蔣仁愛，蔡 虹，李 璐 張 帆

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院，陜西西安710061;2.西安交通大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安710049)

一、引言

發(fā)展中國家的自主R＆D 投資不足，國際性技術(shù)外溢是促進其經(jīng)濟增長的重要技術(shù)知識來源［1］。國際性技術(shù)外溢主要包括三種渠道:國際貿(mào)易、FDI 和無形(直接)渠道(信息交流、專利引用、人員流動和逆向工程等形式)?；贕rossman和Helpman(1991)的理論框架，Coe 和Helpman(1995)首次利用雙邊貿(mào)易份額構(gòu)建權(quán)重測算了國外R＆D 存量，將國內(nèi)外R＆D 存量和TFP 納入同一個回歸模型中，利用OECD 國家的面板數(shù)據(jù)，證實了基于進口貿(mào)易的國際性技術(shù)外溢顯著促進了進口國的全要素生產(chǎn)率的提高［2］。他們的研究成果為基于貿(mào)易的國際性技術(shù)溢出提供了第一份合理的證據(jù)，同時激發(fā)了大量學(xué)者的研究熱情。沿襲Coe 和Helpman(1995)的研究框架，基于貿(mào)易、FDI 等物化渠道的國際性技術(shù)外溢研究從國外R＆D 存量的構(gòu)建、計量方程控制變量的選取到計量估計方法的選用，均趨于完善［3］，同時，部分學(xué)者開始研究國際性無形技術(shù)外溢效應(yīng)［4－6］。然而，無論是物化還是非物化的國際性技術(shù)外溢研究，都是基于CH 模型的實證分析，只能估計國際性技術(shù)外溢對TFP 的平均影響，難以分析變量之間的動態(tài)對應(yīng)關(guān)系，而系統(tǒng)仿真則是實現(xiàn)此目標(biāo)的有效工具和手段。顧新一等(1993)通過建立包含經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新兩個子系統(tǒng)的系統(tǒng)動力學(xué)模型，對不同的財政和金融政策對我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響進行仿真研究，進而提出有利于經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新的財政和金融政策建議［7］。自此之后，便難以看到系統(tǒng)動力學(xué)在技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域的應(yīng)用研究，最為主要的原因是，為了較為準(zhǔn)確地描述實際社會經(jīng)濟系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和運行狀況，需要大量的實際因素及相互關(guān)系，這使得系統(tǒng)動力學(xué)的模型結(jié)構(gòu)非常復(fù)雜，模型的調(diào)試也變得非常困難，進而削弱了模型了可靠性。

本文運用系統(tǒng)仿真的建模思想，圍繞國際性技術(shù)外溢對中國經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)作用機理建立政策系統(tǒng)仿真模型，有針對性地設(shè)置變量和參數(shù)，克服了系統(tǒng)動力學(xué)過于復(fù)雜、可靠性難以保證的缺點，進而動態(tài)模擬了主要政策變量與經(jīng)濟產(chǎn)出及增長率的影響關(guān)系，以研究政府的相關(guān)政策在一國長期經(jīng)濟增長中的作用。

二、政策系統(tǒng)仿真模型構(gòu)建

無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長核算均表明，人力資本和R＆D 是促進長期經(jīng)濟增長的兩大因素。1948－1994年美國實際GDP 的年均增長率為3.4%，其中人力資本投資和R＆D投資的貢獻分別為12%和6%①轉(zhuǎn)引自楊立巖和王新麗(2004)，pp.906.;在中國，1980－2004年實際GDP 的增長率為9.8%，人力資本投資和R＆D 投資的貢獻分別為8.2%和35.7%②中國發(fā)展報告2006.http://www.bjinfobank.com/IrisBin/Text.dll?db=TJ＆no=299529＆cs=2939212＆str=人力資本.。然而，已有文獻較多地分別考慮人力資本和R＆D投資對經(jīng)濟增長的作用，而未能將人力資本、R＆D投資和技術(shù)外溢納入同一個框架綜合考慮對經(jīng)濟增長的影響。蔣仁愛(2011)在開放經(jīng)濟中構(gòu)建了包含最終產(chǎn)品部門、資本設(shè)備部門、R＆D 部門及人力資本開發(fā)部門的四部門增長模型，在引入國際性技術(shù)外溢的前提下，同時內(nèi)生了R＆D 和人力資本這兩個要素，在壟斷競爭市場條件下，基于動態(tài)最優(yōu)化方法，揭示了國際性技術(shù)外溢影響經(jīng)濟增長的雙路徑傳導(dǎo)作用機理:一方面，國際性技術(shù)外溢通過提高R＆D 部門的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出促進了均衡經(jīng)濟增長;另一方面，國際性技術(shù)外溢通過提高人力資本開發(fā)部門的人力資本產(chǎn)出促進了均衡經(jīng)濟增長［8］。同時，運用時間序列平穩(wěn)性、協(xié)整分析和Granger 因果性等一整套完整的計量檢驗方法，結(jié)合中國國內(nèi)R＆D 存量、專利產(chǎn)出、人力資本產(chǎn)出和國際性外溢R＆D 存量等時間序列數(shù)據(jù)，驗證了國際性技術(shù)外溢促進經(jīng)濟增長的雙路徑傳導(dǎo)作用機理。

基于上述作用機理，本文建立了國際性技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長的政策系統(tǒng)仿真模型(見圖1)，其具體的運行流程為:該經(jīng)濟系統(tǒng)將一部分經(jīng)濟產(chǎn)出投資于R＆D 活動和人力資本開發(fā)活動，R＆D 投資在R＆D 部門轉(zhuǎn)化為R＆D 存量(技術(shù)知識存量)，教育經(jīng)費投入在教育部門轉(zhuǎn)化為教育資本存量;自主R＆D 存量是中國對國際性外溢技術(shù)知識的吸收能力的主要指標(biāo)③Cohen ＆ Levinthal(1990)指出，自主R＆D 投資能夠增強企業(yè)對外部新知識的評估、消化和應(yīng)用的能力，即吸收同化能力。在假定國際性R＆D 存量是外生增加的情況下，隨著我國自主R＆D 投資的加大，R＆D 存量將逐漸增多，與國外的R＆D 存量差距減少，對國際性外溢技術(shù)知識的吸收能力會逐步增加，但幅度會越來越小。，因而與國際性R＆D 存量共同決定了國際性有效外溢的R＆D 存量;國際性有效外溢R＆D存量和自主R＆D存量構(gòu)成了R＆D 部門的研發(fā)人員進行研究開發(fā)的基礎(chǔ)，共同促進了技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，與此同時，國際性有效外溢R＆D 存量和教育資本存量共同作用于教育部門，促進了人力資本產(chǎn)出;技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和人力資本產(chǎn)出的提高，共同促進了經(jīng)濟產(chǎn)出，進而影響下一年的R＆D 投資和教育經(jīng)費投入。

圖1 國際性技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長的政策仿真模型

需要指出的是，模型將國外R＆D 存量設(shè)置為外生的變量，主要原因是全球的R＆D 投資主要集中在發(fā)達國家，G7 國家(美國、日本、德國、法國、英國、意大利及加拿大)更是進行原始性技術(shù)創(chuàng)新的主體［1］，中國尚處于自主技術(shù)創(chuàng)新的起步階段，與發(fā)達國家尚有較大差距，總體而言未能影響G7國家的技術(shù)進步。因此，本文選取G7 國家作為中國的技術(shù)外溢國，而這些國家產(chǎn)生的R＆D 存量在系統(tǒng)仿真模型中是外生變量。

三、方程設(shè)定及變量測算

(一)變量選取及測算

通過對模型主要的變量選取合適的代理變量，利用中國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行測算，可以為遞推方程組的參數(shù)確定打下堅實的基礎(chǔ)。

1.R＆D 存量(SD)

R＆D 投資(RD)進行積累能夠產(chǎn)生R＆D 存量，它是一個國家、行業(yè)和企業(yè)技術(shù)進步的重要因素，構(gòu)成了后續(xù)R＆D 活動的基礎(chǔ)［9］。測算R＆D 存量的通用的方法是永續(xù)盤存法，R＆D 的時間滯后和陳腐化率是技術(shù)知識存量測算的兩個重要因素。陳腐化率ρ 是技術(shù)知識老化的份額，原因要么是新技術(shù)的出現(xiàn)，要么是企業(yè)失去了對技術(shù)的專有，一般采用技術(shù)平均使用壽命的倒數(shù)來估算ρ。R＆D 時間滯后θ是指從開展R＆D 活動到獲得新的技術(shù)，并應(yīng)用于生產(chǎn)，需要經(jīng)過一定的時間，一般采用不同行業(yè)的R＆D 時間滯后的加權(quán)平均值來計算［10］。中國的R＆D 時間滯后期和陳腐化率分別為4年及7.14%，取自于西安交通大學(xué)管理學(xué)院《研究開發(fā)投資的經(jīng)濟效果研究》課題組的研究結(jié)果［5］;G7 國家的R＆D時間滯后期與陳腐化率則分別為3年和13%，采用Watanabe(2001)的研究成果［11］。

在獲取ρ 和θ 這兩個參數(shù)的基礎(chǔ)上，可用下列永續(xù)盤存法的公式計算中國和國外的R＆D 存量(SF 代表G7 國家國內(nèi)R＆D 存量的總和):

其中，RDt、SDt和SDt0分別為t 期R＆D 投資流量、t 期R＆D 存量及基期的R＆D 存量，g 為R＆D投資在基準(zhǔn)年以后的增長率。

2.國際性有效外溢R＆D 存量(SFE)

中國吸收同化的國際性外溢R＆D 存量是基于進口貿(mào)易、FDI 和無形渠道從發(fā)達國家有效外溢到中國的R＆D 存量的總和(以下公式均省略時間t 以使表達簡潔)。

從式(3)可知，當(dāng)技術(shù)領(lǐng)先國出口到技術(shù)吸收國的中間投入品占該國的工業(yè)增加值的比重越大，外溢到技術(shù)接收國的潛在的R＆D 存量就越大;當(dāng)技術(shù)吸收國的陳腐化率越大(即技術(shù)知識更新越快)，自主R＆D 存量占基于貿(mào)易外溢的潛在的R＆D 存量的比重越大(即技術(shù)差距越小)，吸收同化的外溢技術(shù)也就越大。因此，本文提出的國外R＆D 資本存量的測算模型，在同一個分析框架中研究了國際性R＆D 存量的外溢和吸收兩個過程，突破了Coe 和Helpman(1995)及其后續(xù)模型僅僅考慮技術(shù)外溢、忽略技術(shù)吸收的測算方法。式(4)也可做類似的解讀。

公式(5)中，pxij是國家i 和國家j 的技術(shù)相似性①Jaffe(1986)構(gòu)建技術(shù)相似性的測算模型用以計算企業(yè)之間的技術(shù)相似性。Guellce 和van Pottelsberghe(2001)和Lee(2005)等將該方法應(yīng)用于國家層面的技術(shù)相似性的測算。，Pi，N是國家i 在技術(shù)領(lǐng)域z 申請的專利數(shù)量，專利的技術(shù)種類可以歸結(jié)為N 個②本文采用Hall(2001)的專利分類標(biāo)準(zhǔn)(N=6)。為了研究的需要，Hall(2001)美國專利和商標(biāo)局(USPTO)的專利數(shù)據(jù)由417 類歸并為計算機和通訊、化學(xué)、電及電子、藥物和醫(yī)療、機械及其它等6 類專利，同時，研究數(shù)據(jù)均來自USPTO 以使統(tǒng)計口徑一致。。這樣，F(xiàn)i為國家i 在N 個技術(shù)類別的申請專利的頻率。技術(shù)結(jié)構(gòu)相似性具有對稱性，即pxij=pxji。人員交流系數(shù)pfij③人員流動系數(shù)代表著一種技術(shù)外溢的渠道，Park(2004)實證研究發(fā)現(xiàn)，留學(xué)生的跨國流動對國家間的技術(shù)擴散有顯著的促進作用。用國家j 到國家i 參加商務(wù)和會議人員占參加商務(wù)和會議人員總數(shù)的份額來表示，pij表示國家j到國家i 參加商務(wù)和會議的人員數(shù)量。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用2001－2007年G7 國家對中國的人員流動系數(shù)的平均值代替1988－2000年的時序值。di代表國家i 的電信基礎(chǔ)能力，用電話干線用戶比率(每1000 戶電話干線數(shù))作為代理變量。

因此，本文改進了Lee(2005)［12］的方法測算從G7 國家外溢到中國的無形R＆D 資本存量，當(dāng)兩個國家的技術(shù)相似性越大、人員交流越頻繁及國家間電信基礎(chǔ)越好，國家間外溢的無形R＆D 存量就會越多。

3.有效外溢系數(shù)Asp

有效外溢系數(shù)是國際性有效外溢R＆D 存量占國外R＆D 總存量的比例，它與R＆D 存量差距(SD/SF)是非線性的關(guān)系(如圖2)。在國外技術(shù)進步既定的前提下，隨著我國自主R＆D 投資產(chǎn)生的存量逐漸增加，R＆D 存量差距隨之減小，有效外溢系數(shù)增大，但增加的幅度在逐漸減小。

圖2 1988－2007年有效外溢系數(shù)與R＆D 存量差距的散點圖

4.教育資本存量(SE)

家庭教育、正規(guī)教育(學(xué)校教育)、干中學(xué)(Learning by doing)等方面的投資能夠產(chǎn)生教育資本存量，構(gòu)成了人力資本產(chǎn)出的基礎(chǔ)。類似于R＆D 存量的測算，本文基于永續(xù)盤存法對中國的教育資本存量進行測算。

對于教育資本存量的陳腐化率，尚未有針對中國的相關(guān)研究，本文主要參照R＆D 存量的相關(guān)指標(biāo)來確定。作者所在課題組確定了中國R＆D的陳腐化率為7.14%，研究開發(fā)滯后時間為4年［5］。崔玉平(2004)在研究中國公共教育支出的經(jīng)濟價值時，用3%的陳腐化率測算了1992－2001年的教育資本存量［13］。R＆D 存量的陳腐化率必然要大于教育資本存量的陳腐化率，為此本文設(shè)定我國教育資本存量的陳腐化率為5%，時間滯后為3年。此外，由于本研究的樣本序列相對較長(1988－2007年，共20年)，足以稀釋基期資本存量設(shè)定的差異，因而采用公式(1)計算基期的教育資本存量。

測算結(jié)果所示，1998年教育資本存量是2493億元，平均以9%的增長率增長，截止到2007年，達到119380 億元，20年間增加了3.9 倍。同時，教育資本存量要大于R＆D 存量，其均值是R＆D 存量4.8 倍，主要原因是中國的教育經(jīng)費投入占GDP 的平均比重為3.8%，遠(yuǎn)大于0.92%的自主R＆D 強度。

5.技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出P

技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出用專利來代表①中國的R＆D 投入中企業(yè)所占份額約為70%，而科研機構(gòu)、高校等機構(gòu)所占份額僅為30%，其中，用于基礎(chǔ)研究的R＆D 經(jīng)費僅為5%左右。企業(yè)R＆D 投入的主要產(chǎn)出形式為技術(shù)專利，而高校和科研機構(gòu)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出主要是專利和期刊論文。也就是說，從R＆D 投入和產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)來看，用專利衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出還是較為符合我國的實際情況的。，這與理論模型的R＆D 部門的專利產(chǎn)出是一致的。隨著中國R＆D 投資的不斷增加以及知識產(chǎn)權(quán)保護的增強，發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計三種專利的申請總數(shù)由1988年的3.4 萬件增加到69.4 件，二十年間增加了20 倍。然而，正如圖3 所揭示的，國外公司和個人在其中扮演了非常重要的角色。在三種專利申請總數(shù)中，1988－2007年國外專利的平均比重不算太高，僅為16.5%。發(fā)明專利申請總數(shù)中，國外專利的平均比重達到47.9%;而在發(fā)明專利授權(quán)總數(shù)中，國外專利所占平均份額竟高達59.7%。也就是說，在中國，在申請的100 件發(fā)明專利中，有47 件是外國人申請的;在授權(quán)的100 件專利中，59件的所有權(quán)屬于外國人。因此，本文剔除國外專利，僅將國內(nèi)三種專利申請總數(shù)作為技術(shù)P 的代理指標(biāo)。

6.人力資本產(chǎn)出H

圖3 中國專利中由國外公司和個人申請(授權(quán))專利的份額

人力資本普遍采用的代理指標(biāo)是人均受教育年限［14］。本文采用Barro 和Lee(1993)的教育年限法測算1988－2007年中國的人力資本［15］，即假設(shè)小學(xué)畢業(yè)教育年限設(shè)為6年，初中畢業(yè)教育年限設(shè)為9年，高中畢業(yè)教育年限設(shè)為12年，大專及以上教育年限設(shè)為16年，進而獲取全社會的平均受教育年限。從附表1 的人力資本的測算結(jié)果來看，我國人均受教育年限取得了長足的進步，由1988年的人均4.98年增加到2007年的8.41年，增長了86%。

此外，經(jīng)濟產(chǎn)出的代理變量是GDP，主要變量的測算結(jié)果如附表1 所示。

(二)設(shè)定遞推方程并確定參數(shù)

依據(jù)圖1 的系統(tǒng)仿真模型，可以設(shè)定變量之間的遞推結(jié)構(gòu)方程。

表1 政策仿真模型的遞推方程組

上述方程中變量的含義如附表1 所示。公式(6)和(8)表示從上一年的經(jīng)濟產(chǎn)出中投入到R＆D部門和教育部門的經(jīng)費，參數(shù)λ 和Κ 分別代表R＆D強度(R＆D /GDP)和教育經(jīng)費投入強度(E/GDP)。公式(7)和(9)運用永續(xù)盤存法將R＆D 投資和教育經(jīng)費投入分別轉(zhuǎn)化為R＆D 存量和教育資本存量，公式(12)－(14)分別是R＆D 部門、人力資本開發(fā)部門和最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)函數(shù)。

R＆D 強度λ 和教育經(jīng)費投入強度Κ 可看作是政策參數(shù)，原因是政府對于這兩個參數(shù)的提高能夠起到非常重要的作用。政府不僅可以直接對高校和研究所的R＆D 活動進行資助，還能夠通過稅收優(yōu)惠政策誘發(fā)R＆D 活動的主體——企業(yè)進行R＆D 投資，因此，R＆D 強度λ 可以反映政府為增加全社會的R＆D 投資采取的一系列政策的力度。同樣，教育經(jīng)費投入強度Κ 可以反映政府為提高全社會的教育經(jīng)費投入采取的一系列政策的力度。

由于R＆D 強度λ 和教育經(jīng)費投入強度Κ 是政策變量，它是一個比例參數(shù)，不適宜采用對歷史數(shù)據(jù)回歸的方法獲取，故取1988－2007年該強度的平均值。R＆D 存量的陳腐化率為7.14%，教育資本存量的陳腐化率為5%，其余參數(shù)均為對歷史數(shù)據(jù)回歸獲取。

尤其值得一提的是，國外R＆D 存量是外生變量，1988－2007年的平均增長率為2.2%，故將其設(shè)定為國外R＆D 存量的年增長率。隨著中國自主R＆D 存量的增加，國際性有效外溢R＆D 存量也隨之增加(增加幅度會不斷減少)，通過影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和人力資本產(chǎn)出，進而促進了經(jīng)濟產(chǎn)出及其增長。

(三)擬合效果

依據(jù)確定的方程結(jié)構(gòu)和參數(shù)，將各變量1988年的數(shù)值設(shè)定為初始值，通過逐年迭代的方法，就可以獲取1989－2007年的理論值。

圖4 分別表示經(jīng)濟產(chǎn)出Y、技術(shù)專利數(shù)量P 及人力資本H 的系統(tǒng)仿真理論值和實際值的對比情況。

圖4 GDP、技術(shù)專利和人力資本的理論值和實際值

系統(tǒng)仿真模型的擬合程度具體參照偏離率這一指標(biāo)。偏離率是指模型理論值對實際值的偏離程度，用理論值與實際值的差值占實際值的比重來表示。從實際的測算結(jié)果看，1989－2007年經(jīng)濟產(chǎn)出Y 的平均偏離率是6.21%，人力資本H 的偏離率最小，僅為2.06%，技術(shù)專利產(chǎn)出P 的平均偏離率偏大，為9.28%，主要原因是R＆D 投資的實際值要遠(yuǎn)大于理論值。1988－2007年實際的R＆D 強度從0.6%逐步上升到1.5%，在模型系統(tǒng)設(shè)置中，需要把R＆D 強度設(shè)置成一個政策參數(shù)(實際取值是0.92%，20年的平均R＆D 強度)，導(dǎo)致了R＆D 投資這一變量的擬合效果較差，實際值要大于理論值?？傮w看來，理論值與實際值具有一致的趨勢，其圍繞實際值的波動并不大，擬合效果比較理想。

這樣，通過模型構(gòu)建和參數(shù)設(shè)定，得到的理論值與實際值擬合較好，其偏離率符合預(yù)期，說明構(gòu)建的政策仿真模型是有效的，可以作為政策變量動態(tài)模擬的基礎(chǔ)。

四、政策變量動態(tài)模擬

(一)R＆D強度、教育經(jīng)費投入強度與經(jīng)濟產(chǎn)出

政策變量動態(tài)模擬是指針對研究的目標(biāo)，測算政策參數(shù)對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用關(guān)系和敏感程度，進而提出相應(yīng)的政策建議。這里面重點研究的政策參數(shù)是:R＆D 強度λ 和教育經(jīng)費投入強度Κ。依據(jù)中國的現(xiàn)實情況，本文設(shè)定R＆D 強度λ 的4個合理取值是:1%，1.5%，2%和2.5%，教育經(jīng)費投入強度Κ 的四個合理取值是:2.5%，3.5%，4%和4.5%，模擬結(jié)果如圖5 所示。

由于R＆D 投資和教育經(jīng)費投入強度的滯后時間分別是4年和3年，GDP 的變化分別在1993年和1992年才表現(xiàn)出來，因此整個圖形表現(xiàn)為束狀形。由于R＆D 強度和教育經(jīng)費投入強度的變化幅度是一樣的，均為0.5%的GDP，因此它們變動引起的GDP 的變動幅度就具有可比性。R＆D強度每增加0.5%，所引起的GDP 的三次增幅分別為1.85、1.59 和1.42 萬億元，而教育經(jīng)費投入強度的三次增幅則分別是0.35、0.34、0.31 億萬元，可見，R＆D 強度和教育經(jīng)費投入強度的增加均能提高GDP，但增加的幅度在逐漸減小，同時，R＆D 強度比教育經(jīng)費投入強度更能促進GDP 的增加，因而是GDP 變動的較為敏感因素。

(二)R＆D強度、有效外溢系數(shù)與經(jīng)濟增長

在政策仿真模型的方程結(jié)構(gòu)和參數(shù)不變的前提下，將2007年的數(shù)值設(shè)定為初始值，通過逐年迭代的方法獲取第20年的GDP 數(shù)值并測算其平均增長率;同時，分別變動R＆D 強度和教育經(jīng)費投入強度，可以得到兩個政策參數(shù)與GDP 增長率之間的對應(yīng)曲線，進一步地，還可以調(diào)節(jié)國外R＆D存量有效外溢系數(shù)的大小，以考察對應(yīng)曲線的移動方向和幅度。

圖5 R＆D 強度、教育經(jīng)費投入強度與經(jīng)濟產(chǎn)出的動態(tài)模擬分析

圖6 顯示，R＆D 強度與經(jīng)濟增長率是正向的相關(guān)關(guān)系，R＆D 強度從1% 增加3%，所對應(yīng)的GDP 的平均增長率逐步上升，從5.6% 上升到8.5%，增幅為2.9%。然而，隨著R＆D 強度的不斷增大，經(jīng)濟增長率的增加幅度逐漸變小。R＆D強度從1.0%開始，每增加0.5%的幅度，20年的平均增長率的增幅分別為1%、0.76%、0.6%、0.5%。提高R＆D 強度能夠增加自主R＆D 存量，從而可以增加對國外R＆D 存量的吸收能力，提高國際性有效技術(shù)外溢，國際性技術(shù)外溢通過促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和人力資本產(chǎn)出，進而促進了經(jīng)濟增長;與此同時，國際性有效技術(shù)外溢對自主R＆D存量的增加存在邊際遞減效應(yīng)，導(dǎo)致經(jīng)濟增長率對于R＆D 強度也存在遞減趨勢。

國際性R＆D 存量的有效外溢系數(shù)Asp 同樣可作為政策參數(shù)。為了提高該參數(shù)，政府可使用的政策手段較為廣泛，而核心是圍繞如何增加基于進口貿(mào)易、FDI 和無形外溢三種渠道從發(fā)達國家有效外溢到中國的R＆D 存量。國際性R＆D存量的有效外溢系數(shù)Asp 設(shè)定如下:以通過歷史數(shù)據(jù)獲取的20年的有效外溢系數(shù)作為基準(zhǔn)，上下浮動幅度為0.01，即每100 元發(fā)達國家的R＆D 成果中，增加了(或減少)1 元有效外溢到中國的R＆D 存量。R＆D 強度在1% ～3%的合理范圍內(nèi)，有效外溢系數(shù)每增加或減少0.01，GDP的增長率將上下浮動0.16%?？梢姡黾訃H性技術(shù)外溢R＆D 存量同樣能夠顯著促進中國長期的經(jīng)濟增長率。

圖6 R＆D 強度與經(jīng)濟增長率的對應(yīng)曲線

(三)教育經(jīng)費投入強度、有效外溢系數(shù)與經(jīng)濟增長

圖7 是教育經(jīng)費投入強度與經(jīng)濟增長率的對應(yīng)曲線，具有和R＆D 強度與經(jīng)濟增長率相似的對應(yīng)關(guān)系。首先，教育經(jīng)費投入強度與經(jīng)濟增長率是正向的相關(guān)關(guān)系，教育經(jīng)費投入強度從3.5%增加到5.5%，GDP 平均增長率相應(yīng)地從5.27%增加到6.06%，增幅為0.8%，遠(yuǎn)小于R＆D 強度變化引起的2.9%的增幅，表明了R＆D強度比教育經(jīng)費投入強度更能推動GDP 的增長率。其次，隨著教育經(jīng)費投入強度的不斷增大，經(jīng)濟增長率的增加幅度逐漸變小。教育經(jīng)費投入強度從3.5%開始，每增加0.5%的幅度，20年的平均增長率的增幅分別為0.23%、0.21%、0.19%、0.17%。最后，教育經(jīng)費投入強度在3.5% ～5.5%的合理范圍內(nèi)，有效外溢系數(shù)Asp每增加或減少0.01，長期經(jīng)濟增長率將相應(yīng)地變化0.16%，可見，有效外溢系數(shù)的提高能夠顯著促進中國長期的經(jīng)濟增長率。

圖7 教育經(jīng)費投入強度與經(jīng)濟增長率的對應(yīng)曲線

在內(nèi)外部環(huán)境都沒有發(fā)生重大變化的前提下，以現(xiàn)有的模型結(jié)構(gòu)和參數(shù)進行預(yù)測研究，若將8%作為中國未來20年的經(jīng)濟增長目標(biāo)，圖6 和圖7 的模擬結(jié)果顯示，需要將R＆D 強度提高到2.5%，或者在有效外溢系數(shù)增加0.01 的前提下，將R＆D 強度提高到2.24%，或者將教育經(jīng)費投入增加到15.5%。根據(jù)“十二五”(2011－2015年)規(guī)劃綱要，到2015年R＆D 強度要達到2.2%，以此趨勢來分析，未來二十年得到2.24%乃至2.5%的R＆D 強度是非常有可能的。然而，對于中國這樣一個政府財政教育經(jīng)費是總教育投入的主體、多年來政府教育投入強度未能突破4%的國家而言，單純依靠教育投入推動經(jīng)濟達到預(yù)期增長目標(biāo)具有較大的難度。

五、結(jié)論

本文基于國際性技術(shù)外溢通過技術(shù)創(chuàng)新和人力資本產(chǎn)出促進長期經(jīng)濟增長的雙路徑傳導(dǎo)作用機理，構(gòu)建了國際性技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長的政策系統(tǒng)仿真模型，設(shè)立了反映變量之間遞推關(guān)系的方程組，利用1988－2007年的數(shù)據(jù)，估計了模型參數(shù)，模型調(diào)試結(jié)果顯示主要產(chǎn)出變量的偏離率符合預(yù)期和要求，能夠用于政策動態(tài)模擬研究。

基于政策系統(tǒng)仿真模型對政策變量進行動態(tài)模擬，本文研究發(fā)現(xiàn):

(1)R＆D 強度和教育經(jīng)費投入強度的增加均能夠顯著地促進經(jīng)濟產(chǎn)出，與教育經(jīng)費投入強度相比，R＆D 強度的提高導(dǎo)致的GDP 增幅更大，因而是經(jīng)濟產(chǎn)出的較為敏感的影響因素;無論是R＆D 強度還是教育經(jīng)費投入強度，它們的逐步增大盡管能導(dǎo)致GDP 不斷提高，但增加的幅度都在逐漸減少，這表明R＆D 資本和教育資本與物資資本是一樣的，隨著投資的增大，經(jīng)濟產(chǎn)出的邊際效應(yīng)遞減，符合經(jīng)濟學(xué)的邊際產(chǎn)出遞減原理。

(2)在R＆D 強度和教育經(jīng)費投入強度的合理取值范圍內(nèi)，提高2%的相應(yīng)投入強度，GDP 平均增長率的相應(yīng)漲幅分別是2.9%和0.8%，因此，與教育經(jīng)費投入強度相比較，提高R＆D 強度更能促進長期的經(jīng)濟增長率;提高中國對國際性外溢技術(shù)知識的吸收能力，能夠明顯地提高長期經(jīng)濟增長率。

(3)以現(xiàn)有的模型結(jié)構(gòu)和參數(shù)進行預(yù)測，若設(shè)定長期的經(jīng)濟增長率是8%，可以通過將R＆D強度提高到2.5%，或在有效外溢系數(shù)能夠增加0.01 的前提下，將R＆D 強度提高到2.24%，中國有足夠的財政支出潛能達到經(jīng)濟增長目標(biāo)所需的R＆D 強度;然而，所需教育經(jīng)費投入強度為15.5%，單純依靠教育經(jīng)費投入推動經(jīng)濟達到預(yù)期增長率目標(biāo)具有較大的難度。

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附表1 模型主要變量的時間序列數(shù)值(1990年不變價，億元)