时间：2023-08-28 16:57:52
[关键词] 微观经济分析；非参数回归技术；经济计量模型；应用
[中图分类号] F064.1 [文献标识码] A
Abstract： In studies of microcosmic econometrics， empirical approaches are usually used to analyze the structure of resident income and consumption distribution with the help of parametric models. However， as there are often uncertain factors in the real economic environment， the results of parametric models are not always identical with the reality. In this study， nonparametric regression techniques are used in an econometric model. Although there are many data， the functional relationship between variables do not to be predefined and the variation trend and dependent relations between income and consumption are investigated from many aspects. It is found that results concluded from nonparametric methods are superior to those of parametric methods.
Key words： microcosmic economic analysis， nonparametric regression techniques， econometric model， application
一、引言
近年来，在计量经济学的研究中广泛应用非参数统计方法，这是现代统计学发展的一个重要方向，为未知分布的数据模型的处理以及不完全数据的处理等提供了一种新的统计方法。由于实际经济环境中存在不确定因素，而是微观计量经济学中大量的经济结构是无法预先确认的，有时不能提供可信赖的模型的参数形式，所构成的模型更可能对实际经济趋势产生误导，因此已有学者开始把非参数密度估计的方法引入计量经济学，并已取得了一定的成果。因为不需要曲线确定变量间的函数关系，所以对计量经济模型的估计和预测提供了多方面的灵活机动的表现形式。对实际曲线形式无定型（数据参数分布未知）的经济模型，有一些很积极的结果，展示出极大的优越性。
在经济结构发生巨大转变的当今，居民经济收入的变化，已经极大地影响了社会整体的消费需求结构。本文将微观经济层面的居民经济状况作为研究的主体，利用非参数回归估计技术，考查收入与消费的相依关系和变化趋势，并得到了一些可靠的推断性结论。在保证了对这些数据所做的假设同经验所得出的结论不会有太大的差距的基础上，不仅能增进对经济要素相互依存的理解，而且可以做出切实可行的预测服务，对制定更合理，更有效的宏观经济政策提供了积极的参考，也可以为经济学家做深入研究提供基础。
二、模型与主要方法
三、应用
本节将对上节中提出的方法进行模拟研究，对2012年全国230个城市家庭年收入与消费的经济调查数据，利用非参数回归技术，在不假设模型参数形式的较宽条件下，考查城市居民年总收入与总消费的相依变化趋势，同时与通常的参数模型分析的结果进行比较，数据来自中经专网。
由简单的描述统计可知：在这些城市中，家庭年最低收入为11428元，最高收入达40741.88元，最高收入是最低收入的3.57倍，且这些城市的平均家庭年收入为21969.97元，而收入的中位数仅为20516元，平均收入是中位数的1.07倍，收入呈现出偏态分布状况。图2是利用非参数局部多项式回归拟合所得出的结果，为了比较，同时也给出图1利用最小二乘回归技术拟合的结果，下面图中的散点均为实际调查数据点。图1可以观察到，随着收入的增加，消费支出有增高的现象。再由图3，残差点分布呈右喇叭形状，可能存在异方差，故最小二乘法回归估计结果不太可靠，不适合这里给出的调查数据，图4的残差分布显示出非参数局部多项式回归拟合的结果要优于最小二乘回归技术。观察图2中的右尾部，呈现出增幅下降的趋势。收入与消费的关系可以推断是上凸形状的曲线，表示消费随收入的增加而增加，而增加的趋势是逐渐减缓的。从微观计量的角度出发，消费最优化是指理性消费者在收入约束条件下去追求效用最大化，且在保证不降低生活水平的前提下去谋求支出最小化，这种趋势大致满足微观经济调查数据所得到的一般结论，即边际消费倾向随着收入的变化而反变化，这也是与实际散点图的趋势一致的。
图5给出了正态核估计的拟合结果，考查模型的误差分布。有关非参数回归模型误差密度的估计可参看Li and Chai（1997），施笋娟，张文扬（1995），李竹渝（2011）。可以证明在大样本条件下，非参数回归模型误差密度的非参数核估计是渐进无偏的，其收敛速度不仅受自身光滑参数的影响，还要受非参数回归函数光滑参数的影响。图中存在右拖尾现象，可以解释为调查数据中出现的“异常值”，可见在调查值中，高收入家庭对估计结果的影响比较明显，如果需要，还可以考察去掉那些收入“异常值”进一步讨论。
上述结果分析可以推断城市家庭的收入-消费基本趋势非线性相依关系，可以通过非参数回归估计得到一个大致上凸曲线的变化趋势。非参数回归估计方法可以帮助我们了解分布的近似形态，特别是在微观层面的居民经济状况的调查中，可以得到一些可靠的推断性结论。
[参 考 文 献]
[1]Fan J， Gijbels I， Local Polynomial Modelling and Its Application [M]. London： Chapman and Hall，1996
[2]Li Z Y，Chai G X， Note on Error Density Estimation in Nonparametric Regression and Application to Income Data[DP]. Discussion Paper No.A-567，SFB 303. Germany：University of Boom， 1997
（一）低碳经济的内涵及发展
世界各国根据各自的实际国情推出了一系列发展低碳经济的措施。德、英、美三国政府倾向于调整产业结构、发展清洁煤技术、开发世界级能源技术等方法，如德国联邦教育与研究部于2007年在“高技术战略”（High-TechStrategy）框架下制定了气候保护战略，预计将在未来10年内投入10亿欧元用于研发气候保护技术；英国把发展低碳经济置于国家战略高度，于2008年颁布了“气候变化法案”；美国政府在《能源政策法》的基础上提出了清洁煤计划，充分利用技术进步进行清洁煤技术研发，并计划建成世界上第一个零排放煤炭发电厂等措施。可以看出，发达国家发展低碳经济大多把重点放在加强低碳技术创新、促进低碳产业发展方面。我国应积极借鉴西方发达国家的经验与政策，采取大力促进产业结构升级和发展低碳产业等措施，赶上全球低碳经济发展的步伐。
（二）高新技术企业的界定及发展现状
高新技术企业是以高新技术为基础，从事高新技术及其产品的研究、开发、生产和技术服务的企业，按照我国行业分类标准的界定，高新技术企业的集合就是知识密集、技术密集的高新技术产业。我国对高新技术产业的界定参考了经济合作与发展组织（OrganizationforEconomicCo-operationandDevelopment，简称OECD）对产业的分类标准，将医药制造业、电子及通信设备制造业、航空航天器制造业、电子计算机及办公设备制造业和医疗设备及仪器仪表制造业划分为高新技术产业，且国家科学技术部等部门在其编制的各类高新技术产业统计资料中也采用了这一分类标准。我国高新技术企业发展非常迅速。2000年，高新技术产业总产值占当年国内生产总值GDP的9.63%，到2011年，高新技术产业工业总产值达到88434亿元，占到了当年国内生产总值的18.75%。总的来看有两个主要特点：（1）高新技术企业发展水平呈现地域差异。根据科学技术发展部统计资料，我国高新技术产业分布呈现很高的地理集中度，多集中在东部沿海地区，如江苏、上海、广东、山东等省份，中西部所占比重较小。（2）高新技术产业内各行业的发展水平各不相同。从高新技术产业各行业产值分布看，2011年电子及通信设备制造业产值接近一半的比重，电子计算机及办公设备制造业规模位居第二，约占总体1/4的比重，航空航天器制造业比重最小，仅为2.2%。
（三）高新技术企业发展低碳经济的作用
高新技术企业对发展低碳经济具有显著作用，主要体现在促进节能减排和促进技术进步两方面（孟伟，2008）。以北京市高新技术企业发展情况为例，按照上文高新技术产业的分类标准，将北京市全部制造业划分为高新技术产业和传统制造业，计算各产业的碳排放强度和能源消耗效率。从图2和图3可以看出，北京市高新技术产业的碳排放强度和能源消耗效率表现出两个显著特征：一方面，高新技术产业与传统制造业相比碳排放强度非常低，而其能源消耗效率远远高于传统制造业。另一方面，高新技术产业的低碳排放强度使得制造业整体碳排放强度大大降低，其高能源消耗效率又使得制造业整体的能源消耗效率在传统制造业的基础上显著提高，充分体现了高新技术产业的低碳排、高能效的显著优势。
二、低碳经济发展水平的评价
（一）低碳经济发展水平评价指标体系
笔者在借鉴以往学者的研究成果，遵循全面性、可计量性、反映低碳主题等原则的基础上，构建了如下（表1）低碳经济指标评价体系。
（二）样本省市低碳经济的发展水平（低碳经济发展指数）
笔者使用“低碳经济发展指数”这一指标值来描述低碳经济的发展水平。选取能够收集到相关数据的各样本省市作为具体研究对象，数据来源于各样本省份连续五年（2008—2012）的统计年鉴及相关的统计信息网，部分能源数据来源于国家统计局《中国能源统计年鉴》（2008—2012）以及各地统计局官网。用SPSS统计分析软件将样本数据标准化处理之后，采用主成分分析法对上述评价指标体系进行综合评价（何晓群，2004），得到如下主成分分析表（表2）、碎石图（图4）和主成分矩阵表（表3）。
三、高新技术企业促进低碳经济发展的量化分析
（一）数据的来源和处理
以上文所选取的样本省市的低碳经济评价指标体系数据作为基础，把高新技术企业所能影响到的所有指标作替换处理，得到不含高新技术企业影响的指标数据。即将高新技术企业能够影响到的低碳经济发展指标（X6：煤炭消耗量占总能源消耗量比重、X7：技术研发人员占总从业人口比重、X8：研发经费占地区生产总值比重、X9：单位地区生产总值能耗、X10：碳排放强度）进行替换处理，按照相应指标传统产业的数据比率将高新技术产业数据替换成传统产业数据。各个指标的具体替换过程以煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标为例。可以看出，将高新技术产业煤炭消耗量替换为传统产业煤炭消耗量后，煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标由原始组的33.82%变成对照组的34.14%，其他指标替换方式同上。
（二）低碳经济发展指数对比分析
按照上述替换方法，将高新技术企业的相关影响指标数据替换为传统产业的相关指标数据，得到一组处理后的数据，将处理前后的数据分别代入公式（1）和公式（2），得到样本省市原始组数据和对照组数据的低碳经济发展指数对比表（见表6）。由表6可以看出，在剔除高新技术企业对低碳经济评价指标的影响之后，各个省市的低碳经济发展指数都不同程度地降低了，从前后指标数据的得分差额均为正数可以看出，高新技术企业对低碳经济的影响是正向的、积极的促进作用。
（三）高新技术企业的低碳经济贡献度分析
笔者使用“低碳经济贡献度”这一指标值量化表示高新技术企业对低碳经济发展的促进作用。以剔除高新技术企业的影响之后的传统产业指标体系数据为基础，用高新技术企业对低碳经济发展水平提高（正向促进）的程度作为高新技术企业的低碳经济贡献度指标值，用符号C表示，计算公式如下：C=D原始组-D对照组D对照组×100%（3）其中，C为高新技术企业的低碳经济贡献度；D原始组为原始组数据计算的我国低碳经济发展指数；D对照组为对照组数据计算的我国低碳经济发展指数。至此，笔者能够计算出各个样本省市不同年份的高新技术企业对低碳经济的贡献度。由表7可以看出，各样本省份的高新技术企业的低碳经济贡献度各不相同，这源于不同省份的高新技术企业发展水平各不相同。根据式（4）计算出各样本省市的权重及最终求得全国高新技术企业的低碳经济贡献度，如表8所示。综上所述，以各样本省市的低碳经济发展水平为观测值，计算得出全国高新技术企业的低碳经济贡献度为22.75%，与其2011年的国内生产总值产业占比18.75%相比，显示了高新技术企业在发展低碳经济中具有举足轻重的促进作用。
四、结语
一、电力技术经济学实验教学目的及意义
技术经济学属于交叉渗透、综合应用学科，电力技术经济学原则上属于技术经济学，是技术经济学的一个分支。因此，电力技术经济学从经济学角度属于应用经济学。如果技术经济学属于一级应用经济学，那么电力技术经济学作为技术经济学的一个分支便属于二级应用经济学科，从学科角度它属于交叉学科。[2]
“电力技术经济学”课程具有理论性和实践应用性强、理论知识创新速度快、多学科交叉等特点，相应地对教学方法和手段提出了更高的要求。为了适应本科教育的需要，更好地把理论教育与教学实践结合起来，培养学生综合运用理论分析、解决实际问题的能力，进行合理的实验教学是非常有意义和必要的。实践环节要求学生全面、系统地掌握电力技术经济学经济评价指标、评价方法和方案比较等基本理论知识，并能综合运用知识分析和解决实际案例。使学生在学习了电力技术经济学基础理论的基础上，能利用项目投资决策数据分析软件，熟练掌握对项目投资决策数据分析的实用技术，独立完成对电力建设项目投资决策数据的分析。本文选择CPDAV1.1为实验教学工具，从电力技术经济学基础理论出发，对相应的电力技术经济实验教学内容进行探讨。
二、电力技术经济学实验教学内容
1.基础知识
（1）资金时间价值。用来投资的一笔资金，即使不考虑通货膨胀，也比将来可获得的同样数额的资金更有价值。因为当前可用的资金能够立即用来投资并带来收益，而将来才可取得的资金则无法用于当前的投资，也无法获取相应的收益。不同时间发生的等额资金在价值上的差别称为资金的时间价值。[3]
（2）技术经济评价指标。工程技术方案经济性评价的核心内容就是经济效果的评价。经济评价的指标是多种多样的，它们从不同角度反映工程技术方案的经济性，总体来说，经济性评价基本指标有如表1所示的类型。
（3）编制现金流量表。现金流量是指工程技术方案在计算期内各年可能发生的收入与支出的货币量。[4]整个计算期的现金流量可以勾画出投资活动的情况。根据这些现金流量可以计算投资的经济性评价指标，从而为投资决策提供依据。投资项目的现金流量按照其在投资项目所处的不同阶段,可分为期初现金流量、经营期现金流量和终结现金流量三部分。
1)期初现金流量。指投资项目开始时在建设期内发生的现金流入和流出量。主要包括：建设投资、净营运资金投资和其他投资费用等。
2)经营期现金流量。指项目建设完成后在生产经营过程中发生的现金流入和流出量。主要包括：营业收入、经营成本、营业税金和所得税等。
3)终结现金流量。指项目终止时发生的现金流入和流出量。主要包括：回收固定资产残值、回收净营运资金等。根据期初现金流量、经营期现金流量和终结现金流量可以编制出电力建设项目从开始投资建设到运营终结整个生命周期的现金流量表，由此可以进行相应的经济评价指标计算和分析，从而判断项目是否具有可行性。
（4）不确定性分析、风险分析和敏感性分析。不确定性和风险是指由于对项目将来面临的运营条件、技术发展和各种环境缺乏准确的知识而产生的决策的没有把握性。当这些不确定性的结果可以用发生的概率加以表述和分析时，称为风险分析；反之，不能用概率表述的，称为不确定性分析。[4]当决策者面临的不确定性因素不止一个，就要借助敏感性分析。敏感性分析可以帮助决策人了解项目的最后结果对于现金流量中估计值变化的敏感程度。
2.实验内容
通过对电力市场的调查，结合我国经济发展的大背景，分析电力工程项目投资、筹资主要过程，预测其经营业绩和财务状况，计算分析投资和经营各阶段的净现金流量和财务评价指标，编制相关的财务报表并结合CPDA（Certifiedprojectdataanalyst）项目投资决策数据实验室应用软件进行系列模拟实习，进一步掌握和提高综合运用“技术经济学”课程专业知识的能力。
（1）根据已知资料，分别计算电力建设项目的建设投资和净营运资金投资额、建设期贷款利息、折旧和摊销费用等。根据计算数据编制借款本金及利息还款计划表、利润与所得税计算表、全部投资及自有资金现金流量表、资金来源与运用表和资产负债表等。在编制以上表格的基础上计算全部资金和自有资金的静态投资回收期、动态投资回收期和内部收益率，并评价其经济性；最后对燃煤价格和运行效率和运营收入的变化作敏感性分析。
（2）在人工计算和数据整理的基础上，运用CPDA项目投资决策数据实验室应用软件进行数据分析。第一，输入项目基本内容：投资项目名称、投资方案代号、项目单位、项目金额、项目周期和数据分析方式等。第二，计算和输入技术经济数据：将投资方案的全部投资现金流量表数据输入到软件中。第三，建立现金流量表：生成税前、税后现金流，与自己已完成的分析结果对比。第四，项目决策综合指标分析：生成税前与税后指标。具体包括：投资回收期、净现值、获利指数、内部收益率、效益成本比率和净效益投资率等（如图1所示）。第五，敏感性分析：选择营业收入作为不确定影响因素，分析其在±5%的范围内变化给净现值和内部收益率指标带来的影响（如图2所示），并生成相应的敏感性分析报告。
3.实验教学中应注意的问题
为了便于学生更好地掌握技术经济分析的基本原理和方法，力求在保证理论体系完整性的前提下，尽可能减少和避免因为理论知识理解失误造成的实际数据处理错误。此外，尽可能地与课堂理论教学内容相结合,注重实例分析,突出投资决策综合设计的实务操作性。
关键词：数字经济；高质量发展；对策
作为生产的关键要素，继传统经济———农业经济和工业经济等之后，有效利用通信技术、以现代信息网络作为重要载体充分利用数字知识和信息的数字经济已经成为一种新的经济形式，它能提高效率，促进经济结构优化、经济社会结构再造和社会生产关系的全面转变，已成为推动全球经济社会发展和技术变革的主导力量。在杭州举行的G20峰会率先将数字经济列为创新和增长的重要议题，国际上越来越多的有识之士认识到推动人类生产方式转变的数字经济协同行动的重要性，并在中国的带动下世界多国领导人共同签署了《G20数字经济发展与合作倡议》，这是第一份正在推动新一轮科技革命和产业转型的数字经济政策文件，是数字经济的一个重要标志。“前后追赶”的全球竞争格局，要求全球数字经济的“双星”之一中国要增强紧迫感，从动力转型的角度出发，学习美国优势，研究制定适合的战略，抓住促进中国经济高质量发展的世界经济数字化机遇窗口，大力实施数字经济发展，力争走在世界前列。
一、数字经济内涵
国家信息中心信息技术产业发展部主任单志光指出，在全球范围内脱颖而出的数字经济已经成为颠覆传统金融和贸易的一种非常重要的新经济形式。以腾讯、阿里等跨国公司为代表的互联网、大数据等数字经济的代表性企业在全球市值很高，金融和医药等传统领域的公司则相形见绌。数字经济是继农业经济和工业经济之后的较高经济形态，最早出现在20世纪90年代，这个词不是一个新概念。随着互联网和大数据的不断深入，数字经济的内涵2000年以后进一步扩大①。从今天对我国发展大数据的战略认识来看，以数字信息和知识为关键生产要素的数字经济是信息与通信技术的集成与应用，是包容、创新、高效和可持续发展的新经济形式的重要代表和重要推动力。其核心特征是以现代信息网络为主要载体，数据是元素，集成和转换是驱动力。数字经济可持续性发展的动力是人工智能、区块链和未来的物联网技术。以BAT为代表的平台经济是数字经济产业组织的主要形式。数字经济战略发展中最重要的资产无疑是数据元素，以产业融合为主要表现形式，以网络空间为关键力量，推动数据元素从资源到资产和资本的增值以及分红的实现过程就是我国数字经济的核心。数字经济时代的多元治理已经成为推动现实世界发展并推动经济转型的必然要求。面对当今众多的数字经济概念，数字经济是新时代的新实体经济，是新时代新经济的显著代表，不能简单地把它看作划分产业的标准。河北雄安规划到2035年数字经济占GDP的比重超过80%。作为规划未来智能社会一个重要参考的数字经济，已然在国家政策层面站稳脚跟。
二、推动数字经济高质量发展的意义
目前我国正处于新一轮科技革命和产业转型时期，中国经济呈现出越来越多的以互联网、大数据和人工智能为代表的数字化特征。基于数字产业化和工业数字化的新一代信息技术日新月异，传统产业从数字经济中吸取了越来越多的新动力，能促进产业的深度融合，提升经济竞争力，促进中国经济发展实现三大变化。首先，以制造业为例，在中国传统的生产方式相对潜力较大的制造业方面，数字化有助于提高制造业产品和服务的质量，促进质量的变化。针对自主创新能力薄弱、产品整体素质不高的问题，通过对生产过程中产生的大量数据的分析，通过数字化转型，将在优化生产过程参数的基础上逐步建立数字化供应链。改变传统制造业的研发和生产过程，可以进一步预测可能出现的问题，从而提高产品和服务的质量。其次，随着数字技术的发展和应用，数字化可以更好地促进供需双方资源的有效对接，有助于降低市场交易成本并提高生产效率。可以大大降低交易成本，实现制造业产品出口的快速销售。随着数字技术在轻工、纺织、建筑材料、机械等传统制造业中的运用，对服务、生产、研发的全面渗透，行业数字化转型将进一步加快，TFP将全面提升。在我国305个智能制造示范项目中，根据工业和信息化部的初步统计，数字化改造使305个智能制造示范项目平均生产效率较之前提高了37.6%，305个智能制造示范项目平均能源利用率较之前提高了16.1%，305个智能制造示范项目平均运营成本较之前减少了21.2%②。第三，在新一轮科技革命下，数字化有助于加速培育新经济高质量增长动力，在激烈的科技竞争中促进动力转换。数字技术作为科技革命的创新成果产生了许多动态的新模型、新格式和新行业。只有当传统的因素通过数字化实现品牌创新、商业模式创新、管理创新、营销创新等不同方式的创新，发展驱动转变为创新驱动时，高质量的发展才会有取之不尽的动力。当前企业层面数字化转型的探索有效地促进了基于数据驱动的新经济正日益成为经济社会发展的主力军和主动能。面对新一轮的技术革命，加强数字经济，加快工业数字化进程，促进信息化与工业化的深度融合，建设数字中国，是中共中央、国务院的长期战略部署，对于推动中国工业走向全球价值链的中高端具有重要意义。
三、推动数字经济高质量发展的对策
要大力发展从工业经济到数字经济的新一代信息技术产业，加快建设先进基础设施，构建基于网络、平台支持、软件定义、数据驱动、智能增值的新范式。未来几十年是人类经济发展史上划时代的跨越期，要加大数字经济发展以全面提升经济发展的创新和竞争力这一目标。
（一）加快信息领域核心技术的突破要提高信息技术产业、信息网络、工业互联网等基础领域的质量，建立新网络，加强战略支持。首先，加强基础技术研究，通过基础研究，推动应用技术群体的突破及尖端技术在通用芯片、人工智能、高性能计算、基础软件、量子通信等方面的布局，培育具有自主创新和强大竞争力的信息技术产业。通过技术创新促进大数据、云计算、物联网产业的研发和商用，加快网络、智能终端、电子制造设备和一些重要的产业链发展提升③。其次，建设G比特网络，全面部署IPv6，加快构建具有高速、全覆盖和智能的网络成本降低以及5G商业流程基础设施智能化转型的新一代信息网络。第三是加强工业互联网平台的建设和推广，构建工业互联网、平台和安全三大功能系统，进一步落实工业互联网创新发展战略。大力推进工业企业内外网络的升级改造，建立覆盖设备、控制、网络、平台和数据的多层次、系统化的综合安全系统。
（二）提高供应系统的质量，突出主攻方向要在共享经济和智能物流领域进一步推进服务业数字化和网络化转型，培育新的增长点，促进服务业数字经济的发展。在服务业数字经济的发展新动力下，提升服务业准确、高效和智能化的服务能力。要充分应用物联网、大数据等新一代信息技术大力发展经营管理和服务数字化的智能农业，促进一二三产业的一体化发展。
1．1环境友好农业技术创新与传统农业技术创新比较
农业技术创新体系是以现有工业技术为基础，其本质是农业科研成果研制、开发并在农业中应用的全过程，即农业科技成果转化为现实生产力的全过程。毫无疑问，传统农业技术创新对保障国家粮食安全、农民增收和农业可持续发展有着至关重要的意义。然而，多年来我国传统的农业技术创新追求单一的经济效益，将农业生产经营过程中造成的资源耗竭、环境损失等问题作为一个被忽略的因素，虽然促进了农业发展和经济增长，但也促使传统农业技术创新沿着不断加重环境恶化和资源枯竭的路径发展。环境友好农业技术创新是在遵循传统农业技术创新的效率、效益和适用性创新原则基础上，以环境、生态、资源的可持续利用和发展为目标，强调环境和资源变量在技术创新中的重要性，通过农业技术研发、推广、转化、应用来配置创新资源以实现价值增值和获取农业经济效益、社会效益及生态效益的过程。实质上，环境友好农业技术创新与传统农业技术创新的构成主体、创新过程、服务体系等方面是相同的，最重要的区别体现在以下两个方面。
1．1．1两者创新的驱动因素不同
农业生产经营主体在追求生产效率和经济效益的前提下，采用创新的农业生产技术(化肥、农药、机械等)，并通过生产资料的规模投入来实现农业规模化、机械化和集约化。因此，一般创新理论认为，市场需求的拉动力量是农业技术创新的主要驱动因素。然而，在这种因素的驱动下，农业生产经营是以对生态环境和环境资源的掠夺式开发和利用为主要方式，强调经济利益而忽略农业资源与生态环境的自然持续力。新技术的市场需求显然也是环境友好农业技术创新的出发点之一，但由于环境问题存在负外部性特征，与其他创新活动相比，环境友好农业技术创新的市场驱动性相对较弱，这使得环境规制也成为了环境创新最主要的驱动因素之一。基于环境保护的农业产业政策、法律环境、金融支持和税收政策等方面的环境规制，通过外界刺激迫使农业经营主体意识到环境友好农业技术创新是经济利好的，从而推动环境友好农业技术创新的产生和采纳。与传统的农业技术创新相比，由于正的溢出效应和负的环境效应的内部化，环境规制会引致农业经营主体的创新活动，并导致“双赢”的结果，在减少环境污染的同时给各参与主体(农业企业、农业合作组织、农户等)带来经济利益。因此，环境规制是环境友好农业技术创新的另一个主要驱动因素。
1．1．2两者知识的供给源不同
化学、电气、机械等领域的现代工业技术是传统农业技术创新的知识供给源，农业新技术是以这些现代工业技术为基础展开研发设计。这些农业新技术具有易于引进和模仿创新的技术特性，从而迅速地实现农业技术进步和农业经济增长，但却带来了农业资源耗竭、生态环境的污染破坏和农业生产的弱质性。与传统农业技术创新不同，环境友好农业技术创新把全新的系统工程方法、生态学、可持续发展理论、环境保护学等理论纳入到农业技术创新过程中，对传统农业技术创新进一步的“突破”、“融合”。一方面，在传统农业技术的基础上，环境友好农业技术创新将新理念、新知识引入到传统农业技术创新中，注重农业资源的利用，提高农业资源的利用率，致力于尽可能减少废弃物排放和对环境的污染，使得农业生产方式向“农业环境友好资源投入－环境友好农产品－农业生态环境改善”的循环式生产过程转换，这是对传统农业技术创新的“突破”;而另一方面，推进和实施环境友好农业技术创新需要经济效益、社会效益、生态效益在一个合理的维度内，既能保证粮食安全、提高农民收入，又能保障农业经济稳步增长的同时实现农业可持续发展，因此，环境友好农业技术创新必须“融合”现有的农业技术成果，克服和改善环境友好农业技术创新负外部性的同时利用现有的农业技术优势，这使得环境友好农业技术创新的实现环节和难度进一步增加。
1．2环境友好农业技术创新与经济增长关系的理论模型
传统农业技术创新的出发点和根本动力即是市场需求拉动和技术推动，而环境友好农业技术创新加入环境规制的驱动因素，在对传统农业技术创新“突破”与“融合”的基础上，通过提高农业企业、农业合作组织、农户等的劳动生产率，提升农业生产要素的边际效率，改善与优化农产品的质量、产量，从而带动农业产业优化升级和诸如旅游农业、休闲农业、生物科技等新兴产业的形成，最终直接或间接地促进农业经济增长。相反，农业经济的增长会引起新的市场需求(如居民农业产品消费形式、消费结构的变化，农户生产技术的新需求等)，在新需求引导下可能会进一步促进农业技术水平的提高，并由此展开新一轮的循环过程。因此，环境友好农业技术创新和农业经济增长之间存在着相互促进和相互制约的关系。其中，环境友好农业技术创新对农业经济增长具有正向促进作用，反过来，农业经济增长为环境友好农业技术创新水平新一轮的提高提供经济基础和物质基础，其理论模型如图1所示。
2变量、数据与方法
2．1变量选择与数据收集
一般来讲，专利申请量和专利授权量等是最常见的衡量技术创新水平的指标，然而，针对环境友好农业技术创新的特殊性以及数据的可获性，本文以1990－2011年的年度数据为样本期，选取“农林牧渔业专利申请量”(PatentApplicationofFarming，Forestry，AnimalHusbandry，andFishery，简写为PA)和“环境友好农业技术推广程度”(Environmentally-FriendlyAgricultureTechnologyExtension，简写为TE)来衡量环境友好农业技术创新水平和推广程度;选取“全国农林牧渔业总产值”(GrossAgriculturalProduct，简写为GAP)作为农业经济增长的衡量指标。其中，“环境友好农业技术创新推广程度”是一个过渡指标，是为了进一步验证和说明环境友好农业技术创新与经济增长的关系。在这三项指标中，“农林牧渔业专利申请量”和“全国农林牧渔业总产值”的时间序列数据直接来源于《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》等年鉴，但“环境友好农业技术推广程度”是一个综合指标，由多项环境友好技术综合决定的，因此该项指标数据较难获取。借鉴国内外学者经验，本文主要选择作物秸秆综合利用技术(以秸秆粉碎还田机拥有量为例)、农用清洁再生能源技术(以沼气技术为例)、节能高效农业机械技术(以节水灌溉类机械为例)和科学施肥技术(以免耕技术覆盖面积为例)等四项技术作为环境友好农业创新技术的代表，通过专家咨询法和主成分分析方法的组合赋权方法算来确定四项技术的权重的大小，并计算得出1990－2011年“环境友好农业技术创新推广度”的综合值，以代表“环境友好农业技术推广程度”的指标，其中四项环境友好农业技术的数据来源于《新中国农业60年统计资料》、《中国农业年鉴》等。此外，由于本文研究中所采用的数据为时间序列，一般会有异方差的存在，所以对变量进行对数变换，使得数据趋势线性化，变换后分别记作LnGAP、LnTE、LnPA
2．2研究方法
基于以上分析，本文采用美国著名计量经济学家克里斯托弗•西姆斯(ChristopherSims)提出的VAR模型对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系进行实证研究。首先对原始数据进行平稳性检验以判断变量是否是单整的，如果变量是单整的，进一步进行协整检验考察变量是否存在协整关系，建立协整方程。然后在VAR模型的基础上，运用Granger因果关系检验、脉冲响应函数、方差分析分解分析环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的是否存在因果关系和长期的均衡关系，最终探索二者动态的影响过程。
3实证分析
3．1数据的平稳性检验:ADF检验
为避免伪回归现象的发生，应该首先对宏观经济时间序列进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性。本文采用Eviews6．0软件，对LnGAP、LnTE、LnPA的单位根进行ADF检验，以判断各时间序列是否符合同阶单整的条件，为随后的协整检验和格兰杰检验奠定基础。通过表2的ADF检验值的结果可以看出，LnGAP、LnTE、LnPA的原始序列和其一阶差分形式的ADF检验统计量均大于显著性水平1%、5%、10%的临界值，不能拒绝原假设，均存在单位根，为非平稳序列。在二阶差分之后，原始序列二阶差分形式的ADF检验值均小于1%、5%、10%的临界值，说明分别在1%、5%、10%的显著性水平下，三组时间序列都为二阶单整序列，存在长期稳定的关系，满足进行协整检验的前提条件。
3．2Johansen协整检验
为进一步分析环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长之间是否存在长期的均衡关系(协整关系)，须进行协整分析。采用Johansen检验法对“环境友好农业技术推广度”、“农林牧渔业专利申请量”与“全国农林牧渔业总产值”3个变量进行协整检验，以检验三者之间是否存在长期的均衡关系。由表3可以看出，采用最大特征根迹统计量来评判的Johansen检验结果，第3行7．586＞3．841，即在95%置信水平上拒绝的原假设，LnGAP、LnTE、LnPA三个变量之间最多存在两个协整关系，可以认为农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间存在长期的动态均衡关系。经过标准化后的协整向量为(1．000，－0．375，－0．542)，农林牧渔业专利申请量、环境友好农业技术推广度与农业经济增长之间的协整方程为:LnGAP=0．375LnPA+0．542LnTE(1)(0．071)(0．053)方程(1)表明，环境友好农业技术创新水平、农业技术推广程度与农业经济增长是同向变化的。在长期关系上，环境友好农业技术创新水平(PA)每增加1%，引起农业经济增长(GAP)增加0．375%，而环境友好技术推广程度(TE)每增加1%，则引起农业经济增长(GAP)增加0．542%。显然，与环境友好农业技术创新水平相比，环境友好农业技术创新推广程度对农业经济增长的促进作用效果显著。
3．3建立VAR模型
VAR模型对时间序列变量不作任何先验性假设，实质上是考察多个变量之间的动态互动关系，把系统中每一个内生变量作为所有变量滞后项的函数来构造回归模型。VAR模型的建立不但需要各个变量满足平稳性条件，而且需要确定反映变量彼此之间相互影响的最大可能滞后阶数，从而保证模型估计结果显著。LnGAP、LnTE、LnPA为二阶单整时间序列，满足建立VAR模型的平稳性条件。VAR模型中确定滞后阶数的方法主要有LR检验统计量法、最终预测误差法(FPE)和信息准则法等方法，本文采用信息准则法来确定VAR模型的最佳滞后期，结果如表4所示。由表4可以看出，在滞后阶数为4的时候，AIC和SC值最小。由此可以建立以“环境友好农业技术推广程度”、“农林牧渔业专利申请量”、“全国农林牧渔业总产值”为因变量，以这些变量的滞后值为自变量，滞后阶数为4的无约束VAR模型，即VAR(4)模型。同时，通过对VAR
(4)模型的平稳性检验结果显示，VAR(4)模型所有根模的倒数都小于1(即都在单位圆曲线内)，说明本文基于VAR模型的结论是可靠的。
3．4Ganger因果关系检验
上述分析已经确定环境友好农业技术创新、农业技术推广程度与农业经济增长三个变量之间存在协整关系，因此可以进一步进行Ganger因果关系检验，以探索3个变量之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向。由表5可知:①滞后1期，LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系，LnTE和LnPA互为格兰杰因果关系，而LnPA和LnGAP不存在格兰杰因果关系。这表明在短期内，环境友好农业技术创新的推广程度能促进农业经济的发展，环境友好农业技术创新是技术创新推广程度的来源，即创新是推广的前提，而由于从技术创新到推广应用有一定的滞后性，技术创新对农业经济增长的促进作用在短期内是非常缓慢的。②滞后2期与3期，LnPA和LnTE是LnGAP的格兰杰原因，且因果关系是单向的，这表明环境友好农业技术创新诸如新技术的研发等对农业经济增长的促进作用开始逐步显现，环境友好农业技术创新推广与应用持续促进农业经济增长，而农业经济增长在短期内不能反哺技术创新与新技术的推广。③滞后4期，LnPA和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnTE和LnGAP互为格兰杰因果关系、LnPA和LnTE互为格兰杰因果关系。这表明，在长期内，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉，农业经济增长促进新一轮的环境友好农业技术创新与推广，而环境友好农业技术创新是技术推广的基础、技术推广是环境友好技术创新的进一步实现。
3．5脉冲响应函数
Johansen协整检验与Granger因果关系检验表明，环境友好农业技术创新、技术推广度和农业经济增长之间存在协整关系，并且具有因果关系。基于以上的VAR模型，可以用脉冲响应函数、方差分解等工具来详尽地描述变量间的动态特征。脉冲响应函数分析方法用来描述一个内生变量对由误差项所带来冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值所产生的影响程度。运用Eviews6．0软件生成基于VAR模型的脉冲响应函数图，通过分析可以得到以下结果:
(1)环境友好农业技术创新与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术创新对农业经济在最初的1期、2期都几乎没有冲击作用，第3期后开始对农业经济增长起到明显的促进作用，并且逐步增大，说明环境友好农业技术转化成生产力持续促进经济发展;而农业经济增长对环境友好农业技术是正向缓慢促进的，第7期以后趋于缓慢平稳的促进作用，表明农业经济增长对技术创新是缓慢并长期有效的。
(2)环境友好农业技术创新推广程度与农业经济增长的动态关系。环境友好农业技术推广度对农业经济增长的促进作用是前小后大，由于环境友好农业技术的特殊性且受自然环境的影响，技术刚刚开始被农业企业、农户所采纳时是暂时没有经济效益的，在第5期以后，作用才慢慢显现出来，逐步地成为农业经济发展的推动力;而农业经济增长从第1期对技术推广度产生较强的影响，第3期开始下降，第8期以后则趋于稳定，表明通过经济的拉动能够提升农业生产主体采用新技术的积极性。
(3)环境友好农业技术创新与技术推广程度的动态关系。技术推广程度受到环境友好农业技术创新正向冲击之后，从第1期就逐步开始上升，在第3期后速度加快，第12期趋于平稳，这表明环境友好农业技术创新对技术推广程度的有长期的正向影响，环境友好农业技术创新是一切技术推广的基础;而环境友好农业技术创新受到技术推广程度的正向冲击后，除了第1期、第2期上升效果显著，第3期到第7期有低幅度的波动，以后一直保持低速平稳的促进作用，这表明技术推广度长期内对环境友好农业技术创新的促进作用不显著。
3．6方差分解
方差分解方法是Smis在1980年提出的将系统的预测均方误差(MeanSquareError，MSE)按照其成因分解为自身冲击及其他变量冲击所构成的贡献率，从而将变量间的影响关系具体量化，评价不同结构冲击所造成的影响。运用Eviews6．0软件进行方差分解，LnGAP、LnPA、LnTE的方差分解结果。
(1)在LnGAP的方差分解中，能够找出环境友好农业技术创新与技术推广度对农业经济增长的影响。在滞后1期，二者对农业经济增长的冲击均为零，但随着预测时期的推进，二者对农业经济增长的冲击持续增长且速度较慢，充分体现了现阶段在我国农业经济发展过程中，从农户、农业企业到农业经济组织的生产活动都以重视经济效益为前提，对环境友好型农业技术创新的研发及其推广较为忽视，致使二者对农业经济的促进作用滞后时间较长。但随着政策引导、观念转变、技术转换和经济支持，预测期时间越长，二者对农业经济增长的促进作用越大。
(2)在LnPA的方差分解中，LnGAP对LnPA的冲击从第2期开始增长，在第14期达到最大，为27．08%，此后逐步减小，农业经济增长对环境友好农业技术创新的影响是缓慢且长期有效的，经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力。LnTE对LnPA的冲击效果并不明显，仅在第11期达到最大，此后逐步减小，这表明在长期内，环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，即二者的关系是单向的。
(3)在LnTE的方差分解中，农业经济增长和环境友好农业技术创新都对技术推广度在第1期产生冲击。农业经济增长对其的冲击在第5期达到最大，为71．25%，随后逐渐下降，但冲击都在40%以上。农业经济增长对环境友好农业技术推广度具有长期显著的正向影响。而环境友好农业技术创新对技术推广度也在第1期就产生了影响，最后一期达到最大值，为47．12%。这表明长期内，环境友好农业技术创新是技术推广度的前提，这与之前的格兰杰因果关系检验的结果一致。
4结论及启示
本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对环境友好农业技术创新与农业经济增长之间的长期动态关系进行实证研究。可以发现:
(1)环境友好农业技术创新、技术创新推广度与农业经济增长之间存在长期的动态均衡关系，在长期关系上，环境友好农业技术创新(PA)每增加1%，引起农业经济增长(GAP)增加0．375%，而环境友好技术推广程度(TE)每增加1%，则引起农业经济增长(GAP)增加0．542%。
(2)短期内，技术创新推广度在滞后1期即能促进农业经济发展，且环境友好技术创新是推广的前提;在滞后2期与3期，环境友好农业技术创新对农业经济增长的促进作用才开始逐步显现;在滞后4期，环境友好农业技术创新、技术创新的推广程度是农业经济增长的源泉。
(3)长期内，环境友好技术创新和技术创新推广程度对经济增长的推进作用是缓慢且长期有效的，农业经济增长为技术创新提供资金支持，为持续的技术创新提供动力，对技术创新的推广起到先强后弱的促进作用;但环境友好农业技术推广度对技术创新的影响较小，二者的关系是单向的。根据研究结论，并结合我国农业经济发展现状，给出以下政策启示:
(1)促进环境友好农业技术创新成果转化。既然环境友好农业技术创新对农业经济增长具有长期正向的促进作用，那么把环境友好农业科技创新成果转化成为现实的农业生产力则是促进农业经济增长的主要动力。因此，首先应该解决环境友好农业技术创新中技术供给者与技术需求者的信息不对称和能力不对称问题，然后进一步通过改善政府、环境治理部门、技术研发部门等组织关系和构建配套的合作协调机制为环境友好农业技术创新成果的转化创造良好的氛围，同时引入农业科技产业化组织方式，使主体之间通过合同契约关系形成利益均沾、共担风险的利益共同体，加快农业科技成果的推广与应用。
(2)完善环境友好农业技术创新政策机制。显然，如果缺乏有效地环境政策，农业企业、农业协会、农户等很少有激励去使用环境友好农业技术或者去研发未来更好使用的技术。因此，环境友好农业技术创新一方面要克服环境和生态变量外部性引起的农业环境治理和农业资源利用等问题，另一方面要突破旧的体制障碍，适应新的知识创新需求，这些都在一定程度上要求农业技术创新政策在政策手段上不断完善。通过各种行政手段、经济手段、市场激励等配套实施，健全农业技术创新的保障机制、激励机制、约束机制、监督反馈机制，进而促进环境友好农业技术创新系统内部各主体要素之间、功能要素之间互动、合作和促进农业生产方式尽快向环境友好方向转化。
关键词：工程项目管理；技术经济分析；应用研究
在施工管理过程中，由于受到客观因素比较多，再加上工程施工涉及到的方方面面工作比较多，诸多企业工程项目沿袭的是施工技术模式，但是很少从经济分析角度来选择消耗率最低的工程建设方案。当前我国的技术经济分析处在初期发展阶段中，因此还不能被高效率地应用在工程项目管理工作中去。在学习国外先进技术和经验的同时，需要根据我国的工程项目基本特色来不断改善，将实际与理论互为结合，保证技术经济分析方法能够被切实应用到工程项目工作中[1]。
一、技术经济分析的理论和方法
（一）技术经济分析理论
技术经济的基本概念就是讲经济和技术互为有机结合。在工程项目工作中，其中最为关键的因子是提高技术，所谓技术就是工程项目的施工方法，从而提高工程施工的整体质量。随着经济的不断发展和进步，对社会技术有着更为深入的了解，不仅仅是单纯指施工建设的先后顺序，因此需要用现代化的眼光来理解[2]。在保证工程质量的前提之下，需要与现代社会的基础环境互为融合。在传统思想中，不难发现，经济不仅仅代表的是人民群众的生活水平，而且更是将经济与工程互为联系起来。技术经济分析将上述两者互为结合起来，在保证工程质量的前提之下，从工程项目管理的原始设计之上，将整体管理观念融入到经济观念中。市场经济的发展离不开工程项目的相关建设和发展，另外，工程项目会对国家经济发展产生一定影响力[3]。
（二）技术经济分析方法
技术经济分析方法有以下几种方式：（1）定量分析方法；（2）定性分析方法；（3）定量定性互为结合方法[4]。从定量分析方法角度来看，主要是通过数据来建立好相应模型来分析工程项目，通过对数据进行分析，建立好施工现场模型，为工程项目管理提供相应的参考数据。从定性分析角度来看，尤其依靠预测工作人员的主管判断能力和丰富经验等，根据事情的主要发展趋势，在工程项目管理中通过施工人员的经验来判断分析，最终能够推断出项目工程的质量情况。从定量定性互为结合方法角度来看，此种方法是一种较为完善的方法，从而提供相关参考数据，保证数据分析的全面性和正确性，采用先进的科技和思想理念能够清楚分析工程项目的基础情况[5]。
二、技术经济分析的重要意义和发展现状
（一）重要意义
建设施工是一种固定化的成品，需要充分考虑建筑材料的经济性因素。另外，建筑施工是一个比较复杂的过程，需要不断完善市场经济体制，建筑行业之间竞争日益激烈。在投标竞争过程中，建筑企业为了节约成本而获得相关工程项目，创造变更等管理方法。在管理过程中，结合企业的具体实际情况，制定相应的衡策，能够便于充分挖掘出盈利项目。
（二）发展现状
1.管理模式
在工期制定管理模式上，由于建筑工程对总体规划不够重视，所以制定的各种计划不够完善且主要依靠以往积累的经验，一旦遇到结构新形式问题时，大多数管理者均没有制定合适的措施和管理方法。在控制方面，由于企业内部缺乏相应的重视且缺少完整的控制体系，所以大多数人均依靠以往经验积累。在控制内容方面，由于大部分的检查工作代替了控制内容，所以只有等检查任务结束之后才能够进行事后控制。对于检查后的结果，不能只做定性判断，还要进行量化计算和统计数据分析，充分重视事前和事中控制。在材料采购方面，由于现阶段所采取的采购方式大多采用的是批量化且集中化的采购方式，项目接手之后联系好供货商，建立好稳定的关系[6]。由于缺乏灵活化的采购方式，大批材料购入数量太多，既占用了资金，又占用了场地，反而增加了采购成本。
2.技术应用现状
由于建筑行业是一种劳动力密集型产业，建筑工程管理具有以下几个方面的特点：工序过于繁杂；分散性；施工人数过多；移动性[7]。我国的工程量达到世界之最，所拥有的图纸也非常庞大，对图纸进行组织、归档和使工作流程自动化等工作已经成为了现阶段急需解决的问题之一。
三、技术经济分析在工程项目管理中的相关应用
（一）技术可行性分析
技术是工程项目的关键，对于整个工程的质量而言起着重要的作用，因此对工程项目管理技术的可行性进行相应分析，也就是对工程质量技术进行深入分析。工程质量包含的内容：（1）产品性能；（2）工程技术。因此，需要全方位地对技术的可行性进行分析。可行性分析可以分为以下几个阶段：（1）根据市场发展需求和技术发展趋势等进行综合分析，再确定好投资的范围和投资目标，在工程管理中需要根据市场的实际需求，来确定工程项目的主要投资方向。（2）对技术的可行性进行论证，需要通过综合化的计算来考量工程项目的经济效益，再选择最为合适的方法，满足实际施工发展需求。（3）确定整个工程项目建设的技术，不要突破施工人员已经掌握的技术资源条件，最终保证好实际施工的可行性。
（二）经济合理性分析
在工程项目管理过程中，分析经济合理性能够对成本进行相应控制。在工程项目的成本内容方面，对施工管理费用和人工技术费用等进行分析，全面考虑好所需要的成本条件，充分考虑成本的每一项费用是否合理，合理控制好每一个环节的成本[8]。在技术经济分析方面，分析工程项目的经济效益情况，再结合施工技术的实际成本，判断出成本的支出是否合理，从而保证工程项目成本是否合理。
（三）技术经济效益分析
对工程项目的盈亏状况进行经济效益分析，对预测项目的亏损情况进行综合分析，需要及时调整好工程项目的整体施工情况，对人员的合理分配和成本控制等进行相应调整，再提高施工方面的技术和质量。
（四）项目方案分析
设置好施工成本的参数，再根据工程项目来分析参数设置是否合理。在工程项目的施工过程中，在施工技术方面和施工范围方面均存在一定差异，需要适当调整好施工成本参数。对工程项目管理的主要工程方案进行分析，主要体现在以下两个方面：（1）工程项目的盈利亏损状况；（2）影响工程项目方案的影响因素。工程项目方案为实际施工提供相关参考数据，其效益直接影响到整个项目的经济效益，所以要深入分析工程项目方案的影响因素，从而加以控制，充分保证项目方案的经济效益。在技术分析方面，确定好施工材料和施工技术等，在合理情况下降低施工成本，能够进一步保障工程管理项目。
（五）以质量为中心
工程项目管理中最为重要的环节就是质量管理，工程项目的施工质量直接影响到建筑工程是否为精品。工程项目所涉及到的材料比较复杂，在质量控制方面需要抓紧细节，实现工程质量化。因此，需要建立健全质量保证体系，根据工程的质量目标来制定行之有效的计划，加强施工人员的技术指导。另外，要加强对施工过程的质量控制，对原材料进行质量管理。树立精品发展理念，严格检查相关制度，确保每一道工序能够按照相关规范来进行操作。对于细节之处的处理和成品保护，对不同材料的做法和质量等进行明确对顶和处理，在细节之处体现着施工整体水平，做到精细操作。
（六）项目造价管理中的应用
在项目决策阶段中，技术经济分析是项目决策的重要参考依据。随着我国监管力度的不断加大，需要对工程项目的经济性提出更高要求，在技术经济分析的基础之上进行项目方面的决策，最终确定好合理的投资方案。合理选择好工程的具体规模、技术方案和材料设备方案等，能够大幅度控制好工程造价。在项目设计阶段中，对技术经济分析能够为项目设计提供好重要依据。在设计阶段中，以编制审核的工程概算对设计方向进行技术经济分析，使得造价人员和设计人员能够互为配合，协同做好技术经济分析，使得技术和经济能够和谐统一。在招标和投标阶段中，技术经济分析是其重要依据，招标和投标单位要对工程项目进行技术经济分析，确定好合理的招标和投标策略。招标和投标水平直接影响到后续工程的相关建设，结合项目的基本特点来选择合适的招标方案，对其进行技术经济分析。
四、结语
综上所述，经济的发展促进了社会各个行业的发展，因此对工程项目建设提出更高的要求。对工程项目的质量和技术等进行管理能够保证技术分析的全面性，能够帮助相关工作人员能够更好地开展管理工作。
参考文献：
[1]柳福胜.技术经济分析在工程项目管理中的应用[J].人力资源管理：学术版，2009，（5）.
[2]孙海洋.浅谈技术经济分析在工程项目管理中的应用[J].商品与质量，2015，（48）.
[3]王宝慈.技术经济分析在工程项目管理中的应用[J].城市建设理论研究，2016，（7）.
[4]王传辉.解析技术经济分析在工程项目管理中的应用[J].建材发展导向（上），2016，（11）.
[5]赵景顺，杨雁钠.技术经济分析在工程项目管理中的应用[J].城市建设理论研究，2016，（14）.
[6]张天旭.技术经济分析在工程项目管理中的应用探讨[J].四川建材，2015，（4）.
[7]王志红.工程造价管理中技术经济分析的应用[J].城市建设理论研究，2015，（34）.
一、“马太效应——西部经济技术
开发区制度创新问题分析笔者对除重庆市长寿经济技术开发区、广西钦州港经济技术开发区以及新疆库尔勒经济技术开发区、“奎屯一独山子”技术经济开发区以外的22个西部经济技术开发区与北京市等地的47个东部经济术开发区在2009年和2010年的各项经济指标作了直观的比较研究。(1)从地区生产总值看，2009年和2010年，东部经济技术开发区无论是在总量上还是平均值都显著高于西部经济技术开发区。在总量上，前者分别是后者的6．4倍和6．5倍；从平均值看，前者分别是后者的3倍和3．O3倍。这说明，西部经济技术开发区生产总值除了在数量上与东部经济技术开发区存在明显的差距外，在增长速度上也略逊一筹。另外，在工业增加值方面，从总量上看，前者分别是后者的6．63倍和6．2倍；从平均值看，前者分别是后者的3．11倍和2．9倍；而第三产业增加值，前者分别是后者的7．02倍和8．12倍和3．3倍和3．8倍。(2)从财政收入和税收收人看，东部经济技术开发区同样高于西部经济技术开发区。尤其是在外商投资企业的税收收入方面，东部同比增长了24．16％，西部却同比下降了37．82％。
由此可以看出，一方面，从外资企业的数量看，东部明显多于西部；另一方面，从外资企业的创税能力看，东部明显优于西部。不论哪一方面，都说明外资企业更青睐于东部经济技术开发区。(3)从进、出口总额看，东、西部经济技术开发区差距都在十几倍以上。值得注意的是，在高新技术产品出口额方面，东部同比增长了21．34％。西部同比下降了69．25％；高新技术产品进口额，东部增长了39．38％，西部的增长也高达102．33％。由此不难发现，东、西部经济技术开发区都需求大量的高技术产品，但是，由于西部地区的基数较小，所以随着高新技术产品需求的增多其增长率较高；而增长率较高的背后是西部高新技术产品的生产能力不足、供给能力不足，只能依赖进口，即西部经济技术开发区高新技术远远落后于东部经济技术开发区。这意味着，西部经济技术开发区对先进技术的创新、引进落后于东部经济技术开发区，即东、西部相比，西部在技术方面不具有任何优势。(4)2009年和2010年，东部47个经济技术开发区实际利用外资金额、历年累计合同利用外资金额、历年累计实际利用外资金额分别是西部22个经济技术开发区的10．6倍和15．06倍、19．64倍、11．87倍；19．09倍和18．49倍。说明西部在利用外资总量上与东部的差距巨大；历年累计合同利用外资金额东部分别是西部的19．64倍和11．87倍，说明西部在吸引外资方面有所进步，但是，历年累计实际利用外资金额西部同比只增加了18．37％，2009年、2010年实际利用外资金额却同比下降了15．17％，说明西部近两年留住外资的能力在下降，西部经济技术开发区即使是能够吸引外资进入，但由于种种原因却不能留下外资。在完成固定资产投资方面，虽然西部增速稍快于东部，但在东部强大的基数下，平均看来，东部依然是西部的1．88倍和1．84倍。总地来说，相较于西部经济技术开发区，东部经济技术开发区更能吸引外资。(5)平均来看，东部近两年新批准设立的企业数量分别是西部的1．38倍和1．8倍，尤其是外商投资企业的数量，前者同比增长了6．3％，后者却同比下降了28．7％。从表面上看，东部比西部更能吸引资本投入，但其实质是东部的市场比西部更为活跃、制度更为完善。(6)从年末地区从业人员数量看，东部近两年来就业人数分别是557．3万人和612．38万人，同比增长了9．88％；而西部则分别是112．79万人和121．49万人，增长了7．71％。这一方面说明东部的市场容量大于西部；另一方面则反映出东部更能吸引人才。从整体规模上看，西部经济技术开发区相较于东部经济技术开发区，在资本、技术、市场、人才等影响经济增长的因素方面都明显处于劣势。
无论是在地区生产总值，还是财政、税收，或者企业数量、市场容量、人员数量等基数上，西部都明显落后于东部。从增长率看，西部也落后于东部。虽然在增长率上西部高于东部，但是在影响经济增长的外商投资企业、实际利用外资和高新技术产品出口等方面的增长率上，东部明显高于西部，西部甚至出现了严重的负增长。从发展趋势看，东部经济技术开发区的发展速度越来越快，而西部经济技术开发区在利用外资和高新技术方面却越来越差。东、西部经济技术开发区的发展出现了好的更好、差的越差的“马太效应”。
二、进退维谷——西部经济技术
开发区制度创新原因分析戴维斯和诺思认为，制度创新主体根据成本效益分析进行权衡，如果出现预期的净收益超过预期成本，制度就会被创新，反之，则不会被创新。戴维斯和诺思把制度创新的全过程划分为以下五个阶段。一是形成“第一行动集团”阶段。所谓“第一行动集团”是指那些能够预见潜在市场经济利益，并认识到只要进行制度创新就能够获得潜在利益的人，其中包括制度创新的决策者、首创者和推动人，他们中至少有一个成员是熊彼特所说的那种敢于冒风险的有敏锐观察力和组织能力的从事创新的“企业家”。二是“第一行动集团”提出制度创新方案的阶段。“第一行动集团”首先提出制度创新方案，再进入下一阶段的创新活动。三是“第一行动集团”对提出的各种创新方案进行比较和选择的阶段。四是形成“第二行动集团”阶段。所谓“第二行动集团”是指在制度创新过程中协助“第一行动集团”获得经济利益的组织和个人。“第二行动集团”既可以是政府机构，也可以是民间组织和个人。五是“第一行动集团”和“第二行动集团”协作努力，实施制度并将制度创新变为现实的阶段①。根据新制度经济学的观点，经济技术开发区的设置实际上是一项制度创新的过程。
笔者将西部经济技术开发区制度创新的主体分为以下四个。一是中央政府。中央政府是西部经济技术开发区制度创新的“第一行动集团”，是打破“体制锁定”和“路径依赖”的外生变量，承担着大部分的制度创新成本。预期西部经济技术开发区经济能够快速增长，从而带动整个西部地区的经济增长，缩小东西部的各种差距。二是地方政府。西部地方政府是介于“第一行动集团”和“第二行动集团”之间的特殊组织，在一定程度上承担了制度创新的成本。预期开发区的经济快速增长，并带动地方经济增长。三是西部经济技术开发区管委会。西部经济技术开发区管委会是介于政府和企业间的特殊组织，是西部经济技术开发区的实际管理者。西部经济技术开发区管委会属于创新的“第二行动集团”。预期西部经济技术开发区经济快速增长过程中获得较好的经济利益。四是企业组织和个人。在预期从经济技术开发区快速的经济增长过程中获得可观的经济利益基础上，企业组织或个人愿意为开发区制度创新提供部分成本。按照戴维斯和诺思的观点，西部经济技术开发区制度创新的过程首一巴中央政府和地方政府作为“第一行动集团”在西部设立经济技术开发区；其次是中央政府和地方政府在西部经济技术开发区建立上给予一定的制度方案指导；再次是形成以地方政府、经济技术开发区管委会、经济技术开发区内的各种企业组织和个人组成的“第二行动集团”，并帮助“第二行动集团”建设开发区，以期获得各种利益。
西部经济技术开发区落后于东部经济技术开发区的根本原因在于“第一行动集团”和“第二行动集团”基于各种利益的博弈在第五阶段的协作上并没有达成一致，其制度趋向均衡。其制度创新不会给改革者提供更多的利益或者不会提供更多的创造利益的机会，最终导致其失去制度创新的动机和力量。更深一步看，首先，作为成本承担者的中央政府并没有实现自己的各项预期；其次，地方政府在政绩的诱惑下盲目发展，仅以GDP为目标，几乎不考虑其他因素；再次，西部经济技术开发区管委会在很大程度上并没有发挥其企业特性；最后，企业组织和个人没有任何发言权。事实上，中央政府、企业组织和个人的预期净收益少于预期成本，希望进行新一轮的制度创新，而地方政府、西部经济技术开发区管委会的预期净收益则远远大于预期成本，希望保持本次制度创新，并希望制度趋向均衡。这样，使得西部经济技术开发区的制度创新陷入一种“进退维谷”的状态。导致西部经济技术开发区经济增长的制度创新问题，即西部经济技术开发区“马太效应”的根本原因是制度创新的“进退维谷”，这也是西部经济技术开发区经济增长的制度创新困境。也就是说，“进退维谷”是“马太效应”的罪魁祸首。
三、结论
从发展地域上看，经济技术开发区分为东、中、西三大区域并呈现递减趋势。据相关数据显示，2010年，东部47个部级经济技术开发区实现地区生产总值19138亿元，平均为407亿元；中部21个部级经济技术开发区实现地区生产总值4756亿元，平均为226亿元；西部22个部级经济技术开发区实现地区生产总值2955亿元，平均134亿元①。东、西部经济技术开发区之间存在巨大差距，笔者结合具体数据，运用制度创新理论分析了西部经济技术开发区制度创新的问题与原因，但问题的关键仍在于解决问题的方法即对策，这就需要进一步的研究。
关键词：技术进步偏向性；技能与非技能劳动；合意结构
作者简介：王林辉，女，东北师范大学经济学院教授、博士生导师，从事技术进步与经济增长研究；袁礼，女，东北师范大学经济学院研究生，从事技术进步研究。
基金项目：教育部新世纪优秀人才支持计划项目“要素结构视角下经济结构调整和经济自主协调发展研究”，项目编号：NCET-12-0818；国家社会科学基金青年项目“我国技术进步方向及其对要素收入分配格局的影响研究”，项目编号：12CJY007；中央高校基本科研业务费专项基金 “我国战略新兴产业的融资偏好与技术进步方向的适配性分析”，项目编号：11SSXT006
中图分类号：F241 文献标识码：A 文章编号：1000-7504（2013）03-0051-08
一、前 言
资本积累和劳动力投入对我国经济增长的贡献已形成广泛共识，学术界普遍认定我国持续30多年来经济高增长主要源于资本和劳动投入。伴随着经济规模扩大和要素投入需求增长，依靠要素量的增长实现经济规模的扩张已无法持续，生产要素约束日益凸现，人口红利效应逐渐消失，老龄化高峰已日渐临近，整个社会负担系数增加、劳动力成本增大以及劳动力供求矛盾将日渐突出。减少要素投入并优化结构成为经济结构优化和转变发展方式的重要内容。技术进步和高等教育发展使劳动力质量明显提升，如何优化劳动力结构并提高对产出的贡献开始受到关注。张国强等（2011）利用人力资本基尼系数和人力资本构成比重分析人力资本结构对产业结构的影响，认为人力资本结构的合理化有助于产业结构升级[1]。朱承亮等（2011）利用C-D形态的随机前沿生产函数模型，分析人力资本和人力资本结构对区域经济增长的作用，发现人力资本对经济增长的影响具有时滞性，且人力资本结构的经济增长效应区域差异特征明显[2]。魏下海等（2009）依据分位数回归发现人力资本结构对经济增长存在负面影响，不同分位点下人力资本作用效应差异显著[3]。不难发现，劳动力结构及其对产出的作用研究更多关注人力资本水平和人力资本结构对经济增长的影响，如何优化劳动力结构并探讨经济发展过程中的合意值几乎无人关注，特别是技术进步发展的新趋势对劳动力需求结构影响的研究更是缺乏。近年来世界各国技术进步呈现出新的变化特征，明显有别于传统的发展趋势，主要表现为技术进步与机械设备投资日趋融合，资本体现式技术进步迅速发展引发技术进步偏向于技能，即蕴含前沿技术的机械设备需要具有较高水平的技能型劳动与之匹配，因而劳动力市场中呈现技能型劳动需求增加和技能溢价现象，使技能和非技能劳动分化加剧。宋冬林等（2010）发现技术进步发展增加了技能型劳动需求引发劳动力市场收入分配结构变化，进而使技能劳动更快发展[4]。王永进和盛丹（2010）采用数值模拟方法，分析技能劳动供给和技能偏向型技术进步的关系，发现二者关系受技能劳动供给临界值的影响，在低于这个临界值时，技能劳动供给会促进技能偏向型技术进步，而高于这个临界值时，技能劳动供给反而会抑制技能偏向型技术进步[5]。董直庆等（2011）构建了区分技能与非技能劳动的内生经济增长模型，以技能偏向性视角考察技能需求增长、技能溢价和技术进步之间的关系，结合我国宏微观经济数据分析技能偏向型技术进步大小及其波动规律，发现欧美国家技能需求增长和技能溢价源于技术进步偏向性的结论在我国也具有适应性，且技能偏向型技术进步率呈现出W形波动规律[6]。
经济体是不同要素组合和作用而形成的复杂系统，产出增长需要不同类型要素特别是不同层次劳动力。我们不禁要问，既有的技能劳动供给规模能否满足经济发展的需要？我国经济究竟需要多大规模的技能劳动？是否存在合意的技能劳动比例使产出增长质量更高。当前文献过于关注教育发展对劳动力质量作用的影响，对于技术进步新趋势特别是技能偏向性如何引发劳动力市场结构演变并未引起重视。本文认为，若忽视技术进步偏向性探讨劳动力结构问题，将可能出现较大偏差。因此，本文结合中国经济时序数据，利用技术进步偏态下双层嵌套CES生产函数，以可行广义非线性最小二乘法考察我国劳动力结构合意性及其对产出的贡献问题。本文的创新性工作在于：首次通过技术进步有偏性视角，以CES生产函数估计我国技能和非技能劳动的合意配比水平，判定当前技能劳动是否存在过度投资或供给缺口问题，认识劳动力结构对经济产出的贡献。
二、劳动力合意结构模型演绎
依据经济产出方程估计出各个参数值，代入到（8）中可估计劳动力结构对经济产出的贡献。
三、计量模型选择、指标设计和数据来源说明
我们借鉴Klump et al.（2007）的CES生产函数标准化方法[8]，对双层嵌套型CES生产函数标准化。为估计模型参数，假定资本、技能和非技能劳动技术进步增长率满足BOX-COX变换，见公式（9）。
全国数据统一采用各省加总的方式获取，样本区间为1978—2010年。其中资本存量数据来自于张军等（2002），2005年后缺的数据采用类似方法补全。部分省份由于缺少固定资产形成总额数据，而统计年鉴已统计基本建设投资，利用固定资产形成总额与基本建设投资数据的线性关系，通过回归系数方式利用基本建设投资数据拟合缺失年份的固定资产形成总额数据。全国劳动数据为各省份实际就业数据加总，资本和劳动价格采用资本和劳动报酬总额除以资本和劳动数量。1978—1992年资本和劳动收入份额数据来自《中国国内生产总值核算历史资料：1952—1995》，1993—2004年数据来自《中国国内生产总值核算历史资料：1952—2004》，2005—2010年数据来自2006—2011年《中国统计年鉴》。由于《中国统计年鉴》并没有完全按照资本和劳动分类统计，在计算资本和劳动收入份额时，将政府税收净额依据资本和劳动要素对经济产出贡献近似为2/3和1/3的比例划归资本和劳动。根据CHNS的微观数据，获取1989、1991、1993、2000、2004和2006年的大学及以上学历和中专及以下学历的平均工资数据，作为技能与非技能劳动报酬数据。而对于其中缺失年份的数据，通过全国平均工资序列与既有的技能劳动与非技能劳动工资回归的方法拟合获取。
技能劳动指标选取两个层面数据进行刻画，一是具有大学学历的劳动者存量数skill1，二是从业人员中专业技术人员数skill2。其中具有大学学历的劳动者存量skill1的估计思路是，将1978年之前毕业所有大学生数作为技能型劳动的初始值，即基年1978年的数值，1979年技能劳动总数=1978年技能劳动总数+1979年毕业的大学生数-1979年退休的大学生数，其中1979年退休的大学生数等于1943年毕业大学生数（假设大学毕业24岁参加工作到60岁退休，1979年退休的为1943年毕业的大学生），其他年份数据依此类推。从业人员中的专业技术人员指标skill2数据，《中国统计年鉴》自1999年后统计了全国城镇单位专业技术人员数和国有企事业单位技术人员数，而1999年之前仅统计国有企事业单位技术人员数。根据国有企事业单位和城镇单位专业技术人员数的统计关系，拟合出缺失年份全国城镇单位专业技术人员数。非技能劳动数量用全国总劳动力数量减去技能劳动数量，进而再计算出技能与非技能劳动的收入份额。
四、中国劳动力合意结构及其对经济产出的贡献
借鉴Klump et al.（2007）的标准化系统法，基于四个方程采用非线性似不相关模型的可行广义非线性最小二乘法（Feasible Generalized Nonlinear Least Squares，FGNLS）测算参数，结果见表1。
利用表1中的参数计算技术进步技能偏向性指数，结果如图1所示。图1分别画出了利用指标skill1和skill2测算的结果，以具有大学学历的劳动力存量数据skill1测算的技术进步技能偏向性指数呈现递增趋势，而以专业技术人员skill2来测算的技术进步技能偏向性指数在20世纪80年代呈下降趋势，但其后基本保持在0.05左右。二者的变化趋势虽有所不同但二者均为正，表明技术进步偏向于技能劳动假定得到一定验证。由于技术进步技能偏向性对劳动生产率的影响，必然会影响劳动力市场中不同类型劳动力需求，因而影响劳动力的合意结构。依据公式（5）测算出我国宏观经济总体的合意技能和非技能劳动比重。其中，图2和图3分别是采用具有大学学历的劳动力存量数据和专业技术人员数据测算的劳动力合意结构，为形成对比，图中也画出了技能和非技能型劳动的实际数据。
图2显示利用大学生的存量数据测算的技能与非技能劳动比的合意值呈现指数增长趋势，从1978年开始一直到1990年，十几年的时间里技能与非技能劳动比的合意值基本相当，保持在0.6%左右。但从1991年开始通过平衡增长路径合意经济产出测算的合意值增速快于真实值，二者差距逐渐拉大。1991年合意值是1.5%，真实值是1.3%，合意值大约是真实值的1.15倍，到2000年合意值增长到了4.2%，而真实值仅为2%，合意值是真实值的2.1倍。2010年合意值达到16%，而真实值为6.1%，合意值大约是真实值的2.62倍。这显示随着技术进步和经济结构调整，经济产出和经济增长方式转变过程中对技能型劳动的需求逐渐增长，而实际技能型劳动供给却表现出明显不足，即技能劳动供求缺口变大。图3是依据专业技术人员测算的技能与非技能劳动比的合意值，也呈现指数增长特征。在改革开放的初期，数据显示专业技术人员占比的真实值还略高于合意值，但从1995年开始经济中对技能型劳动的需求快速增长。数据显示，2000年合意值是9.5%，而真实值仅为4.6%，此时合意值约是真实值的2.07倍。而2000年后经济对技能型劳动需求更大，2005年合意值显示技能型劳动与非技能劳动比应达到18.9%，而实际经济中的技能型劳动仅为4.4%，合意值约是真实值的4.29倍。到2010年，合意值估计结果显示实际经济中需要专业技术人员与普通劳动力的比重为33.8%，即从业人员中应有技能劳动与非技能劳动的比重约为1/3，但实际经济中的专业技术人员的比重却仅为4.7%，合意值约是真实值的7.19倍，这显示我国经济中的专业技术人员的缺口更大。可见，从两个表征技能劳动指标测算结果的差异来看，以从业人员中专业技术人员来表征技能劳动缺口更大，这可以解释从2004年源于珠三角继而蔓延至沿海地区的“技工荒”现象——经济发展对技能劳动需求快速增加而技能劳动的供给明显不足（王文明等，2007）[9]。劳动力合意结构的测算结果也显示，具有大学学历的劳动者也存在需求短缺问题。
如果事实果真如此，那么，现实经济为什么又会出现大学生就业难或“知识失业”现象呢？我们认为，经济发展中需要不同层次和不同专业的劳动者，大学生只是代表其中某些类型的技能劳动。自20世纪90年代末，我国实施了高等教育产业化政策，以大学生为代表的技能劳动迅猛发展且供给规模大幅度提高。但伴随着我国产业结构的不断调整，高等教育专业设置与劳动力就业岗位出现了一定程度的偏离，以及部分大学生的实用性技能、实践能力和经验相对缺乏，导致其就业出现障碍。同时，从合意劳动力结构走势上看，未来经济发展对技能型劳动需求将更大。相关人口问题研究发现，到2015年我国人口老龄化更加突出，劳动适龄人口减少使改革开放以来维持经济高增长的“人口红利”逐渐消失。为此，若要保持经济持续稳定增长，关键是提高人力资本水平，通过依靠劳动质量的提升来弥补劳动数量的减少，大力发展学校教育和职业培训等提高实用性技能劳动供给优化劳动力结构。
依据公式（8），我们利用两种技能型劳动的指标进一步测算了劳动力结构增长率及其对经济产出的贡献率，如表2所示。表2显示，采用具有大学学历的劳动力存量表征技能劳动，测算的劳动力结构对经济产出的贡献在改革开放初期为负值，但其绝对数较小，这显示劳动力的结构并没有促进经济增长，反而成为制约经济增长的因素。但自1986年开始，劳动力结构变化指标转为正向，且呈现小幅递增的趋势，对经济增长的贡献逐年增大。到2002年对经济增长的贡献达到1.2%，之后一直保持在个位数。到2009年达到最大为8.1%，2010年又有所回落，对经济产出的贡献约为6.0%，即在经济增长的贡献中劳动力结构的作用不足10%。这显示，利用具有大学学历的劳动力存量指标测算的劳动力结构，在自身逐年优化的同时对经济增长的贡献也在递增。这主要源于20世纪90年代末21世纪初大学生扩招政策下大学生规模的快速增长，改善了原有低层次的劳动力结构，促使劳动力结构对经济增长的作用由制约转为拉动。但相比于资本和劳动力本身对经济增长的作用，劳动力结构的作用还不大，我们认为结果完全符合我国现实。表2也显示采用专业技术人员测算的劳动力结构的变化率及其对经济增长的贡献率，与采用具有大学学历的劳动力存量数据测算的结果有所不同，劳动力结构的变化率在多数年份都呈现负增长，对经济产出的制约作用明显。劳动力结构为正向变化的年份只有1988、2001、2003以及2006—2010年，但对经济增长的贡献都不足1%。这表明，如果以专业技术人员占全部劳动力的比重来衡量我国的劳动力结构，劳动力结构对经济产出的贡献有限，这源于我国劳动力质量不高且劳动力结构不合理而使其无法发挥应有的作用。
五、基本结论
针对文献普遍忽视技术进步偏向性对劳动力结构的影响问题，本文关注技术进步新形态下劳动力结构优化对我国经济增长方式转变的意义，利用技术进步有偏的双层嵌套CES生产函数，推演出在平衡增长路径上技能和非技能劳动合意值，应用标准化系统法估计方程参数，测算出我国劳动力的合意结构。测算结果发现，技能与非技能劳动比合意值呈现指数增长且合意值增速快于真实值，技能型劳动供求缺口突出。采用具有大学学历的劳动力存量指标测算的结果显示，2010年合意值达到了16%，而真实值为6.1%，合意值约是真实值的2.62倍，采用专业技术人员指标显示到2010年，实际经济中需要专业技术人员与普通劳动力的比重为33.8%，即从业人员中技能劳动与非技能劳动的比重约为1/3。但实际经济中的专业技术人员的比重却仅为4.7%，合意值约是真实值的7.19倍，表明我国经济发展和经济结构调整对专业技术人员的缺口更大。利用具有大学学历的劳动力存量指标测算，发现劳动力结构得到一定优化，对经济增长的贡献也呈现递增走势，但数据也显示其对经济增长的贡献不足10%。而依据专业技术人员占普通劳动力的比重来衡量我国的劳动力结构测算结果显示，劳动力结构对经济产出的贡献不足1%。综合表明，技术进步技能偏向性增加技能劳动需求，技能劳动供给并未满足经济需求，在低水平值下劳动力结构作用还未得到有效发挥，劳动力结构还有待优化。
参 考 文 献
[1] 张国强， 温军， 汤向俊. 中国人力资本、人力资本结构与产业结构升级[J]. 中国人口、资源与环境， 2011，（10）.
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[3] 魏下海， 李树培. 人力资本、人力资本结构与区域经济增长——基于分位数回归方法的经验研究[J]. 财贸研究， 2009，（5）.
[4] 宋冬林， 王林辉， 董直庆. 技能偏向型技术进步存在吗？——来自中国的经验证据[J]. 经济研究， 2010，（5）.
[5] 王永进， 盛丹. 要素积累、偏向型技术进步与劳动收入占比[J]. 世界经济文汇， 2010，（4）.
[6] 董直庆， 王林辉. 劳动力市场需求分化和技能溢价源于技术进步吗[J]. 经济学家， 2011，（8）.
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内容摘要：本文将技术引进细分为技术转移和技术贸易两类，通过我国1990-2008年技术转移和技术贸易与经济增长关系的实证分析，发现技术转移对经济增长的推动作用显著，滞后时间短，持续时间长。但技术贸易不仅不能推动经济增长，反而有略微的负面影响。更深层面上说明我国吸收掌握运用技术的能力较强，但对于进口硬件设备的选择可能存在失误。
关键词：技术转移 技术贸易 经济增长
技术转移与技术贸易的界定
Mansfield（1975）为技术转移的形式提出了明确的分类法则，按照他的观点，技术转移可以从转移过程中的不同阶段去理解。第一阶段称为“物质转移”，指新材料或新产品的跨国转移。第二阶段称为“设计转移”，指促进新产品或新材料制造的设计或图纸的跨国转移。第三阶段称为“能力转移”，即改变新获技术使其适应于接受国的特定环境。第三阶段涉及了新技术的学习和运用，与前两阶段有着极大差别，由于技术接受国在市场规模、基础设施、成本和需求等方面与技术创新国的差距，第三阶段所需成本更大，实现难度也更高。从发展中国家的立场看，Mansfield 提出的第三阶段最为重要，因此本文所探讨的技术转移定位于第三阶段，即接受国改造接受技术适应本地环境的过程。
按照GATT乌拉圭回合谈判缔结的《与贸易有关的知识产权协议》，国际贸易应扩展为货物贸易、服务贸易和技术贸易三大类。技术贸易指高技术产品从一个国到另一国的流动，包括属于技术导向行业的机器设备进口（有形层面），以及内含大量培训和咨询服务的设计、专利、许可协议、专有知识、工程研究和制造技术的进口（无形层面）。技术转移和技术贸易的定义看似清晰，但在无形层面存在重叠，要将统计数据与定义相对应非常困难，大量研究将技术转移简单地等同于成套设备、生产线、关键设备的技术进口。
为了从统计数据层面将技术转移同技术贸易剥离开，首先需要分解我国官方数据统计中所采用的技术引进方式。按照中国科技统计年鉴对技术引进方式的分类，国外技术引进分为专利技术的许可或转让（包括专利申请权的转让）、专有技术的许可或转让、技术咨询、技术服务、计算机软件的进口、商标许可、合资生产、合作生产等、为实施以上内容而进口的成套设备、关键设备、生产线等，以及其它方式的技术进口。上述定义显然过于宽泛，混合了技术转移与技术贸易，因此本文将官方统计数据进一步细分为两类，涉及改变新获技术并使其本地化的专利技术的许可或转让（包括专利申请权的转让）、专有技术的许可或转让、技术咨询、技术服务、计算机软件的进口、商标许可、合资生产、合作生产等为技术转移，实施以上内容而进口的成套设备、关键设备、生产线归类为技术进口，可视为硬件转移。由于其它方式技术进口的技术引入方式不明，为了对比需要，不归入技术转移也不归入技术贸易。这种细分方法也符合联合国《国际技术转移行动守则草案》中对“技术转移”的定义，其中指明技术转移是“关于制造业，应用生产方法或提供服务的系统知识的转移，但不包括货物的单纯买卖或租赁。该定义明确了技术转移的标的是软件技术，而不是硬件转移。
以往研究学者在实证层面或分析技术引进中某一种方式对经济增长的效应，或研究技术引进整体对经济增长的效应，没有将技术转移和技术贸易两种内涵不同的技术引进模式分开讨论并进行对比，而本文正是基于这个空缺进行探讨，从而对我国吸收、消化和掌握新技术的能力，以及对进口硬件设备的选择水平进行评估，以期得出有价值的结论。
我国全要素生产率增长率测算
全要素生产率是指各要素（资本和劳动等）投入之外的技术进步和能力实现等导致的产出增加，是剔除要素投入贡献后的剩余，也叫索洛剩余。本文选用柯布道格拉斯生产函数：Yt=At KtαLtβ 0
本文以不变价格的GDP作为衡量产出的指标，并按1990年不变价格指数进行了调整。劳动投入量选取全国年底从业人员数来衡量。资本投入量数据采用戈德史密斯永续盘存法，公式为K t =K t-1(1-δt )+It。式中Kt为第t年年末物质资本存量；K t-1为上一年年末物质资本存量；It是第t年投资，取值为每年固定资产投资额，并用固定资本投资价格指数按1990年不变价格调整；δt表示折旧率。资本存量数据来自单豪杰（2008），2007-2009年数据按照相同方法计算得到，折旧率统一取值10.96，由于单豪杰所计算的资本存量是按1952年不变价格计算，本文按1990不变价格指数进行了调整。本文采用的要素产出弹性借鉴了前人的研究成果，选取了α=0.4，β=0.6。
实证分析
按照本文第一部分对技术转移和技术贸易的界定汇总得到1990-2008年技术贸易合同金额和技术转移合同金额两个时间序列t和tr，为降低数据的波动性，对两个序列取自然对数生成序列lnt和lntr。数据已按当年人民币对美元年平均汇率中间价换算成人民币价值，并经价格指数平减为以1990年为基期的数值。
为了考察技术转移与技术贸易对经济增长的推动作用，本文构建基于多元协整的向量自回归（VAR）模型，该模型将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造，用于预测相互影响的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。本文实证思路为首先对各变量进行单位根检验和协整检验，验证协整关系的存在性；如果存在协整关系则建立多变量VAR模型，考察变量之间的相互关系；随后进行格兰杰因果关系检验；最后采用脉冲响应函数和方差分解对变量之间的动态影响进行描述。
（一）单位根检验
本文使用ADF方法进行序列单位根检验，滞后阶数的确定是基于最小信息准则（AIC和SC准则）作出，验证结果表明三个变量原始序列均非平稳，而一阶差分序列平稳，即三个时间序列为一阶单整序列，可在此基础上进行协整检验，判断变量之间是否存在长期稳定关系。
（二）协整检验
进行协整检验前，先判断VAR模型滞后期，在EVIEWS6.0中根据滞后长度标准确定滞后阶数。LR和SC标准选择1期滞后，FPE、AIC和HQ标准选择3期滞后，为使模型简洁，本文采用VAR（1）模型，并进行基于自回归模型为基础的Johansen协整检验。Johansen检验结果显示在0.05显著性水平下存在2个协整关系，表明在1990-2008年样本区间，三个变量之间存在协整关系。
（三）VAR模型估计
在上述检验的基础上，建立向量自回归VAR模型，模型中的时间序列lntfp、lnt、lntr为一阶单整序列，且存在协整关系。VAR模型将所有变量全部视为内生变量，方程式右边所有元素均为向量的一阶或多阶滞后项。模型建立为，其中，，P为滞后阶数，β0为常数项，βj为系数矩阵，εt为白噪声序列向量，它是三个分类分量作用lntfp、lnt、lntr在上的冲击。用普通最小二乘法得到VAR模型的一致有效估计结果，可将VAR（1）模型整理为：，模型回归系数体现了技术贸易和技术转移对经济增长的推动效果，技术贸易的一阶滞后对经济增长的推动效果不明显，系数为-0.04，但技术转移对经济增长的推动作用则相当明显，系数为0.13。
（四）格兰杰因果关系检验
通过协整检验我们发现三个经济变量之间存在协整关系，说明至少存在某个方向上的格兰杰因果关系，在滞后一期的情况下对变量lntfp、lnt、lntr进行格兰杰因果关系检验，结果发现在1%的显著水平下，lntr是lntfp的格兰杰原因，表明我国技术转移对经济的推动作用显著存在。在10%的显著水平下，lntfp是lntr的格兰杰原因，说明经济增长反向促进了技术转移。
（五）脉冲响应函数和方差分解
接下来在VAR（1）框架中分析技术贸易和技术转移与经济增长的脉冲响应。脉冲响应函数描述在扰动项上加上一个标准差大小的新信号或冲击后对内生变量的当期值和未来值带来的影响。脉冲响应的结果如图1和图2所示。横轴表示冲击作用的滞后期（年度），图形中间实线为脉冲响应函数，两条虚线为正负两倍标准差的置信带。
图1显示，在给技术贸易lnt一个正向冲击后，经济增长在第2期出现负增长，负面影响在第2期强度达最大，并且一直持续到第10期。图2显示，在给技术转移lntr一个正向冲击后，经济增长在第3期作出正向反应，达到峰值并持续保持至第4期，随后增长态势缓慢下降，但到第10期仍有相当的影响力。
利用VAR模型还可以进行方差分解研究模型动态特征，方差分解研究每一个结构冲击对内生变量的贡献度，以进一步评价不同结构冲击的重要性，与脉冲响应函数相互补充。各变量方差分解结果如图3。从方差分解结果看，经济增长波动主要来自于自身冲击，并随滞后期逐渐减弱。技术贸易对经济增长的影响非常有限，技术转移则对经济增长贡献明显，从滞后一期出现，持续时间长，到第10期时超过30%。
通过以上分析发现：首先，从协整关系可以看出，技术转移、技术贸易和经济增长之间存在长期稳定的协同关系。其次，通过格兰杰因果关系检验进一步说明，技术转移是推动经济增长的原因，同时经济增长又反向拉动了技术转移。这表明我国吸收、掌握和运用新技术的能力很强，技术转移与经济增长之间已经形成了良性循环机制。但技术贸易对经济增长的作用力不显著。脉冲响应和方差分解表明，技术转移能在短期内迅速对经济增长产生正向推动作用，且作用时间长，而技术贸易短期内却对经济增长产生了负面效应，虽然效果不明显，但能说明我国在硬件设备引进时可能存在因选择不当造成的资源闲置或浪费现象。实际上，我国于上世纪60至70年代所引进的技术设备中有90%以上不能实现合理的产出水平，其中大部分甚至从未投入使用。此类情况虽然不及过去严重，但这种情况仍未得到根本改变。
参考文献：
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作者简介：
如何测算科技进步贡献率
以定量方法研究经济增长始于20世纪20年代。1928年，美国芝加哥大学经济学家道格拉斯与数学家柯布合作，提出“柯布—道格拉斯”生产函数，为测算技术进步作用的研究奠定了基础。1942年，首届诺贝尔经济学奖获得者丁伯根对“柯布—道格拉斯”生产函数进行了重大改进，在资本和劳动投入的函数中添加了一个时间趋势，表示“效率”水平，第一次提出了全要素生产率的概念，使得测算技术进步作用成为可能。1957年，美国经济学家索洛发表了题为《技术变化与总量生产函数》的文章，真正拉开了技术进步作用定量化序幕。
目前，对科技进步贡献率测算的理论与方法，仍存在许多争议。理论较为成熟、在实践中应用较为广泛的测算方法可以分为两大类：一类为参数方法，主要包括索洛余值法、生产函数法、随机边界分析法、半参数估计法等；另一类为非参数方法，主要包括DEA方法、指数法、基于生产率指数的边界分析方法以及增长核算方法等。
从国内外测算情况来看，应用最为广泛的是索洛余值法。索洛提出了总量生产函数的概念，明确将技术进步纳入生产函数中，在把资本增长和劳动增长对经济增长的贡献剥离以后，剩余部分归结为广义的技术进步，从而定量分离出了技术进步在经济增长中的作用，这便是著名的“索洛余值”。
索洛余值法的缺陷
以索洛为代表的新古典经济增长理论认为，资本和劳动以及广义的技术进步是引起经济增长的三大要素。在很长一段时期，该理论得到广泛认可。索洛模型把技术进步看作外生给定，然而现实的增长过程并非如此。知识积累、人力资源素质提高等都会带来技术的进步，技术进步实际是由经济系统内生的。因此，内生技术进步是经济增长的一个重要源泉，这也是美国经济学家罗默等提出的新经济增长理论的核心观点。
技术进步来自并依赖于产生创新所使用的投资。这些创新资本投入以研发、员工培训等无形资产的形式存在。随着高新技术和知识经济的迅速发展，世界各国高度重视对创新的投资或者说对知识的投资，很多发达国家无形资产投入已接近甚至超过有形资产投入比例。无形资产投资会带来知识增加和外溢，具有很强的外部性。因此，无形资本是经济持续增长的重要来源。
根据欧盟委员会“欧洲竞争力、创新和无形投资”专项研究计划的研究成果。无形资本投入分为三大类，包括电子信息、创新资产和提升经济竞争力的资产。
然而，在目前的国民经济核算体系中，除计算机软件、矿产勘察、版权和许可等无形资产归入资本账户外，研究开发、工业设计、员工培训、市场营销等无形资产在GDP核算时均作为中间投入被扣除，不进入资本账户。因此，采用经典的索洛模型测算科技进步贡献，实际上忽略了科技进步贡献的重要部分——无形资本对经济增长的贡献，从而低估了科技进步对经济增长的作用。
无形资本应纳入测算
将无形资产投入带来的经济增长作为科技进步贡献的一部分，为我国测算科技进步贡献率提供了有益思路，但目前在无形资本数据获取方面仍有一定的局限性。我国科技统计调查制度可以提供较为详实的R&D数据（R&D ：research and development，指在科学技术领域，为增加知识总量，以及运用这些知识去创造新的应用进行的系统的创造性活动，包括基础研究、应用研究、试验发展三类活动），但对于品牌声誉资本、企业的员工培训支出、企业的组织资本等难以获得相应的统计数据。
R&D经费是无形资产投入的主要内容之一，不仅在无形资产投入中占有相当高的比重，而且也是无形资产投入中价值量最高、使企业获益年限最长的核心投资。通过借鉴国外相关研究成果，并综合考虑了部分国家无形资本与有形资本的比例关系、R&D经费占GDP比重以及国家创新能力等多种因素，目前我国无形资本存量与有形资本存量比例约为0.65∶1。
我们将无形资本存量数据引入测算模型，同时考虑到经济调整或要素投入的周期性影响，根据1998至2010年的统计数据，以5年为一时间段，对我国科技进步贡献率进行了测算。结果显示，我国科技进步贡献率由1998至2003年的39.7%逐步提升到2005至2010年的51%，预计2015年可达到55%。引入无形资本测算科技进步贡献率是一种新的尝试和探索，测算结果能更为全面地反映科技进步对经济增长的贡献。
由于数据的局限，计算过程中无形资本数据是在参考有关研究成果基础上推算出来的，要进一步提高测算结果的准确性和可靠性，还需要就无形资本数据的获取、参数的确定方法等问题进行深入研究。
完善无形资本测算法
如何完善无形资本测算法，进一步提高测算结果的准确性和可靠性，笔者提出几点思考与建议。
一是跟踪学习国外无形资产测度方法。近年来，无形资本对经济增长的作用引起发达国家的广泛关注。欧盟委员会和经合组织分别通过实施“欧洲竞争力、创新和无形投资”专项研究计划和“新增长来源：无形资产”水平计划，尝试对无形资本进行测度。同时，R&D经费作为无形资产的重要组成部分，将被计入国民账户体系，实现R&D经费资本化，这意味着R&D经费将首次进入GDP核算。为此，我国统计部门应密切关注与跟踪国际上测算无形资产的新动态和新方法，逐步建立起无形资产统计制度，为准确测度技术进步对经济增长贡献提供重要的数据支撑。
1.1行业低碳经济贡献度
计算高新技术行业低碳经济贡献度的具体方法是在剔除该高新技术行业对低碳经济发展的影响之后，对低碳经济发展水平重新加以计量，通过比较剔除前后低碳经济发展水平的变化，得出该高新技术行业的低碳经济贡献度。本文定义含有该高新技术行业影响的指标数据为原始组数据，用传统产业的相应数据替换原始组数据中该高新技术行业的相关数据后，得到的数据为替换组数据。
1.2低碳经济促进系数的计算
在前面的论述中，能够得到高新技术企业所在行业的低碳经济贡献度COI以及该高新技术企业在行业中的相对低碳经营水平LOE，二者相乘即为该高新技术企业的低碳经济促进系数PCOE，其含义为，如果该高新技术企业所在行业中的所有企业均按该企业的低碳经营水平运营，该行业对于低碳经济的贡献程度将达到百分之多少。
2中兴通讯股份有限公司案例分析
中兴通讯股份有限公司是一家全球领先的综合通信解决方案提供商，主营业务范围涉及设计、开发、生产、分销及安装各种先进的电信系统和设备。在保护环境和应对气候变化方面，中兴通讯将环境保护融入到每个运营环节以及整个产品的生命周期之中，设计和实施环保节能解决方案，引导高效、低碳的发展模式。
2.1行业低碳经济贡献度的计量
通过对2007～2013年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国高新技术产业统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国环境统计年鉴》等相关数据的整理、计算，得到含有通信设备、计算机及其他电子设备制造业影响的原始组数据。再将原始组数据中通信设备、计算机及其他电子设备制造业影响到的相关数据替换为相应的传统制造业数据，形成一组新的替换组数据。替换组数据反映，在通信设备、计算机及其他电子设备制造业保持行业产值不变的情况下，如果该行业不是高新技术而是传统制造业时相应指标数据的水平。
2.2企业低碳经济促进系数的计算
中兴通讯的社会责任报告显示，2012年中兴通讯共消耗各种能源折合标准煤21712.784吨，其中电力占主要部分，达到各种能源总和的93.08%，天然气、汽油、柴油、液化石油气、自来水分别占3.02%1.95%、1.16%、0.37%、0.41%。中兴通讯2012年年度报告显示，其主营业务收入为8586652.5万元，按产品划分，其中终端、设备制造实现收入2583880万元，研发经费投入为237298.2万元。通信设备、计算机及其他电子设备制造业的平均数据根据2013年中国能源统计年鉴和中国统计年鉴加工计算。
3结语
2001-2011年环渤海经济圈三大子经济圈区内差异显著，山东半岛区内技术创新差异最小，辽东半岛次之，京津冀最小。此外，从2001-2011年京津冀区内锡尔系数的变化情况来看，京津冀区内差异逐渐缩小。京津冀区内锡尔系数在2001-2009年下降了近0.028，降幅明显，这是因为2001年我国出台了支持中小企业技术创新服务体系建设的方针政策，京津周边地区中小企业技术创新能力提升，使得该时期京津冀区内技术创新差异缓慢下降，其中2002、2005年有一定的上升趋势。2010-2011年，京津冀区内锡尔系数有所上升，但增幅不明显。从2001-2011年山东半岛区内锡尔系数变化情况来看，山东半岛区内技术创新差异持续扩大，但是上升幅度也有一定波动与调整，经历了一个“上升（2001-2008）—下降（2009-2011）”的波折发展过程。具体而言，山东半岛区内锡尔系数在2001-2008期间上升幅度达0.05，增幅明显，这是因为国家关于中小企业创新政策的导向以及2003年山东省出台了《企业技术开发中心认定管理方法》，鼓励企业建立和完善技术研发中心，提升了企业技术创新水平，使得山东半岛区内技术创新差异不断扩大。2009-2011年，山东半岛区内锡尔系数不断下降，降幅不大，这是因为2009年山东省政府加速推进沿海城市与中西部九市相结合的知识产权密集带，加快了各市之间的技术交流，缩小了山东半岛经济圈区内技术创新差异。从2001-2011年辽东半岛区内锡尔系数的变化情况来看，辽东半岛区内技术创新差异总体趋于下降趋势。区内锡尔系数经历了“上升（2001-2003）—下降（2004-2011）”的波折发展过程。2001-2003年，区内锡尔系数上升了0.0071，增长缓慢，这说明国家关于促进中小企业技术创新的政策起到了一定的刺激作用。2004-2011年，区内锡尔系数持续下降，降幅达0.08，这说明该时期内辽东半岛区内技术创新差异持续缩小，这是因为2006年辽宁省出台了关于《提高科技创新能力加速老工业基地振兴的若干规定》，鼓励企业自主创新，促进技术成果转化，提高了辽东半岛区内技术创新能力，缩小了辽东半岛区内差异。
二、环渤海经济圈区域技术创新空间集聚不明显
锡尔系数仅仅反映环渤海经济圈区域技术创新的总体变化情况，需要进行空间相关性分析来了解技术创新的整体变化趋势。根据公式（3），采用GeoDA9.5软件计算了2001-2011年的全局自相关系数Moran’sI，计算结果如图2所示。由图2可知，2001-2011年环渤海经济圈区域技术创新全局空间自相关系数Moran’sI值总体呈现出随机分布态势。其中，2001-2009年全局Moran’sI指数均为负值，且增幅不大，表明在2009年之前环渤海经济圈区域技术创新存在明显的差异，且表现为空间负相关关系。2010年之后，全局Moran’sI指数开始为正值，且处于上升趋势，上升幅度不明显。2010-2011年全局Moran’sI指数不超过0.005，空间集聚态势不明显。总体来看，环渤海经济圈区域技术创新差异很大，空间集聚态势不明显。
三、环渤海经济圈区域技术创新差异空间格局演化
（一）区域技术创新水平呈现“两极分化”发展趋势
为了反映环渤海经济圈区域技术创新水平的空间分布及其变化，研究以2001年、2006年、2011年的各城市专利申请授权量作为测度指标，在对原始数据处理的基础上采用Arcview3.2软件绘制出这三年环渤海经济圈区域技术创新水平空间格局，如图3所示。根据潘雄峰[16]等学者的观点，在数据处理方面，将各城市专利申请授权量划分为四种类型：①低水平区：专利申请授权量低于全区域平均值的50%；②中低水平区：专利申请授权量在全区域平均值的50%-100%范围内；③中高水平区：专利申请授权量在全区域平均值的100%～150%范围内；④高水平区：专利申请授权量高于全区域平均值的150%。从图3可以看出，2001-2011年，环渤海各省市专利申请授权量整体上呈现“两极分化”发展态势，专利申请授权量多的城市主要为北京、天津、沈阳、大连、济南、青岛等直辖市或省会城市。2001年，高水平区为6大直辖或省会城市，中高水平区为鞍山市、石家庄市、淄博市；2006年，高水平区分布不变，东营市、潍坊市升级为中高水平区，鞍山市降为中低水平区；2011年，高水平区分布不变，中高水平区的数量保持不变，但分布区域有所跃迁，烟台市、济宁市取代石家庄市、东营市成为中高水平区。从2001-2011高水平区与中高水平区的分布情况可以看出，高水平区始终保持不变，中高水平区有向山东半岛跃迁的趋势，中低水平区和低水平区一直占绝大多数，技术区域创新差异很大。此外，中低水平区数量占比由2006年的18.2%上升到2011年的25%，低水平区数量占比也由2006年的59.1%下降到52.2%，这表明随着环渤海经济的发展，区域技术创新水平整体缓慢上升。
（二）区域技术创新热点演化相对稳定
全局空间自相关Moran’sI系数往往没有考虑区域要素之间的异质性[18]，因此，为了更好地分析区域空间要素之间的异质性，研究引入局部空间自相关Moran’sI指数，根据（4）式、（5）式求得LocalMoran’sI指数和局部空间关联指数Getis-OrdGi*，并运用Arcgis10.1软件绘制出2001年、2006年和2011年环渤海经济圈区域技术创新空间格局热点演化图，如图4所示。由图4可以看出，2001-2011年环渤海经济圈区域技术创新热点演化相对稳定，热点区主要集中在以北京、天津为核心的京津冀经济圈，次热点区表现出明显的空间特征和跃迁趋势。2001年，北京、天津、廊坊、张家口、承德、保定为热点区，表明该区域技术创新水平较高，烟台、青岛、潍坊、日照、唐山、铁岭、抚顺、本溪、辽阳、鞍山、阜新共计11个城市为次热点区，冷点区主要集中在聊城、菏泽、邯郸等内陆城市，表明该区域技术创新水平普遍较低，在空间上形成低值集聚。2006年，热点区分布不变，次热点区空间分布有所跃迁，其中莱芜、淄博、滨州、泰安由2001年的次冷点区升级为次热点区，铁岭、抚顺、本溪、辽阳、鞍山、阜新由2001年的次热点区降为次冷点区，冷点区有向辽东半岛跃迁的趋势。2011年，热点区空间分布保持不变，次热点区分布有所增加，济南由2006年的次冷点区升级为次热点区，冷点区主要集中在邯郸、秦皇岛、衡水、邢台等河北内陆城市以及辽东半岛大部，低值集聚态势明显。从2001-2011年环渤海经济圈区域技术创新空间热点演化图可以看出，区域技术创新的核心区域保持不变，以北京、天津为核心的京津冀地区处于高度集聚状态且相对稳定；次热点区由辽东半岛向山东半岛转移；冷点区由山东半岛向辽东半岛转移。冷点区和次冷点区一直占绝大多数，这说明环渤海经济圈区域技术创新极化现象明显。
（三）区域技术创新增长热点跃迁明显
研究进一步将研究期划分为2001-2006年、2006-2011年两个时间段，运用公式（7）计算出环渤海经济圈区域技术创新的NICH指数，并通过Arcgis10.1软件计算出区域技术创新增长的LocalMoran’sI系数，由计算结果得到环渤海经济圈区域技术创新增长空间异质性格局演化情况，如图5所示。图5环渤海经济圈区域技术创新增长空间异质性格局由图5可知，2001-2006年，环渤海经济圈区域技术创新增长呈现出空间正相关关系，NICH指数为正值的城市共有38个，但LocalMoran’sI系数均介于[0.071,0.279]，区域技术创新增长格局不明显，多呈现随机分布。此外，仅有北京、天津、张家口、保定、承德、廊坊在该时期的区域技术创新增长的LocalMoran’sI系数为负值，这表明该区域技术创新增长较快，而周边区域技术创新增长非常缓慢，形成了非相似的空间集聚态势，其中北京市的区域技术创新增长的LocalMoran’sI系数最小，为-5.43，表明北京的区域技术创新增长最快，空间非相似空间集聚态势明显。2006-2011年，环渤海经济圈区域技术创新增长格局变化明显，NICH指数为正值的城市共有20个，其中天津市区域技术创新增长的LocalMoran’sI系数最大，为4.59，表明该区域技术创新增长不平衡，极化现象显著，其余19个城市的技术创新增长LocalMoran’sI系数较小，呈现为随机分布态势。承德、张家口、廊坊、聊城、菏泽、德州等共计24个城市的区域技术创新增长的LocalMoran’sI系数为负值，表明该时期这些区域的技术创新增长较快，与周围区域形成了非相似的空间集聚态势。为了更好地探究环渤海经济圈区域技术创新增长的核心区域，研究运用Arcgis10.1软件计算出NICH指数的局部空间自相关Getis-OrdGi*值，由计算结果得出环渤海经济圈区域技术创新增长的热点演化图，如图6所示。由图6可以看出，2001-2006年，环渤海经济圈区域技术创新增长热点区主要集中在以北京、天津为核心的京津冀经济圈内，该区域为环渤海经济圈技术创新增长最快最有活力的核心区域，增长次热点区比较分散，多以沿海城市和省会城市为主，技术创新增长较快。增长冷点区、次冷点区主要集中在山东半岛和辽东半岛经济圈内，且数量较多，这说明该区域的技术创新增长存在低值集聚现象，其中鞍山、锦州、沧州、德州、临沂等城市为增长冷点区，是环渤海经济圈技术创新增长最缓慢的地区。2006-2011年，环渤海经济圈区域技术创新增长核心区域保持不变，增长次热点区空间集聚明显，主要集中在以“济南—青岛”为轴线发展的山东半岛经济圈内。增长冷点区和增长次冷点区主要集中在聊城、菏泽、德州、邯郸、邢台、石家庄、衡水、秦皇岛等河北、山东内陆城市以及辽东半岛大部，其中辽东半岛大部多为增长冷点区，为该时期技术创新增长最为缓慢的地区。
四、结论与对策建议
（一）结论
研究以专利申请授权量为测度指标，对环渤海经济圈2001-2011年44个研究区域（直辖市、地级市）的技术创新差异的总体特征及其时空格局演化进行了研究分析，从而得到相关结论。（1）2001-2011年，环渤海经济圈区域技术创新差异总体特征相对稳定。具体而言，总差异呈现波浪式下降趋势。按照锡尔系数加法分解为京津冀、辽东半岛和山东半岛三个区域之间以及区域内部的差异：2001-2011年京津冀与辽东半岛区间差异逐渐缩小，京津冀与山东半岛区间差异逐渐扩大，山东半岛与辽东半岛区间差异逐年缩小。2001-2011年京津冀、辽东半岛区内差异总体趋于下降，山东半岛区内差异逐年扩大，且山东半岛区内差异最大，已成为环渤海经济圈区域技术创新差异的最主要组成部分。（2）环渤海经济圈区域技术创新水平呈现“两极分化”发展态势，高水平区始终主要集中在北京、天津、沈阳、大连、济南、青岛等直辖市或省会城市，中高水平区有向山东半岛跃迁的趋势，中低水平区和低水平区一直占绝大多数，技术区域创新水平极化现象明显。通过对环渤海经济圈区域技术创新热点演化分析，2001-2011年热点区主要出现在北京、天津、廊坊、承德、张家口及保定六个城市。山东半岛各市的热点集聚态势明显，而辽东半岛各市技术创新空间集聚区逐渐减小，到2011年已形成鲜明的京山空间集聚的空间格局。（3）环渤海经济圈区域技术创新增长格局也呈现出集聚态势。2001-2006年，环渤海经济圈区域技术创新增长在空间上多呈现随机分布态势，北京、天津等城市区域技术增长较快，与周边区域形成了非相似的空间集聚。2006-2011年，环渤海经济圈区域技术创新增长格局变化明显，仅天津市的技术创新增长的LocalMoran’sI系数最大，表明该区域技术创新增长不平衡，极化现象严重。通过进一步测算Getis-OrdGi*指数，得到环渤海经济圈区域技术创新的热点区域，2001-2011年，增长热点区主要集中在以北京、天津为核心的京津冀经济圈内，增长次热点区空间集聚明显，主要分布在以“济南—青岛”为轴线的山东半岛经济圈内。增长冷点区跃迁明显，到2011年辽东半岛大多为技术创新增长最缓慢的地区。究其原因，辽东半岛作为我国的老工业基地，技术创新绩效水平偏低，此外，由于长期以来缺乏制度创新，以及北京、山东半岛的辐射，造成了人才外流，技术创新水平相对较低。
（二）对策建议
