数量经济技术经济范文1
关键词：技术创新；技术标准化；经济增长；知识溢出
在古典经济学阶段，学者就开始了探寻经济增 长的源泉，并先后将要素积累、资源配置、技术进 步、宏观经济稳定、教育水平、制度发展、法律有效 性、际贸易乃至等因素纳入经济增长的 理论框架。随着知识经济时代的到来和经济全球 化的加速，际竞争变得越来越激烈，以技术创新 为核心的技术进步在现代经济增长中所发挥的作 用越来越大。因此，技术创新已引起世界各的高 度关注，并将其视为家经济增长的基础。我也 非常重视技术创新的作用，在“十一五”规划中就已 经将其置于非常重要的地位。
1 文献回顾
索洛(Solow)在1957年采用分解法对经济增长 进行研究，提出经济增长是资本、劳动和技术共同 作用的结果，经济增长归因于不同投资的贡献，无 法归因的要素投入则被认为是技术进步的贡献。 这一重要结论引发了经济学界对技术创新与经济 增长关系的热烈讨论。现在学界已经普遍认识到， 技术创新是影响家经济绩效的一项基本要素。 但是，研究技术创新对经济增长的影响时，技术创 新究竟应该如何衡量在学术界一直存在较大的争 议。很多学者用R&D支出来衡量技术创新，研究其 对经济增长的影响。但是，Kennedy和Thirlwall在 1972年关于技术进步的一项全面调查中强调，研发 支出的大幅增长对家层面上的总体经济增长率 只有很小的影响；Grilliches(1980)指出，研发 是一种投资流，企业的产出要受到这些活动早期投 资累积量以及除研发活动外其他知识资源累积量 的影响，当然以上这些因素都不包含在直接的研发 活动中，而且研发包含基础研究、防研究和工业 实验等，它们各自所产生的效应也有很大差异(参 见Gruppl998年的研究)。因此，除数据性的技术问 题之外，在生产函数中引入研发资本存量并不能为 技术创新提供合适的度量。还有一些学者利用专 利数来衡量技术创新，因为专利数据比较容易获 取，可以进行时间序列分析。Devinney(1993)利用 面板数据对专利和经济增长之间的关系进行评价， 发现二者之间存在积极的、显着的关系；Crosby (2000)基于澳大利亚1901―1997年的全样本数据 和分时期数据，考察了专利对劳动生产率和经济增 长的影响，发现澳大利亚注册专利数对其劳动生产 率和经济增长具有积极影响，专利每增长1％，人均 GDP将增长O.14％。Knut Blind和Andre Jung- mitag(2007)利用Cobb-Douglas生产函数对欧洲 家的12个部门进行研究，发现专利存量和技术标准 存量对20世纪90年代的经济增长具有重要影 响。Yang(2006)利用台湾地区1951―2001年的 数据研究发现，专利在台湾地区经济增长中起到十 分重要的作用。Jalle(2010)利用1980―2005年 73个家的面板数据研究发现专利对人均GDP的 实际增长率具有显着的正向影响。刘华(2002) 利用中1985―2000年的数据研究发现内专利 授权量对经济增长具有正向影响。黄智淋和俞 培果(2007)利用中内地31个省(市、自治区) 1997―2004年的面板数据对技术创新活动与经济 增长的关系进行实证研究，结果表明专利授权量对 经济增长具有正向影响。郭蓉蓉、马运来(2007) 研究了1985―2003年辽宁省专利产出与经济增长 的关系，研究结果表明，经济增长与专利产出之间 不存在明显的因果关系，专利产出对辽宁省经济增 长的贡献率约为10.39％。王慧、邵金哲(2009) 以河南省为例对专利产出与经济增长的动态均衡 关系进行了研究，研究结果表明，河南省生产总值 与专利产出具有长期动态均衡关系。盛安平 (2009)对北京专利数量与经济增长的关系进行了 研究，发现专利授权数量与其总产值之间存在显着 的线性关系。高文杰、曹镇东(2009)利用Cobb- Douglas生产函数分析了我3种专利授权量对经 济增长的影响，结果表明发明、实用新型和外观设 计3种专利授权量的产出弹性分别为0.168、0.104 和0.220。姜彩楼(2008)对我专利产出与经 济增长的协整关系进行了研究，结果表明专利和 GDP之间存在协整关系，且具有双向格兰杰因果 关系。
目前，技术标准对经济增长的影响仍然是一个 相当新的研究领域。制度经济学家认为，制度的发 展和经济增长之间存在紧密的联系。技术标准作 为一种制度也必然与经济增长之间存在紧密的联 系。在技术标准化的过程中，一方面政府或标准化 组织会选择比较先进的、相对成熟的技术作为“法 定标准”；另一方面各种技术之间通过相互竞争，引 导消费者选择含有某种技术的产品，使该技术成为 主导技术，进而形成主导设计，逐渐使其成为此行 业的技术标准。后者也是企业通过持续的技术开 发和市场博弈形成的一种均衡优势。由此可见，标 准化过程是一种知识交流和技术扩散的过程。技 术标准对于技术的快速、有效扩散具有非常重要的 作用，技术标准通过技术扩散必然会对经济增长产 生影响。当然，技术标准通过技术扩散对经济增长 产生影响只是其对宏观经济影响的一个方面。此 外，技术标准作为规范化的技术知识具有公共品的 特征，并且以基础设施的形式存在。从理论的角度 来看，公共基础设施可以提高其他投入要素比如资 本和劳动力的生产效率。
在以往的研究中学者们已经基本形成了一个 共识，即技术活动是经济绩效的实质性决定因素。 但是，在研究技术活动对经济绩效的影响时主要研 究技术创新或技术进步，很少将技术标准化作为一 种技术活动纳入其中。本文在以往研究成果的基 础上，选择专利存量作为衡量技术创新的指标，选 择技术标准存量作为衡量技术标准化的指标，将专 利存量和技术标准存量纳入Cobb―Douglas生产函 数，以内生产总值(GDP)表示产出量(y)，利用全 社会从业人员总数来表示劳动投入(f)，利用固定资 产投资额来表示资本投入(k)，研究技术创新与技 术标准化对中经济增长的影响。
2 模型的建立
本文以专利存量平均数衡量技术创新。专利 存量平均数根据当前年末的专利存量与以前年份 专利存量的平均数计算得出。由于一项具体创新
在现实生产中得以应用并转化为社会生产力需要一定的周期，因此在分析过程中应该对该指标进行适当的滞后，Griliches和Lichtenberg(1984)，Grili-ches和Mairesse(1984)，Geroski(1991)，Muint(1996)，Grupp和Jungmittag(1999)，Kunt Blind(2004)的研究表明，经过3年的滞后期相关专利才会对现实生产产生影响。将技术标准在现实中得到完全执行也有一定的周期。因此，本文在模型中将专利滞后3期，将技术标准滞后2期。
本文以技术标准存量衡量标准化。技术标准存量是当前年末引用的ISO标准和家标准存量。
扩展之后的Cobb-Douglas生产函数取对数之 后为：yt=a+α・k+β・lt+γ・pat(t-3)+δ・std(t-2)+ut (1)
假设该生产函数是非限制性生产函数，KnutBlind(2004)的研究结果表明，限制性和非限制性生产函数没有显着差异，都可以描述长期生产函数。
3 实证研究
本文以1985―2007年中宏观经济数据为样本。文中代表产出量(y)的内生产总值(GDP)，代表劳动投入(l)的社会从业人员总数，代表资本投入(k)的固定资产投资额均来自于各年度《中统计年鉴》。用以1978年为基期的商品零售价格指数将内生产总值以及固定资产投资额的名义值转换为实际值，单位为亿元。代表技术创新的专利存量(pat)来自家知识产权局专利数据库。由于家知识产权局的数据库中仅收集了1985年9月10日以来中公布的全部专利信息(包括发明、实用新型和外观设计3种专利)，此前的专利数据无法获得，所以将在此之前的专利存量视为0。代表标准化水平的标准存量(std)来自标准服务网标准数据库。
3.1 序列平稳性检验
分析各个变量的变化趋势，并检验其平稳性。其变化趋势如图1、图2、图3、图4、图5所示。通过时间列图可以发现，各个变量的时间序列均显示出随时间变化而逐渐递增的规律。
对各变量的时间序列数据进行ADF单位根检验，检验结果如表1所示。单位根检验结果表明，各个变量的时间序列是平稳的。一个平稳序列的数字特征是不随时间的变化而变化的，时间序列在各个时间点上的随机性服从一定的概率分布。换言之，可以通过时间序列过去时间点上的信息，建立模型拟合过去的信息，进而预测未来的信息。
3.2 协整检验
协整检验的目的在于揭示时间序列之间是否存在长期的稳定关系。利用Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法，对回归方程的残差进行单位根检验。
检验残差项εt的单整性。因为残差围绕0上下波动，且不具有明显的时间趋势(见图6)，所以在进行检验时不考虑常数和线性趋势。ADF单位根检验的结果如表2所示。根据表2中的检验结果可知，残差序列在5％的显着性水平下是平稳的，说明GDP与固定资产投资额、社会从业人员总数、专利存量、标准存量之间存在长期的稳定关系。
3.3 模型的估计
采用最小二乘法对评估方程进行估计。得到的结果如下：
yt=18.8345+0.4246kt-1.6306lt+
t=(1.64) (2.38) (0.72)
0.3036pat(t-3)+0.2367std(t-2)
(-1.42) (3.12)
R2=0.993 D.W=0.90
(2)
D.w.统计量表明扰动项存在正的自相关，因此引入自回归AR(2)模型进行修正，得到的结果如下：
yt=-2.8165+0.0690kt+0.3541lt+
t=(2.3838) (2.38) (2.63)
0.3808pat(t-3)+0.5225std(t-2)
(7.17) (3.87)
R2=0.999 D.W.=2.98 F=0.848485
(3)
3.4 模型的检验
从经济意义上来看，每个参数估计量的值都大于0，没有明显的错误。
根据拟合优度R2=0.999，可知总体显著性较好，方程拟合效果较好(见图7)。从各个变量的显著性来看，当k=4，n=23，显著性水平α=0.05时，t0.025(21)=2.08，可见在5％的显著性水平下，各个变量均显著。F0.025(4，21)=2.84，F=8485.84>F0.05(4，21)，方程整体显著。经过二阶差分变换后，在5％的显著性水平下D.W.>du=1.67，模型已不存在序列相关性。由以上的结果可以看出，该模型通过了计量经济学检验。
4 结论及政策建议
本文利用扩展的Cobb-Douglas生产函数对中专利、技术标准与经济增长的关系进行了计量分析。结果表明，1985―2007年专利和技术标准与经济增长之间存在显着的计量关系。根据结果还可以发现，资本投入每变动1％，产出变动0.069％；劳动投入每变动1％，产出变动0.350％；专利存量每变动1％，产出变动0.304％；技术标准存量每变动1％，产出变动0.523％。
数量经济技术经济范文2
关键词:经济增长;技术进步;总量生产函数;技术进步函数
中图分类号:F019.1 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0001-04
一、古典经济学家和经济增长
在经济思想成长的历史进程中,关于经济增长问题的研究一直是经济学家们关心的重心。古典经济学家如亚当•斯密(1776)、大卫•李嘉图(1817)、托马斯•马尔萨斯(1798)以及马克思(1887)奠定了很多呈现于经济增长理论中的基本成分。这些思想包括,竞争和均衡动态的基本方法,递减报酬的作用及其与物质和人力资本积累的关系,人均收入与人口增长之间的互动,以不断增长的劳动专业化分工,以及新产品和新生产方法的发现为形式的技术进步的效果和作为对技术进步的激励垄断力量所起的作用。
对作为积累过程基础的各种力量做出解释,成为古典经济增长问题的核心[1]。同资本积累相联系的,是劳动分工上体现出来的技术变革以及生产方法的变革。尤其是亚当•斯密把劳动分工、自由市场和新机器形式的技术进步作为导致经济增长的三个重要原因。马尔萨斯认为,土地数量的有限性会导致经济增长过程的停滞,当现有土地饱和时,食物短缺和饥饿会限制人口的进一步增长。而按照李嘉图的推理,优生产能力的土地将被最先使用,然后被使用的土地的质量会逐渐降低。其结果是,在扩大耕作面积的过程中,将会发生边际生产率递减,直到产出增长停止。但是,古典经济学家没有考虑提高农业劳动生产率的可能性,尽管李嘉图已经认识到了技术进步在制造业中的重要性。所以,总的来看,古典经济学家的研究中,资本积累和技术变革的关系没有得到系统的探讨。直到马克思理论的出现,这一点才得到改善。
马克思就是从资本积累的角度提出,技术进步将会使资本主义制度的经济增长停滞。对于古典经济学来说,在假定了利润率在资本主义经济中的中心地位之后,说明同资本积累过程和经济发展过程相联系的利润率的运动,成为经济增长理论中的一个关键问题。马克思将“利润率下降”趋势看作资本主义经济的一种规律。他认为,随着生产变得越来越高的资本密集所造成的利润率下降将引起资本主义经济危机。这是因为,剩余只能从劳动力中榨取,固定资本相对于可变资本的比率(即资本有机构成C/V)的增加将引起利润率的下降。所以,技术进步、机器的大量使用,既是资本主义的优点,也是其致命的缺点。优点就是它可以大幅度地提高劳动生产率,缺点则是它从长期降低了利润率,从而导致经济增长停滞。
尽管技术进步的观念还没有完全形成,但其在古典的经济增长思想中起了重要作用。古典经济学传统将经济体系看作一个整体,采用的是一种以社会关系为基础的总量的分析方法,而不是从一种单独的增长理论本身来分析经济增长问题。他们承认经济体系中的相互依赖的基本格局,以及生产、交换、分配和积累等现象间的相互联系。简而言之,在古典经济学分析中看到的是对价值、分配和增长的分析之间的必然联系,技术进步通过影响实物的资本有机构成,影响利润率,才对经济增长产生影响。虽然从资本积累、利润率等总量概论的角度分析经济增长确实比后来新古典的技术关系分析要高明,但遗憾的是,这种总量的分析方法仍然是以实物为基础的(如李嘉图的谷物模型),这与现代宏观经济的国民收入核算的货币量值是分离的。
二、新古典的总量生产函数与技术进步
(一)哈罗德-多马模型与技术进步的不相容
哈罗德-多马模型被认为是新古典经济学从技术关系探索经济增长根源的开始,但是哈马模型与古典经济学以资本价值理论为基础的分析路线相似。①
哈罗德-多马一直致力于寻求一种“平衡的增长”,为了保证这种平衡的增长,必须保持储蓄与投资的平衡:
G=s/v
其中,s=S/Y=1/Y为储蓄倾向,v为资本产出比,G为实际经济增长率。从上式可以看出,哈罗德――多马模型主要依赖于资本的价值理论,因此与劳动生产率是无关的。只有当资本劳动比不变时,劳动才能进入哈罗德―多马模型,于是排除了资本和劳动的相互替代。
因此,很容易证明,任何非哈罗德中性的技术都与哈罗德―多马模型的平衡增长不相容。哈罗德中性技术要求沿着资本―产出比不变的轨道,收入在资本和劳动之间的分配必须保持不变。如果资本存量的增长率/K=sY/K不变,那么在已知储蓄倾向不变时,产出―资本比1/v必定不变,这意味着资本存量和产出按相同的比率增长。
这种情况下的资本-产出比v=K/Y=K/L÷Y/L=k/y,这样,如果资本产出比将保持不变,则每一工人产出的增长率必须等于每一工人所用资本的增长率。一切非哈罗德中性的技术进步,②都将导致资本―产出比的变动,则每一工人产出的增长率就不能与每一工人资本存量增长率保持相等,从而稳定的增长无法维持[2]。
(二)新古典的总量生产函数与索洛余值
哈马模型假定资本―劳动比不变和资本劳动的不可替代,导致了其与技术进步的不相容。新古典增长理论试图克服这一缺点。在新古典经济增长模型中,微观生产函数被直接推广至总量水平:
Q=F(K,L)
于是,在给定的总量生产函数中增加投入,或者变换一个更有效的生产函数,都会产生经济增长[3]。技术进步就是这样一种沿着更有效利用现有投入的方向把生产函数向上变换的推动力。从而产生了在既定的经济增长情况下,把生产要素投入增长的相对贡献与移动生产函数的技术进步的相对贡献分离的问题。
索洛研究的目的就是要寻找“把由于技术进步产生的人均产出变化和由于可获得的人均资本产生的变化相分离的基本方法”。③索洛增长模型的前提假定是,各种生产要素都是以其边际产品偿付的,而且索洛还明确提出他“并不想为提出总量经济理论和指数理论该如何如何而提出论证”,由此可以看出,新古典增长理论是在回避了资本加总等总量问题的前提下,以边际生产力理论为基础论证经济增长与技术进步的[4]。
新古典总量生产函数可以写作:
Q=F(K,L,A),
其中Q代表产出,K,L,A分别代表资本、劳动投入(使用实物单位)和技术进步因子。在此前提下假定:总量生产函数是齐次线性的,且规模报酬不变;资本与劳动之间的完全替代;边际生产力递减规律;哈罗德中性的技术进步。由此,经济增长可以解释为:
=+w+w
其中w、wL分别表示为资本和劳动投入占收入中的相对份额,即为索洛余值。索洛的方法就从异质的产出和资本设备项目中推导出了资本份额、产出增长率和资本存量增长率,并对它们在统计方面进行加工处理。也就是说,在实物经济形式下,完全忽略相对价格与总量的矛盾而得出了新古典模型的总量概念④。
虽然,相较于哈马模型的不变的资本-劳动比,技术进步加进了新古典增长模型,也得出了更符合于卡尔多“程式化事实”的结论[5]。但是,一方面,塞进总量生产函数的技术进步被用于解释一切生产函数的移动因素,对于技术进步本身没有做出解释,似乎技术进步可以完全不依赖于资本积累率和经济体系内的其他变量,这也是后来的内生技术进步的增长理论发展的原因;另一方面,新古典的技术进步与总量生产函数的联系根源于实物的边际生产力递减规律等一系列前提假定,因此完全回避了相对价格与总量之间的矛盾。这也是与现实宏观经济中的货币量值的经济总量不相符。
三、新剑桥学派不同储蓄倾向的经济增长与技术进步函数
(一)不同储蓄倾向的稳定增长
新剑桥学派的经济增长理论在一定程度上是继承了古典经济学的社会关系分析的传统,因此,如同古典经济学一样,考虑经济增长与技术进步是从一个经济体系整体的角度出发,而且总是将经济增长与收入分配理论联系在一起的。所以,帕西内蒂提到,“近来被融入到剑桥争论中的一个最令人激动宏观经济理论的结论是通过不同储蓄倾向的相互影响所表示出来的利润率、收入分配和经济增长的关系”⑤。而这一思想是由卡尔多提出,帕西内蒂发展的[6]。
与新古典经济增长模型相似的是,新剑桥学派的增长模型是以稳定的经济增长为前提的。考察下述方程:
总储蓄S S=swW+svP
稳定增长要求 I=S
利润在国民收入中的份额=-
利润率=-
由于假定工人收入的储蓄倾向为零,利润率公式转变为:
=
这样,资本存量的增长率在充分就业的稳定增长情况下等于自然增长率 。而自然增长率是外生给定的,所以平衡增长状态中的利润率是由利润收入中的储蓄倾向决定的[7]。
帕西内蒂通过调节收入在工资与利润之间的分配使经济稳定增长。与卡尔多模型不同的是,帕西内蒂放松了工人收入储蓄倾向为零的假定,认为即使在工人储蓄倾向大于零,也能得出与卡尔多同样的结论。①
(二)技术进步函数
卡尔多认为,抛开总量生产函数自身的矛盾不说,新古典将技术因素简单地融入实物的总量生产函数的做法也极其不合理,并由此提出了一个技术进步函数作为新古典总量生产函数的替代。
其一,新剑桥对古典总量的社会关系分析传统的继承,就决定了其对经济增长的解释必须抛弃新古典总量生产函数。这是因为,总量生产函数是新古典由微观生产函数加以严格的假定条件而扩展形成的。而罗宾逊(1953)、斯拉法(1960)、卡尔多(1958)、帕西内蒂(1962)以及哈考特(1972)等新剑桥学者已经证明了,新古典这种由微观生产函数扩展至总量生产函数的推论存在着严重的逻辑悖论[8]。无论是异质的实物资本的加总计量难题,还是边际生产力理论与总量资本的循环推论,无不向人们昭示了新古典总量生产函数的不可能性[9]。
其二,技术进步也是无法作为一种要素加入至所谓的总量生产函数中的。“只有数量可测量的经济物品与服务才可被用作生产函数中的独立变量。”因此,卡尔多指出,既然技术进步无法计量,那么也就不能作为一种独立投入并入生产函数,总量生产函数度量的经济增长也无法确定是归功于技术进步,还是生产要素投入。
正是出于这两方面的考虑,卡尔多提出了技术进步生产函数以替代总量生产函数解释经济增长(如图1)。首先假定:技术进步是资本深化(/K)的增函数;人均产出增长率(/y)是人均资本(/k)增长率的增函数。由假定可得,存在一个函数T(•)可以概括技术进步与经济增长的关系:/y=T(/K)。由图1可知,曲线凹向原点,即一阶导数为正,二阶导数为负,这说明人均产出增长率随着人均资本增长率以递减的速度增长[10]。
技术进步函数对经济增长的影响有两种途径,技术进步函数本身的移动与沿着技术进步函数移动。当出现重大技术发明时,技术进步函数整体向上移动,与45°线相交于新的均衡点P'。但是,由于新剑桥对经济增长的研究是结合收入分配等宏观总量问题进行的,因此一般采取了新古典稳定增长的假定,即中性的技术进步,所以在新剑桥的技术进步函数分析中,技术进步是稳定的,不存在技术进步函数整体的移动。在均衡点P的左边,人均产出增长率高于人均资本增长率,推动经济向P点靠近;反之在均衡点P的右边,人均产出增长率低于人均资本增长率,经济会自动向P点回落。
总的说来,新剑桥学派,一方面,继承了古典经济学家的分析传统,从社会总量的角度分析经济增长,将经济增长、收入分配和利润率的决定等因素放在一个社会总体的环境下综合考虑,虽然这种分析依然是实物的,但已经很接近宏观经济的货币总量现实;另一方面,由于对新古典总量生产函数悖论的认识,新剑桥学派用技术进步函数替代了总量生产函数,以解释经济增长。之所以做出这样的选择,是由于他们认为技术进步无法计量,因此不能用来作为一种投入并至生产函数中。但是,由于没有完全摒弃实物为基础的分析范式,新剑桥转而寻求一种技术进步函数来替代生产函数。因此,在放弃总量生产函数的同时,新剑桥仍然沿用了新古典稳定的经济增长作为前提,假定技术进步是中性的。事实上,宏观经济总量,作为一个货币量值,与技术进步的实物分析没有直接的关系。可以说,新剑桥虽然意识到了总量生产函数的实物分析与宏观总量的矛盾与悖论,但却在技术进步函数中犯了同样的错误[11]。②
四、结论:货币的经济增长与技术进步
就经济增长与技术进步,古典、新古典与新剑桥学派的经济学家们分别提出了各自的分析范式。古典经济学认为,经济体系是一个整体,要从总量的社会关系来考察经济增长。因此,看重的是增长问题与生产、交换、分配和积累等的相互联系。他们认为,资本积累是经济增长问题的核心,因此,古典经济增长理论与资本价值理论关系密切。而新古典经济学先是认为,经济增长仅仅源于所使用的投入量的增加,当发现无法解释经验事实时[12],③ 才加进了技术进步作为“索洛余值”的解释。新剑桥学派则提出,由于技术进步是不可计量的,总量生产函数不能区分技术进步对经济增长的贡献和要素投入对经济增长的贡献。因此,用技术进步函数替代总量生产函数来解释经济增长。这些分析虽然从各个角度对经济增长与技术进步进行了分析,也在一定程度上解释了经济增长的经验事实。但是,无论是古典、新古典还是新剑桥学派的增长理论,融入技术进步因素时,均是从实物经济的角度着手考虑的。而国民收入核算体系中的宏观经济变量都是与技术无关的货币量值。也就是说,宏观经济是一个纯粹的货币经济。所以,需要对古典、新古典与新剑桥的分析法进行发展和综合,以构建一种货币经济的解释经济增长的框架。
关于经济增长与技术进步的解释,之所以存在着相当大的差异,也正是由于计量经济增长的宏观经济总量均是货币量值的,而技术进步显然是从实物的角度来考虑问题。任何一种技术进步,表现在宏观经济总量上,都可能是某种形式的货币量值的增加或者减少[13]。① 因此,要更合理地解释经济增长与技术进步,必须意识到经济增长是一种货币的经济增长,也就需要对古典、新古典与新剑桥的分析法进行发展和综合,以构建一种货币经济的解释经济增长的框架。所有掺杂技术因素的增长理论必然困惑于卡尔多“程式化事实”。抛开技术因素,加入对货币经济的分析,尤其是以利润为基础的成本收益计算,这样的经济增长理论才能解释长期以来统计资料所显示的规则的经济变动,也才能与卡尔多“程式化事实”保持一致。
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Economy growth and technology progress : classic, the new classical and the new Cambridge
YIN Bi-bo
(Economy and trade school,Hunan commerce college,Changsha 410205 China)
数量经济技术经济范文3
关键词：区域经济增长；技术创新；内生性；联立方程；市场化指数；人力资本
中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2017）02-0101-05
改革开放以来，我国经济建设取得了巨大成就，现仍处于高速增长阶段，但是也应该看到，过去的发展建立在依托投资、依赖资源、粗放型发展的基础上，这种非可持续发展方式必然会阻碍经济长期持续稳定的发展。熊彼特[1]指出创新是经济发展的不竭动力，创新能够促进经济增长，他从经济与技术相结合的角度，探讨了技术创新在经济发展过程中的作用，认为技术创新能够解释经济周期的现象。傅家骥[2]指出技术创新是产业升级和经济结构转型的重要手段，是实现经济持续增长的手段，在国家经济增长过程中持续发挥技术创新效应。已有研究充分表明技术创新对区域经济增长具有重要的作用。区域经济增长与技术创新之间本质上是一种相互促进相互影响的内生增长关系，因此，研究区域经济增长与技术创新的内生性显得尤为重要，既能探究技术创新和区域经济增长在彼此中的地位，又能为政府的宏观调控提供决策依据。
一、文献回顾
已有文献分析了技术创新的影响因素。Blomestrome[3]认为FDI能带来技术创新所需要的人力资本因素，并且对技术创新有显著的正效应。Huang[4]实证分析了墨西哥、中国等发展中国家，证明FDI对东道国的技术创新并不存在显著的正向效应。Pomer[5]利用内生增长模型，认为FDI对发展中国家具有技术溢出效应，能够保持经济的持续增长。Borensztein[6]等指出FDI技术溢出效应取决于发展中国家当地的人力资本水平。Breton[7]运用动态的索洛模型分析日本1969―1997年人力资本对人均GDP的影响。郑世林[8]等测算了物质资本对经济增长的影响力度，得出1978―2004年贡献度达到80%。潘云文[9]测算了1990―2011年技术进步对山东省经济增长的贡献。陶爱萍[10]等建立了知识溢出与产业集聚的互动机制，运用联立方程模型检验了知识溢出与产业集聚之间的相互关系，并根据实证结果提出应促进产业集聚与知识溢出的良性互动。黄清煌[11]等人基于2001―2013年中国30个省级面板数据，构建联立方程组模型实证分析环境规制和经济增长之间的关系，提出分地区环境规制与经济数量效应无差异，环境规制的经济增长质量效应具有明显的分区域特点，王润泉[12]等运用联立方程模型实证分析了子女教育期望与城市定居意愿之间的内生关系，陈得文等[13]运用GMM三阶段最小二乘法分析了1995―2008年中国空间集聚和经济增长之间的关系，李靓等[14]基于1990―2013年的时间数列数据，分析了蔬菜零售价格的形成因素。
笔者以选取2003―2014年中国省域面板数据，依据内生增长理论，构建区域经济增长与技术创新的联立方程模型，实证分析区域经济增长与技术创新之间的内生关系。
二、模型建立和变量选取
关于技术创新与经济增长之间关系的研究很多，目前大多采用单一方程研究，如面板数据、时间序列数据等单一方程模型，对互为因果关系的变量研究不足，无法解释内生性变化。
联立方程模型则是通过把一组变量联合决定的另一组变量组合在一起进行测量，以便解决单一方程中因变量和自变量之间部分无法解释的关系，在联立方程模型中，有两个或更多的方程组成，每个方程的被解释变量互为其他方程的解释变量，在联立方程模型中，估计其中一个方程的参数时要同时兼顾其他方程的参数，充分利用不同方程之间的联动信息，与单方程相比，更具有良好的统计特性。
区域经济增长与技术创新之间互为因果关系，即区域经济增长影响技术创新的水平，而技术创新又影响着区域经济增长，其简约表达式为：
E=f（F，XE）F=g（E，XF）（1）
其中，E代表区域经济增长，F代表技术创新，XE表示影响区域经济增长的相关要素，XF表示影响技术创新的相关要素。
根据美国数学家柯布（C.W.Cobb）和经济学家保罗・道格拉斯（PaulH.Douglas）建立的柯布―道格拉斯生产函数为研究区域经济增长的一般模型，其形式如下：
Y=AKαLβZθeμ（2）
其中，Y表示区域经济增长，A代表技术进步，K为资本存量，L为劳动要素，α、β分别为资本存量和劳动要素的投入产出弹性系数，Z为影响区域经济增长的控制变量，μ为随机干扰项。
两边取对数，得到如下模型：
lnY=lnA+αlnK+βlnL+θlnZ+μ（3）
笔者建立的具体联立方程模型如下：
lnPGDPi，t=αi，t+β1lnKi，t+β2LNLABORi，t+β3lnFDIi，t+ β4lnOPENi，t+β5lnPAi，t+β6lnMIi，t+εi，tlnPAi，t=ωi，t+φ1lnFDIi，t+φ2lnRDi，t+φ3lnPGDPi，t+ φ4lnLi，t+φ5lLnMIi，t+φ6lnSi，t+ζI，T（4）
⒖家延形南祝笔者选取固定资本存量、劳动力、外来资本、市场开放程度、技术创新、市场化程度作为影响区域经济增长的主要解释变量，选取外来资本、研发经费、区域经济增长、人力资源水平、经济结构作为影响技术创新的主要解释变量。各变量的描述性统计如表1所示。
变量PGDPi，t用来衡量第i个地区第t个时期的区域经济增长水平，表示区域人均GDP，采用平减指数进行处理。变量Ki，t用来衡量第i个地区第t个时期的固定资本存量水平，笔者采用全社会固定资产投资来测度固定资本存量水平。变量LABORi，t用来衡量第i个地区第t个时期的劳动力投入水平，笔者采用从业人员数来测度劳动力投入水平。变量FDIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的外来资本投入，笔者采用实际利用外商投资额来测度外来资本投入水平，根据各年的汇率折算成人民币。变量OPENi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场开放程度，笔者采用人均进出口贸易总额来测度区域开放程度。变量PAi，t用来衡量第i个地区第t个时期的技术创新水平，笔者采用专利授权量来测度区域技术创新水平。变量MIi，t用来衡量第i个地区第t个时期的市场化程度，笔者采用樊纲等根据政府与市场的关系、非国有经济的发展、要素市场的发育程度、产品市场的发育程度和市场中介组织的发育和法律制度环境测算。变量RDi，t用来衡量第i个地区第t个时期的研发投入水平，笔者采用R&D经费内部支出来测度区域研发投入水平。变量Li，t用来衡量第i个地区第t个时期的人力资源水平，笔者采用人均受教育年限来测度区域人力资源水平，人均受教育年限是指某一特定年龄段人群接受学历教育的年限总和的平均数，其中，文盲半文盲人均受教育年限为0，小学为6、初中为9、高中为12、大专及以上为16。变量Si，t用来衡量第i个地区第t个时期的经济结构，笔者采用第二产业占比重来测度区域经济结构。
三、模型估计
1. 方法选取。联立方程模型的估计方法主要分为单方程估计法和系统估计法，具体又可分为普通最小二乘法（OLS）、间接最小二乘法（ILS）、工具变量法（IV）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）。笔者采用三阶段最小二乘法计算，首先对每个方程进行2SLS估计，根据前两步的估计，得到对整个系统的扰动项的协方差矩阵估计，因此，对整个联立方程进行广义最小二乘法（GLS）估计。该方法是2SLS和SUR的结合，既考虑了方程内的联立偏差问题，又考虑了跨方程的相关性，具体步骤为：第一阶段，用OLS法估计简化式方程，求内生变量的估计式；第二阶段，将所求内生变量的估计值代入结构方程，运用OLS得到参数的2SLS估计量；第三阶段，用广义最小二乘法求结构参数的估计量。估计结果如表2所示。
2. 结果分析。区域经济增长方程的估计结果表明：（1）全社会固定资产投资、市场开放程度有显著的推动作用，根据表3，全社会固定资产投资对区域经济增长的弹性系数为0.359，市场开放程度对区域经济增长的弹性系数为0.2。（2）技术创新对区域经济增长有显著的促进作用，技术创新能够提高企业核心竞争力，扩大对外贸易，优化产业结构升级，从而促进经济增长。技术创新每增加1%，区域经济增长水平将增加0.376%。（3）实际利用外商投资、从业人员数、市场化指数对经济的增长效果均显著，但作用都为负。FDI对区域经济增长水平的回归系数为负，表明我国以市场换技术策略并未成功，中国仍难掌握真正的核心技术，外资投入行业讲求高回报，主要集中在金融以及制药、金属、通信和媒体等行业；从全国层面来看，由于从业人员中以劳动密集型人员居多，这些人员并未对区域经济增长水平起到正向的促进作用，从业人员数量相对过剩，技术人员较少，因此，并未像技术创新一样对区域经济增长起到显著的促进效应；目前我国市场经济地位仍未获得欧美国家确认，在一定程度上说明市场化程度还不够高，市场化改革进行需进一步完善，在一些不发达省份，经济中非市场的因素仍占有重要比例，政府主导应进一步向政府引导转变。
技术创新方程的估计结果表明：（1）从全国层面来讲，研发投入、市场化程度、第二产业占比、人力资本程度在促进技术创新水平上有重要的作用。研发经费的投入、人均受教育水平能带来技术创新水平的提高，这符合理论和实际情况，人均受教育程度越高，越有利于研发水平的提高；市场化指数与技术创新同向增加，表明技术创新需要一个相对自由的环境，竞争力度的扩大会促使技术研发的自发进行，是保障和维护技术进步和技术创新的重要条件；伴随着产业结构的变迁，第二产业总产值占比对技术创新的弹性系数为0.508；外来资本无形当中能够带来技术的转移，同时对我国的研发水平带来一定程度的提高，从而促进当地的技术创新，每增加1%，技术创新水平会增加0.117%。（2）区域经济增长对技术创新水平的影响不显著。考虑中国地区经济之间的非均衡发展，为了更好地了解目前我国区域经济增长与技术创新之间的关系，对东、中、西部模型进行单独分析，每个区域都有自己独特的空间特性，笔者采用传统东、中、西部之间的区域划分，东部为北京、天津、上海、广东、江苏、浙江、福建、山东、河北、辽宁、海南；西部为四川、重庆、甘肃、青海、宁夏、贵州、新疆、广西、山西、云南、；中部为湖北、湖南、江西、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、河南。
从表3回归结果中可以看出，在东部地区区域经济增长贡献因素中，全社会固定资产投资、市场开放程度、市场化指数呈现正效应且效果显著；从业人员、技术创新表现为负效应，很可能的原因是从业人员数量较多质量却参差不齐，从业人员不仅包括科技研发人才，也包括技术含量低的工作岗位人员，另外，专利授权既包括国内申请者，也包括国外申请者，专利授权后要么是转化效率偏低，要么是专利在国外使用，与国内市场形成竞争关系；FDI表现为负效应且效果不显著。技术创新主要是靠区域经济增长、市场化指数；人力资本和经济结构表现为负效应；FDI、研发经费投入对技术创新效果不@著。
中部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、技术创新，从业人员、市场化指数呈现出负效应，FDI和市场开放程度为负效应且作用不明显。中部技术创新主要依靠FDI、研发投入、人力资本、市场指数，区域经济增长对技术创新表现为抑制作用。
西部地区区域经济增长主要依靠全社会固定资产投资、市场开放程度，从业人员表现为负效应，FDI、技术创新、市场指数不显著。FDI、研发经费投入、人力资本对西部技术创新的影响存在显著效应，区域经济增长对技术创新起反作用。
从东、中、西部区域总的结果来看，结合技术创新对区域经济增长系数与技术创新的散点图（见图1），可以看出，技术创新对区域经济增长作用存在倒U型关系，从三个区域经济增长对技术创新的作用来看，结合区域经济增长对技术创新影响系数与区域经济增长的散点图（见图2），区域经济增长对技术创新水平呈现倒J型关系，各分方程的各变量回归系数相差较大，与东部地区相比，人力资本对技术创新有利，中部略大于西部，这可能是因为随着人均受教育水平的增加，人力资本素质提升到一定阶段，即达到临界值之后，人力资本的增加会阻碍技术创新水平，这也表明人力资本对技术创新存在着门槛效应；中、西部经济结构对技术创新的影响比东部影响较强，表明第二产业占比大的地区，技术创新提升越快。FDI对技术创新的影响力沿着东―中―西部递减，表明存在着技术追赶效应；西部研发投入对技术创新的增加效果最为明显，弹性系数大于中东部。
四、结论及建议
通过实证分析发现，技术创新对中国区域经济增长有显著的正向效应，且存在倒U型关系，区域经济增长对技术创新的发展可能存在门槛效应，中西部目前还未达到拐点，因此，东部呈现显著的促进效应，而中西部暂时为抑制效应。从整体上来讲，技术创新对经济增长的贡献最大，全社会固定资产投资次之，最次是市场开放程度，市场化指数对技术创新的贡献最大，依次是人力资本、FDI、研发投入和经济结构。鉴于此，结合东、中、西部发展的差异性，相应对策建议为：首先，就全国层面来讲，以企业为技术创新主体，加强研发经费投入，加强专利保护制度，促进专利成果的转化，保障技术创新的可持续发展；固定资产投资继续保持稳步增长势头；以“一带一路”为突破点，保持与区域合作发展态势；减少政策干预，力争扩大市场经济程度；优化经济结构，促进经济转型；合理利用外资，有意识地引导外资进入高新技术和新兴产业领域，协调国外先进技术转移到国内。其次，从区域层面来讲，区域经济增长对技术创新具有门槛效应充分表明，中西部应加快经济增长速度，缩小与东部之间的差距，当经济增长达到临界点时，中西部将对技术创新起正向促进效应；当人均受教育年限提高到一定程度时，将不再增加技术创新产出，现阶段中西部应进一步提高人口素质，扩大区域受教育水平，使人才数量赶超东部，东部则应进一步提高人才质量；西部应厘清政策和市场分工，加快非国有经济的发展，提升市场化指数水平。
参考文献：
[1]约瑟夫・熊彼特.经济发展理论[M].北京：商务印书馆，1991：145-148.
[2]傅家骥主编.技术创新学[M].北京：清华大学出版社，1998：76-83.
[3]Blomstr？im M，Persson H. Foreign investment and spillover efficiency in an underdeveloped economy：Evidence from the Mexican manufacturing industry[J].World Development，1983，11（83）：493-501.
[4]Huang C.，Teng K，Tsai P.. Inward and outward foreign direct investment and poverty：East Asia vs. Latin America[J].Review of World Economics，2010，146（4）：763-779.
[5]Romer. Endogenous Technological Change[J]. Journal of Political Economy.1990，98：71-102.
[6]Borensztein，Gregorio，Lee. How does foreign direct investment affect economic growth[J]. Journal of International Economics. 1998，45：115-135.
[7]Breton T R.Human capital and growth in Japan：Converging to the steady state in a 1% world[J].Journal of the Japanese & International Economies，2015，（36）：73-89.
[8]世林，张宇，曹晓.中国经济增长源泉再估计：1953-2013[J].人文杂志，2015，（11）：30-40.
[9]潘云文，李庆军，于莉娟，曹玉美.山东省科技进步贡献率的测算及对策研究[J].科学与管理，2013，（6）：79-83.
[10]陶爱萍，李青钊.产业集聚与知识溢出的交互作用：基于联立方程的实证检验[J].华东经济管理，2016，（3）：77-82.
[11]黄清煌，高明.环境规制对经济增长的数量和质量效应――基于联立方程的检验[J].经济学家，2016，（4）：53-62.
[12]王润泉.子女教育期望与农民工城市定居意愿――基于全国7个城市调查数据[J].农业技术经济，2016，（3）：75-84.
数量经济技术经济范文4
技术经济学毕业论文范文一：薄壁不锈钢燃气管道技术经济论文
摘要：由此可见，薄壁不锈钢虽初投资造价较高，约为其他管材的1.2倍，但使用寿命长，约为其他管材的3倍，且在日后的运行维护方面，不用定期维护防腐层，且环保可100%回收。
关键词：燃气管道;技术经济
1经济比较的原理及方法
1.1技术经济比较的目的
技术经济比较的目的就是在一定时期内满足人民和国民经济发展需要的前提下，对各种不同方案，通过建设速度、人力、物力、财力、自认资源和技术水平等的经济效果比较，从中筛选出最优的建设项目方案，具体讲就是在满足需要的前提下，哪个方案经济效益高、技术相近、投资少、环境和社会效益好，哪个就是最佳方案。
1.2技术经济比较方法
方案的比较和优选，是方案评价的基本方法。在进行燃气管道方案的经济效益比较时，必须把方案建立在共同可比的基础上，即各个方案之间既有可比性。各个方案只有符合可比条件，才能使比较结果符合实际情况。
2技术经济比较的计算步骤
(1)结合项目的功能、特点、投资能力、物资和技术提供的可能，建立多个可行的技术方案。(2)分析各个方案的优劣和技术上的先进程度，放弃那些明显不符合要求的方案。(3)根据条件，明确对选择方案具有决定性的因素和指标，并指出哪些是可以通过计算用数字来表示的，哪些是不能用数字来衡量的。(4)排除主观影响，研究、核实方案比较时所要采用的各种指标和原始数据。(5)将各方案归化到可比条件，并计算不同方案的投资、年运行费用、原材料消耗、利润等。(6)对各方案进行技术经济上的比较和评价。(7)根据具体项目任务要求对各方案进行全面分析、衡量，做出最优选择。
3技术经济比较过程
3.1技术比较
从技术角度来说，室内燃气管道全部采用薄壁不锈钢管或立管使用外镀锌管、入户中压部分使用无缝钢管、户内采用DN15的镀锌管的镀锌/无缝钢管的组合体都是可行的。在国内两种形式都在使用，且镀锌/无缝钢管的组合体正在大规模使用，约占燃气管道的80%以上;薄壁不锈钢管属于新型管材，正在大面积推广使用，因不锈钢独有的特性目前推广速度很快。所以从技术角度来说，两种管材都是可行的。
3.2经济比较
3.2.1经济比较依据
(1)以深圳市某一普通小区室内燃气管道为例，该结构燃气管道在深圳市非常常见，该小区由相邻的两栋共544户组成。燃气管道由DN65的一根上升立管和DN50的四根下降管组成，具体工程量清单见经济对比表。(2)依据《建设工程工程量清单计价规范》(GB50500-2008)及《深圳市建设工程工程量清单补充计价规范》。统一按照深圳市2014年10月份信息价。(3)在进行清单计价过程中，虽然采用不同材质的管道的主材及套用清单定额不同，但由于相关取费费率统一按照国家规定标准以分部分项工程量清单与计价表金额为基数按一定的费率取费，所以为简化比较程序，以分部分项工程量清单与计价表计算金额进行对比。
3.2.2经济比较
将采用薄壁不锈钢管及镀锌/无缝钢管组合的管道用量进行统计，并选用合适的清单定额，并套用主材价格，根据上述规则计算的两部分相同部分的分部小计价格为837017.64元,不同材质管道的安装费用计算结果。
4技术经济评价结果
(1)从技术角度，薄壁不锈钢燃气管道和镀锌/无缝钢管燃气管道都是可行的。(2)从初投资角度，薄壁不锈钢燃气管道约为镀锌/无缝钢管燃气管道的1.2倍。(3)从使用寿命角度，薄壁不锈钢燃气管道可以满足《城镇燃气设计规范》GB52800-2006规定的燃气管道设计使用年限30年的要求，镀锌/无缝钢管燃气管道使用年限约为10年，薄壁不锈钢燃气管道约为镀锌/无缝钢管燃气管道的3倍。(4)运行维修角度，镀锌/无缝钢管燃气管道每三年必须进行一次防腐层重新施工维护，薄壁不锈钢燃气管道几乎不用防腐维护,其他维护方面两者费用相差不大。(5)回收再利用方面，镀锌/无缝钢管燃气管道因腐蚀严重几乎不能再利用;薄壁不锈钢燃气管道可100%回收利用做装饰建材。
5结语
由此可见，薄壁不锈钢虽初投资造价较高，约为其他管材的1.2倍，但使用寿命长，约为其他管材的3倍，且在日后的运行维护方面，不用定期维护防腐层，且环保可100%回收。所以，从管道的全寿命周期经济费用上考虑，薄壁不锈钢燃气管道费用也是目前最经济的管道。
技术经济学毕业论文范文二：西药制药企业技术经济论文
摘要：随着我国现在的医药产业的发展，国家制药工程已经逐渐发展成为当前主要的研究项目，是保证社会正常良好有序发展的前提和条件。
关键词：企业;技术经济
0引言
技术经济指标是企业技术经济类重要的考核标准，它以特定的考核指标的形式对企业的原辅料投入和产品的产出进行考核，对企业成本的控制和产品产出成品率的控制存在重要的意义。
1技术经济指标的定义、经济意义、表示方法及指标设计
1.1技术经济指标的定义
技术经济指标是基本定义是指国民经济各部门、企业、生产经营组织对各种设备、各种物资、各种资源利用状况及其结果的度量标准。西药制药企业的技术经济指标是反应本企业的生产经营情况，原辅料的使用情况及其结果的标准。它是企业技术水平、管理水平和经济效益的集中体现。
1.2技术经济指标的经济意义
技术经济指标是对生产经营活动进行计划、组织、管理、指导、控制、监督和检查的重要工具。制药企业的技术经济指标主要是对生产车间的原辅料的组织、管理、控制、监督和检查的重要手段。利用技术经济指标，可以①查明与挖掘生产潜力，增加产量，提高经济效益;②考核生产技术活动的经济效果，以合理利用机械设备、改善产品的质量;③评价各种生产的技术方案，为技术经济决策提供依据。
1.3技术经济指标的表示方法
技术经济指标既属于经济指标，但又区别于经济指标，如消耗总量、产品产量等单纯表示资源消耗与经济成果的指标不是技术经济指标，只有将两个相关的经济指标进行比较而得到的经济指标才是技术经济指标。我们企业采用的技术经济指标的表示方法主要有两种：(1)双计量单位表示法：即将消耗与成果进行比较时所得到的指标，如产值能耗、劳动生产率等，用双计量单位表示:产值能耗用吨/万元表示，劳动生产率用价值量(实物量)/人(人年、人日、人时)表示。西药制药企业对原辅料消耗的管理方式就是采用的双计量表示法，我们称之为原辅料单耗指标，即将原料的消耗用量与产出成品的产量进行比较所得到的指标，如硫酸庆大霉素注射液的单耗指标用千克/万支，复方甘草片单耗指标用千克/万片来表示。(2)百分率表示法：即在某一总体中某一部分所占比重。如产品总成品率的表示方法是采用百分率表示法，即产品成品的数量与理论成品的数量的比值，用百分率来表示。如复方乙酰水杨酸片的成品率为99.0%。
1.4技术经济指标的指标设计
技术经济指标设计应遵循的两个基本原则是：①科学性。即指标的设计必须同企业技术经济范畴的科学含义相一致，指标的数量应取决于企业的需要和理论研究的完善程度。企业对于各个制剂车间的产品单耗指标的选择遵循科学性原则，根据各个车间的生产品种的多少按照一定的比例来确定单耗指标的数量，而且车间的单耗考核指标主要是选取生产技术成熟、产量较大的品种来完成。②实用性。即设计单耗指标和成品率指标时应根据各年度的数据汇总情况、企业各车间的生产条件的变化、设备人员的变动、产品结构的调整，综合以上的因素得出的指标才具有实用性，存在价值。
2企业技术经济指标的实例及数据分析
2.1产品单耗指标的数据分析
2.1.1阿莫西林胶囊0.25g2.1.2单耗数据分析表(1)2.1.3单耗数据分析表(2)产品名称项目成品率平均值(CLX)97.73100.7194.75极差均值(MR)1.123.660移动极差UCLR(控制上限)LCLR(控制下限)单值UCLX(控制上限)LCLX(控制下限)复方对乙酰氨基酚片(II)规格复方备注：计算参考公式：1)移动极差：Xi-Xi-12)平均值(CLX)：(X1+..+X19+X20)/213)极差均值(MR)：移动极差之和/204)单值控制图：UCLX=CLX+E2MR;LCLX=CLX-E2MR5)移动极差图：UCLR=D4MR;LCLR=D3MR;一般采用n=2，查计量控制图系数表得：E2=2.66,D3=0,D4=3.272.1.4XMR控制图2.1.5单耗-X图(单耗的X图)图12.1.6结果分析1)根据单耗-X图，每批原始数据都在单值控制度限度之内。2)根据单耗-MR图控制图，所有极差点均分布在移动极差控制上下限之间。说明该产品的工艺较稳定，保证了原料投入量和实际产出量的平衡性。
2.2产品成品率的数据分析
2.2.1复方对乙酰氨基酚片(II)表42.2.2成品率数据分析表(1)表52.2.3成品率数据分析表(2)表6备注：计算参考公式：1)移动极差：Xi-Xi-12)平均值(CLX)：(X1+..+X19+X20)/213)极差均值(MR)：移动极差之和/204)单值控制图：UCLX=CLX+E2MR;LCLX=CLX-E2MR5)移动极差图：UCLR=D4MR;LCLR=D3MR;一般采用n=2，查计量控制图系数表得：E2=2.66,D3=0,D4=3.272.2.4XMR控制图2.2.5成品率-X图(成品率的X图)图22.2.6结果分析1)根据成品率-X图，每批原始数据都在单值控制度限度之内。2)根据成品率-MR图控制图，所有极差点均分布在移动极差控制上下限之间。说明该产品的工艺较稳定，保证了该产品的生产的物料平衡。
数量经济技术经济范文5
[关键词]鄱阳湖生态经济区；高新技术企业；科技创新；宏观引导；发展对策
[中图分类号]F276.44 [文献标识码]A [文章编号]1006－5024(2012)02－0132－04
鄱阳湖生态经济区，位于江西省北部，是我国重要的生态功能保护区，是世界自然基金会划定的全球重要生态区。2009年12月12日，国务院正式批复《鄱阳湖生态经济区规划》，这标志着建设鄱阳湖生态经济区正式上升为国家战略。中共江西省委、省政府认真贯彻国务院关于《鄱阳湖生态经济区规划》通知和省“两会”精神，迅速动员和组织全省各方面力量，全力推进鄱阳湖生态经济区建设，努力把国家战略转化为加快发展的强大动力，把规划提出的宏伟目标变为美好的现实。然而推进鄱阳湖生态经济区的建设离不开高新技术企业的支撑与发展，同时高新技术企业的发展状况也直接影响鄱阳湖生态经济区战略目标的实现。因此，对鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展特点、存在的问题和相应对策的研究具有重要意义。
一、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展特点
2009年，鄱阳湖生态经济区所认定的高新技术企业共340家，工业总产值达到8659415.6万元，占全省工业总产值的27.3％，工业增加值达到2615680.7万元，占全省规模以上工业增加值的10％，鄱阳湖生态经济区高新技术企业成为了江西省工业经济增长的重要推动力量。
(一)鄱阳湖生态经济区高新技术企业主要经济指标不断增长，推动全省工业经济的不断发展。
2009年，鄱阳湖生态经济区高新技术企业工业总产值达到8659415.6万元，同比增长7.3％；工业增加值由2008年的2363034.4万元增加到2009年的2615680.7万元，增长10.7％；总收入由2008年的7913148.1万元增加到9111479.7万元，增长15.1％；年末资产总计10302789.1万元，增长11.2％；实际上缴税费由2008年的675370.3万元增加到847230.8万元，增长25.4％。高新企业主要经济指标不断增长，推动全省工业经济的不断发展(见表1)。
(二)南昌地区成为鄱阳湖生态经济区高新技术企业主要聚集区，在经济总量上占绝对优势
鄱阳湖生态经济区主要包括南昌、景德镇、鹰潭3市，以及九江、新余、抚州、宜春、上饶、吉安市的部分县(市、区)，共38个县(市、区)。该区域中，分布在南昌地区的高新企业总数为306个，比例达90％，南昌地区成为鄱阳湖生态经济区高新企业的主要聚集区；其工业总产值、总收入、净利润的绝对数分别为7953682.1万元、8455358万元、488615.2万元，所占比例分别为91.9％、92.8％、92.4％，在经济总量上占绝对优势(见表2)。
(三)初步形成了新材料与光机电一体化为主的产业集群，电子与信息、生物与医药技术领域也发展迅速
鄱阳湖生态经济区高新技术企业所从事的领域涵盖了电子与信息、生物与医药技术、新材料、光机电一体化、新能源与高效节能、环境保护、航空航天、核应用技术等领域。目前，鄱阳湖生态经济区已初步形成了新材料与光机电一体化为主的产业集群，电子与信息、生物与医药技术领域也迅速发展。新材料与光机电一体化领域、电子与信息领域、生物与医药技术领域的高新企业分别有95家、151家、26家，所占比重分别为27.9％、44.4％、7.6％；在工业总产值、产品销售收入、净利润、出口创汇四项指标中，新材料与光机电一体化、电子信息领域所占的比重分别为44.5％和11.8％、48.1％和10.9％、35.2％和9.3％、59.4％和32.2％(见表3)。
(四)企业总数及规模企业总数有所缩小，但规模企业经济总量不断上升，其份额占绝对优势
2009年，鄱阳湖生态经济区高新企业同比减少了25家，其中收入在1亿元以上的企业同比减少了3家，收入介于1千万与1亿元之间的企业同比减少16家，企业总数及规模企业总数有所缩小，但收入在1亿元以上的企业在经济总量上的份额占绝对优势，其工业总产值、工业增加值、总收入、净利润、出口创汇分别达到8247736.7万元、2496367.6万元、8680829.9万元、517072.8万元、68596.3万元，所占比重分别达到占95.2％、95.4％、95.3％、97.8％、87.2％；与2008年相比，除出口创汇减少外，其他指标都在不断增长，增长率分别达到8.7％、12.3％、17.1％、O.4％(见表4)。
(五)人均劳动生产率水平增长较快
鄱阳湖生态经济区高新技术企业除人均出口创汇下降外，其余人均指标都有较快的增长。2009年，实现企业人均收入、人均工业总产值、人均工业增加值、人均净利润与人均上缴税费分别为80.9万元、76.9万元、23.2万元、4.7万元与7.5万元，同比增长率分别为18.2％、10.2％、13.7％、2.1％、28.8％(见表5)。
(六)年末从业人数较为稳定，学历层次与人员素质不断地提高，留学归国人数与R&D人数的增长较快
2009年，年末从业人数达到112610人，比上一年度略有减少，但幅度不大。从业人员中研究生、留学归国人数分别为2388人、197人，分别增长28.5％、39.7％；科技活动人员有较大的增长，达到25334，增长15.2％，其中R&D人数13227人，达34.9％，增幅较大。(见表6)。
(七)科技创新意识不断地增强
鄱阳湖生态经济区高新技术企业科技活动经费总额、R&D经费支出增长较大，从2008年的350366.3万元、138538.3万元分别上升到2009年的485691.2万元、286195.4万元，增长率分别为38.6％、106.5％；R＆D人员数、机构科技活动人员数也有较快的增长，分别增长为34.9％、25.3％；当年专利申请数由2008年的417项增加到2009年的675项，增长61.9％。鄱阳湖生态经济区高新企业的科技创新意识不断地增强(见表7)。
二、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展中的主要问题
(一)区域分布失衡比较严重
从鄱阳湖生态经济区高新技术企业的分布(见表
8)情况看，2008年所认定的365家高新技术企业中，
南昌地区达到312家，占鄱阳湖生态经济区高新技术
企业总数的85.5％，其工业总产值、净利润所占的比重分别为91.3％与91.6％。2009年，所认定的340家高新技术企业中，南昌地区达到306家，占鄱阳湖生态经济区高新技术企业总数的90％，其工业总产值、净利润分别为7953682.1万元、488615.2万元，所占该区域的比重分别为9I_9％、92.4％。从以上数据表明，不管在企业数量还是在企业经济总量方面，南昌地区高新技术企业都占绝对的优势，鄱阳湖生态经济区高新技术开发区已形成了严重失衡的区域分布。这将在很大程度上制约鄱阳湖生态经济区高新技术产业的发展。
(二)高新技术企业总数较少，具国际竞争力和带头作用的规模企业不多，具低碳与生态经济特色的高新企业偏少
近几年，尽管鄱阳湖生态经济区高新技术企业的数量与经济规模在不断壮大，但总体来说，企业数量及具有国际竞争和带头作用的规模企业不多。目前，年收入超过100亿元的高新企业只有2家，年收入超过10亿元的高新企业只有19家，年收入超过1亿元的高新技术企业亦仅有76家，不到鄱阳湖生态经济区高新企业总数的1／4。另外，具有低碳与生态特色的高新企业偏少，这将不利于鄱阳湖生态经济区战略目标的实现，也不利于企业长远与持久发展。
(三)企业自主创新水平不高，关键技术缺乏，拥有自主产权的产品较少
鄱阳湖生态经济区高新技术企业创新能力近两年有所提高，但自主创新水平仍然比较低。就高新技术企业技术引进支出而言，2009年技术引进支出达25791.5万元，增长453.8％；当年授权专利数增长50.6％，但绝对数偏少，仅有378项，拥有发明专利的产品数占全部产品数的比重也偏低；企业办科技机构数为148个，仅增长了6个；出口创汇能力下降，同比减少了57.7％，净利润也出现下降趋势，同比减少O.6％。高新技术企业关键技术缺乏，自主产权产品较少，将是高新企业立足发展的一个瓶颈(见表9)。
三、鄱阳湖生态经济区高新技术企业发展对策分析
(一)大力提升鄱阳湖生态经济区科技创新水平
科技创新是发展高新技术企业的主导因素，科技创新成果直接推动高新技术企业的发展。为了更好地提升科技创新水平，一方面，要大力发展具有自主知识产权的高新技术产业，把鄱阳湖生态经济区高新产业建设成为区域创新较强的主导产业，突出当地特色，建设完善的产业链，引导优势产业在高新区集聚，促进重大科技成果产业化，形成高新区独特的科技成果转化模式；另一方面，要建立产学研结合的市场机制，以重大技改项目为纽带，参与科研机构或大学的实用技术开发，实现优势互补。另外，也要重视区域创新体系的建设，进一步推动高新区人才战略和专利战略的实施，组建优势科技创新团队，努力建立科技中介服务体系，强化对高新技术企业的综合服务能力，提升鄱阳湖生态经济区科技创新水平。
(二)着力培育一批具有低碳与生态经济特色的区域龙头高新技术产业
依照鄱阳湖生态经济区的发展战略，“低碳经济”将成为鄱阳湖生态经济区的一张“名片”。以低碳经济为主导，建设有生态经济特色的高新产业，是鄱阳湖生态经济区高新企业发展的一个重要主题。就经济发展方式而言，它能将从高投入、高消耗、高污染和低效益的“三高一低”经济发展方式转变为低投入、高产出、低消耗、少排放、能循环、可持续的经济发展方式，能较好地解决发展与环境的突出矛盾，将经济、社会、生态三个效益的高度统一，提高鄱阳湖生态经济区高新技术产业持久发展的影响力，形成鄱阳湖生态经济区高新技术企业的发展特色。另外，要通过加强科技攻关，加快科技成果转化，提升产业化水平，做大做强产业规模，推动一批高新技术产业，使其成为对鄱阳湖生态经济区经济社会发展起到重大带动作用的区域性龙头主导产业。
数量经济技术经济范文6
一、转型发展是我省的迫切需要
长期以来，我省经济依赖钢铁、煤炭、电力、建材等传统优势主导产业的规模扩张，产能增加，实现了总量的快速增长。
近年来，随着国际国内经济形势出现新变化，资源和能源需求减少，产能过剩，竞争加剧，资源型产业的扩张发展路子难以为继。由于我省重工业比重大、产业和产品结构相对单一、产业链短和附加值低，加上调结构、转方式和动能转换相对滞后，致使经济发展遇到多年少见的问题和困难。因此，全面学习贯彻党的精神，建设现代化经济体系，深化供给侧结构性改革，推进经济转型发展是实现我省社会经济和谐发展的迫切需要。
二、数字经济是转型发展的大趋势
近年来，随着信息技术快速发展，数字经济异军突起，其核心要素的信息流带动技术流、资金流、人才流、物流等冲破供需障碍，促进资源要素优化配置，从而促进全要素生产率提升。强劲势头相对传统产业需求不振、危机四伏的低迷现状，显得异常强劲。2015年我国提出，实施“互联网＋”行动和“中国制造2025”，国家先后出台了一系列文件和政策支持数字经济发展。
许多省市顺势而为，积极推动，取得良好效果。广东省以电子信息制造业、软件和信息技术服务业为核心的数字经济基础部分规模多年位居全国第一，2017年电子信息制造业产值3.6万亿元，同比增长12.8%；软件和信息技术服务业业务收入9318亿元，同比增长14.2%。浙江省把数字经济作为“一号工程”，大力发展互联网、物联网、大数据、人工智能等新技术新产业和一批重量级未来产业，2017年以数字经济为核心的“三新”经济增加值实现1.25万亿元，对经济增长贡献率为37.1%。重庆市制定“大数据行动计划”，使大数据产业成为经济发展的重要增长极和具有国际影响力的大数据枢纽及产业基地。
信息时代和数字经济将改变世界面貌，改变人类的生产方式和生活方式，我们必须审时度势、顺势而为，积极推进信息技术与实体经济深度融合，加快发展数字经济，带动产业结构调整和资源优化配置，努力实现全省经济转型发展。
三、以数字经济促转型发展的几点建议
新一轮工业革命和产业变革，正在推动以互联网为代表的新一代信息技术持续创新，推动实体经济实现数字化、网络化和智能化，进而带动经济发展新体系的形成。
在全球信息化进入全面渗透、跨界融合、加速创新、引领发展的大背景下，发展数字经济是转方式、调结构、换动能的重要抓手，也是贯彻落实新发展理念、培育新的经济增长点、创新驱动推进供给侧结构性改革的应有之义。
河北省应全力抓牢京津冀协同发展和建设雄安新区的历史性机遇，聚焦信息技术和数字经济，充分发挥政府引导、市场主导和科技力量的支撑作用，助推产业转型升级，促进全省经济创新发展。
一是着力以数字经济推进产业转型。加快推动数字经济与传统产业融合创新，不断培育和壮大新兴产业，为稳增长、调结构、促转型提供新动能。要将制造业作为发展数字经济的主战场，大力促进数字技术与整个制造业本身、制造业产业链和智能制造点对点的三次融合，支撑制造业向智能化、服务化、绿色化全面升级，加快构建以智能制造为重点的新型制造体系。要将发展现代农业与数字经济结合起来，充分利用信息技术提升农业生产、经营、管理和服务水平，壮大农村新产业新业态；建立农业决策系统、农业数据资源系统，不断完善数字农业平台的服务功能。要将数字经济融入现代服务业，以数字技术助力电子商务、金融、教育、远程医疗、智能交通等新业态，促进生产性服务业更好发展，积极推进服务业转型升级。
二是发挥好政府引导和企业主体作用。政府部门要作信息技术应用和数字经济发展的引领者，将发展信息技术和数字经济纳入各类相关规划，每年谋划、和实施一批引领性、应用性、支撑性的数字经济发展重点项目。要充分发挥区位优势，携手京津，加快培育大数据产业集群、推动产业转型升级，搭建平台培育大数据技术创新联盟、产业联盟等，建设“京津冀大数据走廊”。要加强信息基础设施建设，率先推进政府公共服务和办公系统的信息化。企业作为发展数字经济的主体，要紧密结合各自的实际，瞄准国内外同行业的先进水平，充分运用转换企业模式和商业模式提升企业发展的技术层次和质量效益。
