第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
Ｖ０１．２７，Ｎｏ．５
总第１７５期
中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
刘志迎梁丽丽
（合肥工业大学，合肥２３０００９）
［摘要］
本文根据经济增长理论和产业发展理论，在阐述高技术产业对经济增长作用机理的基
础上。ｉｇ，庠ｌ菲德模型，采用１９９５—２００６年的全国２８个省市的面板数据，对高技术制造业对经济增长的贡献状况进行了实证分析，并据实证结论提出相应的政策含义。
［关键词】
高技术产业
经济增长菲德模型（文献标识码）Ａ
国宏观经济与行业景气预测课题组（２００３）认为高技术产业运行与宏观经济运行的走势相一致，呈现良好的发展态势，高技术产业对国民经济的带动作用继续增强。赵玉林、魏芳（２００６）。袁建文（２００６）的研究结果也表明高技术产业已经成为带动经济增长的主要因素。赵美、于春田（２００６）采用回归分析法测算分析了石家庄市高新技术产业对三大产业的经济增长贡献率以及各产业的发展对石家庄市的经济增长贡献率。从横向与纵向两方面论证了发展高新技术对经济发展的推动作用，认为高新技术产业是未来最能有效拉动石家庄市经济增长的产业。刘优剑（２００６）采用菲德模型研究了大连高新区高新技术产业对经济增长的作用，认为高新技术产业已经成为推动大连市经济增长的重要因素，高新技术产业对大连经济增长的直接作用为正，但是推动水平不是很高。间接作用不显著，同时证明了大连高新区高新技术部门的边际要素生产率高于非高新技术部门的边际要素生产率。钟鸣长、沈能（２００６）采用菲德模型研究了高技术产业与传统产业间的溢出效应，认为高技术产业对经济增长有促进作用，对传统产业有较强的外溢效应。高技术产业部门比传统产业部门有相对较高的边际生产力。刘志迎、王正巧、李静（２０ｃｒ７）实证了高技术资本对经济增长的作用。表明高技术资本对全国和大多数区域的经济增长有实质性影响作用。
【中图分类号】Ｆ４０７．４
１理论回顾
高技术产业是国民经济的战略性、先导性产业，已成为我国经济和社会发展、经济结构战略性调整的重要力量。我国“８６３”计划和“火炬计划”实施至今已有２０年的历史。高技术产业发展状况及对经济增长的贡献状况如何，需要进行定量化评价。本文着重分析了高技术产业（制造业）对经济增长的贡献，以及影响这种贡献大小的因素。
２０世纪６０年代以来，计算机等信息技术（Ｔｒ）迅速发展，被看作是高技术的代表，是渗透力强、倍增效益高的最活跃的生产力。历史上的每一次技术革命都会带来生产率的快速增长。人们预期，信息技术应用于企业将会极大地提高企业经济效益。然而，事实表明，２０世纪９０年代以前，信息技术的应用并没有引起生产率和公司绩效的显著提高。
诺贝尔经济学奖得主Ｓｏｌｏｗ（１９８７）根据当时美国和许多ＯＥＣＤ中的发达国家统计资料的情况，提出了生产率悖论，信息技术（ｒｒ）革命的出现与统计上的劳动生产率（ＬＰ）、全要素生产率（１下Ｐ）增长水平下降相伴随。著名投资银行Ｍｏｒｇａｎ
Ｓｔａｌｋｙ的首席经济学家Ｓ脚印Ｒｏａｃｈ
（１９８７）也提出了生产率悖论的问题。２００１年１０月，麦肯锡咨询公司发表的＜美国生产效率增长报告１９９５一ｍｏｏ）指出“Ｔｒ与生产率之间仅仅是一种模糊的关系。”在绝大部分经济领域中，对ｒｒ方面的大幅投资没有起到任何帮助生产率增长的作用。许多经济学家认为原因主要有两个方面：一是官方统计数字严重低估了经济增长；二是由于信息技术作用的滞后性，互联网引发的生产率增长。需要一定的时间，所以更大的收益可能是在将来。但是，另一些经济学家在使用１９９５年以后的数据进行研究后发现。电脑的应用对美国的高经济成长率和劳动生产率有显著的贡献。索洛（２００２）也承认信息科技的发展有助于提升生产率。根据美国的经验，在未到达新经济前，经济要经历一段所谓的索洛生产率悖论时期。
近年来，高技术产业的发展对经济增长的作用引起了国内学者的广泛关注。他们对这一问题从不同角度采用不同方法。进行了相关研究。国家计委经济研究所中
２高技术产业对经济增长的作用机理
根据高技术产业对经济增长的影响方式不同。本文把高技术产业对经济增长的作用分为直接作用和间接作用，把由高技术对经济增长的直接作用带来产出的部门称为高技术部门，把高技术部门之外的生产部门则称为非高技术部门。２．１直接作用
高技术产业主要从技术创新和制度创新两个层面对经济增长产生直接作用。①技术创新方面。高技术的发展能够促使生产要素从量变到质变转化，使生产要素向科技含量高、效益好的部门聚集，形成高技术产业部门。高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率。高技术进一步的发展，将极大地
收藕日期：２００８—０蝴
基金项目：安徽省优势产业自主创新能力研究（项目编号：０７０３０５ｔｒ３０３９）
一４１—
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
Ｖ０１．２７，Ｎｏ．５
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降低产品生产成本，从而使产业部门进入大规模生产经营的高速增长阶段。②制度创新方面。高技术能够在一定范围内提高生产要素的生产效率，在高技术部门中，当生产要素的边际生产率不断提高时，客观上要求产生新的制度来满足其发展。因此，高技术部门生产要素边际生产率的不断提高，是产生新的适应于高技术发展的制度的内在动力，同时，制度创新又会反过来作用于高技术部门，进一步提高其边际要素生产率。技术创新和制度创新两方面的协同作用会使高技术部门具有更高的效率。高技术部门生产要素的边际生产率将得到进一步的提高，使高技术部门产出扩大，从而实现其对经济增长的直接贡献。
慧麓Ｌ／高技术部门、产直接作用
ｆ高技术企业１三．推
≮芝＝夕出妻
室蒹袭褰品和服务
ｌ……”。Ｉ间接作用
蕃图１
高技术产业对经济增长的作用
２．２间接作用
一姜
潸
是指高技术部门提供高技术产品和服务应用在非高技术部门，通过改变非高技术部门的生产效率、产业结构和制度环境，使其生产要素由低向高转化，从而增加该部门的产出，促进经济增长。由于高技术的这种作用是通过影响非高技术部门而实现的，因此称为高技术对经济增长的间接作用。
具体来说，这种影响主要通过两种途径实现：①技术创新方面。非高技术部门采用高技术部门的产品和服务，改变了自身的生产技术基础，推动了自身的技术进步，从而降低了生产成本，提高了产品质量和要素生产率。②制度创新方面。由于高技术部门和非高技术部门边际要素生产率存在差异。高技术部门的技术进步会推动适应于高技术扩散的制度的产生，这种制度又会反作用于两个部门之间的边际要素生产率的差异，使非高技术部门边际要素生产率不断提高，逐步缩小和消除这种差异，从而实现非高技术部门产出的增加。
３高技术产业对中国经济增长贡献的实证分析
３．１菲德模型
本文中使用的模型最初由菲德（Ｆｅｄｅｒ，ＧｅＩｓｈｏｎ，１９８３）提出。是菲德在研究出口增加对经济增长的贡献时得出的模型。菲德采用两部门模型——出口部门与非出口部门，将整个经济领域的生产活动都界定在这两个经济部门中，认为出口部门对经济增长的作用体现在直接作用和间接作用两个方面。假设出口部门和非出口部门的边际要素生产率不同，分别构建出口部门和非出口部门的生产函数。基于两个部门生产函数的不同，推导出出口对经济增长直接贡献和间接贡献的计量模型。
菲德模型将测度要素在两个不同部门中的运作机理
一４２一
具体化，并反映出测度要素对经济增长的直接作用和间接作用，具有较高的实际应用价值。一些研究者将菲德模型作为某一要素对经济增长贡献的测度方法广泛地应用在军事、投资、教育等领域的研究之中，并得到了良好的验证。３．２模型推导
以高技术为测度要素，将整个社会的经济部门划分为高技术部门和非高技术部门。并假设①高技术部门和非高技术部门的边际要素生产率存在差异；②高技术部门的边际要素生产率要高于非高技术部门。在此假设基础上。得到两部门的生产函数分别为：
Ｎ＝ｆ（１ｃｎ，ｋ，Ｈ）（１）Ｈ＝ｇ（ｋｎ，ｋ）（２）而Ｌ＝ｋ＋ｋ（３）Ｋ＝Ｋ＋Ｋ
（４）ｙ＿－Ｎ＋Ｈ
（５）
菲德模型将不同部门劳动与资本边际生产率的相互关系表达为如下形式：
挚：粤；１＋６ｆＫ—ｆＬ一～
（６）
艿为两部门问边际要素生产率之间的差异，负的８为高技术部门的相对边际要素生产率低于非高技术部门的边际要素生产率；６－（为资本在高技术部门的边际生产率；ｆｘ为资本在非高技术部门的边际生产率；ｆＬ为劳动在非高技术部门边际生产率；甩为劳动在高技术部门的边际生产率。
由（３）（４）（５）和（６），可以推导出如下回归方程：
譬＝ａ（｛）＋ｐ（譬）＋７（普（号）
（７）
其中，ａ是非高技术部门资本的边际产出；Ｂ是非高技术部门产出对劳动力的弹性，了实际上代表高技术部
门对经济增长的全部作用，７＝南＋ｆＨ
５
ｉｄＹ，ｉｄＬ利百ｄＩ－１
分别是总产出、劳动力和高技术部门产出的增长率；号是高技术部门产出占总产出的比重，专是国内投资占
ＧＤＰ的比例，将国内投资视同于资本存量的增量（ｄＫ），
Ⅸ在全国的统计资料中并不存在。但它非常近似于国内
投资（Ｉ）。因此常用的作法是以Ｉ代替ｄＫ．
７代表高技术部门外溢作用与部门间要素生产率差异这两种作用之和，为了分别估计高技术的外溢利益和相对要素生产率差异（８），仍然循着菲德模型的设计，假设对于高技术部门产出的弹性是不变的，
Ｎ＝ｆ（ｋ，ｋ。Ｈ）＝毽（ｋ，Ｋ）
（８ａ）
方程中０就是外溢作用的参数。可以求出
器＝８（酱）
（８ｂ）
利用（８ａ）和（８ｂ），方程（７）可以变形为鲤Ｙ－－－－Ｑ（｛）＋ｐ（譬）＋［南＋ｏ‘百Ｎ川ｉｄＨ八丙Ｈ）（９）再次调整则有：
警＝ａ（｛）＋ｐ（譬）＋［南一ｏ］‘百ｄＨ八了Ｈ）＋ｅ（誓）
（１０）
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工业技术经济
期Ｙ值。
Ⅷ．２７。Ｎｏ．５
总第１７５期
将一个常数项和随机误差项加入上述方程（７）和（１０）中。并同时假设随机变量具有通常所说的优点，则方程（７）和（ｉｏ）将转化为本研究所需的回归方程：
各省区投资占ＧＤＰ的比重＝各省区当期Ｉ值／各省区当
３．３．３劳动增长率（ⅣＬ）
劳动（Ｌ）采用＜中国统计年鉴＞中的各省区职工工资总额和指数。利用职工工资增长指数把各省区职工工资总额转化为１９９５年不变价格，使其具有可比性。那么各省区劳动的增长率＝各省区每年的职工工资总额１１９９５年各省区的职工工资总额一１。３．３．４高技术产业增长率（ａｌｌ／Ｈ）
各省区高技术部门产出（Ｈ）采用《高技术产业统计年鉴》中各省区高技术产业增加值，并利用各省区价格指数，把各省区高技术产业增加值折算成１９９５年不变
ｉｄＹ：ｃｌ＋ａ（专）＋ｐ（辛）＋７（普）（号）＋一（１１）
警＝ｃ２＋ａ（｛）＋ｐ（譬）＋［南一０．、ｄＨＩ－Ｉ，，ＨＩ。）＋０
（１２）
（普）＋他
从方程（１１）中，对（詈）（号）之系数进行估计，
可以得到高技术部门对经济增长的全部作用，对方程（１２）中８和艿进行估计，则可以知道高技术部门的外溢作用（８）和相对边际要素生产率差异艿的值。３．３变量描述及数据来源
本文选用１９９５年至２００６年的数据作为样本，由于重庆的所有数据都是从１９９７年开始统计的，海南和西藏都存在数据严重缺失问题，故将这三个地区剔除。并对１９９５、１９９６年四川省数据进行相应的平滑处理。本文数据主要来源于＜中国科技统计年鉴》。《中国高技术产业统汁年鉴＞。＜中国统计年鉴》，《新中国五十年统计资料汇编＞。本文运用的被解释变量和主要解释变量如下：
３．３．１
价格。那么，高技术部门产出增长率（ｄⅣＨ）＝每年的
高技术产业增加值／１９９５年的高技术产业增加值一ｌ。３．３．５高技术产业产出占ＧＤＰ的比重
各省区高技术部门产出（Ｈ）采用＜高技术产业统计年鉴》中各省区高技术产业增加值，采用当年价格；各省区国内生产总值Ｙ也采用当年价格计算。那么，高技术产业产出占ＧＤＰ的比重（也付）＝各省区当期Ｈ值／各省区当期Ｙ值。３．４模型估计结果
根据模型（１１）和（１２），对我国１９９５—２００６年问，２８个省高技术产业对区域经济增长影响的面板数据，采用Ｅｖｉｅｗａ软件进行回归分析。
对（１１）式进行回归（回归结果见表１），初次回归，检验结果中各系数检验的ｔ值比较显著，拟合优度Ｒ２＝０．６９４显示模型拟合良好。回归的Ｆ统计量比较满意，该模型的Ｆ统计量在１％的水平下显著，这说明回归变量整体显著。但是Ｄ—ｗ值为１．０２７，不太理想，故进行自相关修正。自相关修正后检验结果中各系数检验的ｔ值
国内生产总值增长率（艄）
本文中各省区国内生产总值（各地ＧＤＰ）数据来源于＜中国统计年鉴）。利用地区ＧＤＰ增长指数，将各地ＧＤＰ转化为按１９９５年不变价格计算的数据。
国内生产总值增长率以１９９５年的国内生产总值为基础，各年ＧＤＰ增长率＝［（１９９５年为基期的每年的ＧＤＰ一１９９５年的ＧＤＰ）］１１９９５年的ＧＤＰ。
３．３．２投资占ＧＤＰ的比重（坍）
投资Ｉ是用历年全社会固定资产投资来代替的，它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济历年的固定资产投资之和。为了具有可比性，这里的国内生
通过检验，拟合优度砣达到０．９以上，显示模型拟合良
好。Ｄ—ｗ值为２．２９。在２附近，说明不再存在自相关。
产总值Ｙ也采用当年价格计算。那么。各省区的坍＝
表１对模型（１１）回归结果自相关修正前
系数
Ｉ／ＹＤ】０，Ｌ
Ｏ．５５５７６；９Ｏ．６拓６５３
自相关修正后
Ｐｒｏｂ．０．００５４
Ｔ值
２．８ｃｒ７３２５１５．４０４６７５．４７１６１７
系数
０．３８２３２７Ｏ．０９１３９７Ｏ．５３９４０８０．９５７５２８
Ｔ值
４．６４０２６８
Ｐｒｄａ．０．０００００．０００００．００００Ｏ．００００
Ｏ．嗍
０．００００
（ＤＨ／Ｈ）（Ｈ／Ｖ）
ＡＲ（１）
Ｒ２
Ｏ．９（麟
４．＆潲
１０．０４４６１５６．４３８１４０．９４４１５６
０．￥Ｌ４１６６１．０凹５５８
Ｏ．００００００２０８．８１６５
Ｄ—Ｗ值Ｐ统计量Ｆ统计量
２．２９２２印
Ｏ．０００００１１５８．１４２
对（１２）式进行回归（回归结果见表２），同样Ｄ—中各系数检验的ｔ值较为显著，拟合优度Ｒ２达到Ｏ．９以上，显示模型拟合良好。Ｄ—Ｗ值为２．１６，在２附近，说明不再存在自相关。
ｗ值不太理想，且变量（ＤⅣＨ）（地呵）和¨都未通
过检验，对其进行自相关修正。自相关修正后检验结果
一４３—
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
表２对模型（１２）回归结果自相关修正前
系数
Ｔ值
１．５２３９５５１１．８３《；７—０．７０７１８０８．５２０５１９
Ｐｒｏｂ．Ｏ．１２８７Ｏ．００００
Ｖ０１．２７。Ｎｏ．５
总第１７５期
自相关修正后
系数
Ｏ．２８６９６５０．ｃ１５７４５５０．２６０６８４０．Ⅸ９４７１・Ｏ．９６１３５７
Ｔ值
３．６３９翎汀３．１０９ｒ７０４
Ｐｒｏｂ．０．０００Ｂ０．００２１
ⅣＹ
Ｄ【／，Ｌ
０．２７３５３５
Ｏ．４９蚴
一０．１４４３９３
（ＤＨ／Ｈ）（Ｈ／Ｙ）
（ＤＨ／Ｈ）ＡＲ（１）
评
Ｏ．钙０ｌ
０．００００
３．８２５９６００．０００２０．００００
０．００００
０．１１９趁９
６．０７绷
５８．８８６５２Ｏ．９５０８１３２．１５９５１４Ｏ．００００００１０５５．４５９
０．７５８０４２１．４９３４３３Ｏ．００００００２１５．３９０１
Ｄ—Ｗ值Ｐ统计量Ｆ统计量
由于本文使用的回归分析软件是Ｅｖｉｅｗｓ，所以给出的结果是经过修正的协方差估计，可以认为已经考虑了异方差的影响。
由方程（１２）的回归结果可知，０＝０．０２９４７１。说明高技术产业产出每增长一个百分点，不考虑其他因素的变化，非高技术产业的产出将增长０．０２９４７１个百分点。
冬
的作用，但是高技术产业对经济增长的直接作用明显而间接作用较弱，因此在提高高技术产业对经济增长的直接作用的同时，我们还应该促进高技术产业对经济增长的外溢作用的发挥，使其真正成为推动我国经济发展的先导产业。
参考文献
另外，将０＝ｏ．０２９４７１代入—ＩＩ一８＝０．２６０６８４，可算
得两部门间边际要素生产率的差异比较值６＝０．４０８５＞０，由前面的分析可知，高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率。
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２．Ｒ’Ｓｏｌｏｗ．Ａ
Ｅｃ删此Ｇｒｏｗｔｈ【Ｊ】．
ｔｈｅＴｈｅｏｒｙ
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Ｇ砌［Ｊ］，Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ
—９４ｌ
ｃ‘朋ｌｉｌ溅ｔＯ
０ｆ
Ｅ（２０ｎ硎ｃ
ＪｏｕｍａｌｏｆＥ，ｔｘ）ｉｌ（ｘｍｏＩ，１９５６，（２）；６５
４结论及政策含义
（１）由对（１１）式修正后的回归方程可见，高技术产业投资的总效应７为０．５３９４０８，表明我国高技术产业已经成为推动经济增长的重要因素，它对经济增长的作用为０．５３９４０８。而资本因素对经济增长的贡献位居第二，为Ｏ．３８２３２７。计量结果同时也显示了劳动因素对经济增长作用最小．只有０．０９１３９７。原因在于我国劳动力资源相对于其他资源较为丰富，但是劳动力的整体素质还不高，劳动要素的投入以量上而不是质上的投入，故对经济增长的作用不是特别显著。
（２）由模型０２）式回归结果得高技术产业直接作用系数为０．２６０６８４，表明高技术产业的直接作用对我国经济的增长发挥了一定程度的推动作用，但是推动水平还不是很高，与资本对经济增长的贡献比较接近，但是远大于劳动对经济增长的贡献。
（３）由模型（１２）式回归结果得高技术产业间接作用系数为０．０２９４７１＞０，表明高技术产业对经济增长间接作用为正，高技术产业对其他产业具有正的溢出效应，能够拉动其他产业的发展。
（４）高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率，这一点由８＝０．４０８５＞０可知。由此验证了高技术产业对经济增长贡献模型的假设成立。
综上所述，高技术产业对中国经济增长产生了积极
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的测算与分析［Ｊ］．河北工业科技，２００６，（１）
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ｌＯ．原国家计委经济研究所中国宏观经济与行业景
气预测课题组．高技术产业：问题与展望［Ｊ］．中国军
转民，２００３，（４）
作者简介刘志迎，博士，合肥工业大学人文经济学院教授。经济系主任。梁丽丽，合肥工业大学人文经济学院产业经济学专业硕士生。
一４４——
中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：被引用次数：
刘志迎， 梁丽丽
合肥工业大学,合肥,230009工业技术经济
INDUSTRIAL TECHNOLOGY & ECONOMY2008,27(5)6次
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中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
作者：
作者单位：
刊名：
英文刊名：
年，卷(期)：
被引用次数：刘志迎， 梁丽丽合肥工业大学,合肥,230009工业技术经济INDUSTRIAL TECHNOLOGY & ECONOMY2008,27(5)6次
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4.张五六 两部门生产函数门限模型及应用——以能源消费与经济增长关系为例[期刊论文]-数理统计与管理
2010(6)
5.田大洲 IT制造业科技人力资源对行业产出的贡献[期刊论文]-全球科技经济瞭望 2009(12)
6.田大洲 我国IT产业科技人力资源对科技创新的贡献[期刊论文]-全球科技经济瞭望 2009(11)
引用本文格式：刘志迎.梁丽丽 中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究[期刊论文]-工业技术经济 2008(5)
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
Ｖ０１．２７，Ｎｏ．５
总第１７５期
中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
刘志迎梁丽丽
（合肥工业大学，合肥２３０００９）
［摘要］
本文根据经济增长理论和产业发展理论，在阐述高技术产业对经济增长作用机理的基
础上。ｉｇ，庠ｌ菲德模型，采用１９９５—２００６年的全国２８个省市的面板数据，对高技术制造业对经济增长的贡献状况进行了实证分析，并据实证结论提出相应的政策含义。
［关键词】
高技术产业
经济增长菲德模型（文献标识码）Ａ
国宏观经济与行业景气预测课题组（２００３）认为高技术产业运行与宏观经济运行的走势相一致，呈现良好的发展态势，高技术产业对国民经济的带动作用继续增强。赵玉林、魏芳（２００６）。袁建文（２００６）的研究结果也表明高技术产业已经成为带动经济增长的主要因素。赵美、于春田（２００６）采用回归分析法测算分析了石家庄市高新技术产业对三大产业的经济增长贡献率以及各产业的发展对石家庄市的经济增长贡献率。从横向与纵向两方面论证了发展高新技术对经济发展的推动作用，认为高新技术产业是未来最能有效拉动石家庄市经济增长的产业。刘优剑（２００６）采用菲德模型研究了大连高新区高新技术产业对经济增长的作用，认为高新技术产业已经成为推动大连市经济增长的重要因素，高新技术产业对大连经济增长的直接作用为正，但是推动水平不是很高。间接作用不显著，同时证明了大连高新区高新技术部门的边际要素生产率高于非高新技术部门的边际要素生产率。钟鸣长、沈能（２００６）采用菲德模型研究了高技术产业与传统产业间的溢出效应，认为高技术产业对经济增长有促进作用，对传统产业有较强的外溢效应。高技术产业部门比传统产业部门有相对较高的边际生产力。刘志迎、王正巧、李静（２０ｃｒ７）实证了高技术资本对经济增长的作用。表明高技术资本对全国和大多数区域的经济增长有实质性影响作用。
【中图分类号】Ｆ４０７．４
１理论回顾
高技术产业是国民经济的战略性、先导性产业，已成为我国经济和社会发展、经济结构战略性调整的重要力量。我国“８６３”计划和“火炬计划”实施至今已有２０年的历史。高技术产业发展状况及对经济增长的贡献状况如何，需要进行定量化评价。本文着重分析了高技术产业（制造业）对经济增长的贡献，以及影响这种贡献大小的因素。
２０世纪６０年代以来，计算机等信息技术（Ｔｒ）迅速发展，被看作是高技术的代表，是渗透力强、倍增效益高的最活跃的生产力。历史上的每一次技术革命都会带来生产率的快速增长。人们预期，信息技术应用于企业将会极大地提高企业经济效益。然而，事实表明，２０世纪９０年代以前，信息技术的应用并没有引起生产率和公司绩效的显著提高。
诺贝尔经济学奖得主Ｓｏｌｏｗ（１９８７）根据当时美国和许多ＯＥＣＤ中的发达国家统计资料的情况，提出了生产率悖论，信息技术（ｒｒ）革命的出现与统计上的劳动生产率（ＬＰ）、全要素生产率（１下Ｐ）增长水平下降相伴随。著名投资银行Ｍｏｒｇａｎ
Ｓｔａｌｋｙ的首席经济学家Ｓ脚印Ｒｏａｃｈ
（１９８７）也提出了生产率悖论的问题。２００１年１０月，麦肯锡咨询公司发表的＜美国生产效率增长报告１９９５一ｍｏｏ）指出“Ｔｒ与生产率之间仅仅是一种模糊的关系。”在绝大部分经济领域中，对ｒｒ方面的大幅投资没有起到任何帮助生产率增长的作用。许多经济学家认为原因主要有两个方面：一是官方统计数字严重低估了经济增长；二是由于信息技术作用的滞后性，互联网引发的生产率增长。需要一定的时间，所以更大的收益可能是在将来。但是，另一些经济学家在使用１９９５年以后的数据进行研究后发现。电脑的应用对美国的高经济成长率和劳动生产率有显著的贡献。索洛（２００２）也承认信息科技的发展有助于提升生产率。根据美国的经验，在未到达新经济前，经济要经历一段所谓的索洛生产率悖论时期。
近年来，高技术产业的发展对经济增长的作用引起了国内学者的广泛关注。他们对这一问题从不同角度采用不同方法。进行了相关研究。国家计委经济研究所中
２高技术产业对经济增长的作用机理
根据高技术产业对经济增长的影响方式不同。本文把高技术产业对经济增长的作用分为直接作用和间接作用，把由高技术对经济增长的直接作用带来产出的部门称为高技术部门，把高技术部门之外的生产部门则称为非高技术部门。２．１直接作用
高技术产业主要从技术创新和制度创新两个层面对经济增长产生直接作用。①技术创新方面。高技术的发展能够促使生产要素从量变到质变转化，使生产要素向科技含量高、效益好的部门聚集，形成高技术产业部门。高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率。高技术进一步的发展，将极大地
收藕日期：２００８—０蝴
基金项目：安徽省优势产业自主创新能力研究（项目编号：０７０３０５ｔｒ３０３９）
一４１—
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
Ｖ０１．２７，Ｎｏ．５
总第１７５期
降低产品生产成本，从而使产业部门进入大规模生产经营的高速增长阶段。②制度创新方面。高技术能够在一定范围内提高生产要素的生产效率，在高技术部门中，当生产要素的边际生产率不断提高时，客观上要求产生新的制度来满足其发展。因此，高技术部门生产要素边际生产率的不断提高，是产生新的适应于高技术发展的制度的内在动力，同时，制度创新又会反过来作用于高技术部门，进一步提高其边际要素生产率。技术创新和制度创新两方面的协同作用会使高技术部门具有更高的效率。高技术部门生产要素的边际生产率将得到进一步的提高，使高技术部门产出扩大，从而实现其对经济增长的直接贡献。
慧麓Ｌ／高技术部门、产直接作用
ｆ高技术企业１三．推
≮芝＝夕出妻
室蒹袭褰品和服务
ｌ……”。Ｉ间接作用
蕃图１
高技术产业对经济增长的作用
２．２间接作用
一姜
潸
是指高技术部门提供高技术产品和服务应用在非高技术部门，通过改变非高技术部门的生产效率、产业结构和制度环境，使其生产要素由低向高转化，从而增加该部门的产出，促进经济增长。由于高技术的这种作用是通过影响非高技术部门而实现的，因此称为高技术对经济增长的间接作用。
具体来说，这种影响主要通过两种途径实现：①技术创新方面。非高技术部门采用高技术部门的产品和服务，改变了自身的生产技术基础，推动了自身的技术进步，从而降低了生产成本，提高了产品质量和要素生产率。②制度创新方面。由于高技术部门和非高技术部门边际要素生产率存在差异。高技术部门的技术进步会推动适应于高技术扩散的制度的产生，这种制度又会反作用于两个部门之间的边际要素生产率的差异，使非高技术部门边际要素生产率不断提高，逐步缩小和消除这种差异，从而实现非高技术部门产出的增加。
３高技术产业对中国经济增长贡献的实证分析
３．１菲德模型
本文中使用的模型最初由菲德（Ｆｅｄｅｒ，ＧｅＩｓｈｏｎ，１９８３）提出。是菲德在研究出口增加对经济增长的贡献时得出的模型。菲德采用两部门模型——出口部门与非出口部门，将整个经济领域的生产活动都界定在这两个经济部门中，认为出口部门对经济增长的作用体现在直接作用和间接作用两个方面。假设出口部门和非出口部门的边际要素生产率不同，分别构建出口部门和非出口部门的生产函数。基于两个部门生产函数的不同，推导出出口对经济增长直接贡献和间接贡献的计量模型。
菲德模型将测度要素在两个不同部门中的运作机理
一４２一
具体化，并反映出测度要素对经济增长的直接作用和间接作用，具有较高的实际应用价值。一些研究者将菲德模型作为某一要素对经济增长贡献的测度方法广泛地应用在军事、投资、教育等领域的研究之中，并得到了良好的验证。３．２模型推导
以高技术为测度要素，将整个社会的经济部门划分为高技术部门和非高技术部门。并假设①高技术部门和非高技术部门的边际要素生产率存在差异；②高技术部门的边际要素生产率要高于非高技术部门。在此假设基础上。得到两部门的生产函数分别为：
Ｎ＝ｆ（１ｃｎ，ｋ，Ｈ）（１）Ｈ＝ｇ（ｋｎ，ｋ）（２）而Ｌ＝ｋ＋ｋ（３）Ｋ＝Ｋ＋Ｋ
（４）ｙ＿－Ｎ＋Ｈ
（５）
菲德模型将不同部门劳动与资本边际生产率的相互关系表达为如下形式：
挚：粤；１＋６ｆＫ—ｆＬ一～
（６）
艿为两部门问边际要素生产率之间的差异，负的８为高技术部门的相对边际要素生产率低于非高技术部门的边际要素生产率；６－（为资本在高技术部门的边际生产率；ｆｘ为资本在非高技术部门的边际生产率；ｆＬ为劳动在非高技术部门边际生产率；甩为劳动在高技术部门的边际生产率。
由（３）（４）（５）和（６），可以推导出如下回归方程：
譬＝ａ（｛）＋ｐ（譬）＋７（普（号）
（７）
其中，ａ是非高技术部门资本的边际产出；Ｂ是非高技术部门产出对劳动力的弹性，了实际上代表高技术部
门对经济增长的全部作用，７＝南＋ｆＨ
５
ｉｄＹ，ｉｄＬ利百ｄＩ－１
分别是总产出、劳动力和高技术部门产出的增长率；号是高技术部门产出占总产出的比重，专是国内投资占
ＧＤＰ的比例，将国内投资视同于资本存量的增量（ｄＫ），
Ⅸ在全国的统计资料中并不存在。但它非常近似于国内
投资（Ｉ）。因此常用的作法是以Ｉ代替ｄＫ．
７代表高技术部门外溢作用与部门间要素生产率差异这两种作用之和，为了分别估计高技术的外溢利益和相对要素生产率差异（８），仍然循着菲德模型的设计，假设对于高技术部门产出的弹性是不变的，
Ｎ＝ｆ（ｋ，ｋ。Ｈ）＝毽（ｋ，Ｋ）
（８ａ）
方程中０就是外溢作用的参数。可以求出
器＝８（酱）
（８ｂ）
利用（８ａ）和（８ｂ），方程（７）可以变形为鲤Ｙ－－－－Ｑ（｛）＋ｐ（譬）＋［南＋ｏ‘百Ｎ川ｉｄＨ八丙Ｈ）（９）再次调整则有：
警＝ａ（｛）＋ｐ（譬）＋［南一ｏ］‘百ｄＨ八了Ｈ）＋ｅ（誓）
（１０）
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
期Ｙ值。
Ⅷ．２７。Ｎｏ．５
总第１７５期
将一个常数项和随机误差项加入上述方程（７）和（１０）中。并同时假设随机变量具有通常所说的优点，则方程（７）和（ｉｏ）将转化为本研究所需的回归方程：
各省区投资占ＧＤＰ的比重＝各省区当期Ｉ值／各省区当
３．３．３劳动增长率（ⅣＬ）
劳动（Ｌ）采用＜中国统计年鉴＞中的各省区职工工资总额和指数。利用职工工资增长指数把各省区职工工资总额转化为１９９５年不变价格，使其具有可比性。那么各省区劳动的增长率＝各省区每年的职工工资总额１１９９５年各省区的职工工资总额一１。３．３．４高技术产业增长率（ａｌｌ／Ｈ）
各省区高技术部门产出（Ｈ）采用《高技术产业统计年鉴》中各省区高技术产业增加值，并利用各省区价格指数，把各省区高技术产业增加值折算成１９９５年不变
ｉｄＹ：ｃｌ＋ａ（专）＋ｐ（辛）＋７（普）（号）＋一（１１）
警＝ｃ２＋ａ（｛）＋ｐ（譬）＋［南一０．、ｄＨＩ－Ｉ，，ＨＩ。）＋０
（１２）
（普）＋他
从方程（１１）中，对（詈）（号）之系数进行估计，
可以得到高技术部门对经济增长的全部作用，对方程（１２）中８和艿进行估计，则可以知道高技术部门的外溢作用（８）和相对边际要素生产率差异艿的值。３．３变量描述及数据来源
本文选用１９９５年至２００６年的数据作为样本，由于重庆的所有数据都是从１９９７年开始统计的，海南和西藏都存在数据严重缺失问题，故将这三个地区剔除。并对１９９５、１９９６年四川省数据进行相应的平滑处理。本文数据主要来源于＜中国科技统计年鉴》。《中国高技术产业统汁年鉴＞。＜中国统计年鉴》，《新中国五十年统计资料汇编＞。本文运用的被解释变量和主要解释变量如下：
３．３．１
价格。那么，高技术部门产出增长率（ｄⅣＨ）＝每年的
高技术产业增加值／１９９５年的高技术产业增加值一ｌ。３．３．５高技术产业产出占ＧＤＰ的比重
各省区高技术部门产出（Ｈ）采用＜高技术产业统计年鉴》中各省区高技术产业增加值，采用当年价格；各省区国内生产总值Ｙ也采用当年价格计算。那么，高技术产业产出占ＧＤＰ的比重（也付）＝各省区当期Ｈ值／各省区当期Ｙ值。３．４模型估计结果
根据模型（１１）和（１２），对我国１９９５—２００６年问，２８个省高技术产业对区域经济增长影响的面板数据，采用Ｅｖｉｅｗａ软件进行回归分析。
对（１１）式进行回归（回归结果见表１），初次回归，检验结果中各系数检验的ｔ值比较显著，拟合优度Ｒ２＝０．６９４显示模型拟合良好。回归的Ｆ统计量比较满意，该模型的Ｆ统计量在１％的水平下显著，这说明回归变量整体显著。但是Ｄ—ｗ值为１．０２７，不太理想，故进行自相关修正。自相关修正后检验结果中各系数检验的ｔ值
国内生产总值增长率（艄）
本文中各省区国内生产总值（各地ＧＤＰ）数据来源于＜中国统计年鉴）。利用地区ＧＤＰ增长指数，将各地ＧＤＰ转化为按１９９５年不变价格计算的数据。
国内生产总值增长率以１９９５年的国内生产总值为基础，各年ＧＤＰ增长率＝［（１９９５年为基期的每年的ＧＤＰ一１９９５年的ＧＤＰ）］１１９９５年的ＧＤＰ。
３．３．２投资占ＧＤＰ的比重（坍）
投资Ｉ是用历年全社会固定资产投资来代替的，它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济历年的固定资产投资之和。为了具有可比性，这里的国内生
通过检验，拟合优度砣达到０．９以上，显示模型拟合良
好。Ｄ—ｗ值为２．２９。在２附近，说明不再存在自相关。
产总值Ｙ也采用当年价格计算。那么。各省区的坍＝
表１对模型（１１）回归结果自相关修正前
系数
Ｉ／ＹＤ】０，Ｌ
Ｏ．５５５７６；９Ｏ．６拓６５３
自相关修正后
Ｐｒｏｂ．０．００５４
Ｔ值
２．８ｃｒ７３２５１５．４０４６７５．４７１６１７
系数
０．３８２３２７Ｏ．０９１３９７Ｏ．５３９４０８０．９５７５２８
Ｔ值
４．６４０２６８
Ｐｒｄａ．０．０００００．０００００．００００Ｏ．００００
Ｏ．嗍
０．００００
（ＤＨ／Ｈ）（Ｈ／Ｖ）
ＡＲ（１）
Ｒ２
Ｏ．９（麟
４．＆潲
１０．０４４６１５６．４３８１４０．９４４１５６
０．￥Ｌ４１６６１．０凹５５８
Ｏ．００００００２０８．８１６５
Ｄ—Ｗ值Ｐ统计量Ｆ统计量
２．２９２２印
Ｏ．０００００１１５８．１４２
对（１２）式进行回归（回归结果见表２），同样Ｄ—中各系数检验的ｔ值较为显著，拟合优度Ｒ２达到Ｏ．９以上，显示模型拟合良好。Ｄ—Ｗ值为２．１６，在２附近，说明不再存在自相关。
ｗ值不太理想，且变量（ＤⅣＨ）（地呵）和¨都未通
过检验，对其进行自相关修正。自相关修正后检验结果
一４３—
第２７卷第５期２００８年５月
工业技术经济
表２对模型（１２）回归结果自相关修正前
系数
Ｔ值
１．５２３９５５１１．８３《；７—０．７０７１８０８．５２０５１９
Ｐｒｏｂ．Ｏ．１２８７Ｏ．００００
Ｖ０１．２７。Ｎｏ．５
总第１７５期
自相关修正后
系数
Ｏ．２８６９６５０．ｃ１５７４５５０．２６０６８４０．Ⅸ９４７１・Ｏ．９６１３５７
Ｔ值
３．６３９翎汀３．１０９ｒ７０４
Ｐｒｏｂ．０．０００Ｂ０．００２１
ⅣＹ
Ｄ【／，Ｌ
０．２７３５３５
Ｏ．４９蚴
一０．１４４３９３
（ＤＨ／Ｈ）（Ｈ／Ｙ）
（ＤＨ／Ｈ）ＡＲ（１）
评
Ｏ．钙０ｌ
０．００００
３．８２５９６００．０００２０．００００
０．００００
０．１１９趁９
６．０７绷
５８．８８６５２Ｏ．９５０８１３２．１５９５１４Ｏ．００００００１０５５．４５９
０．７５８０４２１．４９３４３３Ｏ．００００００２１５．３９０１
Ｄ—Ｗ值Ｐ统计量Ｆ统计量
由于本文使用的回归分析软件是Ｅｖｉｅｗｓ，所以给出的结果是经过修正的协方差估计，可以认为已经考虑了异方差的影响。
由方程（１２）的回归结果可知，０＝０．０２９４７１。说明高技术产业产出每增长一个百分点，不考虑其他因素的变化，非高技术产业的产出将增长０．０２９４７１个百分点。
冬
的作用，但是高技术产业对经济增长的直接作用明显而间接作用较弱，因此在提高高技术产业对经济增长的直接作用的同时，我们还应该促进高技术产业对经济增长的外溢作用的发挥，使其真正成为推动我国经济发展的先导产业。
参考文献
另外，将０＝ｏ．０２９４７１代入—ＩＩ一８＝０．２６０６８４，可算
得两部门间边际要素生产率的差异比较值６＝０．４０８５＞０，由前面的分析可知，高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率。
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ｃ‘朋ｌｉｌ溅ｔＯ
０ｆ
Ｅ（２０ｎ硎ｃ
ＪｏｕｍａｌｏｆＥ，ｔｘ）ｉｌ（ｘｍｏＩ，１９５６，（２）；６５
４结论及政策含义
（１）由对（１１）式修正后的回归方程可见，高技术产业投资的总效应７为０．５３９４０８，表明我国高技术产业已经成为推动经济增长的重要因素，它对经济增长的作用为０．５３９４０８。而资本因素对经济增长的贡献位居第二，为Ｏ．３８２３２７。计量结果同时也显示了劳动因素对经济增长作用最小．只有０．０９１３９７。原因在于我国劳动力资源相对于其他资源较为丰富，但是劳动力的整体素质还不高，劳动要素的投入以量上而不是质上的投入，故对经济增长的作用不是特别显著。
（２）由模型０２）式回归结果得高技术产业直接作用系数为０．２６０６８４，表明高技术产业的直接作用对我国经济的增长发挥了一定程度的推动作用，但是推动水平还不是很高，与资本对经济增长的贡献比较接近，但是远大于劳动对经济增长的贡献。
（３）由模型（１２）式回归结果得高技术产业间接作用系数为０．０２９４７１＞０，表明高技术产业对经济增长间接作用为正，高技术产业对其他产业具有正的溢出效应，能够拉动其他产业的发展。
（４）高技术产业部门的边际要素生产率高于非高技术产业部门的边际要素生产率，这一点由８＝０．４０８５＞０可知。由此验证了高技术产业对经济增长贡献模型的假设成立。
综上所述，高技术产业对中国经济增长产生了积极
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作者简介刘志迎，博士，合肥工业大学人文经济学院教授。经济系主任。梁丽丽，合肥工业大学人文经济学院产业经济学专业硕士生。
一４４——
中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：被引用次数：
刘志迎， 梁丽丽
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中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究
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作者单位：
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英文刊名：
年，卷(期)：
被引用次数：刘志迎， 梁丽丽合肥工业大学,合肥,230009工业技术经济INDUSTRIAL TECHNOLOGY & ECONOMY2008,27(5)6次
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3. 吴润.申亚民.WU Run.SHEN Ya-min 陕西教育投资外溢经济效益计量研究[期刊论文]-西安文理学院学报（自然科学版）2008,11(1)
4. 郑海莎.张平 教育对四川经济增长贡献的计量分析[期刊论文]-技术经济与管理研究2004(3)
5. 金英姬.路楠楠.宋玉霞.Jin Yingji.Lu Nannan.Song Yu xia 基于溢出效应的教育投资对经济增长贡献的实证研究[期刊论文]-云南民族大学学报（自然科学版）2009,18(3)
6. 朱孔来.王忠辉 山东省各市创新能力的综合评价与比较分析[会议论文]-2007
7. 胡双梅.潘孝挺.HU Shuang-mei.PAN Xiao-ting 四川省的教育投资对经济增长的贡献计量分析[期刊论文]-西南民族大学学报（自然科学版）2006,32(1)
8. 陈豪好 教育投资对我国经济增长贡献的实证研究——基于可持续发展的视角[学位论文]2005
9. 李海涛.LI Hai-tao 制造业技术创新能力综合评价——基于苏州的实证研究[期刊论文]-常熟理工学院学报2007,21(3)
引证文献(6条)
1.智瑞芝.朱昭丞 高技术产业对浙江省经济增长的贡献研究[期刊论文]-统计科学与实践 2013(11)
2.陈铁山.陈思.邵宏 吉林省高技术产业与经济增长关联性的实证分析[期刊论文]-东北师大学报（哲学社会科学版） 2012(3)
3.李翔 对我国泛长三角地区要素贡献率的估算及分析[期刊论文]-经济研究导刊 2010(26)
4.张五六 两部门生产函数门限模型及应用——以能源消费与经济增长关系为例[期刊论文]-数理统计与管理
2010(6)
5.田大洲 IT制造业科技人力资源对行业产出的贡献[期刊论文]-全球科技经济瞭望 2009(12)
6.田大洲 我国IT产业科技人力资源对科技创新的贡献[期刊论文]-全球科技经济瞭望 2009(11)
引用本文格式：刘志迎.梁丽丽 中国高技术制造业对经济增长贡献实证研究[期刊论文]-工业技术经济 2008(5)