了呢？答案在于二方面：第一方面是因为人力资本的生产过程提高了物质资本的生产力和劳动力的生产力而导致的全要素生产率下降的部分，它等于1.013%；第二方面是由于人力资本水平的增长所引起的部分，它等于0.678%。

通过上面的分析可知，云南省人化的技术进步率为1.691%。其中，人化的技术进步率来源于两部分：一部分是因为人力资本的生产过程提高了物质资本的生产力和劳动力的生产力而导致的全要素生产率下降的部分，它等于1.013%；另一部分是由于人力资本水平的增长所引起的部分，它等于0.678%。同时可知云南省物化的技术进步率为2.222%。

为了便于理解，现在从另一个角度分析知识对技术进步构成的影响。把增长速度方程①改写为y=γ1+a1k+b1l，其中γ1、α1、以及 b1对应于回归方程①中的各经济变量的系数。同时把增长速度方程②改写为y=γ2+α2k+b2l+eh，其中γ2、α2、b2以及e对应于回归方程②中的各经济变量的系数。把以上两式相减，有（γ1-γ2）=（α2-α1）k+（b2-b1）l+eh。其中，（γ1-γ2）表示被人力资本的生产过程所体现的那部分技术进步，被人力资本的生产过程所体现的技术进步由等式右边的三项构成。容易推知，（a2-a1）k+（b2-b1）l正好表示因为人力资本的生产过程提高了物质资本的生产力和劳动力的生产力而导致全要素生产率下降的部分。把回归方程①和②中的系数代入上式，有（3.913%-2.222%）=（0.727-0.599）k+（0.467-0.427）l+0.303h，即1.691%=0.128k+

0.04l+0.303h。其中，0.303h=0.678%，而（0.128k+0.04l）=1.013%。据此便可以理解前文的分析。

四、政策建议

新经济增长理论通过把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型，说明了技术进步是经济持续增长的源泉和动力，同时认为一个国家的经济增长主要取决于该国的知识或人力资本水平。提升一国知识或人力资本水平的最好方法是大力发展教育，教育是劳动力获得知识的最优途径。技术进步对云南省经济增长的贡献率之所以比西方发达国家低，究其原因是云南省的知识或人力资本水平比西方发达国家低。据统计，具有大学文化程度的劳动力占总劳动力的比重，云南省在1983年是0.87%，而美国在1981年为32.2%，日本在1980年为14.3%，分别是云南省的37倍和16.4倍；到1990年云南省这一比重上升到1.87%，而美国在1994年上升为56.5%，日本到1990年上升为20.7%。在几乎相同的时间里，美国这一比重上升了7.7个百分点，日本上升了4.5个百分点，云南上升了1个百分点。造成云南省的人力资本水平比西方发达国家低的原因在于云南省对教育的资金投入不够和我国的教育体制不完善。在1991—1995年期间，云南省的教育投入占GDP的比重为3.2%，然而根据联合国教科文组织公布的资料，1985年世界各国教育投入占GDP的比重平均为5.7%，其中发达国家为6.1%，发展中国家为4%，均高于云南省的水平。当然，我国的教育体制不合理也是造成云南省知识或人力资本水平低下的原因。为了更好地促进云南经济的增长，云南省应该加强教育投入的力度，深化教育体制改革，尽快提升云南省的知识或人力资本水平。

【参考文献】

[1] 蔡增正：教育对经济增长贡献的计量分析——科教兴国战略的依据[J].经济研究，2000（2）.

[2] 李京文、张国初：现代人力资源经济分析——理论·模型·应用[M].社会科学文献出版社，1997.

[3] 沈利生、朱运发：人力资源开发与经济增长关系的定量研究[J].数量经济技术经济研究，1997（12）.

[4] 郑玉歆、许波：经济增长研究中的资本度量[J].数量经济技术经济研究，1997（7）.

增产技术论文例3

 

1 前言

建筑业在国民经济中占有重要的地位，它已成为我国国民经济的重要支柱产业之一，对推动经济社会发展和进步发挥着重要作用。新中国成立以来，随着国家大规模经济建设的全面展开项目管理论文，中国建筑业由小到大，由分散到集中，得到迅速发展，目前已成为吸纳劳动力就业的重要渠道、拉动中国国民经济快速发展的重要动力，在全面建设小康社会、实现科学发展的进程中正在发挥越来越重要的作用。目前河中国建筑业整体水平仍然偏低，产业化程度低，技术基础相对薄弱，这些都与建筑业的地位和发展需要不相符合，存在相当大的差距。因此有必要对中国建筑业的生产效率进行有效的评价项目管理论文，从而促进建筑业的可持续发展。。

目前对建筑业效率的研究上，已有对全国和部分省份层面上进行分析论文下载。王幼松（2000）利用非参数方法的经济计量分析模型，对1981～1996年间中国建筑业的生产技术效率进行了评估分析。研究表明我国建筑业在这期间发展呈良好上升态势，生产技术效率有显著提高。庄焰等（2006）基于建筑业对能源过分消耗的特点及行业可持续发展的角度，在投入指标中引入了能源要素，对中国建筑业1991～2003年的投入产出整体效率及各投入要素效率进行了测算和分析。研究表明中国建筑业的整体投入产出效率在1991～1993年间取得了显著的进步，并在随后的10年间均保持较高的效率值，但无明显提高。史修松，徐康宁（2006）采用Malmquist指数法对中国建筑业全要素生产率（TFP）增长状况及其结构进行了实证分析。林晨（2003）应用DEA方法对广东省建筑业1985~2000年间的生产效率进行计算和分析项目管理论文，结论显示，广东省建筑业的生产效率总体上有所提高，其年平均增长率为3.76%。

吴伟巍，李启明（2007）从技术进步的含义出发，在C-D生产函数和索洛余值的基础上，利用回归分析得出江苏、上海和浙江的资本弹性系数和劳动力弹性系数，进而分别计算和比较了三个地区建筑业经济增长中的年技术进步贡献率和各年相对于1995年的技术进步系数。

以上分析表明，已有学者对我国建筑业生产效率进行了DEA方法的分析，但是传统的DEA方法无法进一步对有效决策单元进行评价。因此项目管理论文，本文运用SBM-DEA方法对河南建筑业生产效率进行分析，弥补传统DEA方法的不足。

2 研究方法和指标

2.1 研究方法

以往对生产率的测算主要是采用经济总量的时间序列数据来进行，其主要缺陷包括：存在很多不合理的制度约束和假设和没有区分技术进步和技术效率。用面板数据进行研究可以解决这些问题，目前常用的进行生产率研究的两种面板数据基本模型是随机前沿生产函数模型和非参数的确定性前沿模型。随机前沿生产函数法把TFP的变化分解为生产可能性边界的移动和技术效率的变化，可以深入地研究经济增长的根源，但必须事先设定一定的生产函数形式和行为约束，这会造成对生产率估计的误差论文下载。而非参数的确定性前沿模型中目前应用最广泛的主要是Malmquist生产率指数方法。Fare（1994）把Malmquist生产率指数分解为效率变化（Efficiency change）和技术变化（Technical change）两部分，并可将效率变化进一步分解为纯技术效率变化和规模效率变化；对技术变化部分亦可作进一步的剖析。2001年KaoruTone提出了SBM模型，可以解决了传统模型存在的效率大于1的问题。基于投入角度的Malmquist生产率指数的分解如下：

（1）

=技术效率变化（Tech）×技术变化(Tch)= 纯技术效率变化×规模效率变化×技术变化

其中：技术效率变化项目管理论文，技术变化。

测度建筑业生产率的增长及变化，必须求解上述四个不同的距离函数、、和，在测度距离函数值时，如果遇到SBM的效率值为1时，我们再利用SBM超效率模型进一步测度这些SBM有效的超效率，最后求解出Malmquist全要素生产率指数。

2.2 变量选择及处理

（1）产出指标。一般选用工业总产值，单有的研究也采用净产值作为产出数据。工业总产值计算投入数据时包括了中间投入，后者则只考虑资本（固定资产净值）和劳动力。由于数据的限制，我们采用总产值的指标。

（2）资本：采用固定资产净值度量。

（3）劳动力：是指生产过程中实际投入的劳动量项目管理论文，用标准劳动强度的劳动时间衡量。本文用乳制品业年从业人员作为历年各地区劳动投入量的指标论文下载。

以上数据均来自于《中国统计年鉴》（2000～2009）。

3 建筑业生产率的变动和影响因素

3.1建筑业全要素生产率变动及其分解

分析运用DEA-Solver-Pro5.0软件计算出了建筑业生产率的变动状况，并将其进一步分解为技术效率、纯技术效率、规模效率及技术变动状况。总体结果如下：

表1列出了2000～2009年建筑业全要素生产率的Malmquist指数及其分解结果。2000-2009年建筑业全要素生产率以0.51%的速度增长，其中技术进步支撑着建筑业全要素生产率的增长。从Malmquist指数分解的技术效率变化和技术变化两个部分，可以清晰的发现，技术效率以年均0.12%的速度下降，而技术进步则以年均0.65%的速度上升，由于技术进步的作用更明显，因此使得建筑业全要素生产率的增长为正值。在技术效率变化分解的纯技术效率变化和规模效率变化中，纯技术效率以0.05%的速度下降项目管理论文，而规模效率以0.07%的速度下降，使得技术效率的变化也呈下降态势。通过计算的Malmquist指数与技术进步指数的简单相关关系可以看出技术进步而非技术效率的增长促进了建筑业的全要素生产率增长。

表1 建筑业Malmquist生产率指数及其分解（2000～2009）

 

生产率变化

技术效率变化

纯技术效率变化

规模效率变化

技术变化

2000-2001

1.0027

0.984

0.9993

0.9847

1.0190

2001-2002

1.0193

0.9892

0.9945

0.9947

1.0304

2002-2003

1.0286

0.9917

0.9908

1.0009

1.0372

2003-2004

1.0291

0.9985

1.0119

0.9868

1.0306

2004-2005

1.0318

1.0102

1.0022

1.0080

1.0214

2005-2006

1.0024

1.0175

0.9937

1.0240

0.9852

2006-2007

1.0019

1.0028

1.0047

0.9981

0.9991

2007-2008

0.9277

0.9968

0.9984

0.9984

0.9307

2008-2009

1.0028

0.9983

1.0003

0.9980

1.0045

平均

1.0051

0.9988

增产技术论文例4

[中图分类号]F224 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2014）8-0014-04

1 研究背景

自2012年第二季度以来，中国经济增长速度放缓，随之产业结构的调整呼声越来越高。针对制造业，现今中国面临着来自海外市场需求疲软及国内市场劳动力成本及土地价格上升的挑战，提高高技术产业在制造业中的比重，已成为缓解中国制造业困局的有效方式。

高技术产业是指建立在现代科学发现基础上发明的，对国防和社会经济意义重大的，能形成产业的新技术或尖端技术，具有知识密集度高、投入高、风险高、回报高的特征。我国的高技术产业早期是军用为主，民用为辅，自改革开放以来，政府出台“863计划”、“攀登计划”、“星火计划”、“火炬计划”等，推动了高新技术产业化进程，是我国高新技术及其产业迅速发展时期。进入21世纪，随着中国制造业的快速崛起，及外资投资的加大，高技术产业的增加值快速增长，2000年中国高技术产业总产值为10411亿元，占制造业总产值比重为13.86%，至2011年中国高技术产业总产值为88434亿元，占制造业总产值比重为12.05%；2000年中国高技术出口总值为3388亿元，占制造业出口比重为23.87%，2011年高技术产业出口总值为40600亿元，占制造业出口比重为40.90%。如图1所示，高技术产业持续快速的增长，对制造业乃至整个国民经济发展均有重要的影响。

2 高技术产业与经济增长关系研究的文献综述

技术进步在经济增长中的关键作用已被广泛接受，如以Robert Solow为代表的新古典经济增长理论认为技术进步是经济增长最重要的源泉，但技术进步是外生的（Solow，1957），20世纪80年代中后期，以Romer（1986）和Lucas（1988）为代表的新增长理论打破传统理论中技术进步外生性假设，认为经济增长是由经济系统内生地决定，提出技术进步内生、外部性和资本边际收益递增等假说，认为技术进步是经济增长的内生源泉，经济增长的驱动力是R&D。高技术产业具有高智力密集、高技术密集，即高R&D投入的特点。因此高技术产业对经济增长的带动作用不言而喻。对于技术进步内生性的探讨，Romer（1986）和Lucas（1988）的模型分别借助于有形资本和人力资本进行研究，而Romer（1990）开发了直接基于R&D的内生增长模型，认为技术进步体现在中间产品的增加上，它是由受市场利益驱动的私人机构专门的R&D投资所形成。赵玉林、魏芳（2006）运用灰色关联分析方法，对高技术产业发展对我国经济增长的带动作用进行实证分析。结论认为，我国高技术产业发展对经济增长的带动作用日益凸显，大力发展对经济增长有突破性带动作用的高技术产业是实现我国经济持续、稳定、健康发展的重要战略举措。王玲（2008）基于内生增长理论的生产函数模型分析了中国高技术产业部门水平上各类技术投入和生产率变动之间的关系，得出R&D 具有提高进口技术吸收能力的作用，从而带动经济增长。余甫功、欧阳建国（2007）应用菲德模型研究高技术产业对于工业发展的带动作用，得出我国高技术产业对工业发展存在高带动高溢出、低带动高溢出和高带动低溢出三种形式。

3 模型构建

本文首先采用菲德两部门模型，将国民经济分为高技术产业部门和非高技术产业部门，以此构建两部门模型来研究高技术产业对区域经济发展的作用。假定Y代表生产总值，H，N分别代表高技术产业及非高技术产业产出，Kg， Lg分别是高技术产业部门投入的资本（本文选取年度固定资本投资总额数据）、劳动（本文选取年度就业人员数据），Kf， Lf分别是非高技术产业部门投入的资本、劳动。则：

式中，C0为常数项，m为误差随即扰动项。为避免出现用短期时间数列数据少的问题，本文选用省际面板数据模型，克服我国高技术产业数据统计时间，短样本不足的问题，同时更好的研究近年高技术产业发展情况。

4.2 数据来源

样本取值的时间为1997—2010年，截面为31省自治区，于是样本数据为T=14，N=31的面板数据。数据来源于《新中国60年统计年鉴》、《中国高技术产业统计年鉴2012》、《中国统计年鉴2008—2012》。

4.3 模型结果及分析

在模型1（由31个省市数据组成），无论固定效应模型还是随机效应模型，变量K，l，系数的显著性水平均在1%以内，说明资本和劳动力对于区域生产总值的增长影响十分显著。以固定效应模型为例，资本增长对生产总值增长的贡献率为25.21%，劳动力增长对生产总值增长的贡献率为29.31%，这与中国长期依赖投资拉动经济增长，以及劳动密集型产业的比较优势的现实相符合。

高技术产业g系数C3是高技术产业对生产总值的直接影响，其显著性水平在固定效应模型中为10%以内，说明高技术产业产值增长率对于生产总值的增长率影响较为显著，贡献率为16.75%；在随机效应模型中为1%以内，影响十分显著，贡献率为22.78%。由C3==0.1675，得到q=0.2012，说明高技术产业劳动生产率比传统产业劳动生产率高出20.12%。所以，大力发展高技术产业将是我国经济快速可持续发展的动力源泉。

变量Gf的系数估计值C4 代表高技术产业对传统产业的溢出效应。在模型1中，固定效应模型和随机效应模型中C4值分别为0.01和0 .013，显著性水平固定效应模型中并不显著，而随机效应模型在10%以内较为显著，从统计结果来看，高技术产业对传统产业外溢作用并不高，这与所期待的高技术产业带动传统产业的发展的预期相差较大。说明现阶段我国高技术产业对传统产业改造和提升作用不明显。

上述模型结论中，以31个省市作为整体考察，高技术产业对生产总值的总体影响，并没有考虑各地区较大的差异。由于各地区经济发展水平，科技研发水平、教育水平存在较大差异。故将31省市按地理区域分为三个部分东部地区11个省市，集中了国内沿海最为发达省市。中部地区10个省市，均为人口大省，基础较好，但经济发展水平与东部地区有一定差距。西部地区10个省市，地理较为偏僻，经济基础较东部地区有较大差距。

在模型3中，专门针对中部10省市进行面板数据的回归分析。其回归结果显示资本、劳动力对生产总值有显著的正向效应，均在5%的显著性水平内，但无论在固定效应模型和随机效应模型中，高技术产业对生产总值直接影响及对传统产业的溢出效应均不显著，说明过去10多年中高技术产业对中部经济增长的贡献有限，中部地区经济增长主要是依靠劳动力及资本密集型的传统产业。

在模型4中，也同样看到高技术产业对西部经济增长的影响效应并不显著，并且也未对传统产业有显著的溢出效应。与中部不同的是，从西部经济增长模型中反映出其主要依靠投资拉动，而劳动力因素对经济增长的效应并不显著。这与西部地区地缘广阔，自然资源丰富，但人口相对稀少的实际情况较为贴近。

5 结 论

从上述四个模型分析中，我们可以得到如下结论：

（1）中国的经济增长，主要依靠资本与劳动力的增长，特别是固定资本投资的增加。从四个模型中，资本在全国和各地区中均对当地经济增长起到了显著的拉动效应。

（2）高技术产业对经济增长已经产生了显著带动作用，从整体模型中，这种效应更为明显，而且在国内较为发达的东部地区这种影响更为显著，而在中部地区和西部地区回归分析结论中并没有体现出高技术产业对当地经济增长有显著的拉动效应，说明当地高技术产业发展相对滞后。

（3）从总体模型中，我们可以看到，目前高技术产业的效率要高于传统产业约20个百分点，发展高技术产业可有效提高国内目前资本和劳动使用效率，带来更高的经济增长效益。

（4）高技术产业对于传统产业的溢出效应在4个模型中并不显著，反映出目前中国高技术产业对于传统产业的带动效应有限，这与我国高技术产业在国际分工中偏重于加工、组装环节，基础研发存在明显不足不无关系。

6 政策建议

（1）发展高技术产业必须依靠市场力量，政府应充分发挥调动民营企业研发的积极性和自主性，在政策上更多给予真正从事研发的企业相应的扶持。

（2）促进高校与高技术企业的产学合作，让基础研究更为紧密贴近生产实际，提升高等教育质量，为高技术产业与传统产业发展储备人力资本，促进高技术产业的溢出效应。

（3）国内东、中、西三个自然区域经济发展基础存在显著的差异，加快产业升级，必须首先促进劳动及传统资本密集型产业的内迁。随着产业升级换代加速，东部及中部地区高技术产业将有更多的发展空间。

（4）西部地区受多种因素影响高技术产业发展滞后，但从可持续发展的角度，西部发展不能走东部发展的老路，必须发展高技术产业增加产值，减少对资源和环境过度破坏，现阶段可行的发展方法，便是提高西部地区教育水平，提升人口素质，为未来依靠高技术产业发展奠定人才基础。

参考文献：

[1]Feder，G，On export and economic growth[J].Journal of development economics，1982（12）.

[2]史丹.高技术产业化发展的影响因素及其数据检验[J].中国工业经济，2004（12）.

[3]余甫功，欧阳建国.高技术产业发展对工业的带动作用和溢出效应研究[J].数量经济技术经济研究，2007（7）.

增产技术论文例5

中图分类号:F127 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0073-02

后发优势就是指后发地区可以从先发地区那里很快模仿到技术,吸取经验教训,不用重复先发地区走过的道路。从发展的要素角度来考虑,后发优势应该包括资本、劳动、技术、制度和结构五个方面。后发地区通过引进资本、技术学习和制度学习与其低劳动成本相结合所形成的竞争优势,可以推动对外贸易的快速发展,而贸易的发展可以为其带来巨大的贸易利益并促进经济增长。对后发地区而言,贸易对其技术创新的影响应该更为具体和深刻,因为与贸易相关的技术创新是后发地区展示和发挥其后发优势,继而步入经济起飞和增长阶段的重要手段。

一、技术在贸易理论中的地位

现代经济学认为,商品生产不仅取决于各种传统的生产要素(劳动、资本、土地和企业家经营管理能力)的数量和成本,更重要的是取决于组合上述各种生产要素的技术。因为技术不仅可以节约稀缺的经济资源,同时,在给定的要素规模条件下,可以实现更大的产出和生产更多样化的产品。

事实上,以李嘉图为代表的古典经济学家早已肯定了技术在国际贸易中的重要影响,只不过当时强调的是“技术”的绩效――劳动生产率而已。国际贸易理论的发展可以区分为三个主要的方面:其一是新古典论。将比较优势置于一般均衡框架之中,对现有的贸易模式进行要素禀赋上的解释:“新要素禀赋论”拓宽了生产要素的范畴,最终考虑了内生技术的动态意义。其二,从产业经济学中引申出来的国际贸易理论的“市场结构论”。将诸如垄断力量和规模经济等不完全竞争特征引入国际经济学,而“市场结构论”和H-O-S模型从某种意义上看也不是必然矛盾的。其三是那些既不能归入新古典理论也没有被主流贸易理论吸收的学说。源于20世纪60年代的“新技术理论”认为,“在出口绩效与R&D之间总是存在着一定的联系”,虽然“新技术理论”将“技术”置于核心位置,但是仍然难以将“技术”融入新古典模型之中,同时,也忽略了作为“技术”核心特征的那些来自于垄断力量和技术变化等的动态意义,坚持一国经济的专业化模式仍然呈中性增长。为了解决上述这些问题,熊比特关于创新的观点被结合到新贸易技术论之中:一方面,技术差距学说与技术进化论相结合,说明了技术差距对增长和专业化模式的动态含义;另一方面,技术的厂商特有性质和垄断力量与成功的创新相结合,用来解释外国直接投资中的厂商维持技术优势的目的。

二、技术在经济增长理论中的地位

经济增长的问题始终吸引着古往今来的无数经济学家,也是自亚当・斯密起近两百年以来经济学界关注的焦点、难点和重要话题之一。索罗模型的建立主要是围绕着生产函数和资本积累函数两个方程展开的,在索罗模型中,技术被看作是一个天外来客的外生变量,与经济体是无关的,并且是独立于经济体之外自动运行的。最终通过对引入技术进步的索罗模型分析中,可以得出技术进步是推动经济持续增长的源泉。从20世纪80年代以来,以罗默和卢卡斯为代表的学者将规模报酬递增、不完全竞争以及人力资本等因素引入到了增长模型之中,使得对经济现实世界的解释力大大的增强。当被称为“劳动增强的技术进步”或“哈罗德中性的技术进步”被引入经典的索罗模型的时候,实质上就成为了“新经济增长理论”中的主要核心内容。技术进步因素被内生化到经济增长的理论框架和模型中,并且指出,在导致各种技术进步的缘由中,知识外溢、收益递增、教育培训等人力资本投资是非常重要的方面。在卢卡斯的模型中,人力资本是经济增长的发动机。这对于经济增长引擎的因素有了更深一层的认识,并不只是在技术进步这样的层面,而是更进一步地研究导致技术进步的人力资本的影响因素。20世纪60年代,美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立的人力资本理论,开辟了人类关于人的生产能力分析的新思路。在研究分析世界各国经济体发展之间为什么存在如此大的差异的问题中,新增长理论给我们提供了很好的启示,并发挥了基础支撑作用:经济增长水平的差异产生的主要原因在于世界各国技术存量水平、技术进步和技术创新方面的差距,而人力资本因素是导致技术层次差距的根本原因。

三、技术进步与贸易的国际贸易理论

(一)技术差距模型

技术差距模型由波斯纳(Posner)于1961年在《国际贸易和技术变化》一文中提出。波斯纳认为,技术差距是国家间开展贸易的一个重要原因,一国的技术优势使其在获得出口市场方面占有优势。当一国创新某种产品成功后,在国外掌握该项技术之前产生了技术领先差距,因此,可出口技术领先产品。但因新技术会随着专利权转让、技术合作、对外投资、国际贸易等途径流传到国外,当一国创新的技术为外国模仿时,外国即可自行生产而减少进口,创新国渐渐失去该产品的出口市场,因技术差距产生的国际贸易逐渐压缩。随着时间的推移,新技术最终将被技术模仿国掌握,使技术差距消失。贸易即持续到技术模仿国能够生产出满足其对该产品的全部需求的时候。

(二)弗农的产品生命周期理论

1966 年,哈佛大学教授雷蒙德・弗农(Raymand Vernon)在《产品周期中的国际贸易和国际投资》一文中提出了产品生命周期理论,而后威尔士(Wells)又进行了扩展,具体而深刻地论证了“技术决定国际贸易格局”的观点。弗农把国家依次分成创新国(一般为最发达国家)、次发达国家、发展中国家。 把产品生命周期分为三个阶段,即新产品阶段、成熟产品阶段和标准化产品阶段。在新产品阶段,创新国利用其拥有的垄断技术优势,开发新产品。由于产品尚未完全成型,技术上未加完善,加之竞争者少,国内市场就能满足其摄取高额利润的要求等,因此产品极少出口到其他国家,绝大部分产品都在国内销售。而在成熟产品阶段,由于创新国技术垄断和市场垄断地位被打破,竞争者增加,市场竞争激烈,替代产品增多,产品的附加值不断降低,且创新国和次发达国家市场开始出现饱和,为降低成本,抑制国内外竞争者,企业纷纷到发展中国家投资建厂。在标准化产品阶段,产品的生产技术、生产规模及产品本身已经完全成熟,这时对生产者技能要求不高,原来新产品企业的垄断技术优势已经消失,成本、价格因素已经成为决定性的因素,这时发展中国家已经具备明显的成本因素优势,创新国和次发达国家为进一步降低生产成本,开始大量地在发展中国家投资建厂,再将产品远销至创新国和第三国市场。

(三)南北贸易动态一般均衡模型

史格斯罗姆、安南特和迪诺波罗于1990年共同发表了《一个熊彼特的产品生命模式》,他们将弗农的产品生命周期模型思想与熊彼特创新性破坏的产品创新观加以结合,提出了一个南北贸易的动态一般均衡模型。在该模型中,产品生命周期的长短以及产品贸易格局的变化均源于R&D活动,厂商间的研发竞争决定了北方产品创新的速度。一个企业在R&D活动中投入的资源越多,它赢得竞争的概率就越大;而且,每项R&D竞争延续的时间与R&D投入的总资源是成正比的。由于R&D竞争获胜者在制度规定的专利权限内可以享受垄断利润,发达国家的厂商为了实现预期利润最大化,就会不断加大R&D的投入,推动产品生命周期的延长。

(四)“蛙跳”增长模型

布雷兹斯、克鲁格曼和齐登于1986 年在《国际竞争中的蛙跳:国家技术领先地位的周期理论》一文中,提出了一个国际竞争的“蛙跳”增长模型。该模型指出,后进国家具有“后发优势”,政府通过有利于技术开发的政策,后进国家可以“赶超”先进国家,而先进国家的领导地位则可能“固定”。其原因在于,从发达国家的角度而言,一方面,在没有发生边际技术变迁时,规模收益递增能够强化发达国家的经济领先地位,而在没有发生边际技术变迁时,发达国家因受高工资水平和既得利益的影响,可能会延迟对新技术的采用;另一方面,发达国家对旧技术已有生产经验,新技术初始反而不如旧技术有效率,而发展中国家则更愿意采用那些最初效益不高但潜力很大的新技术。

四、国际贸易对技术创新的一般影响

就技术落后国家而言,国际贸易对技术创新的影响主要依赖于以下几个渠道:其一,国际商品贸易在将新产品输入发展中国家的同时,给输入国带来了模仿生产的动机,而模仿生产的本质就是一种学习新技术、新工艺的过程。在这个过程中,技术溢出开始发生,输入国的技术创新水平有所增强。其二,由于输入商品的竞争力会影响到当地厂商的市场份额,国际贸易也会间接地刺激当地厂商的技术创新活动,以期达到抗衡的目的。其三,如果输入商品本身拥有相当的技术含量或技术诀窍,往往伴随国际贸易的是各种形式的技术指导,由此技术创新会在不同程度上扩散到输入国。其四,在国际贸易的准备阶段,为了便于进口方了解产品的性能,减少信息不对称对商品认知的差异,输出方会在一定限度内展示其产品的特性,由此导致技术创新的部分流失,一旦贸易谈判破灭,这种扩散往往不能得到相应的补偿。其五,国际技术贸易是技术创新扩散最为直接的方式,它不仅会对技术引进国的技术存量具有积极有效的影响,同时由于引进国的市场需求状况、人力资本、生产设备等诸方面与输出国存在着的较大差距,因此,会刺激引进国的“二次创新”或适应性创新。总之,通过以上方式,最终会增强输入国的整体技术创新能力。进一步而言,通过上述渠道积累的某种技术一旦达到一定的水平,原输入国不仅能减少对由该技术生产的产品的进口依赖,而且,极有可能成为国际市场上相应的商品净供给者。发展中国家通过国际贸易引进国外先进技术,不仅在静态意义上提高了本国的技术存量水平,缩小了与发达国家的技术差距,并改善了本国的技术能力,更为重要的是在动态意义上通过各种渠道和机制促使本国技术创新能力的提高以及创新机制的形成,为赶超发达国家提供了某种可能性。

总之,新增长理论、新贸易理论,加上众多的实证分析表明,无论是以技术创新为基础的贸易、还是贸易引致的技术创新,都是经济增长的重要因素,更是后发地区后发优势发挥的重要方面。为此建议:

1.培养技术创新的能力

技术进步包括技术创新和技术模仿。根据技术差距模型,后发地区可以积极引进和承接先发地区的先进技术,在技术模仿的同时,不断提升技术吸收消化的能力,培养自己的技术创新水平。从“蛙跳”模型中也可以看出,国际贸易的格局不是一成不变的,如果后发地区能够把握后发优势,边干边学,完全可以在一些行业实现比较优势,实现经济的快速发展。

2.根据技术规律促进产业结构升级

随着后发地区经济的发展壮大,后发地区的劳动资源优势将逐渐被削弱,甚至消失,这些劳动密集型产品的比较优势也会随之转移到其他地区。因此,根据技术进步规律进行产业结构升级是大势所趋。

3.重视政府所起的重要作用

从南北贸易模型中可以看出,如果南方政府采取措施加快技术转移的速度,南方国家模仿生产新产品的时间就会缩短,有利于南北经济差距的缩小。同时,南方国家政府通过制定产业政策鼓励技术创新,南方国家的技术创新能力会得到很大的提升,也有助于更好地把握后发优势,实现“蛙跳”效应。因此,政府制定的贸易政策和产业政策对于推动地区的技术进步和改变贸易格局具有重要的意义,应该予以重视。

参考文献:

[1] 郭熙保,胡汉昌.后发优势新论――兼论中国经济发展的动力[J].武汉大学学报:哲学社会科学版,2004,(3).

[2] 王贵全.后发优势与贸易利益[D].上海:复旦大学,2003.

[3] 王冉冉.基于技术要素的国际贸易理论――兼论技术要素与我国外贸国际竞争力的提升[J].贵州财经学院学报,2005.

增产技术论文例6

【关键词】

人力资本 技术进步 新经济增长理论 技术进步增长速度方程

一、经济计量模型的构建

新经济增长理论中的知识或人力资本水平可以用国民人均受教育年限来衡量。为了更好地分析人力资本对云南省技术进步的影响，本文首先分析不包含人力资本的经济计量模型，然后在此基础之上把度量知识或人力资本水平的国民人均受教育年限当作一个生产要素引入经济增长模型，进而运用比较分析的方法定量地分析人力资本对云南省技术进步的影响。

鉴于任何一个经济计量模型都是建立在一定的假设条件之上，为此本文首先给出构建模型的假设条件：

（1）资本和劳动这两个生产要素是能够相互替代的，并且能够以可变的比例相组合。

（2）生产函数的形式采取考柏――道格拉斯生产函数的形式。

（3）技术进步是希克斯所定义的中性技术进步。这意味着把生产要素的质量变化全部归入技术进步的范围内。

（4）技术进步是随时间变化的，并按固定的指数增长率增长。

（5）规模收益可以不是不变的。由于规模收益不变的假设会把规模收益变动的影响全部划入技术进步的范围内，所以规模收益可以不是不变的假设有利于把规模收益变动的影响从技术进步的范围内分离出来。

在上述假设条件下，借鉴新古典增长理论的总量分析框架，可以得到包含技术进步但不包含人力资本的经济计量模型①：

Yt=A0ertK■■L■■■e■

式中，Yt是t时期的产出，用该期的GDP来代表。Kt是时期的物质资本投入，用该期末的总资本存量来代表。Lt是t时期的劳动投入，用该期的劳动人数来代表。A0是基期的技术水平。r是技术进步率。t是时期，用年来代表。a是物质资本的产出弹性。b是劳动的产出弹性。u是误差项，并且满足经典假设。

对上式取对数，有回归模型①

lnYt=lnA0+rt+alnKt+blnLt+u

进而还可得增长速度方程①：

y=r+ak+bl

其中，y为国内生产总值的增长速度、k为物质资本投入的增长速度、l为劳动投入的增长速度。

根据新古典增长理论的总量分析框架，结合新经济增长理论的基本思想，把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型，可得到包含知识的经济计量模型（2）：

Yt=A0ertK■■L■■■e■

其中，Ht是t时期的知识或人力资本水平，在此用国民人均受教育年限来衡量知识或人力资本水平。e是知识或人力资本水平的产出弹性。其他符号的含义同上。

在上式两边同时取对数，有回归模型②：

lnYt=lnA0+rt+alnKt+blnLt+elnHt+u

进而还可得增长速度方程②：

y=r+ak+bl+eh

其中，h为国民受教育程度或国民人均受教育年限的增长速度。其他符号的含义同上。

二、人力资本对技术进步水平的影响

根据云南省在1978-2010年期间的国内生产总值的时间序列数据、物质资本投入的时间序列数据，劳动力投入的时间序列数据，运用相关的软件，对回归模型①进行参数估计，可以得到回归方程①

lnYt=-1.948+0.03913t+0.599lnKt+0.427lnLt

标准差 （7.173） （0.033） （0.323） （0.424）

R2=0.997 F=1864.346

经检验，该回归方程的拟合效果很好。由回归方程可看出，云南省在1978年至2010年期间的年均技术进步率为3.913%。同时，劳动力投入的产出弹性为0.427，而物质资本投入的产出弹性为0.599。劳动力投入的产出弹性与物质资本投入的产出弹性之和略大于1，说明云南省经济略显规模收益递增。

根据云南省1978年-2010年期间的国内生产总值的时间序列数据、物质资本投入的时间序列数据、劳动力投入的时间序列数据、以及国民人均受教育年限的时间序列数据，运用相关的软件，对回归模型②进行参数估计，可以得到回归方程②：

lnYt=-4.094+0.0222t+0.727lnKt+0.467lnLt+0.303lnHt

标准差 （8.456） （0.48） （0.421） （0.442） （0.618）

R2=0.997 F=1864.346

经检验，该回归方程的拟合效果很好。由回归方程可看出，国民受教育程度或国民人均受教育年限的产出弹性为0.303，它表示国民的人均受教育年限增加1%，产出就增加0.303%。同时还可看出，技术进步率为2.22%，物质资本投入的产出弹性为0.727，而劳动力的产出弹性为0.467。

对比回归方程①和②可看出，在没有知识或人力资本的回归方程中，物质资本投入的产出弹性为0.599，劳动力投入的产出弹性为0.427，但是在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，物质资本投入的产出弹性由0.599提高到0.727，劳动力投入的产出弹性也由0.427提高到0.467。这说明人力资本的生产过程不仅提高了劳动力的生产力，而且也提高了物质资本的生产力，这一实证结论与新经济增长理论的基本思想一致。

对比回归方程①和②还可看出，在没有知识或人力资本的回归方程中，技术进步率为3.913%，但是在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步率由3.913%下降到2.222%。这说明人力资本的生产过程体现了1.691%的技术进步，其中1.691%=3.913%-2.222%。这一实证结论与新经济增长理论的基本思想也同样是一致的，因为在新经济增长理论中，技术进步被认为是体现在人力资本或知识的生产过程之中。

在把人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步率从3.913%下降到2.222%，技术进步率下降的部分为1.691%。既然这部分1.691%的技术进步率是被人力资本的生产过程所体现，那么这部分1.691%的技术进步究竟是被体现到哪里去了呢？答案是：这部分1.691%的技术进步被人力资本的生产过程体现在三方面，一是物质资本的产出弹性的提高部分0.128，其中0.128=0.727-0.599，二是劳动力的产出弹性的提高，部分0.04，其中0.04=0.467-0.427，三是作为生产要素的人力资本的产出弹性值即0.303。

此外，由回归方程②发现，各种生产要素的产出弹性之和大于1，说明云南省经济具有规模收益递增的性质，这一实证结论同样与新经济增长理论的基本思想一致。

三、人力资本对技术进步构成的影响

在新古典增长理论的总量分析框架中，第t年的产出是由第t年的技术水平、第t年的物质资本投入、以及第t年的劳动力投入共同决定的。此外，技术进步被假定为是希克斯中性的，生产函数也被假定为是考柏――道格拉斯形式的。这样可得到新古典增长理论的经济模型：

Yt=AtK■■L■■

在假设劳动的产出弹性为1，资本的产出弹性为0时，上式可变为：

Yt=AtLt

进而有：

Yt/Lt=At

此式表示：第t年的劳动生产率就是第t年的技术水平。

同理，在假设劳动力的产出弹性为0、物质资本的产出弹性为1时，上式可变为：

Yt=AtKt

进而有：

Yt/Kt=At

此式表示：第t年的资金产出率就是第t年的技术水平。

同理，在假设劳动力的产出弹性和物质资本投入的产出弹性b的值都大于是0且小于1时，上式又可变为：

Yt/（K■■L■■）=At

此式表示：第t年的全要素生产率就是第t年的技术水平。

以上罗列了三种代表技术水平的指标：劳动生产率、资金产出率、以及全要素生产率。不难发现，三种指标中，只有全要素生产率能合理地度量技术水平，因为全要素生产率综合地考虑了物质资本投入的生产效率和劳动力投入的生产效率。所以，本文采用全要素生产率来度量云南省经济增长中的技术水平，并把技术进步定义为全要素生产率的提高。

如果把技术进步定义为全要素生产率的提高，那么技术进步通过以下两方面体现出来：一是因为劳动力投入的质量发生变化而导致的全要素生产率的提高，二是因为物质资本投入的质量发生变化而导致的全要素生产率的提高。如果把前者定义为人化的技术进步，同时把后者定义为物化的技术进步，那么可把云南省的技术进步率分解成两方面：一方面是人化的技术进步率，另一方面是物化的技术进步率，即有：r=r1+r2。

本文采用度量知识或人力资本水平的国民人均受教育年限来代表劳动力投入质量的变化，因此可以把人化的技术进步看作是因为知识或人力资本这个变量而引起的。

根据新古典增长理论的经济模型：

Yt=A0ertK■■L■■■

设Yt/（K■■L■■）=Wt

这样上式可变为：

Wt=A0ert

在上式两边对t求全导数，有

■=A0ert·r

在上式两边同除以Wt，有

■/Wt=■=γ

取■/Wt=w，表示全要素生产率的增长速度，则有：

w=γ

该式表示技术进步率等于全要素生产率的增长速度。

根据新经济增长理论的经济模型：

Yt=A0ertK■■L■■H■■

进而有

Yt/（K■■L■■）=A0ertH■■

令Qt=Yt/（K■■L■■），则Qt表示受知识或人力资本影响的全要素生产率。这样有：

Qt=A0ertH■■

在上式两边对t求导，有

■=A0ertH■■·r+A0ertH■■■■

在上式两边同除以Qt，有：

■/Q■=r+e■/H■

取■/Q■=q，表示受人力资本影响的全要素生产率的增长速度。

取■/H■=h，表示人力资本水平的增长速度。

这样有：q=r+eh。

该式表示受知识或人力资本影响的全要素生产率由两部分组成：一部分是在知识或人力资本影响下的技术进步率。另一部分则是由于知识或人力资本水平的增长所引起的，它等于知识或人力资本水平的增长速度与其产出弹性之积。

根据回归方程①，结合等式w=r，有（A）

w=r=3.913%

该式表示全要素生产率的增长率和技术进步率都等于3.913%。

根 据 回 归 方 程 ② ，结 合 等 式 q=r+eh，有（B）

q = 2 . 2 2 2 % + 0 . 3 0 3 h = 2 . 2 2 2 % + 0 . 6 7 8 % = 2 . 9 %。

该 式 表 示 受 知识或人 力 资 本 影 响 的 全 要 素 生 产 率 的 增 长速度等于2.9%，并且表示这部分2.9% 的增长速度由两部分组成：一部分是在知识或人力资本影响下的技术进步率2.222%；另一部分是由于知识或人力资本水平的增长所引起的，它等于0.678%。

对比（A）式和（B）式可知，在把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，全要素生产率由3.913%下降为2.9%。这是因为知识或人力资本的生产过程提高了劳动力的生产力和物质资本的生产力，进而降低了全要素生产率。

对比（A）式和（B）式还可知，在把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型之后，技术进步由3.913%下降到2.222%。这是因为知识或人力资本的生产过程体现了1.691%的技术进步。但是这部分1.691%的技术进步被知识或人力资本的生产过程体现到哪儿去了呢？答案在于二方面：第一方面是因为人力资本的生产过程提高了物质资本的生产力和劳动力的生产力而导致的全要素生产率下降的部分，它等于1.013%；第二方面是由于人力资本水平的增长所引起的部分，它等于0.678%。

通过上面的分析可知，云南省人化的技术进步率为1.691%。其中，人化的技术进步率来源于两部分：一部分是因为人力资本的生产过程提高了物质资本的生产力和劳动力的生产力而导致的全要素生产率下降的部分，它等于1.013%；另一部分是由于人力资本水平的增长所引起的部分，它等于0.678%。同时易知我省物化的技术进步率为2.222%。

四、政策建议

新经济增长理论通过把知识或人力资本当作一个生产要素引入经济计量模型，说明了技术进步是经济持续增长的源泉和动力，同时认为一个国家的经济增长主要取决于该国的知识或人力资本水平。提升一国知识或人力资本水平的最好方法是大力发展教育，教育是劳动力获得知识的最优途径。技术进步对云南省经济增长的贡献率之所以比西方发达国家低，究其原因是云南省的知识或人力资本水平比西方发达国家低。据统计，具有大学文化程度的劳动力占总劳动力的比重，云南省在1983年是0.87%，而美国在1981年为32.2%，日本在1980年为14.3%，分别是云南省的37倍和16.4倍；到1990年云南省这一比重上升到1.87%，而美国在19994年上升为56.5%，日本到1990年上升为20.7%，云南省用了7年的时间这一比重才上升了1个百分点，而在相当于7年的时间里，美国这一比重上升了7.7个百分点，日本上升了4.5个百分点。造成云南省的人力资本水平比西方发达国家低的原因在于云南省对教育的资金投入不够和我国的教育体制不完善。在1991年～1995年期间，云南省的教育投入占GDP的比重为3.2%，然而根据联合国教科文组织公布的资料，1985年世界各国教育投入占GDP的比重平均为5？.7%，其中发达国家为6.1%，发展中国家为4%，均高于云南省目前的水平。根据新经济增长理论，一国的经济增长主要取决于该国的知识技术和人力资本水平，因而为了更好地迎接知识经济的挑战，云南省应该加强教育投入的力度，深化教育体制改革，以期尽快提升我国或云南省的知识或人力资本水平。

参考文献：

蔡增正：《教育对经济增长贡献的计量分析——科教兴国战略的依据》，《经济研究》，2000年第2期。

2、李京文、张国初：《现代人力资源经济分析——理论·模型·应用》，社会科学文献出版社，1997年版。

3、沈利生、朱运发：《人力资源开发与经济增长关系的定量研究》，《数量经济技术经济研究》，1997年第12期。

4、郑玉歆、许波：《经济增长研究中的资本度量》，《数量经济技术经济研究》，1997年第7期。

增产技术论文例7

一、 引言和文献综述

随着全球经济一体化不断推进，发达国家利用本地要素禀赋和要素结构综合作用进行技术研发与创新，而发展中国家主要依靠技术引进来促进本国技术进步。由于发达国家与发展中国家的要素禀赋及要素质量有明显差别，即使它们采用一样的技术，发展中国家会由于技术与其要素禀赋及要素质量不相匹配，导致与发达国家之间的全要素生产率和个人收入存在较大差距，这种差距并未出现缩小的迹象。适宜性技术理论给出了一个合理的解释：技术选择必须与各生产要素相协调发展，才能提高技术效率和实现经济快速发展。

关于技术选择对经济增长的影响研究，主要集中于技术进步对经济增长的贡献度研究。技术进步通常以提高要素生产率和配置效率方式作用于经济增长，并以全要素生产率贡献估计技术进步对经济增长的作用。20世纪90年代以来，欧美国家经济高速增长，全要素生产率贡献下降的主要原因在于高新技术产业、新设备投资与资本相融合的技术进步使欧美国家的经济实现持续高速增长（Gordon，2007），美国1954年～2001年间60%-68%的潜在经济增长归因于技术进步能（Pakko，2002），20%的经济增长是由于体现型技术进步的贡献（Hulten，1992），60%的经济增长归因于技术选择方向（Greenwood et al.，1997）。在国内，也有研究发现技术选择有利经济增长。赵志耘等（2007）构建了一个内生经济增长模型，通过界定设备投资和建设投资相对价格和边际收益与技术进步关系，认为中国存在资本偏向性技术进步。王林辉等（2012）基于动态前沿生产面的非参数方法获取分行业全要素生产指数，通过面板数据分析了我国不同类型技术进步及其匹配结构对我国制造业生产率的影响，认为资本偏向性技术进步是生产率增长的重要来源。黄先海等（2006）通过对索洛的时期性增长模型扩展，分析了偏向性技术进步在我国工业劳动生产率增长和全要素生产率增长中的作用，认为偏向性技术进步贡献了约45.31%的生产率增长。邓明（2015）认为中国大部分省份技术进步方向偏向于资本，而资本偏向的技术进步则显著强化了经济波动，即使改变度量经济波动的方式。

可以看到，现有关于技术选择与经济增长的研究主要集中于整体层面，较少文献涉及对区域层面的分析。基于此，利用C-D生产函数构建技术选择对区域经济增长影响的理论模型，并利用1978年～2013年间31个省份的数据验证技术选择对各省份经济增长的影响，以及技术选择对东中西地区经济增长的影响。文章接下来的结构安排如下：第二部分是文章的理论模型部分；第三部分是文章变量选择与来源；第四部分是文章的实证部分；第五部分是文章的结论部分。

二、 理论分析

三、 变量选择和数据说明

只要收集到各地区的产出、资本和劳动投入的信息，就可以估计出（9）式中的参数。选取中国31个省市作为研究对象，利用31个省市数据进行加可以总获得东中西部的数据。从前文理论分析可知，所需数据包括：各地区总产值Yt、生产过程中的资本投入Kt和劳动力投入Lt。

1. 地区生产总值。用各省份GDP来衡量。各地区生产总值数据主要来源于《中国国内生产总值核算历史资料：1952年～1995年》、《中国国内生产总值核算历史资料：1952年～2004年》、各省份历年《统计年鉴》。为消除通货膨胀的影响，以2000年为基期，按2000年价格进行折算，得到以2000年为基期的不变价数据。

2. 劳动力投入。用各省份年末就业总人数来衡量。劳动力投入数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》、各省份历年《统计年鉴》中的年末就业人员数据。1978年～1984年重庆的就业人员数据缺失，用1985年～2005年的平均增长率估算得到。

3. 资本存量。各省份资本存量并没有现成的数据，需要通过估算得来。目前，提供估算资本存量方法的文献比较多，文章借鉴张军等（2004）方法估算各省份1978年～2013年的资本存量。估算资本存量的基础数据来源于各省份历年《统计年鉴》和《中国国内生产总值核算历史资料（1952年～1995年）》。

四、 实证分析

1. 经验观察。首先测算技术选择指数的区域差异性。如图1所示，从三大地区来看，2011年前，东中西部地区的技术选择指数收敛值各异。中西部地区向0.8的水平收敛，这说明中西部地区的资本劳动比低于全国平均水平，意味存在大量剩余劳动力，因此，在2011年前，中西部地区提高资本投入可以促进经济增长；而东部地区向1收敛，说明东部地区的资本劳动比接近于全国平均水平。2011年后，东中西部地区的技术选择指数波动幅度较大，东部地区的技术选择指数大致向0.8靠拢，中西部地区的技术选择指数大致向1靠拢，这说明各地区单纯的依靠资本投入来拉动经济增长的方式已与我国国情不相适应，东中西部地区必须由靠生产要素投入的粗放式增长方式向提高生产率的集约型增长方式转变。

2. 实证分析。采用GMM方法对（9）进行估计，其估计结果如表1所示：国民经济的人均产出与各地区滞后一期的人均产出系数值显著为正，这与前文预期分析一致。构建31个虚拟变量来分析各省份技术选择对经济增长的影响。针对模型（9）式，设定了工具变量进行检验。其中，AR（1）检验拒绝了随机误差项不存在序列相关的原假设，而AR（2）检验却接受了其原假设，说明（9）式的设定是合理的。同时，Sargan过度识别检验的P值为0.187，说明所选择的工具变量也较为合理。

由表1中可知，东部大部分省市的技术选择指数不显著，比如广东、浙江、河北和北京等；而广西、河南和安徽这三省份的技术选择指数为负值；贵州的技术选择指数最大，达到了0.317。这说明技术选择指数在各省份之间存在较大差距，主要原因是各省资本深化程度以及产业结构不同。因此，提高资本劳动比所引起的各地区劳动生产率不同。若要提高劳动生产效率，一方面各省经济发展方式需与其现实相适应，另一方面还要构建相适应的资本深入机制，才有利于要素的流动，提高劳动生产率。人均产出在1%水平上正显著，这意味人均产出每提高1个百分点，就能促进地区经济增长0.237个百分点。滞后一期的人均产出在1%水平上正显著，这意味各地区前期的经济发展水平越高，那么它的经济结构越优化，即前期经济水平每提高1个百分点，那么地区经济将提高0.820个百分点。值得注意的是，各省份的技术选择对经济的贡献显著小于前期经济发展水平对经济的贡献，这也诠释了我国各地区经济差距的迥异以及呈逐步拉大的事实。

接下来，利用模型（9）对东中西部地区进行一般面板模型估计，其估计结果表2所示。其中，Hausman 检验显示应采用随机效应估计较为合适。由表2可知，西部地区的技术选择指数最大，达到了0.270；中部次之，它的技术选择指数为0.178；而东部地区的技术选择指数最小，仅为0.129。这说明东中西地区的技术选择指数也存在差异，其主要原因在于东部地区的经济发展水平高，加大资本投入对东部地区经济快速增长的带动作用并不明显，只有选择适宜的技术才能促进经济增长；而中西部地区目前拥有较多的劳动力，加大资本投入在一定程度上可以促进经济快速增长。人均产出水平在1%水平上正显著，其系数为0.223，与表1相比，下降了0.014，这说明东中西部的经济发展不平衡，使得我国整体的经济带动作用在不同地区存在较大差异。滞后一期的人均产出水平在1%水平上正显著，且系数为0.841，与表1相比，该系数提高了0.021，这意味东中西地区的经济发展依赖自身的经济发展更为明显。

五、 结论与启示

利用C-D生产函数，构建了技术选择、人均产出与各地区人均产出之间理论模型，利用1978年～2013年间31个省份数据进行了实证检验，结果表明：

1. 2011年前，中西部地区向0.8的水平收敛，而东部地区向1收敛；2011年后，东中西部地区的技术选择指数波动幅度较大，东部地区的技术选择指数大致向0.8靠拢，而中西部地区的技术选择指数大致向1靠拢。目前东中西地区单纯的依靠资本投入来拉动经济增长的方式已与国情不相适应，需转变生产发展方式，技术选择指数在各省份之间也存在较大差距，滞后一期的人均产出越高，有助于提高地区经济增长。

2. 东中西地区的技术选择指数也存在差异，各地区的经济发展极不平衡，使得我国整体的经济带动作用在不同地区存在较大差异，东中西地区的经济发展对自身的经济发展依赖更为明显。

通过以上结论得到以下启示，各省份要结合自身的要素结构和注重合适的技术选择和引用，并进行适度的资本深入，才可以实现技术选择对地区经济增长的促进作用。同时，要注重资本的投入和前沿技术的引进，提高劳动生产率，促进产业结构升级，实现经济的持续增长。

参考文献：

[1] 赵志耘，吕冰洋，郭庆旺.资本积累与技术进步的动态融合：中国经济增长的一个典型事实[J].经济研究， 2007，（11）：18-31.

[2] 王林辉，董直庆.资本体现式技术进步、技术意合结构和我国生产率增长来源[J].数量经济技术经济研究，2012，（5）：3-18.

[3] 黄先海，刘毅群.物化性技术进步与我国工业生产率增长[J].数量经济技术经济研究，2006，（4）：52-60.

[4] 邓明.技术进步偏向与中国地区经济波动[J].经济科学，2015，（1）：5-17.

[5] 林毅夫，张鹏飞.适宜技术，技术选择和发展中国家的经济增长[J].经济学（季刊），2006，5（4）：985-1006.

[6] 黄茂兴，李军军.技术选择，产业结构升级与经济增长[J].经济研究，2009，（7）：143-151.

[7] 张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究，2004，（10）：35-44.

增产技术论文例8

一、引言

创新是一个民族进步的灵魂，是国家兴旺发达的不竭动力，也是企业生存和发展的重要因素。近年来，中国高新技术企业纷纷加大研发投入、积极引进国外先进技术。数据显示，国家财政科学技术支出从2007年的2113.5亿元增长到2013年的6184.9亿元，年均增长32%。在高新技术企业研发投入迅猛增长的背后，创新的效率问题同样成为理论和实践关注的焦点。技术引进和创新的目的是为了提高效率，而如果创新的过程本身缺乏效率的话，就弱化了创新的意义。

本文在以下方面有所创新：1、以山东省青烟威这一典型的山东半岛蓝色经济区的高新技术企业作为研究对象；2、运用DEA-Malmquist指数法，实证分析青烟威2007-2013年的规模效率、纯技术效率等创新效率指标，并在此基础上加入技术进步这一创新效率指标，进而研究全要素生产率这一与经济增长密切相关的因素。通过对不同地区的创新效率和全要素生产率的实证研究，分析青烟威的创新效率和全要素生产率的差异，对于不同地区政府制定合适的政府科技支出规模和结构调整的政策以及促进青烟威地区进行结构的调整和促进其经济的增长具有比较重要的意义。

二、研究现状

关于创新效率和全要素生产率的讨论是当今经济学研究的热点，并且产生了大量的文献。以下从国外、国内两个方面进行文献综述。

（一）国外研究现状

当前，国外高新技术产业效率研究绝大多采用定性分析方法，主要分为两个方向：一个是自选分析模型。另一个是DEA模型分析法，Fried等人（2002）认为，研究对象的外部环境、随机因素和管理因素都是效率影响原因之一，据此提出三阶段DEA理论模型，剔除外部环境和随机因素，使研究结果更具客观性和可操作性。

（二）国内研究现状

在创新效率的研究方面：龙勇、纪晓峰（2005）利用DEA方法对我国高新技术产业的技术效率和规模效益进行实证分析，结果显示整体上我国高新技术产业的规模效率和技术效率比较低的结论。张纯、葛幼松（2007年）运用DEA方法，从综合有效性、技术有效性和规模有效性进行实证分析，结果显示：我国高新技术产业现有的发展水平存在投入产出效率不高、总体规模偏大等问题。

对全要素生产率的研究，从研究方法上，可分为两种思路：（1）利用经济增长模型来测定我国或各省份的全要素生产率的大小，（2）采用DEA-Malmquist指数方法来分析全要素生产率的变化改善情况，如常建新，姚慧琴，毛颖（2011）研究西部地区全要素生产率的变化趋势，研究结果表明TFP的增长促进了西部地区经济的增长；TFP的增长主要得益于技术进步，而其他因素则起到阻碍作用。然而这些文献都显示由于核算方法和资料的选用方法和处理方法不同而导致得出不同的结论，甚至有的差异很大。

上述文献虽然都研究了不同产业、不同地区的不同效率，但是研究高新技术产业的创新效率和全要素生产率的文献还是比较少，而对其动态变化的研究更少。因此，研究高新技术产业创新效率和全要素生产率的动态变化就显得非常重要。本文意在以前研究的基础上，做出进一步的实证分析，增加了更多的分析单元，延长了分析期间，研究青烟威这一典型区域，以探求更有代表性的结论。

三、模型选择与方法介绍

DEA模型中的BCC模型可以在得到各个数据的相对效率值（即综合效率）的同时，得到各个数据的规模效率和纯技术效率，并且综合效率=纯技术效率×规模效率。由于企业的创新是一个非常复杂的过程，有许多的投入和产出变量，非常适合运用DEA模型进行研究，因此选用DEA模型中的BCC模型来研究高新技术企业的创新效率问题。高新技术企业的科技进步的影响存在一定的时滞效应，本文通过对企业多年数据的建模来讨论在一定时期内技术进步对高新技术企业生产效率的动态影响。因此本文用全要素生产率来表示考虑了技术进步的高新技术企业的生产效率，研究方法则选取DEA-Malmquist生产率指数法。

四、指标的选取与数据来源

本文在DEA模型中采取R&D全时人员折合全时当量、R&D经费作为投入指标，采取专利申请授权数、GDP增长率为产出指标，进而分析出综合效率、纯技术效率、规模效率等创新效率。同时增加了政府对于高新技术企业的财政投入，代表了政府对企业创新效率影响的指标，进行了对全要素生产率的测算。

高新技术企业：通过科学技术或者科学发展在新领域中的发展，或者在原有领域中革新似的运作。

技术进步：新的知识、新的技能、发明创造以及新的组织结构在经济活动中的应用而形成的人们经济活动水平的提高，反映被评价对象对新技术的重视。

技术效率变化：在给定一组投入要素不变的情况下，一个被评价对象的实际产出与假设同样投入情况下的最大产出之比，反映在给定投入的情况下被评价对象获取最大产出的能力。

规模效率变化：反映被评价对象是否在最合适的投资规模下进行经营的规模效应。

纯技术效率变化：反映被评价对象技术应用水平所产生的效果。

本文的数据来源于《山东省统计年鉴》（2007-2014），GDP增长率则以青烟威的地区生产总值增长率来表示。

五、实证分析

（一）运用DEA对2013年山东省十七地级市进行创新效率分析。本文搜集了山东省17地级市的创新产业的资料，得出青烟威的创新投入和产出相比于济南等发达城市虽然有一定的差距，但相较于一些内陆的城市还是有一定优势的。利用DEAP2.1软件对山东省17个地级市的高新技术企业的创新效率进行了分析。

（二）DEA-Malmquist生产率指数测算

（三）青烟威地区全要素生产效率（TFP）变化情况分析

考虑到技术进步的滞后性问题，本文分析了青烟威2007-2013年的数据，从整个青烟威来看，全要素生产效率的年均增长率为-0.8%，生产效率有一定程度的下降。青烟威的全要素生产效率呈现出先下降后增长，再稍微降低后逐步平稳增长的趋势。

（四）青烟威地区全要素生产效率与经济增长的相关分析

根据表2可以知道青烟威的全要素生产率的增长率的下降的时候，GDP的增长率也会随之下降，这在一定程度上反映了青烟威地区的高新技术企业发展规模比较大，政府对于高新技术开发和利用的重视。另一方面由于青烟威的有利的地理位置，便于其吸收海外的先进科学技术，也便于引进外资，所以青烟威要利用好自己的地理优势和政策优势，大力发展高新技术，使高新技术产业能为经济增长做出更大的贡献。

（五）青烟威地区全要素生产效率变化的分解分析

技术进步曲线与全要素生产效率变化曲线的波动是一致的，而且青烟威的全要素生产效率的变化呈现出的一个显著的特征是：技术效率促进全要素生产效率上升时，技术进步水平下降对全要素生产效率的不利影响，即青烟威现在还很难做到技术效率与技术进步的兼顾，技术进步的变化幅度要大于技术效率的变化幅度，这表明了技术效率的提升是一个不稳定的发展过程。

（六）青烟威地区综合效率变化的分解分析

2008―2010年纯技术效率与综合效率呈现出了一致的趋势，规模效率与综合效率呈现出相反的趋势，充分说明这段时间纯技术效率取得良好的成果，对综合效率的影响比规模效率大；而2011―2013年与2008―2010年恰好相反，规模效率与综合效率完全重合，并且都呈上升趋势，可见规模效率对综合效率产生的影响很大。

再使用SPSS对综合效率进行相关性的分析知综合效率与纯技术效率的相关系数为0.863419，而综合效率与规模效率的相关系数为0.12306，纯技术效率对综合效率的影响远远大于规模效率对综合效率的影响。纯技术效率与规模效率的相关系数-0.39434，呈负相关。

六、结论

1、青烟威的GDP与全要素增长率具有一定的正相关关系，说明青烟威的经济增长在一定程度上依赖于高新技术的发展所带来的推动作用，而这也成为青烟威相较于省内其他地区的优势。

2、青烟威的全要素生产效率的提高主要来自于纯技术效率和规模效率的提高，而技术进步对其贡献为负。

3、虽然在某些年份全要素生产效率大于1，但是均值还是小于1，这说明虽然这几年青烟威经济发展十分迅速，但在高新技术创新效率上仍存在提升的空间。

七、对策与建议

对于青烟威的高新技术发展，要注意协调发展，在不断提高技术效率的同时提高技术进步，使两者相辅相成，更好地推进高新技术产业的发展和高新技术产业创新效率的提高。因此，本文针对青烟威的技术进步方面的不足，提出以下建议：

1、合理配置科技人力资源，建立青烟威的科技人才信息库，重点建立高新技术产业、战略性新兴产业创新型领军人才信息库建立科技创新人才的选拔和评价机制，吸引科技创新人才，促进技术进步。

2、高技术企业R&D投入每年都在不断增长，但R&D投入强度几乎没有变化，R&D投入也普遍仍旧较低，且两极分化严重。因此企业特别是高新技术企业应该高度重视研发活动，加强对引进技术的消化和吸收，加大对基础性研究的投入，提高企业的核心竞争力；加大对研发活动的投入力度，提高企业的盈利能力进而谋求更好的发展。

3、高新技术企业多数存在冗余投入与支出，造成极大的负面影响，对技术进步毫无益处，因此必须减少冗余。企业需要合理配置、利用投入的资源，提高经济效率，并采取适当措施来压缩投资，避免投入过剩导致的产出率低下。

参考文献：

[1]薛娜，赵曙东.基于DEA的高新技术产业创新效率评价――以江苏省为例[J].南京社会科学，2007（5）：135-141

[2]龙勇，纪晓峰.高新技术产业技术进步的DEA分析[J].统计与决策，2005（8）：72-74.

增产技术论文例9

中图分类号：F0 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）22-0017-02

一、以色列经济概况

位于中东的以色列国内自然资源极其匮乏，与邻国家关系恶劣，在其复国后六十年的时间里，人口总量从80万增长到720万，但经济却实现了50倍的经济增长，2011年人均GDP为31100美元，达到发达国家水平，并且成为军事、农业和科技强国，瞩目的成就值得我们探究。

以色列在经济发展过程中经历两次飞跃，第一次飞跃是从1948—1970年，在此期间，以色列的人均国内生产总值几乎翻了四番，人口增长至原来的3倍，这归功于以色列的企业家型政府，经济增长主要由政府发起并管理的大规模基础设施建设项目所驱动，接下来是十多年的滞涨期。第二次飞跃是从1990年至今，在此期间，以色列成为全球创新的先驱地，这次飞跃中政府采取激励手段，促进企业家型私人部门的繁荣。以色列的创业公司在世界上密度最高，在纳斯达克股票交易所上市的公司超过其他任何国家，2008年以色列的人均风险资本是美国的2.5倍，欧洲国家的30余倍，高科技产业成为以色列经济增长的主要引擎，本文所谈的是以色列第二阶段的经济增长。

二、技术创新和创造力是以色列经济增长的动力

每个国家都有天然的限制因素，以色列极有创造性地解决所面临的自然劣势，使问题变为资产。在干旱缺水的沙漠地区，以色列成了沙漠农业、滴水灌溉以及减少土壤盐分领域的领航者，20世纪60年代开发的滴水灌溉技术，发展成为耐特菲姆公司，现在其技术销售全球110多个国家，同时以色列的农业生化技术、土壤曝晒和工业废水持续利用等领域走在世界前列。同样，面对外部战争威胁和压力，以色列以技术占得先机，投入大量的研发费用，解决军事上的问题，研制成功世界上第一个实用反导弹系统，生产出最安全、最先进的坦克，不仅使其成为军事强国，而且具备强大的出口创汇能力，是第三大军工产品出口国。同时，以色列国防工业也是国家最成功高科技公司的孵化器，许多用于解决军事问题的技术被转化为民用技术，包括语音识别技术、网络安全技术、通信技术、医疗电子等，这些促成了以色列的跳跃式启动，培育并维持了民用高科技的高水平。

近二十年世界上大部分技术突破是在以色列孕育和开发的，如电脑芯片、USB钥匙、即时消息、语音信箱、微型吞咽相机等。英特尔位于以色列的研发中心成为芯片设计领域的领导者，思科公司最高级的路由器由以色列的研发机构研究，盖茨曾说过：发生在以色列的创新对未来科技的发展至关重要。

三、20世纪的经济增长理论

经济增长是全人类面临的问题，更是每个国家领导人密切关注的问题，2012年5月G8峰会发表《戴维营宣言》，开宗明义说明：促进经济增长和创造就业是八国集团面临的最为迫切的任务，也是经济学家研究的主题之一，18世纪的马尔萨斯提出“人口论”，指出人口增长快于生活资料增长，会导致人类贫穷的命运，这个理论影响深远。20世纪全球人口快速增长，但是经济增长速度同样迅速，人类生活水平大幅提高，经济理论也百花齐放。

美国经济学家索洛在20世纪50年代提出新古典经济增长模型：g=αg1+βgk+ga

g1、gk、ga分别代表劳动增长率、资本增长率和技术进步率；α和β分别代表劳动和资本在经济增长中的贡献比例。这一模型的含义是：决定经济增长的因素是资本、劳动和技术进步，在其他因素既定的条件下，只要有技术进步，就会促进经济增长，尤其当参数α和β都小于1时，技术水平的提高最为有效，这一观点曾对美国政府的教育投资的政策产生了一定影响，但该理论认为技术进步是外在决定的、偶然的、无成本的资源，对工业化国家经济持续增长的解释不能令人满意。

美籍奥地利经济学家熊彼特早在20世纪初提出创新理论，从技术与经济相结合的角度，强调生产技术的革新和生产方法的变革在经济发展过程中的作用。该理论认为创新有五种情况：引进新产品或某种产品的新特性，采用新技术，开辟新市场，控制原材料的供给来源，实现企业的新组织。创新理论的基本观点是：创新是生产过程中内生的，创新必须能够创造出新的价值，创新的主体是企业家，创新是一种“革命性”变化，同时意味着毁灭。在凯恩斯的经济增长理论大放光彩的年代，熊彼特的理论几乎被忽略，如今政府主导投资的局限性越来越明显，但创新作为经济增长动力的国家却可以保持持续的增长，致使人们重新审视熊彼特的创新理论，发现创新才是经济增长的根本动力。

20世纪80年代以来最有影响的美国经济理论家保罗·罗默等人提出新增长理论，揭示经济增长的内在机制。该理论首次把人力资本、技术进步列作经济增长模型的内生变量，认为教育、知识与经验积累、基础研究产生的外部效应，是经济持续增长的动力。20世纪90年代后罗默、格罗斯曼等人提出研究与开发（R&D）模型，认为技术进步或创新是企业有意识进行R&D投资的结果，来自创新的垄断利润则为企业从事R&D获得提供了市场激励，如微软、苹果等公司。

增产技术论文例10

一、文献综述

经济增长问题从来都是经济学中的最主要问题之一，认识经济增长也是经济学最为迫切的任务之一。斯密认为增长的动力在于劳动分工、资本积累和技术进步。哈罗德、索洛和丹尼森指出外生技术进步、熊彼特与库兹涅兹的创新驱动的技术进步到以罗默、卢卡斯为代表的新古典增长理论的内生技术进步，这些增长理论都强调技术进步对经济增长的贡献。

贸易和增长的关系始终是贸易理论研究的焦点，不同的理论对贸易如何引致增长这一问题给出了不同的解释。在传统的贸易理论框架下，无论是绝对优势理论还是比较优势理论，都强调分工的重要性，其主要目的在于解释贸易的发生机制以及福利效应，而非贸易如何引致增长的问题，因此这种分析框架并没有也无必要对自由贸易下的贸易如何引致增长的问题做出回答。

新贸易增长理论认为，传统贸易理论并非是完全的动态分析，其假定技术和资源在贸易过程中不发生任何变动，因此仍然属于一种静态分析方法，而事实上，贸易过程除了静态收益之外，更重要的在于动态收益，这种动态收益来自于贸易导致的内生在贸易品中的技术溢出效应（Romer,1990; Grossman and Helpman,1990;Coe and Helpman, 1995）, 溢出效应的大小则与贸易结构有着直接的关系，Coe and Helpman（1995）的研究表明，对于发展中国家而言，进口资本品与国内资本品的生产率是不同的，因此，资本品的进口并不一定会导致资本品价格下降，其更重要的作用在于提高本国资本品的边际产出，提高本国的生产率，加速本国资本形成，从而促进经济增长。

新贸易理论认为，国际贸易是促进技术进步的一个重要因素（Grossman和Helpman 1991）。Coe、Helpman和Hoffmaister（1997）分析了国际贸易促进技术进步的四个途径：国际贸易进口新的中间产品和重要设备通过投入产出效应提升进口国生产率；国际贸易增进各国之间的关于产品设计、生产方法和市场等信息的了解从而提升各国之间的劳动生产率；国际贸易给予技术落后国模仿技术前沿国的机会，而模仿是一个“干中学”提升技术的过程；国际贸易能使一个国家在技术进步或模仿外国技术的过程中提高自身的生产率，因此也就间接影响了整个经济的生产率。

对国际贸易促进技术进步的实证文献较多的集中在发达国家给发展中国家带来的国际贸易的技术溢出影响。Coe和Helpman（1995）分析认为：国外研发对国内的TFP 有一个正的显著的影响，并且国内的开放度越高，这个影响越大。Coe、Helpman和Hoffmaister（1997）发现发展中国家的国际贸易提升了自己的劳动生产率。Keller(2000) 从微观厂商的角度研究发现国际贸易促进了技术进步，并且认为中间产品之间的国际贸易导致的技术溢出效应更大。发达国家之间也能通过国际贸易促进自己的技术进步。

二、模型设定与分析方法

本文在Coe和Helpman模型的基础上，将出口的学习效应和进口技术溢出模型相结合，故引入出口变量进入分析模型。因此，扩展后的Coe和Helpman模型可以表示为:

是国内R&D资本存量;表示外国R&D资本存量，定义为以进口比例加权的贸易伙伴国平均R&D资本存量，即:，其中，是i国从j国进口的商品和服务总额，是i国从所有贸易伙伴进口的总额，。M表示机器设备进口额，X表示出口额，E表示中学以上人口占总人口的比率，T表示时间趋势项，μ表示白噪声。

三、中国区域数据的计量检验

1.时间序列数据的平稳性检验。在进行协整分析之前需对变量进行平稳性检验，本文采用增广的ADF（Augmented Dicker-Fuller）检验法来检验时间序列数据的平稳阶数，再进行协整和格兰杰因果关系检验，变量的时间序列经过一阶差分平稳,所以它们是一阶单整序列。

2.协整检验。本文采用JJ法来检验它们之间的协整关系。检验结果表明：在5％的显著性水平下，东部地区和中部地区有且只有1个协整关系，而西部地区没有协整关系。

3.格兰杰因果检验。检验结果表明，东部地区来在87％的置信区间下，机器设备进口是技术进步的格兰杰原因，而技术进步不是机器设备进口的格兰杰原因。中部地区在74％的置信区间下，可以教育是技术进步的格兰杰原因，但技术进步对教育的格兰杰原因并不明显。西部地区教育对技术进步的促进作用不明显，而且技术进步对教育的格兰杰原因也不明显。

四、结论及政策建议

本文对贸易溢出模型进行扩展分析，研究了影响技术进步的主要因素，可以得出以下主要结论：

1.东部地区的全要素生产率逐年增长的势态，中部地区的全要素生产率的波动比较大，西部地区的全要素生产率呈“U”字型。

2.中国东部和中部地区国内R&D资本存量、国外R&D资本存量、教育水平、机器设备进口、出口和全要素生产率增长之间存在惟一的长期动态均衡关系,而西部地区并不明显。

3.对东部地区来说，机器设备进口额、出口、教育水平和国内R&D存量都是技术进步的主要因素；对中部地区来说，教育水平、国内R&D存量和国外R&D资本存量都是技术进步的主要因素；对西部地区来说，只有国内R&D存量是技术进步的主要因素。