ParK's 論文后花園

洳≥：j～嗜
博上学位论文
⑧
作者姓名鱼查国
指导教师垒重至
学科(专业) 堕煎经鎏堂
所在学院经济学院
摘要
国内外经济理论界有众多的专家学者对在经济增长过程中起重要作用的资
本与技术要素进行了广泛而深入的研究，形成了涵盖经济增长、资本与技术创新
等理论领域的丰硕的学术研究成果。但他们研究的重点或是分析资本、技术等要
素投入与经济增长之间的关系，或是通过探讨资本及技术创新本身来完善资本理
论与技术创新理沦；而对同属要素的广义资本(物质资本、R＆D资本与人力资本)
投入与技术创新能力之间的相关关系的研究，属于现有经济理论的薄弱领域。
本论文以物质资本理论、人力资本理沦、经济增长理论与技术创新理论作为
研究的理论基础，研究的内容融合r资本理论、经济增长理论与技术创新理论，
主要包括：①引入包括物质资本、R＆D资本及人力资本在内的广义资本的概念，
通过理论分析，揭示广义资本投入与技术创新能力之间的内在联系和传导机制；
②对中国广义资本的投入水平进行测度与分析比较；③构建技术创新能力的评价
模型，对中国技术创新能力进行测算；④对中国的技术创新能力及构成进行分析，
拟合中国技术创新能力的增长函数，计算技术创新的因素贡献率，并将中国的技
术创新能力进行国际比较；⑤运用经济计鼍与数理统计理论及计量统计软件，对
中国广义资本投入与技术创新能力之问存在的相关关系与因果关系进行分析与
检验，得出分析结论。
本文认为，资本与技术之间存在内在的联系，广义资本投入在推动经济增长
的同时，通过相应的传导机制促进了技术创新能力的增强。广义资本中的物质资
本投入促进技术创新能力增强的基本传导途径是：①物质资本通过发挥对技术创
新的“共生效应”，直接提升技术创新能力；②物质资本通过发挥“匹配效应”，
与其它资本一起推动技术创新能力的提高。广义资本中的RSD资本投入促进技术
创新的传导机制可用R&D对技术创新的“种子效应”、R&D对技术创新的“生长
效应”、R&D对技术创新的“引致效应”和RSD对技术创新的“自我增强效应”
来阐释。广义资本中的人力资本投资促进技术创新的传导机制是通过下述效应来
完成的：①人力资本的创造力对技术创新发挥着“孵化效应”；②人力资本的学
习力对技术创新发挥着“正强化效应”；③人力资本的协作力对技术创新发挥着
“聚合效应”；④人力资本的外在力对技术创新发挥着“外溢效应”；⑤人力资本
的能动力对技术创新发挥着“能动效应”；⑥人力资本的传承力发挥“时际效应”；
⑦技术创新产生“派生效应”，使人力资本存量得以提高。
本文运用永续盘存法，在设定1952年中国吲定资本的存量为当年GDP的2．6
倍的基础上计算得到中国1952 2003年间各年的固定资本形成额和存货增加额、
物质资本形成总额、物质资本存量、年均物质资奉存量。本文统计计算了中国
1952—2003年问各年的R&D资本投入额、R&D支出占GDP的比重及R&D投入增长
率，并将中困R&D资本投入水平与国际R&D水乎高的国家相比较，提出r巾国
R&D资本投入中尚存在的问题及对策。本文将受教育年限法与成本法结合起来，
对中国的人力资本存最进行测算。测算结果显示，1978年至2003年这：十六年
来，中国的人力资本发展成绩注目，但与此同时，与人力资本的国际水平相比较，
存在的问题也同样突出。
本文遵循科学性、系统性、町行性的基本原则，预选并筛选技术创新能力的
评价指标，运用因子分析方法确定影响技术创新能力的主成分与评价指标的权重
系数，构建出中国技术创新能力的评价模型。利用曲线估计进行本质线性模型分
析，对中国技术创新能力指数随时间增长进行曲线拟合估计，获得中国技术创新
能力增长函数的三次曲线拟合方程式。本文在研究结果的基础上预测：技术创新
直接产出与技术创新实现对中国技术创新能力提高的贡献率将进一步增加，也就
是说，中国未来的技术创新能力将表现为由更多的投入逐步向由更多的产出转
化。
本文运用数理统计工具对中国1991年至2003年的技术创新能力指数及组成
广义资本的各资本相对数据进行r相关关系及因果关系分析，验证了技术创新能
力与固定资本、R＆D资本、人力资本之间存在长期稳定的关系，并得出如下结论：
①短期内，中国技术创新能力提高将促进固定资本投入的增加，R&D资本投入增
加推动了技术创新能力的提高，人力资本投入发挥作用存在一定的时滞，在短期
内未能对技术创新能力的提高产生直接的影响；②从中期来看，技术创新能力提
高有助于人力资本的形成，促进人力资本增长；③从较长的时期来看，固定资本
投入与R&D资本投入的增加会导致中国技术创新能力的增强；同时，技术创新能
力的提高反过来推动R&D资本投入的进一步增加；④人力资本除’广直接对技术创
新产生作用外，部分地通过与固定资本、R&D资本的结合再作用于技术创新，增
强技术创新能力。
关键词：广义资本技术创新传导机制度量与测算因果关系
ABSTRACT
Many experts and scholars，in the field of economic theories home and abroad，
have carried out comprehensive and in—depth research on capital and technological
factors，which play important role in the economic growth process．However,their
research usually focus on the relationship between factor input(such as capital，
technology and SO on)and economic increase，or consummating the capital and
technological innovation theories through discussing capital and technological
innovation itself；thus the research on the correlativity of generalized capital(material
capital，R&D capital and manpower capital)input and technological innovation
ability belongs to the weak domain ofexisting economic theories．
The theoretical basis of this dissertation covers the following related theories：
material capital，manpower capital，economic growth，and technological innovation，
and its content also unites capital theory,economic growth theory and technological
theory,mainly as follows：first，introducing the concept of generalized capital
involving material capital，R&D capital and manpower capital，and revealing the
interrelationship and transmission mechanism between generalized capital input and
technological innovation；secondly,measuring and analyzing the investment level of
generalized capital in China；thirdly,establishing a model to evaluate technological
innovation ability and estimating that of China；fourthly,analyzing China’
technological innovation ability and its composition，imitating its growth function，
calculating its factor contribution rate，and comparing this ability internationally；
fifthly,employing the theories and software of econometrics and mathematical
statistics，analyzing and testing the above—mentioned correlativity and causality,and
then drawing the conclusion．
This paper holds that there is interrelationship between capital and technology：
generalized capital input strengthens technological innovation ability throu曲
corresponding transmission mechanism while promoting economic growth．The basic
transmission approach concerning how material capital input enhances technological
innovation ability is as follows：first，through cxerting“symbiotic effect'’on
technological innovation，material capital can directly enhance the innovation ability；
secondly，material capital and other capitals jointly advance technological innovation
ability by bring‘‘matching effect'’into play．The transmission mechanism about how
R&D capital input accelerates technological innovation ability can be explained by its
“seminal effect'’．‘'vegetal effect'’．“introductory effect”and‘‘self-enhancement effect'’
In term of manpower capital，the transmission approach is as the below：first，the
creativity of manpower capital imposing“hatching effect”on technological
innovation；secondl5 its learning ability exerting‘'pro—reinforcement effect'’；thirdly,
its cooperation capability inflicting‘'polymeric effect”；fourthly,its exterior force
bringing“overflowing effect”；fifthly,its motility producing“motile effect”；sixthly,
its successiveness making“timing effect”，seventhlN its‘‘deriving effect'’increasing
manpower capital reserves．
Using perpetual inventory system，on the assarnption that China’fixed capital
reserves in 1952 equals 2．6 times GDP of the current year,this article figures out
China’fixed capital formation，inventory increment，gross material capital formation，
material capital reserves and average annual material capital reserves respectively
between 1952 and 2003．This paper also statistically calculates China’R&D capital
input，its ratio to GDP,and its growth rate in these respective years，then compare
China with other countries that possess hi曲R&D capital input level internationally,
and then puts forward China’problems and countermeasures．Combining the educated
number of year method with costing method，the dissertation measures China’
manpower capital reserves．The result shows that，from 1978 to 2003，great
achievement has been made in this field in the 26 years．But at the saeae time，China
also bears remarkable problems in comparison with that ofinternational standard．
The article follows the fundamental principle of scientificity,systematization
and feasibility,pre-elects and screens out index to evaluate technology innovation
ability,utilizes factorial analytical method to determinate the dominating element
influencing technological innovation ability and the proportion coefficient of
evaluating index，and correspondingly establishes a model to estimate China’
technolo西cal innovation ability．Particularly,the paper analyses entitative linear
model by curve estimation，then carries out curve imitation to forecast China’capaeity
index，and then deducing the cubic equation accordingl y．On the basis of research
outcome，the paper anticipates that the direct output of technological innovation and
the rate of its contribution to China’innovation ability upgrade will be further
reinforced．In other words，great changes will be made in China’future ability,with
more input being replaced by more output gradually．
Employing mathematical statistics tools，this article analyses the eorrelativity
and causality of China’S technological innovation ability index and relative data of all
these generalized capitals respectively from 1 991 to 2003，and tests the long-term
stable relationship between technological innovation ability and fixed capital，R&D
capital and manpower capital．The conclusion is as below：first，in the short term，
China’technological innovation ability improvement facilitates the increase of fixed
capital input，and R&D capital input enhancement boosts the upgrade oftechnological
innovation ability；as for manpower capital，there is time lag before its influence takes
effect，and it has no direct impact in the short run．Secondly,in the medium term，
technological innovation ability advancement helos to form and increase manpower
capital．ThirdIy，in the long term，the increase of fixed capital and R&D capital input
will strengthen China’technological innovation ability；meanwhile，innovation ability
advancement will contribute to enhance R&D capital input．Fourthly,besides its
direct impact，manpower capital partially reacts on technological innovation by
combining with fixed capital and R&D capital，thus building up the innovation ability．
Keywords：Generalized Capital；Technological Innovation；
Transmission System；Measurement and Estimation；Causality
浙汀大学博+学位论文』“义资本投入与技术创新自E山相关关系研究
1绪论
1．1选题的意义
国外，现有经济增长理论对经济增长的因素分析有众多的理论模型，这些模
型虽各自‘特色，但有一共同点：都是分析资本、技术、劳动等要素投入与经济增
长之间的笑系，或者讨论资本内部物质资本与人力资本的相互作用。各经济增长
模型的区别只是模型的完整性、精致性和适用性的不吲。而对同属要素的广义资
本(含物质资本、R&D资本与人力资奉)投入与技术创新能力之间的相关关系的
研究，是现有经济增长理论的薄弱领域。从技术创新理论研究来看，始于美籍奥
地利经济学家熊彼特始，随后其主要追随者对创新理论进行了分解研究。20__廿=
纪80年代以来，技术创新理论研究持续发展，形成了技术创新理论研究的整体
框架。近来技术创新理论研究的重点是：国家创新体系、企业组织结构与创新能
力、技术创新激励、R蛐系统、企业规模与创新强度的相关性、创新学习扩散与
市场竞争策略、技术创新实现问题、技术创新的预测与创新活动评价、创新组织
建立的策略和规范、政府创新推动政策分析等，对广义资本投入与技术创新关系
进行研究的文献很少。
国内，经济理论界一些学者对在经济增长过程中起重要千1：用的资本与技术创
新冈素进行了比较深入的研究，成果亦颇丰。但他们的研究绝大部分涉及的是作
为要素的资本对经济增长的贡献率以及我国围家技术创新系统、技术创新能力的
评价体系、影响技术eⅡ新的相关因素与对策分析、企业技术创新能力指标的相对
关鞋分析等，而对我国广义资本投入与技术创新相关度研究的科研成果并不多
见。
因此，本论文研究的内容属于资本理论、经济增长理论与技术创新理论的融
合，是相对空白的理论领域。
1．2本论文的研究思路与研究方法
1．2．1研究思路
1．2．1研究思路
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相灭关系研究
本论文的研究目标是以已有的物质资本理论、人力资本理论、经济增长理论
与技术创新理论作为研究的理论基础，引入包括物质资本、R&D资本及人力资本
在内的广义资本的概念，通过进一步的理论分析，揭示广义资本投入与技术创新
之间的内在联系和传导机制；度量中国广义资本的投入水平，分析中国，。义资本
投入与困际水平比较所存在的问题，研究探讨相j畦对策；测算中国技术创新能力，
构建技术创新能力的评价模型，分析中国技术创新能力的因素贡献率；运用相关
关系分析以及因果关系分析等数学工具来检验技术创新与广义资本投入之问的
相关性，借助于数学手段和有关的统计数据建立中国技术创新能力增阪函数及能
反映广义资本投入与技术创新的相关关系的数学模型。按照这一主旨，本文设计
了如图1．1所示的研究思路与分析框架。
广
义
资
本
投
入
相关关系分析
物质资本
R＆『)资本
人力资本
理论分析
传导机制分析
相关关系
技
术
创
新
因果关系
实证分析
度量与测算
计量实证分析
应用发展
物质资本理论人力资本理论
理论
竺堑望兰里丝垫查型翌墨兰
基础
图1 1本文的研究思路与分析框架
本文分为七章。
第一章，绪论。简述本文研究的意义，提出本论文的分析思路和研究方法以
及论文的创新之处。
第二章，相关理论文献回顾及评述。内容包括与本论文研究相关的资本理论
及资本理论的发展、经济增长理论与技术创新理论等已有研究成果的综述，并对
相关文献进行分析评述。这部分内容是本文研究的理论基础。
浙江火学博士学位论史广义资本投入与技术创新能力相灭哭系研究
第三章，理论分析：广义资本投入与技术创新能力关系。本章对组成广义资
本的物质资本、R&D资本与人力资本的投入与技术创新能力存在的相关关系的进
行理论分析，阐述广义资本投入促进技术创新的传导机制。
第四章，广义资本投入的度量。主要是比较评价并选择改进广义资本投入的
度量方法，收集度量广义资本所需的全部数据并进行相应的技术处理，计算得出
比较科学合理的广义资本量值；分析中国广义资本投入与国际水平比较所存在的
问题，研究探讨相应对策。
第五章，技术创新能力的测算。内容包括分析探讨作为发展中国家，中国的
技术创新应选择的途径；通过技术创新能力评价指标的预选与筛选，构建中国技
术创新能力的评价模型，测算出中国技术创新能力指数；运用数学工具，对中国
的技术创新能力及构成进行分析，得出中国技术创新能力的增氏函数与因素贡献
率，并将中国的技术创新能力进行国际比较。
第六章，实证研究：广义资本投入与技术创新能力的相关关系分析。主要是
运用经济计量与数理统计理论及计量统讨+软件，对广义资本投入与技术创新能力
之问存在的相关关系与因果关系进行分析与检验，研究得山广义资本投入与技术
创新能力之间存在长期的稳定关系，总体上广义资本投入是技术创新能力增强的
Granger原因的结论。
第七章，总结与展望。对全文进行总结，提出进一步研究的问题和方向。
1．2．2主要研究方法
本文运用的主要研究方法是：理论演绎法、实证分析法、经济计量法和比较
分析法。
理论演绎法。本文的理论演绎方法的运用，是在一个集物质资本、人力资本、
经济增长与技术创新等多种理论框架下进行的。通过归纳前人关于物质资本、人
力资本与经济增长，R&D投资与技术创新，技术创新与经济增长等方面的研究成
果，本论文将物质资本、R＆D资本与人力资本综合为广义资本，展开了广义资本
投入与技术创新能力之问存在相关关系和凶果关系的理论演绎。
实证分析法。在理论演绎的基础k，本文还运用实证分析方法，通过收集整
理测度广义资本与技本创新能力所需的实际数据资料并进行相应的分析与计算，
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
用实际度量与测算的结果来检验证实理论演绎所得的结论。
经济计量法。经济计量方法在经济科学研究中有广泛的应用。本文使用经济
计量方法，利用集成计景经济学方法的软件工具包，对技术创新能力评价指标进
行筛选，用因子分析法确定技术创新能力的主成分及评价指标的权重，构建山技
术创新能力的评价模型；将技术创新能力作为被解释变量，以时问为解释变量，
拟合了技术创新能力的增长函数，计算出技术创新能力的因素贡献率；验证广义
资本投入与技术创新能力之间存在相关关系和因果关系。
比较分析法。比较分析方法是许多学科研究中常用的方法，通过比较可以发
现事物问的相同与相异之处，并从中发掘出可能的研究结论。本文运用比较分析
法，对中国R＆D资本投入、人力资本投入与形成、技术创新能力进行1广国际水平
的分析比较，指出尚存在的问题，提出对策建议。
1．3本论文研究的创新之处
本论文的理论创新在于：在现有经济增长理论模型分析要素投入与经济增长
关系的基础上提出作为要素的物质资本、R&D资本、人力资本与技术本身之间也
存在内在联系；本文引入广义资本的概念，从理论上分析阐述广义资奉投入与技
术创新能力的相关关系，研究揭示广义资本投入促进技术创新能力增强的传导机
制，从而有助于充实现有经济增长理论的薄弱环节。
本论文在改进前人对物质资本、人力资本测度方法的基础上，对中国1952
年至2003年的物质资本、R&D资本与人力资本进行度量与测算；在预选并筛选
技术创新能力的评价指标的基础上，运用因子分析方法确定影响技术创新能力的
主成分与评价指标的权重系数，构建出中国技术创新能力的评价模型，计算出中
国1991年至2003年的技术创新能力指数及技术创新能力的因素贡献率：利用曲
线估计进行本质线性模型分析，对中国技术创新能力指数随时间增长进行曲线拟
合估计，获得中国技术创新能力增长函数的三次曲线拟合方程式。
本文运用数理统计工具对中国1991年至2003年的技术创新能力指数及组成
广义资本的各资本相对数据进行了相关关系及因果关系分析，检验证明了技术创
新能力与固定资本、R&D资本、人力资本之间存在长期稳定的关系，得出总体上
广义资本投入是技术创新能力增强的Granger原冈的结论。
4
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
2相关理论文献回顾及评述
本论文研究涵盖了资本理论、经济增长理论和技术创新理论三个理论领域，
并以这i大理论作为研究的基本理论框架，研究得出的结论也是建立在这些相关
领域前人研究的成果之上。下面，我们首先对经济学相关的理论文献进行回顾与
评述。
2．1 资本概念及资本概念的拓展
在经济理论发展过程中，资本作为一个核心的概念，其属性与含义在不断发
生着历史演变，资本定义也在不断地变迁。
2．1．1 资本概念及资本概念的拓展
2．1．1．1资本：古典经济学的解释
“资本”(capital)一词大约在12世纪至13世纪最早由意大利人开始使
用，当时具有多种含义，如“资金”、“存货”、“款项”、“生息本金”等。
到14世纪中，意大利人已广泛使用资本，并逐渐专指某家商号或某个商人的资
金。
英国古典经济学家达德利·诺思(Dudley North)第一次明确提出经济学意
义上的资本概念。他首次将资本与货币进行了区分，认为资本是Stock，具有储
备、基金、资金的意思；而货币则是money，只有通货的意思。他指出资本是能
够达到增值目的的货币，要使货币能够增殖，就不能把作为资本的货币留在身边，
而必须把它用出去(诺思，1976，p25)。
重农学派的代表人物弗朗斯瓦·魁奈(Francois Ouesnay)不承认资本以货
币的形式存在。他认为货币本身不能用以满足人们的生活需要，也不能用于生产，
因而不是真JF的财富。在他看来，资本特别是生产资本只是用于农业生产的物质
资料，货币不过是获取这些物质资料的工具或手段。魁奈把资本的质看成是用于
农业生产的物质资料，因而其量便是由预付到土地上的物质资料的多少决定的
(魁奈，1979，p383)。
浙n：大学博+学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
业当·斯密(Adam Smith)的资本理论是建立在重农学派对资本的理解基础
上的。斯密所分析的资本的含义是对重农学派的代表人物魁奈主张的只有投在农
业生产中的物质资料爿‘是生产资本这一范畴的扩充和发展。他认为只要能产生利
润，不管资本投入哪^种行业，都是生，“资本(斯密，1972，p242)。同时，斯
密将资本与劳动看成是影响经济增长产生的两大生产要素，他说：“增加一国土
地和劳动年产物的价值，只有两个方法，一为增加生产性劳动者的数目， ‘为增
进受雇劳动者的生产力。很明显，要增加生产性劳动者的数目，必先增加资本，
增加维持生产性劳动者的基金。要增加同数受雇佣劳动者的生产力，唯有增加那
便利劳动、缩减劳动的机械和工具，或者把它们改良。不然，就是使工作的分配
更为适当。但无论怎样，都有增加资本的必要”(斯密，1972，p315—316)。
2．1．1．2 资本：近代西方经济学及新古典经济学的解释
近代西方经济学和新古典经济学的资本理论十分庞杂，萨伊(Jean Baptiste
Say)、马尔萨斯(Thomas Robert Malthus)、瓦尔拉斯(Leon Walras)、克拉克(John
Bates Clark)、庞巴维克(E．V．Bohm—Bawerk)、维克塞尔(Knut Wicksell)、马歇
尔(Alfred Marshall)、费雪(Irving Fisher)、凯恩斯(Keynes John Maynard)、
希克斯(Hicks John Richard)、萨缪尔逊(Samuelson Paul)等都对资本进行了自
己的诠释。其中对资本含义进行分析阐述有代表性的资本理论包括：萨伊的资本
理论、庞巴维克的资本理论、马歇尔的资本理论、希克斯的资本理论和萨缪尔逊
的资本理论。
萨伊分析_r什么是生产资本和国民资本，资本的作用和使用资本的途径，资
本在生产过程中的变化以及怎样使资本量保持不变和增加。萨伊认为生产资本是
产业上装备的事先已经存在的产物的价值。他认为不是所有的货币都是生产资
本，只有“分配在整个人类劳动机构上的货币”才是生产资本(萨伊，1963，pTO)。
萨伊强调资本在发展生产和创造价值中的作用，认为资本的作用便是同劳动协作
进行生产，要是没有资本，劳动就不能生产，要是没有资本，生产便小能进步，
要是劳动得不到资本的协助，就不能授予各种东西以价值。资本同劳动与十地(并
不只是指土壤，而是一个综合性的概念，即指自然力)一起，构成了生产的三要
素。
奥地利学派的主要代表人物庞巴维克是第一个比较系统地阐述资本含义的
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相笑关系研究
经济学家。庞岜维克的资本理论是在评介前人的资本理论的基础上建立的。他在
评介1678年m版的《凯奇·德佛雷斯词典》、杜尔哥、亚当·斯密、赫尔曼、门
格尔、克兰瓦赫特、杰文斯、马克思、卡尔·克尼斯、瓦尔拉斯、麦克劳德、罗
雪尔等人资本定义后，分析了导致资木有不同定义的原凶，并给资本下了第一个
定义：“资本只是在迂回过程中的各个阶段里出现的中间产物的集合体”(庞巴维
克，1964，p58)，和第二个定义：资本是“作为获得财货的手段的产品”(}：书，
p73)。同时他提出资本有狭义资本和广义资本之分。狭义的资本是生产手段，广
义的资本是获利的手段。由于生产是社会的生产，因而能够把狭义的资本称为社
会资本或生产资本。用于获利的产品，是指迂回生产的中间产品，由于获利的主
体是私人，因而把广义的资本称为私人资本。庞巴维克同时强调并非‘切获利的
手段都能看作资本。因为一切获利的手段不仅包括物质的，还包括人的。他不同
意因劳力是获利的手段，而将劳力算做资本的观点(上书，p84～88)。另外，庞
巴维克比较了土地与资本存在许多方面不同之后，把土地也排除在资本概念之外
(上书，p88—89)。
阿弗里德·马歇尔把资本看作与劳动和土地相同的生产要素。他认为一个人
的资本是他的财富中用于获得货币形态收入的那一部分。从社会的观点看，资本
则是产生收入的收入，它包括为营业目的所持有的一切东西在内，以及属于公有
的类似的东西，如政府工厂等。在马歇尔看来，无论从个人还是从社会，资本总
是与收入相关。同时，他认为仅仅从资本的生产性方面给资本F定义是不够的，
还需要从资本的预见性(即把资本看作用于获得将来利益的各种东西)方面给资
本下定义(马歇尔，1964，p97)。
英国经济学家约翰·希克斯，1974年在纽约美国经济学会的会议上提交了
一篇题目为《关于资本的争论：古代与现代》的论文。他在这篇论文中评述了长
期以来一直存在的资本理论“资金派”和“实物派”的争论，阐述了其资本理论。
在他看来，资金派的观点是“实际资本是资金”，而唯物派的观点是“实际资本
是由物质商品构成的”。希克斯分析了资金论者和唯物论者看待劳动、土地和资
本这三要素在生产过程中的地位和作用观点差异，指出，两派都承认劳动、土地
和资本是生产的三要素，但资金派认为劳动是一个流贯，土地是一个存量，资本
既不足存量又不是流量，它只是一笔资金，劳动者是通过资本在土地上劳动，而
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
不是在资本l劳动，也不是用资本去劳动(希克斯，1986，p160)。唯物派认为
资本就是资本品，收入就是收入品，它们之间的差别仅仅因为前者有多种的连续
的用途，后者只有单‘的用途，因而不能说资本既不是存晕又彳i是流量，资本应
该属于存量，是用资本去劳动。
当代美幽经济学家、凯恩斯学派的代表人物保罗·萨缪尔森继承r前人所谓
的生产三要素的理论，认为作为生产的三大要素，资本物有别于大自然提供的资
源(大自然提供的资源如土地，其数量不变)和人类劳动资源(人类劳动资源，
其数量是可变的，但其变动不取决于经济状况，而取决于社会和生物因素)，“资
本货物，由经济制度本身所生产出来，并且被用作投入的生产要素以便进一步生
产物品和劳务”(萨缪尔森，1981，p306)。萨缪尔森所谓的“经济制度”是指迂
回的生产方式，即不是把人力资源和土地资源直接用于消费品的生产，而是把它
们用于资本物的生产，然后通过这些资本物再去生产消费品。在萨缪尔森看来，
资本物的质和最取决于资本主义生产方式的产出与投入。萨缪尔森还认为，任何
资产都可以资本化。不论这种资产是劳动生产物，还是非劳动生产物，只要能使
它按照市场利息率取得收益。萨缪尔森认为土地也能够资本化，即把地租看成是
土地的市场价值所赚取的利息。“工资也町归入人类资本化价值的利息”(卜书，
P 307)。用于教育和训练人而进行的投资也是资本。先在这方面投下了本钱，然
后以1资形式收回，所以工资是用于教育和训练投资而赚取的利息。这里，萨缪
尔森实际上把土地和人力资源看成了资本，因为它们作为一种资产都能够资本
化。但是，萨缪尔森并没有时人力资源可以作为资本这一观点进行深入探讨并展
开论证。
2．1．1．3马克思的资本理论
与古典与新古典经济学家的资本理论不同，马克思虽然也(以产业资本为研
究对象)研究物质资本及物质资本运动，如把资本划分为固定资本和流动资本，
分析它们在资本主义经济发展中的作用。但马克思并不把资本单纯地看成是某种
物，认为资本是人类社会史上某一特定的历史现象，是一个历史范畴。“有了商
品流通和货币流通，决不是就具备了资本存在的历史条件。只有当生产资料和生
活资料的所有者在市场上找到出卖自己劳动力的自由工人的时候，资本才产生；
而单是这一历史条件就包含着一部世界史。因此，资本一出现，就标志着社会生
浙江大学博{：学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
产过程的一个新时代”(马克思，1975，p191)。
马克思根据资本在资本主义生产过程中价值增殖作用的不同，把资本分为以
实物形态存在的不变资本(物质资本)和购买劳动力的可变资本。马克思指出，
实物资本在资本主义生产中改变的只是其具体形态，其价值不发生增值，劳动力
商品的特殊使用价值是价值的源泉。马克思认为可变资本即“劳动力的价值也是
由生产从而再生产这种特殊物品所需的劳动时间决定的”(上书，p193)。“劳
动力的生产要以活的个体的存在为前提。⋯⋯活的个体要维持自己，需要有一定
量的生活资料。因此，生产劳动力所需要的劳动时间，可化为生产这些生活资料
所需要的劳动时间，或者说，劳动力的价值，就是维持劳动力所有者所需要的生
活资料的价值”(上书，p194)。这说明，出于写作的政治属性需要，马克思的
资本理论从质上不重视甚至忽视实物资本对经济发展的重要性和贡献，着重研究
可变资本对资本主义生产的意义。但在量上，不管是不变资本，还是可变资本都
以一定的物质数量来衡量，没有本质区别。
马克思在其理论研究中，并没有关于资本对经济增长作用的专门论述。但是
在关于资本积累和扩大再生产的思想中，事实卜包含了一些有关经济增长的内
容。马克思阐述说，资本主义的再生产的特点是扩大再生产(从全社会来看即经
济增长)，由追逐利润的内在动力和自由竞争的外在压力形成了一种机制，促使
资本积累不断地进行。资本积累的规模取决于剩余价值的绝对量。凡是能够影响
剩余价值量的因素，也都会影响积累的规模。这意味着经济增长的规模是扩大再
生产从而是经济增长的重要因素。在资本积累量一定时，积累资本的使用效率也
同样是影响经济增长的重要力量，即经济增长的规模和速度取决于资本积累量和
积累效益两大因素。
2．1．1．4资本概念的拓展：现代人力资本理论
人力资本的理论渊源，可以追溯到具有现代意义的经济学创始之初，那一时
期的经济学家就已将投资于人的有用才能的价值当作资本看待。威廉·配第
(william Petty)把人的“技岂”列为除了上地、物力资本和劳动以外的第四个
特别重要的要素，『酊且认为具有“技艺”的人在劳动过程中所创造的价值比没有
某种“技艺”的人要大。配第认为，教育和训练使人的劳动生产能力产生差别，
海员的劳动“不经过长期而又痛苦”的训练“是学不会”的(王亚南，1979，p77)。
浙江人学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
亚当·斯密指出：“在社会的固定资本中，可提供收入或利润的项目，除了物质
资本外，还包括社会上．切人民学得的有用才能。学习一种／j‘能需要教育，需进
学校，作学徒。这种才能的学习所费小少，这种费去的资本好象已经实现，并且
固定在他的人格之上，这对于他个人，固然是财富的一部分，对于他属{ji二的社会，
亦然。这种优越的技能，可以和职业上缩减劳动的机器工具，作同样的看法，就
是社会上的固定资本”(斯密，1949，p317—318)。马尔萨斯接受了斯密关于公共
教育有利于社会控制的论断，他认为学徒培训费用构成一种资本形式，而对利润
和产出财富无直接影响的“文化教育”则应被视为“收入”的支付形式。大卫·李
嘉图(David Ricardo)则彻底避开了对更高教育水平的劳动力需求问题，他承
认存在不同类型的手工熟练劳动，但认为不同质量的劳动力是可以很容易地在工
厂内部取得的，即对具备1定技能的劳动力的需求的满足无需借助正式的学校教
育或训练(Darid Ricardo，1951，p20—22)。德国历史学家的先驱者李斯特
(Friedrich List)在所著的《政治经济学的国民体系》一书中，考察了教育在经
济发展中的作用。在该书中，他采用'广“物质资本”和“精神资本”这两个概念，
指出人类的“物质资本”是由物质财富的积累形成的，“精神资本”则来自智力
方面成果的积累，“各国现在的状况是在我们以前许多世纪的一切发现、发明、
改进和努力等等积累的结果，这些就是现代人类的‘精神资本’”(李斯特，1961，
p124)。李斯特在这里所说的“精神资本”在某种程度卜接近于当代西方经济学
家所使用的人力资本概念。马歇尔提出，生产过程中机器与人力的替代、非熟练
劳动力与熟练劳动力之间的替代都是基于成本效益的观念进行的。由于受过教育
的工人生产率较高，工厂主将选择技术工人密集型的生产方式以充分利用其更高
的智力、可靠性及对复杂机器设备的适应能力。因此，马歇尔强调，“投资在人
的教育，是最有效的投资”(马歇尔，1964，p229)。虽然马歇尔对人力资本思想
进行了大量的正面论述，并且他认为，以一种抽象的和数学的观点来看，无可否
认，人是资本。但在实际分析中，马歇尔又以现实的态度提出，把人类自身当作
资本，与市场的实际情况是不相符合的。他在对“财富”与“资本”的定义中
就排除了人力资本思想。因而，虽然包括马歇尔在内的许多经济学家在他们的著
作中也偶尔谈及人力资本的现实意义，但是对人力资本投资却很少被纳入经济学
的核心内容中。直至20世纪50年代，经济学家的典型观点仍是将教育视为消费
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
活动，而其他关于受教育者的社会阶级背景及其父母的教育水平对教育活动的影
响则留给社会学家去研究。这一学科卜的人为分割促成了人们继续使用古典的同
质性劳动概念，把劳动能力看作是只需具备从事体力劳动和简单操作的能力，进
而在经济分析中视劳动者所具有的生产能力为大致相等。
20世纪中叶以来，随着世界各国经济的增长，出现了不能用物质资本和财
务资本的投入量来解释经济增长余数不断增多的现象。这一现象日益成为困扰从
事实际经济工作和经济理论研究工作的人们的最大难题之一，向传统经济理论提
出|，严峻挑战。以往的经济理论大多强调物质资本积累对于经济增长与发展的重
要作用(这种理论的典型代表之一便是哈罗德一多马经济增长模型)，认为要实
现经济增长，一要投入更多的劳动力，二要提高劳动生产率，而这两者都需要进
行资本积累，因此资本积累便成为经济发展的决定性因素。这种只见物不见人的
经济增长理论未能对二战后经济发展的现实提供圆满的解释。
以舒尔茨(Theodore Schultz)、加里·贝克尔(Gary Becker)、罗默(Romer)、
卢卡斯(Lucas)、丹尼森(Dennis)等为代表的经济学家用现代人力资本理论开
辟了关于人的生产能力分析的新思路，资本的概念由物质资本拓展到人力资本。
与传统的观点不同，现代人力资本理论指山，人力资本投资和物质资本投资‘样，
其目的和结果都是要减少现期消费，增加末来的牛产能力，以期取得更多的经济
收益。由于人在生产过程中特有的能动性，劳动者的生产潜力要远远大于物质要
素，所以人力资本投资对提高下‘期的产出是极其重要的，其收益往往大于投资
于物质资本的收益水平。
1960年，舒尔茨在美国经济学年会上首次较全面地阐述了人力资本的理论。
舒尔茨认为，全面的资本概念应当包括人和物两个方面，即人力资本和物力资本。
人力资本很显然包括量和质两方面。‘个社会从事有用工作的人数及百分比、劳
动时间，是指量的方面，在一定程度上代表该社会的人力资本的多少；而人的技
艺、知识、熟练程度与其它类似町以影响人从事生产性：1：作能力的东西，则是质
的方面。对此，舒尔茨更加强调后者，认为它是人力资本概念的内涵。他提出，
所谓人力资本是凝结在劳动者身上的知识、技能及其所表现出来的能力，它对生
产起促进作用，是生产增长的主要因素，也是具有经济价值的一种资本。舒尔茨
在1981年3月撰写的题为《高等教育的经济价值——国际展望》论文中，就他
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相哭咒系研究
的人力资本的思想，曾做过扼要的复述。他指出：“何谓人力资本?其经济属性
是什么?它为何对解释经济增长至关重要?我对这些问题曾作过如卜．回答：人们
需要有益的技能和知识，这是显而易见的。但是人们却小完全知道技能和知识是
一种资本，这种资本就实质说来是一种计划投资的产物；这种投资在西方社会以
一种比传统的(非人力的)投资大得多的速度增长，而且这种增长恰好是该经济
体系中最为突出的特点。人们已经，一泛地注意到，跟土地、工时及物质在生产资
本的增加相比较，国民收入的增加速率更大。人力资本投资可能是解释这种差别
的主要因素。”在这里，舒尔茨明确肯定了人的有用的知识和技能就是一种资本
——人力资本。这种资本利物力资本相比较，在经济活动中的作用是非常可观的，
对经济的增长比后者更为有利。
应当说舒尔茨将人力资本定义为人的有用的知识和技能是比较明确和准确
的，其他学者对人力资本的定义基本上都是以此为基础的，没有大的差异。需要
提一下的是中国学者李建民教授在分析归纳前人对人力资奉的各种定义和解释
的基础上，认为个体的人力资本与群体的人力资本存在差异，他给出厂个体人力
资本定义及群体人力资本定义。各学者对人力资本的定义见表2．1。
表2．1 人力资本的定义
学肯人力资本定义
Theodore Schultz 人力资本是有川的技能和知识，是人们通过有目的的投资获得的，也是资本的一
1961 种形式。
L．C．Thllrow 人力资本为个人的生产技术、才能和知识。
1970
Gary Beoker 人力资本不仅意味着才干、知识和技术，而且意味着时间、健康和寿命。
1987
历以宁人力资本是指以较大的技艺、知识等形式体现于一个人身卜而不是体现十一台机
1982 器上的资本。
于宗先人力资本即劳动者借以获得劳动报酬的专业知识和技能。
1986
李建民对于个体，人力资奉是指存在于人体之中、后天获得的具有经济价值的知识、技
1999 术、能力和健康等质量因素之和。对于群体，人力资本是指存在于一个国家或地
区的人口群体每一个人体之中，后灭获得的具有经济价值的知识、技能、能力及
健康等质量凶素之整合。
本文认为人力资本的投资者是每个进行了人力资本投资的个体，人力资本拥
有者也是每个进行了人力资本投资的个体，因而，人力资本是一个个体概念而非
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
群体概念。当然一个国家或地区的人力资本整体的作用通常不等于所有个体人力
资本所起的作用的简单加总，前者往往要大于后者，这是因为人力资本具有JF的
外部性。所以本文对人力资本的定义以舒尔茨对人力资本所下的定义为框架，认
为人力资本是人们通过有F1的的投资所获得的，存在于人身体之中的知识、技术
与能力。
关于人力资本投资及人力资本投资的形式，加里·贝克尔在其有影响的《人
力资木》一书中是这样表述的：通过增加人的资源影响未来货币与心理收入的活
动，被称为人力资本投资。人力投资包括正规学校教育和在职教育培训、医疗保
健、迁移、以及收集价格与收入信息等多种形式。这些投资都提高了技术、知识
或健康水平，从而都增加了货币或心理收入。这一提法得到了广泛的认同并沿用
至今。
舒尔茨也曾指出：“很多被我们称之为消费的东西，构成了人力资本投资。
用在教育、卫生以及为获得更好的就业机会而进行的国内迁移方面的直接费用就
是证明。成人在校牛及在职训练的J：人所放弃的收入同样是清楚的范例。但是，
在任何地方这些都未列入国家统计数宁中去。利用闲暇时间去提高技术增艮知识
的现象更普遍，这同样没有记录在案。利用这些以及类似方法，人们的工作质量
可以大大改进，生产力可以很快提高”(西奥多·舒尔茨，1982，p61)。事实上，
从投资角度看，丁F如加里·贝克尔所指出的那样，人力资本投资包括花在人们接
受正规教育或培训l方面的各种支出，为了健康所购买的各种物质和服务的支小，
宁愿花时间去寻找高报酬工作的机会，以及进行迁移或暂时接受低酬劳动工作以
便获得人力资本的机会成本，等等。舒尔茨把人力投资划分为五个方面，即正规
的初等、中等和高等教育；在职培训，包括由商社组织的旧式学徒制；不是由商
社组织的成人教育计划，特别是农业方面的校外学习计划；卫生保健设施和服务，
概括地说包括影响人的预期寿命、体力和耐力、精力和活力的全部开支；个人和
家庭进行迁移以适应不断变化的就业机会。
舒尔茨人力资本理论的主要缺陷在于它侧重于宏观分析，忽视r微观分析，
其理论缺乏微观的支持；它的人力资本概念是外生决定的。贝克尔弥补了舒尔茨
只重宏观的缺陷，注重微观分析，并且将人力资本理论与收入分配结合起来。贝
克尔在《人力资本》一书中，分析了正规教育的成本和收益问题，还重点讨论了
浙江大学博上学位论文义资本投入与技术创新能力相关关系研究
在职培训的经济意义(贝克尔，1987)，同时，他还研究了人力资本与个人收入
分配的父系(G．S．Beker，1997)。
丹尼森(E．F．Dension，1987)埘舒尔茨的教育对美圉经济增长的贡献率做
了修TF，他将经济增长的余数分解为规模经济效用、资源配置和组织管理改善、
知识应用上的延时效应以及资本和劳动力质量本身的提高等等。从而论证出
1929 1957年问的美国经济增长中23％的份额归属于美国教育，而非舒尔茨所讲
33％。雅各布·明塞尔则首次将人力资本投资与收入分配联系起来，并给出了完
整的人力资本收益模型，从而开创丫人力资本研究的另一个分支(雅各布·明塞
尔，1958)。
2．I．I．5资本概念的再拓展：社会资本、精神资本
20世纪70、80年代，一些社会学家和经济学家提出了“社会资奉”这‘概
念。他们认为，除了物质资本与人力资本之外，经济活动者所拥有的社会资源也
-U。以进入经济活动中，作为另一种类型的资本而发挥作用。
“社会资本”作为一个概念和术语，最早是由经济学家洛里(Glen Loury)
于1977年首先提出来的。他在当时发表的“种族收入差别的动力学理论”一文
中用“社会资本”概念来说明城市中心区处于不利地位的黑人孩子与其他孩子在
社区和社会资源上的差别。他将社会资本定义为：“促进或帮助获得市场中有价
值的技能或特点的人之间自然产生的社会关系。”此后，这一概念得到了法国社
会学家布迪厄(P．Bourdieu，1985)、美国社会学家科尔曼(Coleman，1988)、希
契弗(M．Schiff，1992)、波特(Burt，1992)、哈佛大学社会学教授普特南
(R．Putnam，1993)等人的认同、接受与运用。尽管上述社会学家和经济学家们对
社会资本的定义在语言表述上有差异，但是其核心内容却是基本相同的，既社会
结构中行为主体之间的社会联系网络是一种资源，社会资本代表了行为主体借助
于社会联系网络或其他的社会结构来获得各种利益的能力。
罗卫东(2001)将人的精神方面因素对经济活动的影响作用称为精神资本。
他引用李斯特、西尼尔(Semior，Nssau William)、约翰·穆勒(Mill，John
Stuart)、马克思等人的相关论述来作为提出的精神资本理论的理论基础，他认
为精神资本小同于人力资本，“如果说人力资本足人的体能、智能和技能的总和
的话，则‘精神资本’就是人的精神气质、心理素质、工作与生活的道德品行、
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对他人和环境进行判断的价值观的综合体”。“『F如我们无法脱离人力资本来分
析生产过程，也小能脱离精神资本的作用来谈资源配置活动。经济增长是物质资
本、人力资本、精神资本三者相互结合而发生的。在其中，精神资本也许是经济
增长最不可或缺的因素，但由于其作用的隐蔽性，以至于人们反而往往忽视了它
的功能”(罗卫东，2001)。至于精神资本的性质，罗卫东认为“精神资本乃是
一种心理能虽，它通过特定的价值观、道德品行、意志力和激情等精神状态表现
出来。作为一种主观的心理的东西，精神资本既有受物质条件决定的一方面，又
有相对独立和反作用于物质条件的‘方面”，精神资本的形成渠道主要有道德教
育、精神激励和竞争(罗卫东，2001)。
2．1．2资本理论的相关文献评述——广义资本概念的提出
综上，资本理论的发展，伴随着资本内涵的广化和研究领域的拓展。古典经
济学理解的资本属于物的性质，足指生产资料形态的资本(物质资本)，或物质
资本的象征物——货币资本。古典经济学家认为，以物的形式存在着的资财、土
地和其他资财可以截然分离，资本就是除劳动和土地外的一切生产性物质资源。
近代两方经济学对物质资本的了解和阐述更加全面，但在资木含义方面没有大的
扩展。近代西方经济学家虽然已经注意到对人进行投资的意义以及经济价值，并
对人力资本思想进行了大量的正面阐述，但大部分仍将人力资本投资视为消费活
动，并未对人的生产能力形成和发展的经济机制给予应有的重视，没有将其纳入
经济学的核心内容中，他们所关注和重视的资本仍局限于物质资本的范畴。始于
20世纪60年代的现代人力资本理论的形成和发展，将资奉的内涵由物质形态扩
展到人本身，极大的丰富了资本理论与经济增长理论。人力资本的特殊性在于，
与物质资本范畴相比，人力资本具有人身依附性等“人力”特性，与劳动力范畴
相比，人力资本又具有投资性、增值性和收益性等“资本”特性。人力资本理论
拓展了经济学研究空间，丰富和发展了收入分配理论，增强了资本理论与经济增
长理论的解释力。20世纪70、80年代以来，一些社会学家和经济学家提出“社
会资本”，“精神资本”等“资本”形式，试图解释社会资源、人的精神因素在经
济活动中的作用。
本文认为，如果资本的含义过于泛化，将使资本这一概念失去其本质意义。
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不能将所有对经济活动产生影响的因素都理解和定义为资本。对资本的理解，应
该把握四个基本要点：①资本属于经济学的范畴；②资本是经济资源投入的形成
物；⑨资本具有增值和收益属性；④形成资本的经济资源投入量、资本的增值和
收益量都可以用彳i变货币价值来计量。本文认为，资本心具备卜述本质特征，但
同时凶(可以用不变货币价值来计量的)经济资源投入区域小同，有卅i同的资本
形式。鉴丁I此，本文提出广义资本的概念，本文所指的广义资本是以(可以用不
变货币价值来计量的)经济资源投入区域来划分的，包括：物质资本、研发资本
(R＆D)和人力资本。(可以用小变货币价值来计量的)经济资源投入在机器设备
等物质形态上，形成物质资本；经济资源投入在R&D活动卜^，形成R&D资本；经
济资源投入到人身上，形成人力资本。
本文将“社会资本”、“精神资本”及其他形式的“资本”排除在广义资本之
外。本文认为“社会资本”作为联接社会、组织、成员之间的关系网络，当然会
对人们的经济活动产生影响，但这种影响力是否能称为单独的“资本”形态就值
得商榷。实际上，“社会资本”属于社会学与经济学交集的范畴，其经济性质可
以纳入到人力资本正的外部性作用中去，是人力资本正的外部性作用的体现。“精
神资本”侧重分析人的精神方面的因素对经济活动的影响，应该属于心理学范畴，
不具资本本质属性。
本文将R&D资本从物质资本中单列出来，是因为考虑到R&D资本对技术创新
的作用与贡献最为直接。联合国教科文组织(UNESCO，2000)对RkD的定义是，
为增长知识的总量(包括人类、文化及社会方面的知识)以及运用这些知识去创
新的应用而进行的系统的、创造性的工作。经济合作与发展组织(OECD，2000)
对R＆D的定义是，研究与开发是在一个系统的基础上的创造性工作，目的在于
丰富有关人类、文化和社会的知识库，并利用这一知识进行新的发明。通常将
R&D活动分为三类：基础研究、应用研究和试验发展，具体的R&D活动内容因国
家不同有所差异(《弗拉斯卡蒂手册》，2000)。乇伟光(2003)为使R&D与广义
的技术创新得以整合，提出R&D活动包括五种类型：①基础研究，它与新理论的
发现与检验相关联，其目的是发现新知识而不足立即应用新知识；②战略研究，
是指应用前景虽不明显但还是可预知其预期效果的研究；③应用研究，是基础研
究、战略研究成果的商业化，其目的在于获取某种特殊的应用知识；④开发，是
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将“创新原型”应用于市场并在其周围建立生产线的活动，其目的是充分利用新
』“品、新工艺方面的现有生产知识；⑤扩散，指创新通过市场或非市场的渠道存
产业内、产业问及国家间的传播。本文认为，这样进行分类是合理和可行的。
2．2经济增长理论
经济增长理论是用来分析阐述和解析哪些因素影响经济增长及各凶素如何
对经济增长产牛影响的经济理论。自亚当·斯密、大卫·李嘉图的早期著作发表
以来，经济增长理论一直成为经济学主要议题之一。20世纪40年代前后，哈罗
德(Harrod)和多马(Domer)从凯恩斯(Keynes)的理论框架出发，各自独立
地构造了考察经济增长的理论模型。20世纪50、60年代，索洛(Solow)、斯旺
(Swan)等人取消了哈罗德和多马资本积累型增长模型刚性要素搭配比例的限
制，代之以要素问完全可替代的总量生产函数，从而创立了新古典增长理论。但
视技术为外生、以收益递减为基本前提的新古典增长理论难以就经济的长期持续
增长给出一致的、富有说服力的解释，得出的结论也与增长现实彳i符。因而，20
世纪80年代中期，罗默、卢帚斯等经济学家，将知识和人力资本引入了经济增
长模型，提出了以内生技术变化为核心的新增长理论。该理论自产生以来，迅速
成为理论界关注的焦点，并对世界经济增长产牛了重要影响。
2．2．1 物质资本是唯一决定要素：哈罗德一多马模型
哈罗德在1939年发表了《论动态理论》一文，试图把凯恩斯的短期比较静
态均衡分析长期化和动态化。随后，1948年出版的《动态经济学导论》，则系统
地提出A己的动态均衡的经济增长理论。存同‘时期，美国经济学家多马于1944
年也发表了有相同思想的论文《“债务负担”与国民收入》，以及次年的《资本扩
大、增长率与就业》、《扩张与就业》等论文。由于两者的增长模型基本一致，因
而把他们的增长理论统称为哈罗德一多马增长模型。需要指出的是哈罗德一多马
模型中所指的资本仅为物质资本。
哈罗德一多马模型的假设：经济巾生产任何已知的国民产出Y都需要唯一
确定的资本量K和劳动量L。生产技术系数是固定的，资本与劳动之间没有替代
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性；储蓄S与国民收入Y之间旱一种简单的比例关系；劳动力L被假定在4i变的
外生率n下增长；经济中不存在任何的技术进步，并对资本存量K不予折lLj，资
本存量的变动等于新增投资。
模型中，变量储蓄和投资与当年收入相关，内生于经济系统，且两者的关系
由凯恩斯投资与储蓄的恒等关系给出。经过简单推导可得经济增长的基本方程
● ●
式：G=Y／F=-K／Z=s／v。哈罗德认为，要保持两要素都充分利用，则有保证的增
长率和自然增长率必须相等。即：s／v=n。
由于哈罗德一多马模型没有考虑技术因素对经济增长的作用，且采用资本一
劳动比例固定的生产函数，在一系列理想化的假设下，得出经济增长由储蓄率S
和资本产出比v两个变量来决定，而且还假定v不变，因此，在哈罗德一多马模
型中，资本的作用被提到十分突出的地位，它是经济增长巾的唯一决定性因素。
由于不合理的理想假设，所建立的均衡增长途径才会像“刃锋”一样狭窄。其实
只要放松其模型中资本与劳动比例固定的假设，“刃锋”式增长轨道就可大大改
善。
2．2．2外生技术起决定作用：新古典增长理论及简评
为了克服哈罗德一多马经济增长模型的不稳定性，1956年美国经济学家索
洛和英国经济学家斯旺分别提出了大体相同的非古典经济增长理论模型。由于这
一模型以完全竞争的市场为对象，认为资本(新古典增长理论中所指的资本均为
物质资本，下同)和劳动可以相互替代，价格的调节能自动地使任何不均衡达到
均衡，因此被称为新古典经济增长模型。索洛一斯旺的新古典增长模型后经卡斯
(Cass，1965)和科普曼斯(Koopmans，1965)在分析技术上进行改进，使增长理
论的逻辑结构更加严密。
2．2．2．1新古典增长理论分析框架
新古典增长理论假设生产要素为资本K和劳动力L，生产函数为：Y AF(K，
L)，式中Y、A分别代表产出与技术，其中生产要素K和L可以平滑替代，生产
要素K和L的边际产出大于零且递减；规模收益不变，即生产函数有一次齐次性；
资本存董并不折旧，净投资就是一定时刻资本存量的增量；人口是一个外生变量，
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按固定比率13．增长。
对生产：函数Y=AF(K，I．)进行数学变换后有：
AY／Y=ⅡAK／K+B△L／L+AA／A
其中：n、B分别为牛产中资本和劳动力对经济增长的贡献率。
这里技术进步率A A／A被称为全要素生产率的增长，是在所有投入不变的情
况下作为技术改进的结果而导致的产出增加的幅度。
2．2．2．2索洛一斯旺模型
技术小变条件下的索洛一斯旺模型是最为简明的新古典增长模型，后来的增
长模型大多是以此为基础，对某些假设条件作些修正而加以扩展形成的。此时，
生产函数可表述为：
Y=F(K，L)
技术不变条件下的索洛一斯旺模型为：；=sf(k)nk
在考虑技术进步的因素时[技术进步因素独立于模型中的其他变量，且仅仅
是时问的函数，其内涵被定义为来源于产品及装备水平的提高、工岂改进、劳动
者素质与管理决策水平提高。技术进步的形式是哈罗德中性技术进步(资本一，“
出比率不变)]，生产函数形式为：
Y=F[K，A(t)L] A表示技术因子，假设技术进步率为一个固定常数口
技术进步条件下的索洛一斯旺模型为： k=sf(k)一(n+a)k
该模型表明，当经济存在哈罗德中性的外生技术进步并达到平衡增长时，总
产出增长率、资本增长率等于技术进步率与劳动力增长率之和；人均产出、资本
一劳动比率以相同速度增长，增长率等于技术进步率；人均收入的增长率等于技
术进步率，这表明人均收入增长完全是由外生的技术进步引起的。
2．2．2．3索洛一斯旺模型的修正一一卡斯一科普曼斯增长模型
在索洛一斯旺模型中，假设储蓄率S是外生的，且固定不变，即储蓄被认为
是现期收入的一个固定份额。但是由于经济增长理论考察的是经济系统的长期行
为，期间储蓄率就不可能一直保持不变。事实上，影响储蓄的因素是多方面的，
包括收入、财富、利息以及人们对现期消费和未来消费的偏好等因素。鉴于此，
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卡斯(1965)和科普曼斯(1965)两位经济学家将拉姆塞(Ramsey，1928)关于
消费者行为的跨时选择模型与索洛一斯旺模型结合，在经济增长模型中将储蓄内
生化，构建了卡斯一科普曼斯增长模型。
卡斯一科普曼斯增长模型的结论是经济增长率与技术进步率成正比，与劳动
产出份额成反比，而与时间偏好率及风险厌恶程度都无关。较低的时间偏好率或
较低的风险厌恶程度将使储蓄率较高，较高的储蓄率将使产出水平提高，但并不
影响经济增长率。因此，修正的新占典增长模型与索洛模型的结论基本上是一致
的。
2．2．2．4新古典增长理论简评
新古典增长模型放弃了固定技术系数生产函数，改用要素之间可彼此平滑替
代的新古典生产由自数。在技术系数可变的条件下，资本和劳动有随时问推移向均
衡增长率自动调整的倾向，从而使增长路径具有内在稳定性。同时，新古典增长
理论强调技术进步是人均收入增长的源泉。该理论认为，投资持续增长本身并不
能导致经济的长期增长。随着资本量的增加，每年必须用更多的投资装备新工人，
凶此，投资增量不变。在资本收益递减的假设下，人均产出会收敛于一个稳定状
态的水平，如果没有外生技术进步，经济将趋于停止。只有在技术进步的条件下，
人均收入的增长率等于技术进步率。
但是在新古典增长理论中，一方面把技术进步看作是经济增长的主要动力，
从长期增长来看，可称之为唯一动力；另一方面又将技术进步视为无成本、偶然
的、从天而降的外生因素。在用资本和劳动无法全部解释产出增长的全部原因时，
技术进步作为一个“增长的残值”的熏要性显现出来。另外，新古典增长理论中
要求外生的技术进步必须是哈罗德中性意义上的，否则就无法得出经济处于平衡
增长路径的结论，大大限制了新古典增长理论的解释力和适用性。
2．2．3物质资本积累决定技术进步：阿罗模型
阿罗模型是阿罗(Arrow)在1962建立的。阿罗不认同新古典增氏理论将技
术看成外生变量的观点，他借鉴了卡尔多(Kaldor，N，1957)将技术进步视为由
物质资本积累决定的观点。阿罗认为技术进步或生产率提高是物质资木积累的副
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产品，也就是说，新投资具有溢出效应。不仅进行投资的J。商可以通过积累生产
经验而提高其生J“率，其他厂商也叮以通过“学习”而提高他们的牛产率。阿罗
将技术进步看成由经济系统(这里指投资)决定的内生变量。阿罗模型原型比较
复杂，经过简化后的阿罗模型的总量生产函数可以写成：
Y=F(K，AL)
式中知识存量A=K’，v<1。知识是投资的副产品。整个经济表现为规模
收益递增，而每个J|商的规模收益不变(厂商将知识存量K。看作是给定的)。假
定人口增长率为rl，经济将沿着一条平衡增长路径增长，总产出和物质资本的增
长率都是n／(1一v)，人均产出增长率为v n／(1一v)。
如果我们把技术进步理解为知识存量的增加(按阿罗假定)，则由关系式
A-K。经过简单变换可得：A=vK”1 k，即
● ． ．
A／A=v K”1 K／A=v K／K
从而，我们可以得出如下结论：在阿罗模型中，技术进步率是物质资本增长
率的函数，技术进步率正比例与物质资本增长率。
2．2．4宇泽最优技术变化模型
宇泽弘文1965年在《经济增长总量模型中的最优技术变化》一文中，运用
两部门模型结构，描述了一个人力资本和物质资本都能生产的最优增长模型。他
在新占典增长模型的基础上引入了教育部门。宇泽假定，社会除了生产部门之外
还存在非生产的教育部门。社会将一定的资源配置丁教育部门，则会产生新知识
(人力资本)，而新知识会提高生产率并被其他部门零成本获取，进而提高生产部
门的产出。该模型的核心是其技术进步方程式：
4=G(A，L。)
它表明技术进步变化率4取决于现有技术水平A和教育部门的劳动力L：。在此基
础上，宇泽进一步推演出其生产函数方程式：
Y=F(K，A L，)
式中L，为生产部门的劳动力配置。这一生产函数表明，产出是有形要素和技术
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进步的函数。
宇泽模型为解释内生技术变化提供r一个可能的尝试，这种尝试后来成为卢
卡斯人力资本知识积累模型和罗默知识积累模型的重要理论基础。宇泽模型的基
本思路在于技术变化源丁专门生产思想的教育部门。在宇泽模型中，无须外在的
“增长发动机”，仪由人力资本的积累就能导致人均收入的持续增长。
模型
2．2．5物质资本、人力资本与技术进步及经济增长：AK类增长
2．2．5．1 AK模型
与哈罗德一多马模型中的资本概念仅指物质资本，得出物质资本是决定经济
增长的唯一要素结论不同，AK模型虽然也认为经济增长单纯地取决于资本积累，
撇开了技术进步因素对经济的作用。但AK模型中所指的资本包括物质资本和人
力资本。AK模型的生产函数采用最简单的线性形式为：Y=AI(，其中A为TF常数，
它可以反映技术进步参数，也可以表示资本的边际收益；K不仅包括物质资本、
还包括人力资本，这两类资本之间具有完全替代性。由于产出是资本的线性函数，
资本的边际收益不变(对于资本的边际收益不变，AK模型的解释是人力资本的
效率提高抵消了追加的物质资本效率的下降，因此与物质资本的边际收益递减规
律并不矛盾)，凶此不需要假定经济中存在外生技术进步或内生技术进步，用资
本积累就可以解释人均J“出的持续增长。
将AK模型的生产函数两边同时除以L得：y：Y／L=AK／L=Ak，带入索洛模型
的人均资本增长公式，得到Al(模型的人均资本增长公式：
后／k=sF(k)／k一(rl+口)=sA一(1"1--口)
经济增长率Y，=Y／y=(Ak)／(Ak)=七／k=sA一(n+口)
AK模型说明经济可以在没有技术进步，外生参数不变的情况下，实现经济
增长，且经济的增长率取决于储蓄率和人口增长率。同时，技术水平(A)的提
高可以提高经济的长期增长。
2．2．5．2 雷贝洛模型及物质资本与人力资本的有效率比例
浙江人学博士学位论文广义资本投入与挫术创新能力相关关系研究
在AK模型中，虽然认为决定经济增长的资本K总体卜包含了物质资本和人
力资本，但没有对物质资本和人力资本在经济增氏中的不同作用加以具体的区分
和分析。为此，不少经济学家提出了各自的理论模型来对此进行完善，如琼斯一
真野惠里(Jone and Manuelli，1990)模型，拉德龙(Ladron de Guevara et
al，1997)模型等。其中雷贝洛(Rebelo，1991)模型足最有代表性的理论模型之
与AK模型的观点。致，雷贝洛也认为资本积累决定经济的内生增长。雷贝
洛基本模型是一个两部门模型，资本品部门与消费品部门拥有不同的生产技术，
投资具有不町逆性。假定经济中存在两类生产要素：可再生要素K．可以不断积
累，不可再生要素T在每期用于生产的量是固定的。经济中有两个生产部门：资
本品部门和消费品部门，资本品部门用其资奉存量的(1一中。)生产投资品I。。
假定资本品部门的生产函数具有线性形式：L_A·K。(卜巾。)；消费品部门联合
使用其余的资本品和不可再生要素生，“消费品C。，消费品部门的生产函数是柯布
一道格拉斯型的：c。=B(Kt巾。)。T1。。；所有商品市场和要素市场均为现货市场，
信贷市场足一期的。竞争性均衡问题，uJ‘以描述为：厂商作出生产决策以使其利润
最大化；家庭将生产要素租借给』J商，家庭在一定的预算约束下选择消费量以使
其效用函数最大化。当厂商实现最大利润时，最后一单位资本品用于生产消费品
或资本品的边际价值足相等的。资本折『U率为6。
通过推导可以得到资本的稳定增长率等于经济的均衡增长率：
gk=g。=(A一6一p)／[1一Ⅱ(1—0)]
将雷儿洛模型中的资本品概念扩展为包括物质资本和人力资本，得到包含物
质资本K和人力资本H的雷贝洛模型。假定消费品与物质资本品由同一部门生产，
该部门的生产函数假定是柯布一道格拉斯型的，o。比例的物质资本与Nt·Ht单
位的有效劳动结合起来生产消费品和投资品，N。是工人的非闲暇时间中用于生产
的物质资本的比例；人力资本是用其余的物质资本K(卜中。)及其余的人力资
本(卜1．一N。)·tt。生产出来的，其中L代表闲暇时间所占的比例。则消费品与物
质资本品部门的生产函数是：c—I。=B(k中。)1。4(N。·H。)4； 人力资本部门
的生广：函数是：H-A·[K。(1一m：)]1。9·[(卜l。一N。)·H。]L 8 H。。
静态意义上的有效的生产决策要求两个生产部门的物质资本和有效劳动得
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到最优配置，这要求物质资本的边际产品和人力资本的边际产品在两个生产部门
都相等。动态意义上的有效的生产：决策涉及物质资本与人力资本的投资决策，即
物质资本的积累最终必须使物质资本的边际产品等于其投资成本。
根据静态有效条件叮得：
(ⅡK：由。)／[(1 d)N。·H。]=13(1中。)K。／[(1—8)(1一L—N。)H。]
根据动态有效条件可得：
(1一d)B[(K。中。)／(N。·H。)]一4=13 A([K。(1一中。)]／[(1一L—N。)H。])’。·(1一I．)
最后得到经济的稳定增长率为：
gy=Ⅲax([1lr·B。·A’7·(1一L)’7—6一p]／Ⅱ一5) 其中1lr是关于a年n B
的正值函数，Y=(1一B)／(1 13+Ⅱ)
雷贝洛的扩展模型表明，经济的均衡增长率同时取决于消费品物质资本部门
的生产技术参数B和人力资本部门的生产技术参数A，还与国民总工作时间呈正
相关。
另外，雷贝洛的扩展模型隐含着在经济稳定增长时，稳定增长路径上物质资
本与人力资本的有一最佳比例m，m=K。／H。。如果两类资本初始存量的比率小等于
m，则在一段时问内物质资本与人力资本将以不固定的比率增长，直到二者的比
率达到m时，渐进动态过程才告结束。也即，如果将广义资本(K。+Ht)看成是有
物质资本K。和人力资本H。两部分组成的话，广义资本的有效率构成应该为：
K。：H。=珊：l 或K。=m(K。+H。)／(1+Ⅲ)；H。=(K。+H。)／(1+m)
2．2．5．3卢卡斯人力资本积累增长理论
卢卡斯在1988年发表的《论经济发展的机制》一文中，完整地阐述了其人
力资本积累增长模型。卢卡斯将人力资本引入索洛模型，视其为索洛模型中“技
术进步”的另一种增长动力形式，视人力资本积累为经济长期增长的决定性因素，
并使之内生化。人力资本的积累IU‘以通过两种方式来进行：一是通过脱离生产的
正规、非正规学校教育，使经济活动中每个人的智力和技能得以提高，从而提高
工人的劳动生产率(这类似于舒尔茨的人力资本观点)；二是通过生产中的边干
边学、1：作中的实际训练和经验积累，也能增加人力资本(这类似于阿罗1962
年提出的边干边学模型)。
卢卡斯模型(I)是舒尔茨型人力资本增长理论。卢卡斯分析阐述了物质资
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本(K)和人力资本(H)作为生产要素对经济增长的贡献。卢卡斯假设，竞争性
市场的封闭经济体系中存在两个部门：普通产品生产部门和人力资本生产部门
(教育部|’J)；技术进步是由于厂商的人力资本投资具有外部性，冈此技术水平
就表述为全部厂商的人力资本总和的函数；普通产品的生，“函数为柯布一道格拉
斯函数形式，其规模收益不变。
若某个封闭的经济系统中有N个1：人，每个工人的技术水平为h，技术水平
为h的工人非闲暇时间投入生产的份额是11(h)，平均的人力资本记为ha(t)，普
通产品的生产’函数为柯布一道格拉斯函数形式即：Y=AK 9(t)[u(t)h(t)N(t)]1-。
ha，(t)
根据国民收入均衡条件：投资=产出消费，得到实物资本增长模型
K(t)=AK4(f)【“(f)^(f)Ⅳ(f)]l,e ha7(t)一N(t)c(t)
式中立(t)为t期净投资，h1-∥(t)为人力资本内部效应，ha7(t)是人力资
本外部效应，c(t)为人均消费，技术水平A被设为常数。
卢}斯认为，人力资本积累不同于物质资本积累。人力资本的积累取决于两
个因素，一是人力资本的水平，人力资本积累的收益率是递减的。二是时间投入
量卜u(L)，人力资本积累是[卜u(t)]的增函数，h(t)=蟛t1G[1一“(f)]，o<￡≤l。
式中G(·)是增函数，卢卡斯为简便起见，取e=1，G[卜u(t)]=6·[卜u(t)]，
得：
h(t)=办0)·6·[1一甜(f)]
技术进步的方程为：h(t)／h(t)=5．[1一“(f)】
卢卡斯经过分析推导，最后得出均衡增长路径时的人力资本增长率
v=(1一／7)(6一p+”)／[a((1一卢+，)一y)]。即：人力资本增长率随着人力资本投资效率J
的提高而提高，随着贴现率P的增加而降低。
卢卡斯模型(I)的不足之处在于：模型中普通产品生产的资本收益(包括
人力资本和物质资本)不变的假定过于严格，有“锋刃路径”的性质，削弱了
该模型的解释力；另外，在模型中，人力资本仅是单个个人不经意地在学习和工
作中积累的知识，没有提示出技术进步的主要来源是研究和开发部门，且人力资
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本无法测度，造成人力资本对经济增长影响的定量分析的困难。
卢卡斯模型(儿)是阿罗型专业化人力资本增长理论，卢卡斯认同阿罗(1962)
的观点，即认为技术进步是随着全部资本的增长而增长，也就是说，技术进步也
可通过在工作岗位上积累经验而得到，并用模型强调了外部效应对人力资本积累
的作用。卢卡斯提出，新商品不断被引进，对各商品而言，学习有递减收益，但
正如人力资本在新老家庭成员之间传递一样，老产品中的专业化人力资本也町以
传递给新产品，因此人力资本具有增长发动机性质。
卢卡斯先分析封闭的经济系统的均衡。由于经济系统是封闭的，所以这两种
商品都将被生产，且相对价格取决于平均的人力资本禀赋之比。卢卡斯的结论是：
在封闭经济中，各种产品的人力资本是各自独立增长的。由于学习效应被假设为
外部效应，行为人在决策时并不考虑，因而经济的均衡路径不是最优的。如果考
虑外部学爿效应，假设国际贸易在完全自由的条件下进行，且参与者都是小国(每
个国家都仅是世界价格的接受者，类似于完全竞争条件)，则各国生产其人力资
本投入最适宜生产的商品，而月．在一段时间内，决定一国最初商品组合的比较优
势会随人力资本积累而得到强化。如果所组合的商品替代关系较好，生广：具有高
技术商品的国家将具有较快的增长率，反之亦然。
卢卡斯模型(II)的不足之处在于，它假定在开放的经济系统中，各国间只
存在着物质资本的贸易，而没有人力资本积累的相互交流和影响。也就是说任何
一个国家的人力资本积累与其他国家的人力资本水平没有关系，这并彳i符合现
实。而事实上， ‘个地方开发出来的新设计(思想)会四处扩散，任何一国的人
力资本增长率受世界其他国家的人力资本水平的影响。
2．2．6 R&D投入决定技术进步与经济增长：R&D类经济增长模型
AI(类经济增长模型并没有解释技术的生产在经济增长过程的牵引作用，在
一定程度上忽视了技术进步，这被视为是该经济增长理论的缺陷。罗默(1990)、
6rossman and Helpman(1991)、和Aghion and Howitt(1992)，通过对企业的
R&D活动的研究，建立了R&D类经济增长模型，得出企业的R&D活动是技术进步、
经济增长的源泉的结论。
R&D类经济增长模型的理论核心可以通过一个简化的总量模型来表述
26
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Y=K。(AL，)1“
●
A=AL^
其中，Y、K分别是产出和资本存量，劳动力I。=L，+LA，A通常被解释为技术
进步和知识，在罗默模型中是中间投入品的数量，在Grossman and Helpman模
型中是中间品的质量。
2．2．6．1罗默(1 990)模型
在R&D类经济增长模型中，最有代表性的是罗默(1990)模型。罗默在1990
年的论文《内生的技术变化》中构造了‘个完整的用内生技术变化解释经济增长
的理论模型。在罗默模型(1990)(以下同)中，有四个生产要素，即：①资本；
②非技术劳动力；③人力资本(正规教育和在职培训这样活动的累积效应)；④
非竞争性知识存量(可按专利数量衡量)。技术进步主要是人们因应市场刺激而
采取的有目的行动的产物，且技术的全面增加是与人们对其贡献的资源成比例
的；知识或技术是非竞争性产品，具有外溢效应，知识-旦被发现，凶其公共产
品性质，供给其他使用者知识的边际成本为零；经济中有三个部门：研究开发部
门，中间产品部门和最终产品部门，三者的关系见F表。
表2 2 罗默模型(1990)经济部门
部门投入产出
研究开发部门人力资本、现有知识存量新设计或知识品
中间产品部门新设计或知识品，已有的产出耐用资本品
摄终产品部门劳动力、人力资奉、耐用资本品消费品
罗默模型的最终产品部门的生产函数采用扩展的柯布一道格拉斯生产函数
形式；中问产品部门为垄断竞争市场结构；假定研究开发部门生产的新知识4与
投入的人力资本H^与知识存量A分别是线性的，得出：A=JH。(L)A(t)，占>0。
其中占为生产率参数。
该式表明，投入到研究开发的人力资本越多，设计的知识存量越大，研究开
发部门的劳动生产率增K=越快，产出水平越高。这里定义的知识会以两种不同的
方式进入牛产：一是新设计使可用来生产产出的新产品的生产成为可能；二是新
设计还会提高知识存量，并进而提高研究开发部门人力资本的生产率。
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在罗默模型中，由于新设计或知识品(技术创新)只有研究开发部门牛产，
则知识存量A(t)=140瑚，根据A(t)=占H^(t)A(t)，可推导出A(t)=f[H^(t)]，
即从长期来看，知识和技术创新是研发部门人力资本的函数。
岁默模型确定经济均衡增长率为：
g：里：兰：墨一A 5H。：5H一竺。r
C Y K A
“ (1 a一∥)(口+∥)J
式中H。、H、占、a、B、r、C分别是研发部门的人力资本、社会总人力资
本、生产率参数、最终产品部门的生产函数中人力资本产出弹性、最终产品部门
的生产函数中劳动力产‘出弹性、资本收益率、最终产品部门消费品。
罗默模型将专业化与知识积累联系起来，在垄断竞争条件下考察了技术、人
力资本对经济增长的影响，揭示了内生技术变化促进经济增长的机制：源于人们
有意识投资的技术变化，是由研究丌发部门生产的，并以两种不同方式进入生产。
它首先用于中间产品生产，并进而通过中间产品数量和种类的不断扩大提高最终
产品产出；其次它会增加知识存量，通过外部效应提高研究开发部门的人力资本
生产率。通过这两种传导机制，经济就可以实现长期增长。但该模型也存在一些
理论缺陷，如：该模型假定各种资本品间的关系是可加可分的，它们之间没有替
代关系，也不存在互补关系，这与现实彳i符；该模型假定知识对于研究开发部门
而言可以免费利用，是完全非排他的；而对于中间产品部门而言需要购买新知识，
是完全排他的。这意味着该假定存在逻辑上的矛盾。
2．2．6．2 四部门的封闭分散经济系统的经济增长理论模型
我国学者杨立岩、潘慧峰(2003)针对新增长理论中的技术实际上足指应用
技术，而没有考虑基础科学知识，提出了包括最终产品部门、资本设备生产部门、
应用技术部门和基础研究部门四个部门的封闭分散经济系统的经济增长理论模
型。整个经济体系的运作过程如下：在基础研究部门中，一部分研究人员(Hs)
从事基础科学知识的研究；在基础研究部『J研究成果(As)的基础上，另一部分
研究人员(H。)从事应用技术的开发，即开发新的资本设备品种，或资本设备的
设计方案，然后将该设计方案注册为永久性专利(AT)；从事应用技术开发的研
究人员将其新开发的资本设备设计方案出售给下游的资本设备生产商；资本设备
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生产商使用购买来的资本设备设计方案生产新的资本设备，然后将新生产：出来的
资本设备再出租给其F游的最终产品生产商；最终产品生产商使用其租来的新的
资本设备，同时雇佣一定量的非熟练工人(L)生产最终产品(Y)。
在该模型中，最终产品部门的总量生产函数为：Y=L“f1 x。1。di，其中，
0<a<1，x。表示第i种资本设备的数量。
资本设备生产部门的资本存量为：K=Txidi=j『7；di=～；
结合上式，可得：Y=L。rTz．1～di：L oA，X一=(ATL)。K1Ⅱ
应用技术生产部门的生产函数是根据琼斯(Jones，1995)对罗默(1990))
模型的改进而设定的：AT_万HrAT“As*h，。1，其中，8>0，o<^≤l，ip-<l，巾>0，
h，是一个反映外部性的变量，在均衡时hf=H，。J体现了研究人员的生产率，J越
大，牛产率越高；九<l(从而^1<0)说明由于研究人员重复劳动所带来的生
产率的降低。从而平衡增艮路径上有经济增长率等于技术进步率，且为：
g=4。／A。=JHTA，”‘As*h，卜1一甑；=[(1『Ilr)／巾]g
基础研究部门的生J“函数设定为：A产0 Hsl As‘AT 8，取系数rl=1，‘=1，
e=O，则上式简化为：A。=0 HsAs，得出基础科学知识的增长率为：
甑产A s／As=o Hs
由此，得至0：g=[巾／(1 iii)]gas=[巾0／(1—1lr)]Hs
该四部门经济增长理论模型的经济增长机制为：基础研究一应用研究一技术
进步一经济增长，即：从事基础研究的人力资本存量决定了基础科学知识的增长
率，而基础科学知识存量和从事应用研究的人力资本存量共同决定了应用技术的
增长率，应用技术又依照新增长理论刻画的方式影响经济的增长。整个经济的长
远增长率(包括技术进步率)会依赖于基础科学知识的增长率，而基础科学知识
的增长又是由经济体中的人力资本存量决定的。
2．2．7新增长理论综述与简评
新增长理论将知识和人力资本冈素纳入经济增长模型，突破了传统经济理论
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关于要素收益递减的假定，为经济持续增长找到了源泉和动力。新增长理论能够
较好地解释一些经济增艮事实。尽管几乎所有的新增长理论模型都采用了极其抽
象的表述形式，对经济现实作了人量简化，但该理论仍然具有相当的解释力。新
增长理论认为一个围家的经济增长丰要取决于它的知识积累、技术进步和人力资
本水平，知识、技术和人力资本水甲高的国家其经济增长率和收入水甲就高。同
时，新增K理论为政府制定维持长期增长的经济政策提供了理论依据，提出政府
应着力于能促进发展新技术的各种政策，如支持教育、刺激对物质资本的投资、
保护知识产权、支持研究与开发：【：作、实行有利于新思想形成并在世界范围内传
递的贸易政策，以及避免政府对市场的扭曲等。
但新增长理论仍然是以固定要素替代弹性生产函数和柯布一道格拉斯生产
函数为基础，并没有在生产理论上取得突破，因而新增长理论在生产：理论上与新
古典增长理论没有本质的区别。同时，大多数新增长模型都隐含地假定经济制度
是外生的，如罗默等人认为，知识的外部性不能被内部化，制度创新对于解决知
识外部性问题不起作用等，也被认为是新增长理论的重大理论缺陷。
另外，新增长理论只研究资本、技术等要素与经济增长之间的关系，没有深
入分析研究资本与技术等要素之间的内在联系，也是该理论存在的不足之处。
2．3技术创新理论
2。3．1 技术创新概念的界定
2．3．1．1技术
技术一词最早源于希腊文“Technikos”，原指个人的技能和技艺。英语中技
术是“Technology”，意为：“①工艺的科研与应用和应用科学(如工程技术)，
工艺学，_T程学；②(工业等方面的)技术应用”(《牛津高级英汉双解词典》，
1997)。国内外众多学者和机构曾给技术下过各种定义，有代表性的包括：曾德
聪提出的“技术是为社会生产、社会生活、科学实验、科学管理和提供服务等目
的需要的，存生产活动、社会实践和科学实验中形成和发展起来的各种知识、方
法、手段、工艺、技能、诀窍、工具、设备和规则等的体系”(曾德聪、仲长荣，
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1997)。韦氏字典对技术的定义有以下几方面：①知识的一个分支，涉及行业技
巧、应用科学或工程；③艺术或科学的术语；③一个工艺程序、发明、方法或‘
个社会团体提供文明所需的物质的方法。这罩，技术这个训的含义比较广泛，涵
盖了从“产品”到科学和工程的各种方法，其中知识是技术的核心，即技术进步
的关键在于人们创造的知识的进步。“技术是由一系列的科学设计和实践构成的，
是一种共性知识的集合体，这些共性知识包括理解世界运作的规律，影响绩效的
关键变量，目前限制因素的性质，以及克服障碍的远景方法”(Nelson，1992)。
“技术在本质卜-是人与自然、社会之间进行物质、能量和信息变换的‘媒介’，
是变天然自然为人工自然，以及实现对社会埘节控制的手段”(严基河，1997)。
李平认为，技术虑体现技术的某些性质：成熟、动态、相对重要(基础、增殖、
分支、重大改进)、环境特性、要素替代性、规模性、可获得性、复杂性、L}|枢
性、生产连续性、工程·U‘逆性以及工序或产品、厂}苛4寺性等，技术是“人们利用
各种稀有资源、从事各类经济活动的有效手段，其外延包括产品、工序、人力和
组织等各个方面”(李平，1999)。
本文认同曾德聪、仲长荣(1997)对技术所下的定义。技术的含义广泛，涵
盖技术产牛、技术运用与技术发展过程中的“各种知识、方法、手段、工艺、技
能、诀窍、工具、设备和规则等的体系”，其中知识是技术的核心。
2．3．1．2技术创新
创新最初在拉丁文巾被写成innovare，意思是“更新、创造或改变”。有
关创新的思想可以追溯到罗马帝国。在早期的法国、英国和殖民地时期的美国都
发现了讨论创新的文章。
“创新”作为经济学概念是约瑟夫·熊彼特(Joseph Schumpeter)在1912
年出版的《经济发展理论》一书中首次提出的。并在1939年他的《经济周期》
一书中进一步完善。按照熊彼特的定义，“创新”是指“新的生产函数的建市”，
即“企业家对生产要素的新的组合”。他说：“⋯⋯在谈到‘创新’这个名词时所
涉及的是这样一些例予，如已存使用中的商品在生产过程的技术变革，新市场的
开发和新资源的供应，泰勒制，原料处理的改善，建立像百货公司那样新型的商
业组织。筒言之，经济生活领域切‘不同于以往的工作方式’都包括在内_r”。
“创新与发明1i是同义语”、“创新可能与所说的发明完全无关；发明不一定引出
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创新，发明本身可以毫无经济效果”(Joseph Schumpeter，1939，p59)。他将创新
概括为五个方面：生产新的产品；引入新的生产方法、工艺流程；开辟新的市场；
开拓原材料的新供应源；采用新的组织方法。熊彼特认为创新实际上是在经济系
统中引入新的生产函数，原来的成本曲线因此而不断更新。经济的变革，诸如成
本的降低、经济均衡的打破、残酷的竞争，以及经济周期本身，都应主要地归因
于创新。熊彼特创新概念的含义是相当广泛的，它包含了一切可提高资源配置效
率的创新活动，这些活动可能与技术直接相关，也可能与技术不直接相关。不过，
与技术直接相关的创新即开发新产品和采用新技术是熊彼特创新思想的主要内
容。
现代技术创新理论正是在熊彼特创新理论的基础上衍生和发展起来的。在此
后的技术创新研究热潮中，国内外专家、学者以及相关研究机构对技术创新的概
念有着不同的理解和认识，迄今为止，尚未形成‘个严格的、统一的定义。
20世纪50年代初，索洛(S．C．Solo)对技术创新理论重新进行了比较全面的研
究。他在《在资本化过程中的创新：对熊彼特理论的评论》一文中首次提出技术
创新成立的两个条件，即新思想来源和以后阶段的实现发展。1962年，伊诺思
(J．L．Enos)在其《石油加工业中的发明与创新》一文中首次从行为集合角度来
直接明确地对技术创新下定义：“技术创新是几种行为综合的结果，这些行为包
括发明的选择、资本投入保证、组织建立、制定计划、招用工人和开辟市场等”。
林恩(G．Lynn)则从创新时序过程角度来定义技术创新。他认为技术创新是“始
丁对技术的商业潜力的认识而终于将其完全转化为商业化产品的整个行为过
程”。曼斯费尔德(M．Mansfield)研究的对象主要侧重于产品创新，其定义也只
限定在产品创新卜。他认为，产品创新是从企业对新产品的构思开始，以新产品
的销售和交货为终结的探索性活动。厄特巴克(J．M．Utterback)在1974年发表
的《产业创新与技术扩散》中认为“与发明或技术样品相区别，创新就是技术的
实际采用或首次应用”。弗里曼(c．Freeman)更多地从经济角度来考察创新，他
认为，技术创新在经济学上的意义只是包括新产品、新过程、新系统和新装备等
形式在内的技术向商业化实现的首次转化，即，“技术创新是技术的、工艺的和
商业化的全过程，其导致新产品的市场实现和新技术工艺与装备的商业化应用”
(C．Freeman，1982)。英国经济学家斯通曼(P．Stoneman，1983)认为，技术创
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新是首次将科学发明输入生产系统，并通过研究开发努力形成商业交易的完整过
程。
美国堪萨斯大学经济学教授V．K．Narayanan(2001)在分析熊彼特的“发明”
与“创新”的概念后认为，“发明指现存知识的新组合，而创新是一个更复杂的
概念。如果一个企、Ik生产出种新的产品或服务，应用了一种新的系统或程序，
那么它就产生了一项创新。从这个角度上来说，发明是创新过程的一部分。创新
同时包括：①对企业和经济环境都是新颖的技术变化(例如苹果公司生产的个人
计算机)；②扩散到经济生活中并被企业所采用的变化(例如计算机被打印公司
采用来提供排版服务，或被企业用来控制合成纤维的制造)。以上这两种都是企
业解决问题的方法。⋯⋯我们将用创新这个词来表示技术管理所必须面对的问
题，⋯⋯为了明确起见，我们使用下面的定义：创新指在技术机会或顾客需求驱
动下，获得可行的技术解决方法的产出和过程。”
缪尔塞(R．Mueser)在20世纪80年代中期对几}’年来的技术创新概念和定义
作了较系统的整理分析。他搜集了300余篇相关论文，发现大部分论文的技术创
新定义可以表述为：当一种新思想和非连续性的技术活动，经过一段时问后，发
展到实际和成功应用的程序，就是技术创新。由此，缪尔塞将技术创新重新定义
为：技术创新是以其构思新颖性和成功实现为特征的有意义的非连续性事件。这
一定义包含了技术创新构成的二个条件：一是要有技术、知识、产品、方法、程
序等方面的创新，：是这种创新的最终成果要应用于经济领域，并产生经济效果。
这一定义比较简练准确地反映了技术创新的本质。
我国学者对于创新的研究大约开始于20世纪80年代，绝大多数学者的研究
重点是技术创新。清华大学学者傅家骥等人研究撰写的《大中型企业技术创新》
一书，是我国经济学界系统论述技术创新机制、过程与政策的第一部专著。傅家
骥认为技术创新的概念有广义与狭义之分，狭义的技术创新是指企业家抓住市场
潜在的盈利机会，重新组合生产条件、要素和组织，建立效能更强、效率更高和
生产费用更低的牛产经营系统的活动过程。而在把握这种技术创新的过程机制，
制定J卜确的创新规划和政策时，这种狭义的理解是不够的。从而，他认为还应从
广义的意义上来理解技术创新的涵义。广义的技术创新是指从“研究开发(R＆D)
一狭义技术创新一创新扩散”全过程，“技术创新是企业家抓住市场的潜在盈利
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机会，以获取商业利益为目标，重新组织生产条件和要素，建立起效能更强、效
率更高和费用更低的生产经营系统，从而推出新的产品、新的生产(工艺)方法、
开辟新的市场、获得新的原材料或半成品供给米源或建立企业的新的组织，它足
包括科技、组织、商业和金融等一系列活动的综合过程”(傅家骥，1998)。他强
调指出：技术创新与发明创造小同，发明是科技行为，而技术创新则是经济行为；
技术创新始于研究开发而终于『订场实现；创新扩散是技术创新社会经济效益的根
本来源。可以说，傅家骥的技术创新定义与缪尔塞的技术创新定义基本相同，只
是前者更为具体一些。
浙江大学许庆瑞教授认为，技术创新泛指一种新的思想的形成到得以利JH}并
生产出满足市场用户需要的产品的整个过程。它不仅包括一项技术创新成果本
身，而且包括成果的推广、扩散和应用过程(许庆瑞，2000)。国家科委科技管
理专家贾蔚文认为，技术创新，包括自某种新设想的提出，经过研究开发或技术
引进、中间试验、产品试制和商业化生产，直到市场销售的全过程(贾蔚文，1999)。
科技管理专家汤世国认为，技术创新是一个典型的融科技与经济为一体的系统概
念，它不仅关注技术的创造性和技术水平的进步，更关注技术在经济活动中的应
用，特别是在市场中取得的成功(汤世国，1994)。中共中央、国务院在《关于
加强技术创新，发展高科技，实现产业化的决定》(1999年8月20日)中，将技术
创新定义为：“是指企业应用创新的知识和新技术、新工艺，采用新的生产方式
和经营管理模式，提高产品质量，并开发生产新的产品，提供新的服务，占据市
场并实现市场价值”。OECD(2000)则从技术的产品创新和技术的工艺创新角度来
定义技术创新。其中，技术的产品创新是指“实现具有改进的性能特征的产品或
商品化，例如，为消费者提供客观上新的或改进的服务”；技术的工艺创新是“实
现或采纳新的或重大改进的生产方法或交付方法，可以涉及诸如设备、人力资源、
工作方式或者它们的组合等变化”。
综上，从困内外研究者有关技术创新的定义来看，主要集中在三个层面上：
‘是强调技术创新的整个过程；二是重视技术创新的成功商业化，尤其是首次商
业化；三是强调技术创新的效应，并特别看重技术创新的经济和社会价值。本文
认为技术创新是一个从新思想的产生，到产品设计、试制、生产、营销和市场化
的一系列活动，也是知识的创造、流通和应用的过程，其实质是新技术的产生和
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商业应用，而管理组织和服务的改善在其中也发挥着重要作用。
2．3．1．3技术进步与技术创新
目前学术界尚未就技术进步与技术创新的关系形成‘致的看法。
V．K．Narayanan(2001)认为技术的进步是i个层次活动的结果：①个人开发只
有他们自己或同事或所在组织才知道的创意、理论或观点。这些隐含知识可能来
源于他们的经验、试验或想像；②通过科学试验过程对隐含知识进行证实和编码
化。在验证过程中，会发现一些隐含知识足有用的，而存在疑点的将被扬弃，还
有一些将等待进一步验证。在编码化过程中，隐含知识被变成可被其他人交流和
理解的书面文字形式。因此，通过科学验证和编码化，知识就可为许多人利用；
③知识投入应用——表现为有形的产品、服务或过程。图2．1说明了这二种层次。
臣互亘圜———叫至巫匦}——一阿甄丽
图2．1技术的进步过程
琼斯(中译本，1999)认为技术进步应该具有三方面的内容：相同投入生产
出更多的产出(或相同产出所需投入较少)；现有产品质量得到改进；以及生产
出全新产品。Rosenberg(1982)将技术进步定义为能增加产量和提高产品质量
的知识。在Metcalfc(1992)看来，技术进步的历史就是一部发明和革新的历
史，其目的在于提供新的无生命的能源，提供控制能源应用的新方法，提供加工
所用的新材料。经济合作与发展组织(OECD)1988年的《科技政策概要》将技
术进步划分为技术的发明、创新和扩散三个主要环节：“技术进步通常被看作是
一个包括三种互相重叠又互相作用的要素的综合过程。第一个要素是发明，即有
关新的或改造的技术的设想，发明的重要来源是科学研究；第二：个要素是创新，
创新是指发明第一次被商业应用；第三个要素是扩散，它指的足创新随后被许多
使用者应用”。这里，作为技术进步过程主要环节的创新，它的本质特征就是把
发明的潜在的和可能的使用价值在经济生产中实现了。创新是技术与经济相瓦作
用的界面，技术通过界面技术进入经济并发生作用。从这个意义上，技术进步涵
盖了技术创新，技术创新是技术进步的重要内容，技术进步在’定程度上是技术
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创新的结果。
国内学者对两者的关系的表述虽各有差异，但大都认同技术进步的含义要广
于技术创新的观点。在于光远(1992)主编的《经济大辞典》中，技术进步是指
“在生产中使用效率更高的劳动手段和先进的工艺方法，以推动社会牛产力不断
发展的运动过程”，它反映了生产力中物质技术基础的改革，是促进经济增长的
主要冈素，其特征是劳动生产率的提高和生产手段的改变；技术创新是指“技术
发展中的渐进性进步，使生产技术的局部改进，如机器设备结构的改革，加工工
艺、操作方法的改革，原材料的节约代用和综合利用”。柳卸林认为技术创新包
括：①产品创新；②过程创新；③扩散。他认为技术进步的含义比技术创新要广，
技术创新的根源是技术进步，是以往各种创新积淀性的经济表现和反映，而技术
进步缺乏对产品创新、过程创新这种行为的强调(柳卸林，1993)。罗国勋(1999)
认为技术进步应该“包括两层涵义：技术演化和技术革命”，其中技术演化与技
术创新的内容相差不多。桑赓陶和郑绍濂认为，经济学家所定义的技术进步概念
不仅和研究与开发、开发成果的商品化有关，而且与技术创新成果的扩散有关(当
然还与其他。些因素有关)。所以，从社会再生产的角度来看，技术进步过程应
把技术创新成果扩散包括在内；即技术进步包括五个阶段：基础研究、应用研究、
技术丌发、丌发成果的商品化(技术创新)、技术创新成果扩散。技术进步的全
过程是在基础研究、应用研究、技术开发的基础上，通过技术开发成果的商业化
和技术创新成果扩散，系统地完善和提高生产诸要素的过程。这个过程的内容包
括上述模型中的五类活动；过程的目的是提高再生产的社会经济效果。他们把技
术创新纳入技术进步的内容之中，技术创新是技术进步的一部分活动(桑赓陶、
郑绍濂，1993)。
本文认为，就技术进步与技术创新的关系而言，}=文所述的国内外大部分学
者对两者关系的分析论述，实际上套用的是广义的技术进步概念与狭义的技术创
新概念。本文对此有不同的看法。本文认为，从技术本身来讲，技术进步有两种
含义：技术知识的进步和技术应用的进步。前者表现为各种技术原理、思想、方
法的不断丰富、完善和更新，后者表现为技术不断转化为社会生产能力和社会生
活条件。所有技术知识的进步都增加了人类改造、利用、控制自然的可能性，即
增加了·U‘能有用的技术储备。技术知识的增长和技术能力的扩大，为提高生产效
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率奠定了基础，是技术系统的潜在效能。这种可能性及可用性扩大的程度标志着
技术进步的大小。而广义技术创新的概念应该是融技术与经济为一体的系统概
念，它包括技术的创造、改进和技术水平的提高以及技术的扩散与技术在市场上
的实现。因此，可以说技术进步是属于技术的范畴，而技术创新既属于技术的范
畴，更属于经济的范畴。技术创新比技术进步内涵更广。
2．3．2熊彼特技术创新理论
熊彼特的创新理论白成体系，他摒弃了新占典丰流经济学静态与比较静态
分析的理论模式，以动态的方法分析经济系统不断变化的存在方式。他认为，现
代经济生活不是均衡和对造成均衡的干扰的适应性调整，而是不断打破旧均衡，
走向新均衡的发展历程。发展从根本上讲，不是基于人口、财富的积累性增加而
造成的规模的扩大，而是经济生活内部孕育本质上的自发性突破。
熊彼特将经济增长分为两种类型：一种是生产要素数量及其产出价值的相应
增加；另一种则是在生产要素实现了“新组合”之后即在“发展”过程中的“增
长”。他认为这两种增长虽然在形式上相近，但性质却不同。前者的经济增长由
投入要素数量的增加而产牛，而后者的经济增长由生产效率的提高来贡献。
在熊彼特看来，技术是外生的经济变量，创新是由企业家活动完成的。企业
家活动的动力来源于对垄断利润或超额利润的追逐，以及超乎利润观的、出于事
业心的“企业家精神”；企业家活动的目标或结果是实现“新组合”或创新。企
业家不同于资本家、股东和技术发明家，资本家和股东是“货币所有人，货币请
求权的所有人⋯⋯物质财富的所有人”(Joseph Schumpeter，1939，p83)；而企
业家则是资本的“使用人”实现生产要素新组合的“首创人”。从职能上米看，
资本家的职能是拥有财富、借出资本来获取利息收入，发明家的职能是创造出‘
种新的技术或生产手段，而企业家的职能是有效地运用资本和技术等生产要素，
“把生产要素组合起来”。“企业家是一种特殊的类型，他们的行为是‘个特殊的
问题，足大量重要现象的动力”(上书，p90 91)，它与资本家和发明家的根本区
别在于他不断地进行创新。
熊彼特指出，企业家职能的实现和企业家精神的发挥是通过创新来进行的，
创新可以充分利用生产要素的作用，提高生产效率，尤其重要的是，创新先发生
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于个别企业，凶而可以产牛垄断利润或超额利润。而利润和垄断利润的出现，打
破了经济生活的“循环流转”，使静态的经济变成动态的经济，使简单再生产的
静态均衡变成为动态均衡，从而使经济生活进入资本主义经济发展过程。要理解
什么足“资本主义经济”，熊彼特认为要从“资本”和“资本主义”分析起：“资
本”是一种生产要素，是可供食业家使用的支付手段，是创新的条件；“资本主
义”，在本质上足经济变动的一种形式或方法，或者说是“一个经济组织的形式”
(}：书，p129)，它是动态的。资本主义的根本现象足不断地从内部革新经济结
构，即不断地破坏旧的，不断地创造新的结构的过程，这种“创造性的破坏过程”，
可称之为“产业突变”。
尽管熊彼特的经济理论不是十分完善，但其创新理论对于西方经济学中的经
济增长理论和经济发展理论产生了蘑要影响。熊彼特强调经济增长过程是‘种创
造性破坏过程[类似于阿伯内西(Abernathy，1985)和克拉克(Clark，1985)提出
的创新飞跃(innovational transilience)概念，指一种摧毁已建立的组织的创
新能力]。新产品的出现将导致旧产品遭淘汰。沿着熊彼特的思路，塞格斯罗姆
(Paul 8．Segerstrom)等人(1991)、阿格享(Philippe Aghion)和豪伊特(Peter
Howitt)(1992)分别建立了具有创造性破坏特征的新增长模型。此外，更为突
出的是创新理论已由熊彼特的追随者发展成为当代西方经济学的另外两个分支
一以技术变革和技术推广为对象的“技术创新”经济学，以制度变革和制度形
成为对象的“制度创新”经济学。
但熊彼特的创新理论把创新仅仅定义为“新组合”、动态均衡，限定在资
本主义范围内，这大大限制了它的影响力。
2．3．3马克思技术创新理论
马克思没有集中论述其创新理论，有关他的创新思想分散地反映在《机器、
自然力和科学的应用》、《资本论》等著作中。1
19世纪，技术创新的主要形式，便是在资本主义工业化时期大量机器的发
明使用和改进。马克思在其《机器。自然力和科学的应用》从这部手稿的一开始，
讨论的就是资本主义“使用机器的动机”。马克思指出，“凡是在资本主义基础上
本部分内容参考了关士续：马克思关于技术刨新的一些论述，《自然辩证法研究》2002年第18期。
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发展生产力的场合”，资本所追求的都是占有更多的“剩余价值”。机器的使用，
也是如此。资本“使用机器的目的”，在于“缩短工人为再生产其劳动所必需的
劳动时间”，即“缩短工人为生产其工资所必须的劳动时间”。(马克思，1978，
p卜4)从而使资本占有更多的剩余价值。后来，在《资本论》巾，马克思更明确
地指出，机器对于资本主义生产而言，就是“牛产剩余价值的手段”(马克思，
1975，p394)。
马克思对资本使用机器的分析，是指“使用新的机器”。在《资本论》中，
马克思把这种由于使用新机器而使资本可以更多占有的剩余价值称为“相对剩余
价值”，以区别于用单纯延长工人工作日的办法而榨取的“绝对剩余价值”。马克
思指出，这种为创造相对剩余价值而使用新的机器的过程，实际上就是“变革劳
动过程的技术条件和社会条件”从而“变革生产方式本身”的过程(马克思，1975，
p331 337)。这正是后来被熊彼特称为技术创新的过程。马克思在分析剩余价值
实现时指出，“资本家只有出售(掉这些商品)时，才能实现这种剩余劳动时间，
或者说，实现这种剩余价值。”(马克思，1978，p13—17)而资本家要想售出他的
商品，就必须使他的商品更能够符合于市场的需求——讵是在这里造成r资本家
在主观上追逐占有更多剩余价值的动机与他通过创新所牛产的商品在客观上总
能更好地满足市场需求的效果之间的统一。这里，马克思实际上分析了创新过程
的基本特征：在企业层面上，创新必须具有强烈的驱动动机；在社会层面上，创
新并4i是作为人们一种“求善”的主观愿望，而是作为社会经济活动的客观规律
表现出来的。
马克思的创新思想还包含创新持续的过程与机制。马克思指出，创新“是有
利于整个资本主义牛产”的。但是，这是一个极为复杂的社会过程。“对于单个
资本家来说”，使用新的机器并不能“给他个人带来特殊利益”，只有当一个或一
些资本家采用了新机器，而这种新机器在这个生产部门即在其他企、眦中还没有普
遍被采用之前，由于新机器的使用使最先“采用机器的工厂中的必要劳动时间相
对地缩短了”，而“使暂时还受旧生产方式支配的工人的必要劳动时间(相对)
延长了”，采用新机器的资本家才能比其他资本家占有更多的剩余劳动，从而获
得更多的利润。(马克思，1978，p50—53)在这一过程中，已经采用新机器的资
本家会尽量加快使这些机器的价值“再现于商品价值”的周期，以便能尽‘产地“收
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术刨新能力相关关系研究
同机器的价值”；l刊时，他们“在采用新的机器时，会不断进行改良”。一旦他们
在生产的商品中收回了机器的价值之后，就会“使用新的改良的机器，并廉价出
售旧机器”，“别的资本家使用这种旧机器仍有利可图，因为它从‘开始就作为
个较小的价值量进入他的产品”。(马克思，1978，p56 68)但那些较晚采用机器
的资本家，绝小会仅仅满足于采用那些别人已经使用的机器，更不会消极等待廉
价购入别人淘汰的机器。他们也将竞相放弃旧的生产方式而采用新的生产方式。
所以，最先采用新机器的资本家得以占有更多相对剩余价值的情况“只是暂时
的”。而一旦大家都使用了新机器，“一旦机器在这个部门普遍使用”，就会“使
得商品价值重新归结为商品中包含的劳动时间”，这种率先创新者独占超额利润
的情况“也就消失了”(马克思，1978，p111)。同时，创新也就完成了它的扩散
过程。由于整个资本主义生产的目的和动机是不断地持续地追求更多的剩余价
值，所以，一次创新的扩散，一种机器被普遍采用，又将“刺激资本家采用日益
翻新”的更新的机器(马克思，1978，p178)，创新必将持续进行下去。
这阜，马克思阐明了资本主义条件下使创新持续不断的作用机制。对此，熊
彼特给予了极高的评价。他指出，我们“应该掌握的要点是，当我们研究资本主
义时，我们是研究一个进化过程”；“谁都没有看到”，而“很久以前马克思就曾
强调过”这个“关于资本主义的本质性的事实”——“资本主义，在本质上是经
济变动的一种形式或方法，它不仅从来不，而且永远不可能是静止的”；它不断
地通过创新这种“创造性的毁灭过程”导致“产业突变”，“不断从内部使这个经
济结构革命化”；“马克思比他同时代任何经济学家都更清楚地看到了这个产业变
化的过程，更完全地体会到它的枢纽性质的重要性”(熊彼特，1979)。
2．3．4技术创新与制度创新：核心因素的选择
在技术创新与制度创新的关系问题上，不同学派的经济学家们一直存在争
论，似乎很难达成其识。基本的观点有三：技术决定论；制度决定论；技术创新
与制度创新互动，技术创新起主导作用，制度创新扮演了一个适应性角色理论。
2．3．4．1技术决定论
以凡勃仑(Thorstein Bunde Veblen)为代表的“技术决定论”。凡勃仑等
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强调技术创新对制度创新的决定性作用，认为只有技术创新是唯一动态的因素，
制度创新始终是被动的、滞后的、相对静态的，其“技术决定论”主要包括以下
三方面：①物质环境(技术)决定制度，因为制度就其性质而言，就是对这类环
境引起的剌激发生反应时的一种思想的习惯方式。冈而，制度必然随着物质环境
(技术)的变化而变化；②物质环境(技术)是卅i断变化的，制度是以往过程的
产物，同过去的环境相适应，无论如何也赶不上天天都在变化的环境(技术)；
③制度具有保守的倾向，除非是出于环境(技术)的压迫而不得不改变，一般总
是想无限期地坚持下去(凡勃仑，1964)。在强调技术变迁决定制度创新的J司时，
凡勃仑并彳i否认制度创新对技术创新有一定影响。凡勃仑指出，价格体系的发展
中所包含的思想习惯“跟现代机器技术的兴起有很大关系”。与此同时，商业制
度导致新技术的引进，导致新技术在私人利益而非社会利益基础上的利用(卢瑟
福，1999)。
经济增长理论的要素决定论。从经济增长理论的发展过程来看，新占典增长
理论认为经济增长的决定因素是物质资本投资，现代经济增长理论将技术进步视
为经济系统的内生变量，用资本深化和技术进步来解析经济增长的原因。20世
纪80年代中期以来，保罗·罗默、R·卢卡斯、G·格罗斯曼、E·赫尔普曼、R·巴
罗、P·阿格亨、P·克鲁格鲁、阿尔文·扬、G·贝克尔等人分别从知识的外部
性、人力资本积累、产品品种增加、产品质量升级、技术模仿、专、Ik化分工加深
等角度，论证了内生的技术进步是实现经济持续增长的决定因素。
2．3．4．2制度决定论
制度在经济增长中起决定作用的代表理论是新制度经济学的制度创新(变
迁)理论。该理论的代表人物道格拉斯·诺思(Douglass C．North)认为，制度
实际上是一种激励结构，包括了『F式规则和非正式的行为标准、文化习俗等，以
及将此二者进行实施的措施。制度的正式规则除了经济规则外，还有政治制度，
后者决定了与经济相关的一些制度，包括产权、权利、义务等。所以，实际上是
政治创造了经济规则，而这些经济规则灵活地适应社会需要，创造生产(《制度
创新Lj经济增长》，2002年3月18日在上海社会科学院首届“新世纪诺贝尔经
济论坛”主题演讲)。据此可以得出，制度在经济增长中起决定性作用。
在技术创新和制度创新的相互关系中，新制度经济学认为，制度创新决定技
4l
浙江大学博上学位论史广义资本投入与技术创新能力相X灭系研究
术创新。好的制度选择会促进技术创新，不好的制度选择会将技术创新引离经济
发展的轨道或扼制技术创新。新制度经济学通过重新解读历史充分论证了制度创
新对技术创新的决定作用。新制度经济学家认为，技术创新活动存在个人收益J_j
社会收益的巨大差距，这使得个人的积极性大大降低。倘若产权未能得到界定和
保护则创新的经济只能依赖于一点零星的自发性。因此诺斯认为社会的技术和知
识存景决定'广产景的上限，而实际产量还要受制度的约束。“有效率的经济组织
是经济增长的关键，一个有效率的经济组织在西欧的发展正是西方兴起的原因之
所在”(诺思，1988)。在分析中国为什么没有成功地从前现代时期的科学跃升到
现代科学这一“李约瑟之谜”时，林毅夫认为问题的根源在于中国科举制度的激
励结构将人们的创造力引离了科学技术的发展创造，抑制了人们从事技术创新的
活力，从而阻碍了现代科学技术在中国的成长(林毅夫，1994)。
制度创新的动力源于社会组织对潜在收入流的实现的追求。诺斯认为在一个
动态的经济系统中，现存的制度环境与制度安排决定交易机会与成本——收益结
构，从而决定了经济增长的收入流以及速度，当外在性的变化(主要包括：①市
场规模的变化；②是技术变迁的影响；③是一个社会中各种团体对收入预期的改
变)或相对价格的变化进入经济系统，则改变了现有的经济条件及成本——收益
结构，经济环境中就会出现’些新的潜在的收入流，在现存的制度安排之下，这
些潜在的收入流不可能实现，只有进行制度创新，创立新的制度安排，在新的制
度结构之下才有可能实现潜在利润，实现经济增长(L¨E．戴维斯、D．C．诺斯，
1994)。
2．3．4．3技术与制度互动，技术为主，制度适应理论
技术创新与制度创新互动，技术创新起主导作用，制度创新扮演了一个适应
性角色的代表理论是马克思的生产力与生产关系理论。马克思虽然没有明确使用
技术创新与制度创新的概念，但却从哲学高度上揭示了技术创新与制度创新的基
本思想以及两者之间的辩证关系。在马克思的政治经济学理论中，技术创新属于
牛产力的范畴，制度创新属于生产关系的范畴。(对马克思的生产力与生产关系
理论可以进行这样的理解：生产力是由一定生产经验、劳动技能的劳动者和生产
资料构成的，衡量生产力水平高低的核心指标是技术水平。而生产关系是指人们
在生产：、分配、交换、消费等经济活动中所发生的各种经济关系，其基础是生产
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资料所有制。I U‘以把生产关系理解为一定经济条件下的制度安排，生产关系的调
整过程就是制度创新过程。)马克思认为，社会生产方式是生产力和生产关系两
因素的统、，但生产力和生产关系在经济发展中的地位和作用是小平等的，生J“
力具有内在动力，它经常处于不断的发展变化中，是社会生产中最活跃、最革命
的冈素。生产关系一经建立，则是相对稳定的。社会牛产的变革和发展，总是从
牛产力的变革和发展开始的。马克思在研究社会生产关系及其发展规律的过程中
对生产力的发展及其作用给了高度关注，进而研究了技术创新。他可以被认为是
最早认识到技术创新是经济发展与竞争的重要推动力的经济学家。美国F·M·谢
勒在《技术创新——经济增长的原动力》‘书中说：马克思不同于19世纪中期
其他的经济学家，他察觉到资本主义基本的天才在于它能够把资本积累和不断的
技术创新结合起来。内森·罗森伯格在《技术进步的历史编年学》一文中明确指
出：熊彼特正是在马克思有关技术进步在长期增长中的核心作用和有关技术进步
的连续性质以及演进性那里得到了有关技术创新的最初启示。马克思曾经指出：
“资产阶级在它不到一百年的阶级统治中所创造的生产力，比过去一切时代创造
的全部牛产力还要多，还要大。自然力的征服，机器的采用，化学存工业和农业
中的应用，轮船的行驶，铁路的通行，电报的使用，整个大陆的丌垦，河流的通
航，仿佛用法术从地卜呼唤出来的大量人I：3，——过去哪‘个世纪能够料想到有
过这样的生产力潜伏在社会劳动里呢?”(《马克思主义经典著作选读》，1999)
马克思认为，技术创新与制度创新两者之间存在辨证关系，一方面，生产力
决定生产关系，强调技术创新对制度创新的决定与推动作用。在马克思看来，科
学技术是“直接生产力”，而生产力是社会生产和人类历史发展的最终决定力量，
生产力发展必然会引起生产关系的变革。当生产力的发展受到旧的生产关系的束
缚时，就要求突破i日ltJ度，建立起符合它的性质、适应它的发展的新制度。从这
‘角度看来，技术创新会导致生产力水平的提高，同时也通过生产力对生产关系
的决定作用，推动制度创新。另一方而，制度创新会反作用于技术创新，任何技
术创新的顺利推进都需要适当的制度安排与之相适应。这是因为，生产关系决不
只是消极地适应生产力的发展状况，而对生产力具有反作用。当生产关系适应生
产力的发展要求时，能促进生产力的发展；当生产关系不适应生产力的发展要求
时，便会阻碍生广：力的发展，成为生产力发展的桎梏。
43
浙江人学博士学位论文，“义资本投入与技术创新能力相关关系研究
这样，根据马克思的生产力与生产关系理论，我们可以得出：①技术创新决
定了经济增长的形式和速度，它是经济增长过程中经济系统的内生变量；②制度
创新则是适应经济增长而对制度结构所做出的调整，在长期的经济增长中，制度
扮演了一个适应性角色。
2．3．4．4技术创新与制度创新关系简评
综上，技术创新与制度创新关系的j种观点可以简化为同一个问题的解答，
即经济增长的核心因素是什么?要素决定论强调以技术为代表的生产要素对经
济增长的决定作用，经济增长的核心因素是技术创新，不涉及制度因素；马克思
理论认为经济增长是由技术创新为标志的生产力发展水平决定的，但在1定的技
术条件卜-的制度创新对经济增长也存在促进或制约作用；新制度经济学理论虽然
也承认技术创新对经济增长有促进作用，但认为经济增长的核心因素是制度创
新。
本人认为，上述三种答案都有一定的合理性，但都不够全面和完整。因为它
们的答案只有基于‘定的前提条件卜．才是正确的，这个条件就是分析问题的时间
跨度。根据时间跨度的不同，可以将对经济增长的分析分为短期(没有技术进步
或技术进步很小)经济增长分析、中期(出现一定的技术进步)经济增长分析和
长期(出现较大幅度的技术进步)经济增长分析。
在短期内，技术等生产要素来不及调整，所以在这一阶段，制度创新的绩效
直接传导到经济增长。这时，诺斯的制度变迁理论最能成功地对经济增长加以诠
释。其示意图如下：
图2 2短期制度创新绩效传导
由于是短期，没有重人的技术创新，制度创新能够克服交易费用较高的4i完
备市场问题，从而在制度创新主体追求收益最大化原则下提高经济绩效，推动经
济增长。制度创新对经济增长的激励力度取决于该制度初始态的交易成本的高
低。当某种制度安排的初始态的交易成本很高，那么通过制度创新，可以大大降
低其交易成本，从而大大提高经济绩效，实现经济快速增长。我国改革开放初期，
经济高速增长就是典型的例子。
44
浙江人学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
从中期来看， ‘方面通过新的制度安排来不断降低交易费用，制度创新还是
促进经济增长的主要因素。但是在一定的技术条件下，单纯依靠制度创新对经济
增长的直接激励作用会不断降低。另一方面，在这一期间也会发牛技术创新，而
制度创新过程中改变了激励机制以及信息传递的条件，所营造出的有利环境往往
会加速技术创新速度。由于技术创新导致规模经济效益的改变以及劳动、资本等
资源的节约等，从而促进了经济的增长。其示意图如下：
图2 3中期制度创新绩效传导
在这一阶段，制度创新的绩效传导有两个途径：一是直接推动了经济增长(直
接途径)：二足提高促进技术创新，进而推动经济增长(间接途径)。因而，就中
期来看，不能简单地把经济增长表述为由制度创新决定，技术创新亦扮演着极为
重要的角色。
诺斯模型认为制度创新的动力源是新的制度安排的收益大于成本，这是一个
动态的过程。由此不难得出：即便如诺斯模型所说的制度创新决定经济增长，制
度创新也不是经济增长的原生因素，而只不过是决定经济增长的一个环节而已，
其更深层的因素是源于影响制度安排的收益及成本即有可能实现潜在利润的因
素。这些因素被诺斯称为“外在性条件”，主要包括：①技术环境和技术创新的
影响；②市场规模的变化；③社会各种团体对收入预期的改变。其核心因素是技
术创新的影响。因此，从长期来看，一方面，技术创新直接提高了经济绩效，促
进了经济增长；另一方面，技术创新形成了制度创新得以产生的动力基础，并通
过制度创新，反过来激励技术创新。示意图如下：
图2 4长期制度创新绩效传导
45
浙江人学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
在这一阶段，技术创新是经济增长的核一tl,因素，制度创新则是适应技术发展
而对制度结构所作出的调整，是技术进步的动态反映。衡量制度创新的“新制度
产品”是否有效率及有多大的效率并没有绝对的指标，而由技术创新与技术发展
水平决定。也就是说，在某一技术水平卜．是有效率的制度，可能在另一不同技术
水平卜是无效率的制度。在长期经济增长中，制度的经济绩效是通过对技术创新
的促进抑或制约作用间接地传导到经济增长上。内源于收益极大化的技术创新提
升了技术水平，要求制度做H{相应的凋整(或早或晚)，以形成保障和促使技术
创新在社会经济活动、特别是在牛产实践中大规模应用的制度创新。这些制度创
新能够寻求技术发展的高度不确定性与产权的激励约束机制的有效平衡；能寻求
技术作为公共物品与产权的有效结合，使经济主体所作努力的个人收益接近于社
会收益，从而促进技术进步，推动经济增长。当然，如果制度安排是无效率的，
那么技术创新就会受到阻碍。可见，在长期的经济增艮中技术创新对制度创新提
出了客观要求，制度创新又反作用于技术创新。适合技术创新的制度创新，能保
障和促进技术创新和技术进步，推动经济增长；反之，不适合于技术创新的制度
安排和制度环境则制约和阻碍技术创新的进行，从而阻碍经济增长。
2．3．4．5制度创新的绩效曲线
制度的牛命在于它的绩效，然而制度的绩效并非恒定不变的。由于人类的理
性局限性而难以供给完美无缺的制度(理想中的制度的：“生产”成本无穷大，
因而也是不现实的)，因此，任何初始有效的制度，均存在改进的余地和创新的
必要。所以制度绩效既是相对的，也是动态的，随着社会经济技术环境的变化和
生产供给制度能力的提高，任何起始有效的制度，其释放出来的经济绩效均会随
其生存时间的增加而呈现递减的趋势，即制度创新绩效呈递减规律。
制度创新绩效递减有两层含义：一是从短期来看，某‘特定创新制度的绩效
呈递减规律；二是从长期来看，制度创新的长期绩效曲线呈下降趋势。
短期内，制度绩效的变化与其所处的生命剧期有关。制度作为一种“产品”，
必有其产生、发展、成熟和衰亡各个阶段。一般来说，创新之初的制度是内含绩
效、富有生机的，它所释放的绩效曲线是一条斜率为正的曲线，此时，边际报酬
为正。但是，当这种制度绩效曲线达到一定点之后，便会开始下降，即意味着制
度将随之m现绩效递减或边际报酬递减(如图2．5)。
浙江大学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力相灭天系研究
制度绩效
0 时间
目前，经济理论界对制度创新绩效呈递减规律的研究文献较多，但这些研究
几乎都是基于如同上述的短期分析，凼而是不全面、不完整的。我们认为，从长
期来看，制度创新的绩效也是呈递减现象，但其成冈却完全不同于短期制度绩效
的递减。在较大的时间跨度内将会发生显著的技术进步，制度创新和技术创新互
动并作用于经济增长。
就某一发展阶段来看，制度创新初期，制度框架适应技术的特性与要求，使
其加速发展，促进技术创新和经济增长。但随着技术的进步和经济的增长，会改
变收入流的规模和分配。这种情况积累到一定程度，相对静态的制度规则会变得
不适应，导致制度绩效不断降低，由正转负，制约技术创新的进行。此时，客观
}：要求有更新更能适应当时生产力状况的“新”制度来替代这一“旧”制度，使
制度创新与技术创新的互动作用丌始进入下一轮的循环2，如图2．6。
制度绩效、技术水甲
2华锦阳等存《制度决定抑或技术决定》(载于《经济学家》2002(3))一文对此有过分析论述，但其提
的制度绩效曲线并小完整。
47
浙江大学博士学位论文广义资1牟=投入与技术创新能力相关关系研究
就总体而言，在长期内，由于技术创新所导致的生产力的提高对社会发展和
经济增长的作用更为直接和有效；而制度等其他因素是通过作用于技术而间接作
用于经济增长。因而，制度创新的绩效由其对技术创新的促进或抑制作用体现山
来。制度要适应技术发展的要求从均衡状态(适应)一彳i均衡状态(小适应)一
均衡状态(重新适应)不断演进。
技术的生长和发展既有连续性特征，又有跳跃性特征，是缓慢发展与快速发
展相间交替进行的。周期性的科学大突破导致了大跨度的技术跃升，而两者之间
则是技术缓慢发展的阶段(技术发展平台期)。当技术发展处于跃升期时，技术
创新极为活跃，技术环境改变迅速，技术水平快速提高。这时制度创新的适应性
角色决定了制度创新也应该是十分活跃，且每一制度创新的绩效是递增的。当技
术处于平稳发展阶段时，制度创新不但活跃程度下降，且持续的制度创新所带来
的边际报酬是递减的。无数多的短期制度绩效曲线的包络线构成了跃期的制度创
新绩效曲线，长期的制度绩效先递增后递减，呈递减规律(见图2．7)。
制度绩效、技术水平
图2 7长期的制度绩效曲线
时间
综上，简单结论如下：①短期内，制度创新通过降低交易费用，从而直接提
高生产效率和实现经济增长。但‘定技术条件卜的制度创新的绩效递减；②长期
内，制度从属于技术创新的要求，其绩效通过对技术创新的作用而间接地体现出
来。技术大跨度跃升时，制度绩效递增，技术处于缓慢发展阶段时，制度绩效递
减。
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
3理论分析：广义资本投入与技术创新能力关系
广义资本由物质资本、R＆D资本与人力资本所组成。从经济增阪理论来看，
资本与技术同为经济增长的要素，但它们之间存在内在的联系，广义资本投入在
推动经济增长的同时，通过相心的传导机制促进了技术创新能力的增强。
3．1 物质资本投入与技术创新
3．1．1 物质资本投入与技术创新能力相关关系的理论分析
现有的有关物质资本及技术创新的经济学文献绝大多数是分析阐述两者作
为生产要素在经济增长中的作用与员献的，探讨两者之间内在联系的文献很少。
在20世纪60年代以前的工业经济时代，西方经济发展理论强调物质资本在
经济增长中的决定作用。在资本形成理论方面，最具代表性的理论包括罗森斯坦
一罗丹(Rosenstein—Rodan，P．N．，1943)提出的“大推进”理论、纳克斯
(Nurkse，1953)的“贫困恶性循环”理论、纳尔逊(Nelson，1956)的“低水平
均衡陷阱”理论及莱宾斯坦(Leibenstein，H．，1957)的“临界最小努力”理论
等，他们的理论尽管分析角度不同，但都认为发展中国家落后的根源是物质资本
的短缺，解决的唯一办法就是提高物质资本的积累率。在他们看来，经济的增长
完全仰仗物质资本的大量积累，物质资本积累对经济增长具有决定意义。在经济
增长理论研究方面，哈罗德一多马模型中物质资本作为生产要素是经济增长中唯
一的决定性因素；罗斯托(Rostow，Walt Whitman)用投资与国民生产总值的一
个临界率来定义“起飞”进入持续增长的过程，认为物质资本是经济发展的约束
条件和决定性因素：刘易斯(I．ewis，W．A．，1973)把经济发展过程描述为‘国的
储蓄者和投资者从占总人r：】和国民收入的5％增加到12％的过程，提出经济发展的
中心问题是物质资本形成率的提高；阿罗模型和AK模型也强调了物质资本对经
济增长的意义。在实证研究方面，麦迪逊(Maddison，A．)在1970年出版的《发
展中国家的经济进步和政策》一书中，考察了1950—1965年间22个发展中国家
和地区的经济增长情况，并与丹尼森(Denison，E)等人的研究成果作一比较后
49
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相灭哭系研究
得出结论：物质资本投入对经济增长的贡献在发展中国家要大于发达国家，资源
配置效率对经济增长的贡献在发达国家要大丁发展中国家，因此，对发展中国家
来说，以技术创新为核心的资源配置效率提高对经济增长的作用相对较小，而物
质资本投入的增加是经济增长最重要的源泉；纳迪里(Nadiri，M．，1971)将资
本和劳动合并为要素投入来同全部要素的生产率进行比较，降低J，资本投入对经
济增长贡献的比重，研究结果与麦迪逊的结论有所不同，但研究的结论却与麦迪
逊基本相同：物质资本形成是发展中国家经济发展的主要源泉，是影响经济发展
的最重要的因素。纳迪里、麦迪逊等人的实证研究肯定了物质资本积累是经济发
展的关键和主要约束条件的观点，并得到了哈根(Hagen，E．)等发展经济学家的
赞同。这一观点，后来因技术创新要素的引人受到冲击，但在20 t廿=纪90年代，
阿温·杨(Young，hlwyn)在对东亚经济的考察中重新确认了物质资本积累在经
济发展巾的作用。
新古典增长理沦(包括索洛一斯旺增长模型和卡斯一科普曼斯增长模型)强
调技术创新是人均收入增长的源泉，认为投资持续增长本身并不能导致经济的长
期增长，只有在技术进步的条件下，人均收入的增长率等于技术进步率。新增长
理论总体卜-强调内生技术变化是经济增长的核心，认为一个国家的经济增长主要
取决于它的知识积累、技术进步和人力资本水平，知识、技术和人力资本水平高
的国家其经济增长率和收入水平就高。有关技术创新的相关理论在本综述的经济
增长理论部分和技术创新部分已有述说，这里不再赘述。
在物质资本与技术创新两者关系方面，斯密就有过相应的分析阐述，他认为
生产技术得以进步，必须先有充分的物质资本积累(斯密，1972，p315—316)。
阿罗借鉴了卡尔多(Kaldor，N，1957)将技术进步视为由物质资本积累决定的观
点，在1962建立了阿罗模型。阿罗认为技术进步或生产率提高是物质资本积累
的副产品，即
● ． ‘
A／h=vK”。K／A=v K／K
从而得出如下结论：技术进步率是物质资本增长率的函数，技术进步率正比率与
物质资本增长率。英国学者斯科特(M．F．G．Scott)认为产出的增长决定于物资
资本和劳动，其增长模型为：
g=‰+器；g=a P s+“g，
50
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力干开关关系研究
其中，g一经济增长率、g。一I：资增长率、gi一“质量调整过的劳动力”(即人力
资本)的增长率、a一年均投资系数、P—投资增长率、s一投资率、u一劳动效
率。该模型说明物质资本投资是经济增长的决定性冈素，也足技术发明和知识积
累的源泉和动力(邹刚，薛进军，1993)。
自20世纪60年代中期后，经济理论界不再坚持物质资本形成是经济发展的
唯一决定因素，认为它只是经济增长的重要因素或约束条件之一。20世纪80年
代建立了以人力资本为核心的经济增长模型，强化了人力资本对技术创新及经济
增长的贡献。
但同时也不能由此不重视物质资本在技术创新过程中的作用，物质资本特别
是固定资本的内含特定的物化技术，因此，固定资本的小断积累和更新本身隐含
着物化技术的进步。可以认为物质资本对技术创新的贡献主要体现在五个方面：
第一，作为生产资料特别是劳动手段的物质资本加入到生产过程之后，人们
借助于这些物质资本不仅使自然力从属于直接的生产过程而变成r社会劳动的
力量与因素，而且还加强了社会劳动的协作，因而产生出比个别劳动大得多的生
产力。
第二，替代并节约活劳动的投入从而降低产品的生产成本，使劳动生产率和
经济活动的效率与效益得以提高。
第三，由投资新形成的物质资本的生产效率必然高于原有的资本，因此物质
资本的增加必然反映和促进科学技术进步，从而引起经济体系的资本生产效率的
提高。
第四，物质资本生产效率的高低，从整体角度看，还同该经济体系的产业结
构和生产布局的状况密切相关，而物质资本又是产业配置和生产布局的物质基
础。它在部门和地区之问的分配状况，在很大程度上决定了产业部门的结构和牛
产布局。这样，随着投资的增加及其在各部门、各地区之间的投资比例的变化，
物质资本在各部门、各地区之间也将发生变化，从而有可能使产业结构和生产布
局逐步地合理化。
第五，经济体系(组织)的规模伴随物质资本投入的增加而不断扩大，(在
临界规模之前)形成规模经济，提高了生产要素的使用效率，同时也使经济体系
(组织)有更多的资源和动力进行直接的技术创新投入，推动技术不断发展。
浙江大学博士学位论文，。义资本投入与技术创新能力相关关系研究
3．1．2物质资本投入促进技术创新的传导机制
通过上文的分折，本文认为物质资本投入增强技术创新能力的基本传导途径
有_：一是物质资本积累直接提升技术创新能力；二是物质资本通过与其他资本
结合，再联合推动技术创新能力的提高。
技术创新往往物化在物质资本中，技术创新影响生产力的途径是通过改善机
器和设备的质量而进行的。这说明，在进行物质资本投入时，出于降低成本，提
高均衡利润流的内在冲动，投资新形成的物质资本的生产效率必然高于原有的物
质资本，因此新增的物质资本必然会反映技术创新的成果；同时，物化了新技术
的物质资本又进一步刺激、促进技术创新能力的增强。Philjppe Aghion和Peter
llowitt(2004中文版，p88)在构建的具有资本的多部门模型中，也推导出在稳
定增长时创新的价值为物质资本密集度的递增函数，物质资本密集度“对技术创
新的正面作用是物质资本积累刺激创新的一个渠道”。这里，物质资本发挥对技
术创新的“共生效应”。
经济体系中的各个部门需要投入包括物质资本、R&D资奉与人力资本在内的
广义资本，且只有每个部门所拥有的各资本形式形成最佳的比例关系时，资本的
总效率最高。如作为技术创新的主要生产部门之一的R&D部门，在进行R＆D活动
时不但要投入R&D资本、科学家与工程师等人力资本，还要使用大量物质资本，
如计算机、精密仪器及其他实验设备等。同样，人力资本的效率的发挥也有赖于
与物质资本的合理“匹配”，否则会发生教育不足或过度教育现象。这意味着，
广义资本内部各资本之间存在效率比例，物质资本与R&D资本及人力资本须有效
结合，才能提高技术创新的产出效率。这里，物质资本发挥“匹配效应”。
物====—。叫物质资本的“共生效应”F========> 技
质术
资创
太==刮物质资本的“匹配效应”}=。新
图3 1物质资本投入促进技术创新的传导机制
浙江人学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
3．2 R&D资本投入与技术创新
R&D活动与技术创新是现代经济增长理论研究的重要元素，众多的国内外经
济学家对此进行了比较系统的研究，并形成了大量的文献。但他们主要探讨的是
R&D与技术创新作为经济增长的要素对经济增长所作的贡献，鲜有涉及R&D活动
是如何传导并促进技术创新的分析。这正是本文要做的工作及意义之所在。
3．2．1 R&D资本投入与技术创新能力相关关系的理论分析
现代经济运行中，R&D活动生产出所需要的技术知识与技术产品。R&D活动
促进技术创新、推动经济效率增长的机制是：通过R&D资本投入创造出新设计、
新发明、新工艺、新产品、新技术等，促成了新资本品如机器设备等的产生或使
得原有资本品升级，提高了生产中所使用的资_奉品的技术水平及生产效率，形成
知识和技术凶素推动经济效率增加的内在过程，其中R&D效率决定R&D活动推动
经济效率增加的影响程度。王稳(2002)认为影响和决定R&D效率的凶素主要有：
R&D的规模；产业的技术机遇；R&D门槛与R&D环境；专利制度。
罗森伯格(N．Rosenberg，1976)认为R&D对技术创新的作用是通过技术不
平衡表现出来的，这种不平衡常常发生在由若干密切相联的步骤构成的生产活动
中，即这些生产过程中常常有些“瓶颈”。“瓶颈”的存在将把R&D的努力集中在
它的解决方法上，然而，方法的出现又将产生新的“瓶颈”和进一步的解决方法。
也就是说，R&D的直接结果是不断产生新的知识和在经济中产生新的不稳定性。
产生新知识，可不断消除技术创新中的“瓶颈”。而产生新的不稳定性，贝Ⅱ不仅
町能带来新的瓶颈，还可能带来创新过程巾的飞跃性突破。引发创造性破坏契机
的主要原因就是R&D，通过R&D的作用机制，影响技术创新。
格瑞罩切斯(Griliches，1980)在《R＆D and the Productivity slowdown}
一文中建立了数学模型分析R&D因素如何影响生产率。格瑞里切斯选用了研究丌
发投资、技术引进和政府对企业研究开发的资助为技术进步的三个变量因素，并
把各个因素对生产率的贡献定义为各因素的边际收益率，并利用科布‘道格拉斯
生产函数推导出这一收益率。他首先把研究开发存量作为另一个生产要素加入其
中，得到扩张的科布一道格拉斯生产函数模型：
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关戈系研究
Y=Ael‘K1。L。R。
式中n、B、^为常数，t为时间，R为研究开发存量。经过数学变换的技
术创新率：
T／T=^+B R／n
即技术创新率是R&D投入增长率的线性函数。
格瑞里切斯还把政府对研究丌发的资助和技术引进作为解释变量，加入到模
型中来，得到：
Y=Ae、‘K1。L。R1“R29 ZR39
3
R。，R。，R3分别为民间企业R&D经费、政府对R&D的资助和技术引进。从上
式中进一步推导可得技术创新率：
T／T=^+B。R．／R．+B。R：／R。+B。R。／R。
即技术创新率决定于民间企业R＆D经费、政府对R&D的资助和技术引进资本
投入增长率。
格瑞里切斯通过美国1957 1977最大1000家制造企业R&D的研究得出两个
结论：一是R&D费用对生产率的提高起主要贡献作用；二是R&D费用类型很重要，
基础性研究能促进生产率的大幅提高，同时由企业来承担R&D任务能比政府财政
拨款更有效率。
罗默(1990)模型的经济体系巾有三个部I、J：研究丌发部门，中间产品部门
和最终产品部门。他假定研究开发部门生产的新知识4与投入的人力资本H^与
知识存量A分别是线性的，得出：A=61t。(t)A(t)，占>O。其中万为生产率参数。
该式表明，投入到研究开发的人力资本越多，设计的知识存量越大，研究开
发部门的劳动生产率增长越快，产出水平越高。这里定义的知识会以两种不同的
方式进入生产：一是新设计使可用来生产产出的新产品的生产成为可能；一是新
设计还会提高知识存量，并进而提高研究丌发部门的人力资本的生产率。
在罗默模型中，由于新设计或知识品(技术创新)只有研究开发部门生产，
则有知识存量A(t)=f爿矗)出，根据j(t)=5H。(t)A(t)，可推导出j(t)=f
[H^(t)]，即从长期来看，知识和技术创新是研发部门人力资本的函数。
Thorvatdur Gylfason(1999)进一步总结和发展新经济增长理论的内生增
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
长模璎，把研究开发作为影响经济效率从而经济增长的重要因素，建立了有关研
究开发的产H{仅南劳动来生产的线性生产函数模型：
Y=A(卜b)L
其中，A为技术状况，b为劳动力巾从事R&D生产的部分，(卜b)I．则足从事
其他生产的劳动力。他假定知识积累的牛产函数为：
● ●
A-BbLA，彳／A=BbL
这里B是一个常数。因此，新知识增长率(技术创新率)取决于在R&D部门
生产知识的工人数量(bL)。
总之，从理论上分析，R&D活动与技术创新存在密切的相关关系。R&D活动
生产出所需要的技术知识，而技术创新始于新知识的创新。其逻辑过程是：知识
是按照一个有章可循的步骤不断变得更具有应用性。随着此过程的发展，知识逐
渐被物化到物理设备上，内化到系统要素中，形成新技术元素。一旦一项新技术
被商业化，各种技术7i素就要随着市场演化彳i断被调整和改进，由此持续产牛技
术创新。
3．2．2 R&D资本投入促进技术创新的传导机制
技术创新过程中的技术总是不断更替其生命周期，完成由“旧”技术向“新”
技术的转变(见图3．2)。
性能
图3 2 技术生命周期更替
时间
浙汀大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
3．2．2．1一个技术周期内的技术创新的动力机制的解释
对一个技术周期内技术创新的动力机制的解释，基于技术变化的过程是线性
的还是非线性的变化过程的假设，有不同的模型：
(1)技术推动型创新模型。技术推动型创新模弛是20世纪50．60年代创立
的。在该模型中，技术创新是由技术导向的线性、自发的转化过程，市场只是被
动接受技术成果，表现为技术推动过程。它的模型实际上是从基础研究到产品在
市场上销售的线性序列过程，即基础研究一应用研究一试验开发一：【：程制造一销
售。技术推动型创新模型强调Rgd)或科学发现是创新的主要来源；技术创新足由
技术成果弓I发的一种线性过程。这一过程起始于R&D。
图3．3 技术创新的技术推动模式
(2)需求牵引型创新模型。需求牵引型创新模型是20世纪60一70年代创立
的。该模型认为，R,g。D的资源投入越大，创新成果并不一定越大，60％．80％的创新
是市场需要和生产需要激发的，技术创新表现为需求牵引的过程。它的模式实际
卜是一种以需求为首位动力的线性序列过程，即市场需求一应用研究一试验开发
一新资本品投资一工程制造一销售。该模型强调市场是R&D构思的来源，但这并
不动摇R&D的中心地位。
图3 4技术创新的市场需求拉引模式
(3)技术创新过程的耦合模型。技术推动型创新模型是20世纪70年代中
期至80年代初创立的。随着技术创新的进一步发展，到了20世纪70年代以及
80年代初期，有关技术创新动力的研究有了新的突破。人们发现技术创新的动
浙江大学博士学位沦文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
力来源不能拘泥于某一种惟一的因素。在大多数情况下，成功的技术创新往往取
决于技术推动与需求拉动的有机结合，即它们的综合作用，并由此产生了技术创
新过程的耦合模型。耦合模式在肯定市场和技术两者起源的共同作用的同时，强
调了R&D的基础作用，同时避免了技术推动和需求拉动模式各自的偏面性，而是
在市场的潜在需求引导下，寻求现有技术的新应用和多种技术的综合应用。这种
模式的技术创新，往往开发出全新的产品，从而激活了市场的潜在需求，形成一
个新的市场。在此学说的指导下，许多国家的政府通过产业结构调整等一系列产
业政策刺激需求，并结合科学技术政策支持本国产业发展，提高了企业竞争力。
图3 5技术创新过程的耦台模型
(4)技术创新的集成模型。技术创新的集成模型是20世纪80年代初期至
90年代初创立的。技术创新的集成模型认为技术创新已超出从一个职能到另一
个职能『佝序列型过程，而是同时涉及创新构思的产生、R＆D活动、设计制造和市
场营销的并行过程。它强调技术积累、制造、战略联盟、收买以及生产和财J“的
国际化，强调R&D与其他过程的联系、沟通和密切合作。集成模型注重以联合开
发进行并行发展，强调与上游供应者的联系，与先行性用户的联系，研究开发和
制造的结合，以及企业的横向合作。
创新构思
R&D活动
设计
制造
市场营销
图3 6创新过程的集成模型
一
系
通
作
一
一
联
沟
合
一
甘甘甘甘甘
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
(5)技术创新的系统集成与网络模型。技术创新的系统集成与网络模型是
20世纪90年代创立的。该模型关注企业内部集成和外部的网络、技术和制造的
集成、灵活性、产品多样化和质量，研究开发采用专家系统和模拟模型，与先行
性用户密切联系，与设备及材料供应者合作开发新产品及组建CAD系统。它重点
强调合作企业之间更密切的战略联系，即在R&D活动中表现为各主体的合作，其
特征是：①与开发过程平行的全面整合；②专家系统和模拟模型在R&D中的使用；
⑧与领先消费者的紧密联系(“聚焦消费者”的前沿战略)；④与包括新产品合作
开发在内的主要供应方的战略一体化；⑤联合企业、合作研究团体、市场协调活
动的横向联系；⑥强调合作的灵活性与开发速度(以时间为基础的战略)；⑦日
益注重质量的非价格因素(Rothwell，R．，1992)。
这些模型体现出在技术的开发和商业化中不同阶段或不同因素之间的相互
作用关系，反映R＆D在技术创新过程中的核心作用。
3．2．2．2 R&D资本投入促进技术创新的传导机制
R&D投资促进技术创新的传导机制可用下述的四个效应来阐释：
(1)R&D对技术创新的种子效应。R&D对技术创新的种子效应，可以从传统
理论的创新过程是线性过程或系统学的创新是非线性过程来加以解释。R&D活动
的早期产品之一为生产出新的知识产品，形成新的科学理论。在构造知识创新和
技术进步之问的关系模型时，传统理论——“创新链理论”认为创新是一种线性
模型，创新是从基础研究一应用研究一新技术、新产品开发一生产一销售(市场
化)的一种链式过程，也是从知识创新到技术进步的链式过程。创新源自基础研
究(知识创新)，上游增加对科学的投入将直接增加下游新技术、新产品的产出，
即科学研究一创新知识一技术产品(技术进步)。从系统学的观点来看创新系统被
看成远离平衡态的非线性白组织开放系统，具有系统开放性、不平衡性、不可逆
性和不稳定性的特点，技术创新是创新系统在其内部起伏、涨落变化和外界扰动
中不断从一种状态过渡到新的状态的过程，是一个复杂的动态的系统过程，是许
多参与者之间一系列复杂的、综合的相互联系和相互作用的结果。这样，技术创
新不仅仅是一个链式过程。虽然不同产业的技术创新与知识创新(基础研究)的
直接关联度差异比较大(见表3．1)，有的技术创新过程不一定是由知识创新直
接引起的。但由于知识创新具有基础性，技术创新之初往往受知识创新的启发、
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诱导和指引，并在进行技术创新时，引用已有的知识创新成果，因而，知识创新
仍处于技术创新的上游，为技术创新提供知识支持。
表3 1 基础研究与不同学科领域相关产业的技术进步之间的直接关联指数(完全相关时，指数=100)
技术进步所在学科领域与基础研究的关联指数
生物学14
基
化学74
础
学
地质学4
数学30
科
物理学44
农业科学16
应应用数学32
用计算机科学79
科材料科学99
学医学8
金属学60
资料来源：R．R．Nelson：Understanding Technical Changcs as an Evolutionary Process，North-Holland,Amatcrdam，
1987．61
(2)R&D对技术创新的生长效应。R&D活动除了可以生产新的知识之外，还
可以提高刨新主体的技术吸收能力。生产新的知识与提高创新主体的技术吸收能
力是紧密联系的，新知识的产生使得创新知识库得以成长扩展，进而提高了R&D
对外部知识学习的速度和对外部知识效用识别的能力，使R&D能更快地将外部知
识用于自身技术开发。创新主体的吸收能力是基于竞争者知识的溢出及行业外知
识发展起来的。只有创新主体具备必须的内在技术能力，才能使创新窄间得以延
伸。但技术能力的强弱又必须通过技术的创新能力体现出来。R&D能力使得创新
能力变大，进而使得技术创新也随之变大。这里R&D对技术创新产牛牛长效应。
(3)R&D对技术创新的引致效应。经过R&D的创造性活动，独创性的新技
术得以产生。R&D完成了对技术创新的生长效应之后，新技术就会扩散并被模仿，
这时R&D会起到对技术创新的引致效应，使技术刨新进入了持续并扩展阶段。产
业内相关企业鉴于对潜在经济利益的追求，在成本与风险可接受的范围内，会加
大R&D的投入。随着R&D活动的深入，技术创新的专有知识不断扩大，知识编码
程度不断增强。创新构思通过编码——扩散和扩散一编码两种途径不断向专有
知识汇聚，最终形成创新原理。但知识编码达到一定程度时，R&D埘技术创新的
边际效应就会呈现递减趋势，特别是当R&D活动成本大于新技术转换成本时，新
59
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
技术的需求者往往会通过新技术的扩散和模仿来获得更高级的技术平台。这就是
R&D对技术创新的引致效应。
(4)R&D对技术创新的自我增强效应。通过R&D活动，不断地对技术创新
产生种子效应、生长效应和引致效应，促进了技术创新的大力发展。而技术创新
的发展既表现为有形产：出的增加即直接的商业利润或市场份额的扩大，又包括无
形产出的增加即获得和拥有更多的新知识与专利。有形产出的增加将使卜-一阶段
的R&D活动获得充分的财力物力保障；无形产出的增加将为下一阶段的R＆1)活动
提供更为有效的资力与技术支持。这是一种正向激励的循环过程，R&D对技术创
新发挥自我增强效应。如图3．7所示。
R&D资本投入——自我增强效应
新知识、技术投入——自我增强效应
图3 7 R&D资本投入促进技术创新的传导机制
3．2．2．3基本结论
综上所述可以得出，R&D活动与技术创新密切相关，是技术创新的核心环节；
R&D投资促进技术创新的传导机制可用R&D对技术创新的种子效应、R&D对技术
创新的生长效应、R&D对技术创新的引致效应和R&D对技术创新的自我增强效应
来阐释。R&D的这四种效应一方面都直接作用于技术创新，推动技术的产生与扩
散；另一‘方面，技术创新的种子效应、生长效应和引致效应还是一条效应链，存
在着依次的传导秩序，并与技术创新的自我增强效应1起作为一个整体将R&D
活动传导至技术创新并促进技术创新能力的增强。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相咒必系碍f究
3．3人力资本投入与技术创新
3．3．1 人力资本投入与技术创新能力相关关系的理论分析
尼尔森和费里普斯在《人力资本投资、技术扩散与经济增长》(R．R．Nelson
and E．S．Phelps，1966)一文中，在阐述人力资本对技术创新的作用时，运用所
建立的两个人力资本与技术扩散模犁，证明了社会平均受教育程度的提高将缩小
实际技术水平与理论技术水平的差距，并且缩小差距的时间也将减少。
卢卡斯(1988)认为人力资本的积累可以通过两种方式来进行：一是通过脱
离生产的正规、非正规学校教育，使经济活动中侮个人的智力和技能得以提高，
从而提高工人的劳动生产率(这类似于舒尔茨的人力资本观点)；_是通过生产
中的边干边学、工作中的实际训练和经验税累，也能增加人力资本(这类似于阿
罗1962年提出的边干边学模型)。卢卡斯对人力资本积累的这两种方式分别建立
了“两时期模型”和“两种商品模型”。
卢卡斯的“两时期模型”表述式为：h(t)=h(t)·6．[1一甜(f)]
●
得到技术创新方程式：h(t)／办(f)=6．[1一“(f)]
式中【1一“(f)】为脱离生产的正规、非正规学校教育时间，d为人力资本投资
效率。由此，卢卡斯的“两时期模型”的结论是：技术创新率在人力资本投资效
率相对稳定时比例于人力资本投入量。
卢卡斯的“两种商品模型”表述式为：C．=h．(t)u．(t)N(t)，i=1，2
式中C．为第i种商品的产出，h，(t)为生产i商品所需要的专业化的人力资
本，N(t)为以人时计量的劳动投入，u。(t)说明人力资本不是通过学校学习，
而是通过边干边学所形成的外部效应；同时也说明生产某一种商品所需要的特殊
的或者专业化人力资本是产出增长、技术创新和经济效率增长的决定因素。
雅各布·明塞尔在分析劳动市场上人力资本对于技术变化的反应时认为，在
经济增长过程中人力资本发挥了二重作用：一是作为一种由教育和培训产生的技
能存最，是一种生产要素，在生产总产出的过程中与物质资本和“原始的”(未
经改良的、非熟练的)劳动相协调；一：是作为一种知识存量，是一种创新的源泉，
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经济增长的一个基本动因(雅各布·明塞尔，中文版2001，P427)。
人力资本形成对发展中国家的技术创新有决定性作用。发展中困家在技术创
新过程巾，走的是一条技术追赶型技术进步之路。寇和赫尔普曼(Coe and
Helpman，1995)，寇、赫尔普曼和霍夫梅斯特(Coe，Helpman and Hoffmaister，1997)
以及姚莫特(Jaumotte，2000)等的实证研究都得到了0ECD国家向发展中国家扩
散技术的证据。纳尔逊和菲尔普斯(Nelson and Phelps，1966)提出了一个旨在
描述人力资本对发展中国家实现技术追赶具有重要意义的经典模型。在该模型
中，存在有两种形式的技术进步：一种是理论上的技术进步，代表处在技术前沿
的发达国家的技术水平，可将其称为理论技术水平T(t)，对发展中国家而言，
这一技术水平是外生的：另。种是实践应用上的技术进步，代表发展中国家通过
南北技术扩散所获得的技术水平，可将其称为实践技术水平A(t)。T(t)>A(t)，
即实践技术水平与理论技术水平有差距。该模型具有两种形式：
模型’‘：发达国家技术水平的表达式为T=T。e“，即对发展中国家来说，发
达国家的技术水平是外生的且以指数率x增长。发展中国家的技术水甲表达式为
A(t)-T[t一。(h)]，其中。(h)表示技术从发达国家扩散入发展中国家的时滞，
h代表发展中国家的人力资本水平，人力资本水平越高，技术扩散的时滞越短，
即(I)’(h)<0。
将T-T。e“代入A(t)=T[t(I)(h)]，得到
A(t)=Toe、it-o”1 对此式关于时间t求导，得：
丝：一^∞，(h)A(t)
ah
由于。’(h)<O，所以可以得出：丝>o，即：发展中国家的人力资本水平
ah
越高，其技术进步也越快。
模型二：发展中国家的技术水甲决定于本国现有技术与发达国家技术的差
距，以及本国现有的人力资本水平。与发达国家的技术水平差距越大，木围现有
的人力资本水平越高，技术进步速度越快。用公式表示：
兰=①(h)二马，巾(h)表示发展中国家的人力资本水平，并有：中(o)
A ‘爿。
=O，o’(h)70成立。
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均衡时，发展中国家与发达国家的技术差距为：三兰=—生，x表示外生的发达国
』中渤
家技术进步率。
由此得出：均衡时发达国家与发展中国家的技术差距决定于发展中国家的人
力资本水平和发达困家的技术进步率，发展中国家的人力资本水甲越高，发达国
家的技术进步率越低，技术差距越小。纳尔逊和菲尔普斯模型分析了发展中国家
人力资本与技术进步之间的关系，强调人力资本对发展中在实现对发达国家技术
和经济赶超过程中的决定性作用。
有学者(胡锋，2002)从人力资本的要素和效率的生产功能来阐述人力资本
对技术创新和经济增长的作用。人力资本的要素功能是指人力资本是生产过程必
不可少的先决条件或投入要素。人力资本的效率功能是指人力资本是提高牛广：效
率的关键因素。其途径是：①人力资本投入的增加可以提高人力资本自身的生产
效率；②人力资本投资增加可以提高其它生产要素的生产效率。作为牛产要素的
人力资本，一方而直接对经济增长作出贡献，同时它又通过促进技术创新来促进
经济的增长。技术创新依赖于人力资本的提高，而技术创新是人力资本规模收益
率不下降或者提高的根本原因。町见，经济增长的路径是：人力资本一(技术创
新)一经济增长(李建民，1999)。
李京文(1995)认为虽然科学家、政府、先进企业等通常被视为是产生技术
进步源泉的行为主体，然而拥有一定知识、技术与能力的劳动力(人力资本)同
样是进行技术创新的源泉，他们在各自的岗位上从事的技术革新、改造、小发明
等活动形成无数个微量源泉汇成了直接推动技术创新的动力。周天勇(2001)的
分析是人力资本引起物质资本、资金和技术投入使用效率的提高，引导物质资木、
资金和技术投入的增加，促进基础科学的进步、新技术的发明和制度创新，从而
导致要素投入状况的改变及其使用效率的提高；同时劳动者知识的增加和经验的
积累，将极大地提高人们对客观事物的洞察力，从而使自己的经济活动行为顺乎
客观规律的要求，按客观规律办事，降低或缓和了人与自然力之间的矛盾摩擦和
由此所造成的损失，提高了生产效率。
王金营(2001)引入技术势的概念(指某一时期或时刻相对某一参照系，某
一区域或单位所具有的技术能级的状态)，提出技术势的形成离不开二个基本因
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素：具有一定技术积累；有充足的物质资木和货币资本：有足够的人才资源或称
之为科技开发型人力资本的积累。他通过建立理论模型，得出技术创新源的技术
创新的实现形成一个技术势的增长流，而技术势是投入人力资本的增函数。“技
术水平提高不仅仅体现于生产设备、工艺和产品性能等物的因素，更重要的是体
现于人的智慧，体现于整体人力资本存吊的增加。人力资本积累也是一种能吊的
积累，这种能量积累一旦达到相当程度并得以释放，则会产生出技术的创新、生
产率的提高、社会文明的进步”。“新技术采用者通过人员培训和人才引进，学习、
消化和吸收新技术知识、掌握和利用新技术，从而提高了自身的人力资本存量，
提高自己的技术水平，如此将另一部分技术能量传播出去并以人力资本形式储存
起来，这是隐型能量积累与传播⋯⋯技术扩散过程中不单纯是物的技术传播，更
重要的是通过人力投资使能量增值，使技术创新源和技术采用者的技术势都得到
提高”(王金营，2001，p55)。他的结论是由于技术能量手要以人力资本形式贮
存，技术水平的高低体现了人力资本存量的高低。人是人力资本的载体，人是有
主观能动性的，这决定1r人力资本存量就整体而言(并非个人)在人类的代与代
之间不断得到提高，保证了人类科学技术水甲得以延续和提高。又由于人力资本
在技术创新进程中使技术能量得到增值，因此才使技术创新源和技术采用者的技
术势都得到提高。人力资本在技术创新各阶段：技术发明、技术应用与技术扩散
过程中扮演了独一无二的角色，起着决定性的作用。
3．3．2人力资本投入促进技术创新的传导机制
人是人力资本的载体，同时，也是技术创新的主体和发动者，又是技术创新
的接受客体。人力资本的形成和积累将会导致生产过程中物的因素与人的因素的
效率全面改善，是推动技术创新的基础力量。任何一种技术创新都需要各种非人
力资源的投入，这种资源的投入只有经过人的因素作用，才能提高技术水平，积
聚技术能量。因此，人力资本与技术创新正相关：要使技术水平处于领先地位，
就必须具备较高的人力资本存量，拥有一大批高新技术研究与开发人才；而随着
技术能量的累积，人力资本存量也会不断增加。在现实牛活中，新技术、新发明
足以生产设备、工艺流程等物化形式存在的，但其技术能量是以人力资本形式贮
存的。任何先进技术都是由人掌握的，最终都会作为一种知识贮存起来，成为技
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术创新的新起点。在技术创新过程中研究、开发、掌握和使用技术等都离4i开人，
需要人的知识和能力等综合而成的人力资本。因此，技术水平提高不仅仅体现于
生产设备、工艺和产品性能等物的因素，更重要的是体现于人的智慧，体现于整
体人力资本存量的增加。人力资本积累也是一种能量的积累，这种能量积累一旦
达到相当程度并得以释放，则会产生出技术的创新、生产率的提高、社会文明的
进步。人力资本对技术创新促进作用可以通过人力资本的构成的要素所具有的效
应来阐述。
舒尔茨在1975年发表的一篇论文中，将人的能力细分为创造能力、学习能
力、完成有意义工作的能力、进行各种文娱和体育的能力、和应付非均衡的能力
(贝克尔，1987)。舒尔茨认为，体现在人身上的这种能力是通过对人的教育、
培训、保健、医疗等方面的投资形成的(舒尔茨，1961)。以此为基础，我们认
为人力资本作用于技术创新概括起来有创造力、学习力、协作力、外在力与能动
力等基本要素。
“创造力”是人力资本所具有的最根本的要素。人力资本的核心体现为人的
智力、知识、技能等，其中智力和知识是人类进行创造活动的源泉。技术创新是
一个综合性的过程，其中创造力的发挥与应用，在技术创新的各个阶段及环节巾
都发挥重要的作用。特别是在基础性研究与应用性技术研究方面的创造力，更是
新技术产生的母体和半台，将直接影响技术创新的方向。因此，人力资本的所具
有创造力对技术创新发挥着“孵化效应”，构建新技术产生的知识基础，催生新
技术的问世及成长。
人力资本具有“学习力”。知识有累积效应，人力资本所具有的学习效率与
人力资本形成和积累的水平正相关。人力资本拥有的量越大、层次越高，其接受
新知识、吸收与模仿新技术的能力越强。在“干中学”的过程，积累、消化和传
递知识与经验，使劳动者及时获得了生产经营管理及技术创新所需的知识与技术
能力，提高对外部引进技术的消化、吸收并加以有效应用的能力。人力资本在学
习中自我增殖，发挥人力资本的“正强化效应”，为技术创新的重要环节——技
术传播与技术扩散得以有效进行提供了良好的条件，促进了技术创新的加速推
进。
人力资本具有“协作力”。协作力是在生产经营和各种工作中，劳动者之间
浙il：大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
相互协调、配合工作的能力。这种协作力蕴藏在劳动者身上，以人为载体，并非
天然就有，而是由各种教育和制度约束与引导而得，并通过劳动者的活动表现出
来的；卧作能力强或弱的劳动者能够合理动用自己的知识和技能程度不同，劳动
效率有高低。而技术创新活动，建市在精细的专业化分I：基础上，正越来越朝着
规模化、复杂化的方向发展。技术创新活动具有高综合性，从本质上讲是一种群
体协作活动，依赖于技术创新企业与全体劳动者发挥团队合作精神，相互协作配
合，同时在创新思想火花相互撞击中迸发创新的灵感。人力资本个体之间具有相
互依存性，高水平人力资本中所产生的高协作力，使人力资本群体所具有的技术
创新能量倍增，此时人力资本在技术创新活动中发挥了“聚合效应”，可以大大
促进技术创新的效率。
人力资本具有“外在力”。人力资本投资增加，一方面通过劳动者技能的提
高、技术操作能力的增强而增进物质资本的利用效率；另一方面可以提高其它生
产要素的生产效率。人力资本的发展促使物质资本的更新周期不断缩短和劳动的
复杂程度增加，劳动者将会更加有效地运用各种更高质量、更高效率的新资本设
备，改善物质资本的使用效率，起到用有效劳动替代稀缺资本来提高产出的作用。
这时，人力资本发挥了“外溢效应”，推动节省资本的知识(技术)密集型产业的
发展。
人力资本具有“能动力”。能动力是劳动者在工作中的努力程度，它反映劳
动者的“精神形态”。努力是指在良好的心态条件下人力资本创造社会财富的自
觉度，劳动者在工作中的努力程度与工作能力同等重要，而且相关性极强。一个
身心健康，基础和专业知识丰富，工作经验老道，劳动技能高超的劳动者，如果
缺乏必要的工作动力，没有相应的劳动努力程度与他已具备了的较高的其他资本
要素相匹配，那么，这个劳动者的工作效率就会大打折扣，使其他资本要素处于
低效或失效状态。对技术创新活动而言，人的这种“能动力”所迸发出来的工作
激情与创新冲动显的尤为关键和重要。只有追求创新乐趣的人，／-t‘会有创新动力
和创造力。人力资本的这种能动力，绝大部分并非天然产生，必须通过各种教育
和培训等投资，经过职业道德、敬业精神、竞争意识等的培养和提升才能逐渐获
得和积累，这也是人力资本的积累过程，因而，人力资本的“能动力”水平是人
力资本存量的函数。人力资本具有“能动效应”，人力资本存量越大，人力资本
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的“能动力”对技术创新作用力也就越强。
同时，人力资本在促进技术创新过程中，技术的发展与进步反过来又使人的
知识不断得到积累和丰富，人的能力得到增加。这时，技术创新反过来产生“派
牛效应”，使人力资本存量得以提高。
从长期、动态的角度看，人力资本还存在一定的传承联系。一方面，随着劳
动者拥有的人力资本水平的提高，会使家庭内生育成本上升，导致对下一代“质”
的要求替代“量”的要求；另一方面拥有高人力资本的劳动者往往更重视其下一
代的人力资本的培育与积累，营造更好的人力资本形成环境，且在经济上也更有
条件对其下一代进行人力资本投入。如此传承往复，使人力资本存量递增，人力
资本发挥“时际效应”，从而对技术创新产生长期持续的推动力。
综上，人力资本对技术创新的传导可用下列图式来展示说明。
人==爿人力资本的“孵化效应” 净
力L 人
技
资r 力===刮人力资本的“t卜强化效应” 夸
本===叫人力资本的“聚含效应” 夸术
资
的
一本时====刊人力资奉的“外溢效应”净创
际存
-A —=爿人力资奉的“能动效应”净效新
叫鼍
应
一c：：==刊技术创新的“派生效应”}<：=
图3．8人力资本投入促进技术创新的传导机制
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4广义资本投入的度量
广义资本投入量由物质资本投入、R&D资本投入和人力资本投入三者度量值
之和获得。物质资本投入量是一定时点下安装在生产单位中的物质资本资产的价
值，对物质资本投入进行度量手要解决不同年代物质资本品的加总问题。本文应
用最为广泛的永续盘存法来度量固定资本与物质资本。
R&D资本是指以资本的货币形态投入的用于生产知识与技术的研究开发经
费。我国统计体系中把R&D支出定义为用于R&D活动(基础研究、应用研究、实
验发展)的全部实际支出，包括用于R&D活动的直接支出和间接用于R&D活动的
支出(如研究院、所管理费，维持研究院、年正常运转的必需费用和与研究发展
有关的基本建设支出)。每年的R&D资本投入额可以从相关统计资料(经换算)
中获得。
人力资本投入测度的基本思路有_：一是从人力资本的产出角度度量，这种
方法由于估计准确率较低、数据的可获得性较差，在我国实际计算人力资本投入
量时采用不多；二是比较常用的从人力资本的投入角度度量，其中受教育年限法
和成本法是两种主要方法，这两种方法各有利弊。本文将受教育年限法与成本法
结合起来，对中同的人力资本投入量进行测算。
4．1 物质资本投入的度量
物质资本是被生产出米的用于生产的一系列异质商品的资本，区分为耐用资
本或固定资本和流动资本。
固定资本包括厂房和机器、设备，与为生产服务的建筑物以及在一年中只部
分消耗的基础设施的重要部分。通常用固定资产的价值表示。固定资本是物质资
本投入的最重要的组成部分，固定资本的投入量是当年及前若干年来固定资产投
资形成和积累。理论上固定资产按其在社会再生产中的使用分为生产性与非生产
性两大类。实际上非生产性固定资产不能严格从为生产服务的作用中分割开来。
因此，生产中的固定资本投入不仅仅包含生产性固定资产，也包含大部分的非生
产性固定资产。所以，在度量固定资本时，不仅要计算生产性固定资产价值存量，
68
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而且还要计算非生产性固定资产服务于生产所消耗的价值。
流动资本是指在生J“过程中被全部消耗因而必须全部补偿的资本，包括原
料、半成品等存货的价值。从使用时间看流动资本与同定资本的区别是它不具有
后者所具有的耐用特性；从在生广：的作用看流动资本是劳动的对象，而固定资本
是劳动的工具，是生产能力。
根据《中国统计年鉴》(2002)给出的物质资本形成总额定义，物质资本形成
总额是指常住单位在一定时期(通常一年)内获得减去处置的固定资产和存货的
净额，包括固定资本形成总额和存货增加两项。固定资本形成总额是指常住单位
在一定时期(通常一年)内购置、转入和自产自用的固定资产价值，扣除固定资产
的销售和转出后的价值。‘个时期(通常+年)内的吲定资奉形成总额是该时期及
其以前的一定时期所进行的固定资产投资在该时期形成的固定资产的价值。因
此，1个时期内的固定资本形成总额的大小取决于该时期及其以前的一定时期所
进行的固定资产投资的规模和效率。存货增加就是指常住单位在一定时期(通常
一年)内存货实物量变动的市场价值即期末价值减期初价值的差额。实际上就是
这一时期比上一时期流动资本增加的额度。
4。1．1物质资本投入的度量方法
所谓物质资本投入量是‘定时点下安装在生产单位中的物质资本资产的价
值。物质资本资产包括各种耐用品，在国民收入核算中包括对相应的这些耐用品
的资本形成。根据联合国国民收入核算体系的定义，所包括的耐用品应该是耐用
的(一年以上的寿命)，有形的(不包括专利和版权等)，固定的(不包括库存和
在制品，但包括i叮移动的设备)，fU‘再生的(不包括自然资源)。物质资本存量是
物质资本度量的基础，对物质资本存量进行度量主要解决不同年代物质资本品的
加总问题。目前，在国外最有影响物质资本度量方法是戈德斯密斯(Goldsmith)
1951年提出的永续盘存法和乔根森(Jorgenson，D．W．)的资本租赁价格度量方
法，其中，永续盘存法的应用最为广泛。
永续盘存法的计算需要4种数据：物质资本存量的初始值，逐年投资数据，
资产停留于资本存量中时间的长度和资产价格变化。大多数国家的投资与价格变
动数据是比较可靠而丰富的。而物质资本存量的初始值数据则质量较差，但随时
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间的推移，物质资本存量初始值的准确性对物质资本存量估计的影响将减弱。资
产服务寿命的数据对物质资本存量的估计十分关键，但遗憾的是其准确性往往也
较差。经合组织(0ECD，1993)成员国应用永续盘存法估计物质资本存量的经验
表明，可采用以下几种服务寿命的计算方法：利用政府规定的计算可列入成本的
折旧年限来估计服务寿命；利用公司帐目中购置价格址录的投资和物质资本存量
原值在一定死亡率函数和服务寿命的假设下获得估计的服务寿命；利用人规模资
产普查来估计服务寿命，日本是经合组织成员国中唯一采用这种方法的国家。
按照永续盘存法的基本汁算公式，某时期期末的资产m1是过去的有效投资
L si加权和，其权重为相对效率系数巾t1，表达为：Ati=Σ∥I“1
s=O
其中，S为役龄。如果时间t和S以年为单位，那么t-s为某投资的年代或
年份。
将所有不l刊种类的资产进行相加便可得到全部物质资本存量：
At=Σ一j=Σ[Σ一I“1]
i=1 i=1 s=O
不同年代资本品的相对效率取决于资本品的使用年限以及实际的物质磨损
情况。取新的资本品的相对效率为1，且假定相对效率是非增的，以及资本品是
要最终退役或报废的，这时相对效率是零(郑玉歆、许波，1992)。于是，巾。=1，
巾．一由、+。>／0，(T=O，1，2，⋯，T一1)；巾。=0，(1=T，T+I，2，⋯)，其中，
T为资产使用寿命，t为资产的服役年龄。常使用的相对效率模式有：恒定效率
模式；直线效率模式：几何效率模式。
由于不同年代资本品都是以投资成本的价值量为基础的，所以不同年代的投
资相加必须换算成不变价才能进行。也就是我们要对不同年代的物质资本品用价
格指数进行平减。引起物质资本品的价格变动的因素有通货膨胀及质量提高，对
于前者，可以用名义价格指数P。”修正，而后者可以由享用价格指数(hedonic
price indexcs)(Grilichcs，1961)P。“修正，即利用回归的方法去找出不同型
号或换代产品的价格差异与其性能质量指标变化的关系，用以确定质量的相对价
值，在享用价格理论框架中，单个物质资本品被认为是由所享用的性能构成的，
而不是笼统的实物。按照Grilichcs的观点：这种方法所要解诀的问题是去估计
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系酬究
当质量变化时发生的价格“丢失”。一般来说体现为物质资本性能或质量改进的
技术进步并不导致成本或价格的同步增长，这种以较少成本提高换得资本性能指
标较大的改进便可认为是质景的改进或体现的技术进步。用P。。表示物质资本实
际的不变价格指数，Pt=Pt。”P。。4，则得到物质资本存量的永续盘存法计算式：
At=Σ爿；=Σ[Σ(∥I一1 Pt-8)]
i=1 i=1 s=O
这里，要说明的是享用价格指数更多的是被用来进行理论分析，实践操作上
难度较大，因为享用价格指数很难准确获得。
谢千里等人用永续盘存法对中国国有经济的物质资本存量进行了估计，这一
估计成为他们对中国全要素生产率研究的数据基础(谢千里等，1995)；郑易生
等人(1993)对永续盘存法和生产的耐用品模型给予了讨论，并对中国的物质资
本存量进行了估算。但不少学者对他们的估算过程与结果表示疑义(任若恩、刘
晓生，1997)。
由于我国现有统计资料有关物质资产的数据极不全面：基本卜只有全民所有
制企业的资产数字，而没有非全民所有制单位的资产数字。这样，就不能直接统
计出我国的物质资本存量数据，也很难对许多重要经济问题进行有效的分析研
究。我国学者贺菊煌(1992)以现有的生产性积累指数和非生产性积累指数为主
要依据，计算出历年按可比价格计算的生产性积累和非生产性积累；在适当的假
设的基础卜估算出某一年的生产性资本和非生产性资产；根据上年资产加本年积
累等于本年资产的原理，推算历年资产数字。计算公式如下：
按基年价格计算的第t年积累=(第t年积累指数／基年积累指数)}基年积
累
对丁二非生产性资产，首先估算某一年住宅的总价值，然后假设住宅价值为非
生产性资产价值的某一百分数，进而推算山该年非生产性资产的价值。公式如下：
住宅价值=人口数}人均住房面积}新建住宅单位面积造价}现有住宅平均新
旧程度
最后通过公式：第t年资产=第(t 1)年资产+第t年积累，推算出我国
1952 1990年历年资产数字。由于物质资本积累按照用途可以分为生产性积累和
非生产性积累，按照性能可以分为固定资产积累和流动资产积累，所以贺菊煌
浙江大学博十学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
(1992)对物质资本存量的估算包含着吲定资本存量和流动资本存量的总和。
贺菊煌(1992)对中国的生产性资本(即资本存量)以及非生产性资产进行估
算的主要依据是当时还在公布的积累指数。但是，随着国家统计部门于1994年
对国民收入核算体系进行修订，积累指数序列小再公布，因而无法用积累指数将
当年价格的净投资折算成实际值，这一方法也就不再直接适用。
张军(2002)沿用了贺菊煌(1992)的1978 1990年间的数据，并运用贺菊
煌同样的方法，在此基础上顺延推算，估算了中国1991—1998年的物质资本数据，
并将这‘估算的物质资本数据作为其支持解释中国经济增长下降的长期原因的
主要依据。
李治国与唐国兴(2003)在详细比较贺菊煌(1992)一张军(2002)、王小鲁
与樊纲(2000)3以及邹至庄(1993，2000)4等人估算方法的基础上，给出了他
们的估算步骤。实质上，李一唐(2003)估算的基本原理与上面两种没有特别大
的差异，仍然为：
当期实际资本存量=上期期末资本存量+本期实际净投资
这里如何估算本期的实际净投资是问题的关键。他们估算的基硎}是依赖于
《上海统计年鉴2001》的附录，并设定上海市可以作为中国经济的缩影。其进
行估算的核心在于一个换算公式，即：PKFSEH。=KFSH。／KFSH。。。×IKFSIf。
其中，PKFSEH。为第t年卜海市的固定资产投资价格指数，KFSH+为第t年的
同定资本形成总额，KFSH。。。为1978年上海市的固定资本形成总额，IKFSH。为第
t年的上海市固定资本形成总额指数。这里，李一唐(2003)的换算公式实际上
是用上海市的资本形成总额指数来替代上海市的固定资产价格指数，尽管这二者
的具体数值可能非常接近，但这种直接令固定资产价格投资指数与固定资本形成
总额平减指数相等既缺乏依据，实际上也没有必要，因为国家统计局m式出版的
《中国国内生产总值核算历史资料：1952—1995》一书中已经明确给出了我国
1952—1995年问历年固定资本形成总额及其指数，因此，李一唐(2003)实在没有
必要使用上海市数据进行中间转换，从而增加不必要的误差和麻烦。
3上小鲁与樊纲(2000)采用的计算公式是：本年K(1952年不变价)=J|年(1952年不变价)+(本年固
定资产形成一折旧)／固定资产投资价格指数P。
4刍B不序(1993，2000)基于因民收入核算原理，根据GDP支出法(6DP-消费+总投瓷+，杜品和服务的净⋯
口)，先推算出实际消费和实际净j|j口，再从实际GDP中扣除这两项，从而得到实际总投资，再将实际总投
资乘以当年价格的净投资与总投资的比率，就得到实际净投资。
72
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
王金营(2001)则用固定资产净值加流动资金作为计算物质资本存量的范围。
由于资料的限制，他假定我国初始固定资本存量在1952年全部形成，而且1952
年固定资本存量相当于当年GDP的3倍(张军扩，1991)约合1978年价的2309．7
亿元。固定资产存量形成模型为：
KC。=KC。(卜6。)+ft 其中，6为折旧率，f。为当年固定资产投资
流动资本是～年里生产所消耗的原材料、燃料和储备物资等存货以及生产单
位生产的产成品、在制品和半成品存货等的价值。在我国该资本指标的统计是存
货增加。所谓存货增加是指常住单位在一定时期(通常一年)内存货实物变动的市
场价值，即期未价值减期初价值的差额。据此定义，存货增加即是流动资金平均
年末余额KV。，以此作为流动资本。从而得到物质资本投入模型：
K。=KC。+KV。=KCt-1(1 6。1)+f。+Kv。
王金营用该物质资本投入模型对中国物质资本投入量进行估算，其估算的结
果用固定资产价格平减指数和存货增加(流动资本)的价格平减指数修正后得到
以1978年为100的不变价格计算的中国1978—1998年的物质资本存量。
张军与章元(2003)认为，从现有研究来看，要测算中国的物质资本存量，
有四个关键：基年资本存董的确定、固定资产投资价格指数的确定、当年投资的
取舍、折旧额或折旧率的确定。他们根据《上海市统计年鉴2001》、《中国工业
经济统计年鉴2001)>等统计资料所提供的历史资料，比较其他学者的估算数据，
以1952年为基年，测算出1952年中国的物质资本存量为800亿左右(1952年
的不变价格)。鉴于固定资产投资价格指数，我国统计年鉴只从1992年开始公布，
此前数据无法得到，张军与章元(2003)假定上海市的固定资产投资价格指数和
全国的固定资产投资价格指数的波动相一致，用上海市的历史数据计算出来的固
定资产投资价格指数来替代全国的固定资产投资价格指数。他们用牛产性积累这
个指标作为当年资本存量的增加，并同样采用根据上海市的固定资产投资价格指
数对积累进行平减，拟合出中国的1952年不变价固定资本存量数据。
以上各研究者对中国物质资本存量的估算，从总体来看，所遵循的基本思路
大体相近。归纳起来，就是三个步骤：第一，存量计算，即利用各种方法，来推
算某一年份的物质资本存量：第二，各年的流量计算，即物质资本存量的净增加
额；第三，在可比价格的前提下，在最初某年存量数据的基础上，逐年累计各年
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
的流量数据，从而得到以后若干年份的资本存量。他们的分歧在于：在估算某年
份的物质资本存量以及在计算各年的流量时，各人所依赖的假设、依据不尽相同，
从而在中国历年的资本存量究竟是多少这个问题上，难以达成‘致的意见。
估算物质资本的存量，需要确定物质资本存量涵盖的范围。当前文献中有关
资本存量涵盖范围的界定有：固定资产原值加流动资金、固定资产原值、固定资
产净值、固定资产净值加流动资金等四种。考虑到任何物质资本品在使用过程中
都存在有形磨损和无形磨损，且流动资金是作为物质资本投入的重要组成部分，
在中国它一般占固定资产原值的1／4 1／2，占固定资产净值的比率更高(李京文、
钟学义，1998)，因而，在估算物质资本的存量时应考虑物质资本品的折旧与流
动资金。
当年固定资本存量是以前各年进行固定资产投资所形成之和。因此，只需要
依据历年的固定资产投资或固定资本形成额数据，就可估计出中国历年固定资本
存量。在进行固定资本存量估计时，由于资料的限制，假定中国初始固定资本存
晕在1952年全部形成(张军扩，1998；毕吉耀，1994)。
4．1．2物质资本品价格指数
由于不同年代的物质资本品都是以投资成本的价值量数据为基础的，不同年
代的投资所形成的资本必须换算成某一种不变价才能进行加总。所以，需要对不
同年代的物质资本品用价格指数进行平减。价格变动可以是由于通货膨胀引起
的，也可能是由资本质量变动引起，或者既包含通货膨胀因素，也包含质量变动
的因素。由通货膨胀引起的价格变动，可以用1952 2002年期间的资本价格指数
进行平减，该资本价格指数可以从中国国家统计局国民经济核算司编纂的，由东
北财经大学出版社出版的《中国国内生产总值核算历史资料：1952—1995))与中
国统计出版社出版的《中国国内生产总值核算历史资料：1996 2002》中提供的
有关资本形成总额指数资料换算得到，2003年的数据从2004年的《中国统计年
鉴》中获得。至于资本质量变动引起的物质资本品价格变动，本身就包涵了物质
资本投入所导致技术进步的因素，因此，无须平减。根据《中国困内生产总值核
算历史资料：1952—1995))、《中国困内牛产总值核算历史资料：1996 2002))、2004
年《中国统计年鉴》提供的有关资本形成总额指数资料，可以换算得到以1990
74
浙江人学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
年为不变价格的固定资本价格指数。换算过程为：
首先，将1952年为100的同定资本形成总额指数换算成以1990年为100
的固定资本形成总额指数：
t(1952—1995年)年同定资本形成总额指数(1990=100)=100 Xt年固定
资本形成总额指数(1952 100)／1990年固定资本形成总额指数(1952-100)或：
t(1996 2002年)年固定资本形成总额指数(1990=100)=100×t年固定
资本形成总额指数(1978=100)／1990年固定资本形成总额指数(1978=100)
2003年固定资本形成总额指数(1990=100)=2002年固定资本形成总额指数
(1990=100)×2003年固定资本形成总额指数(上年=100)
其次，用1990年的资本形成额乘以上面得到的t年固定资本形成总额指数
(1990=100)，得到以1990年为100的不变价固定资本形成额。即：
t年固定资本形成额(1990=100)=t年固定资本形成总额指数(1990=100)
x 1990年的资本形成额
最后，用t年价格的固定资本形成额除以1990年为100的不变价的固定资
本形成额，得到以1990年为100的t年价格指数：
t年固定资本价格指数(1990=100)=t年价格的固定资本形成额／t年固定
资本形成额(1990=100)
根据上述过程计算得到中国历年以1990年为100的固定资本价格平减指数
和存货增加(流动资本)的价格平减指数。由于《中国国内生产总值核算历史资
料：1996—2002>)中缺少2000—2002年的存货增加增长指数数据，根据《中国统
计年鉴》(2003)中2000 2003年的商品零售价格指数(上年=100)经过换算
(1990=100)来替代各年的存货增加的价格指数(1990=100)。1952—2003年中
国资本价格指数见表4．1。
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相哭关系研究
表4．1 1952—2003年中国物质资本价格指数
固定资席吲定资牟固定资产存货增存货增加存货增
崮定资产形成额总形成总额形成总额
同定资本
存货增加的增的增长指
存货增
加的价
价格指数枷
年份彤成总额指数指数(亿元) 加长指数数崭指数
(1990=1 “990=l
(亿元) (1978=1 (1990=1 (1990=lO (亿几) (1978=1 (／990=100 (1990=l
30) 30)
30) 30) )) DO) DO)
1952 80 7 7．6 3 2 151 4 53 3 73 21 1 7．2 123．3 59．2
1953 11 5．3 109 4．6 217 7 52 9 83 23 9 8．2 140．4 591
1954 140．9 13．5 5．7 269．7 52 2 86 24 2 8 3 142．1 60．5
1955 145 5 14 5 6．1 288．7 50．4 76 2l 9 7 5 1284 59．2
1956 219．6 22．0 9．2 435 3 504 38 12 7 44 75 3 50．5
1957 187．0 19．6 8．2 388．0 48 2 93 27．7 9 5 162 6 57．2
1958 333 0 34．7 14．6 690 9 48 2 99 29 8 102 174．6 56．7
1959 435 7 41．9 176 832 8 52 3 186 55 l 18．9 323．6 57 5
1960 473 0 45．6 191 903 8 524 102 31 0 10 6 181．5 56 2
1961 227 6 22 4 94 444．8 51 1 47 13．7 4 7 80 5 58 4
1962 175 l 16．0 6．7 317．O 55 2 3 64．85
1963 215．3 1 8_8 7 9 373．9 57 6 50 ll 9 4l 70 2 71 2
1964 290 3 25．9 10．9 515．8 562 60 14 9 5 1 87 3 68．9
1965 350．1 32．3 13 5 638．8 54．8 112 32 2 11．1 190．0 58．9
1966 406 8 38 2 16 0 757．1 53 7 163 46．5 16．0 273 9 59 5
1967 323 7 30 3 12 7 601 0 53．9 102 31 9 11．0 188 3 54】
1968 300 2 29．1 122 577．3 51．9 132 42 5 14．6 249 9 52．8
1969 406 9 404 169 799 7 50 8 79 27．7 9 5 162 6 48 6
1970 545．9 54．2 22 7 10742 50 8 199 646 22 2 380 0 524
1971 603 0 59 3 24 9 1178 3 51．2 216 70．5 24 2 414 3 521
1972 6221 60．4 25．3 1197 2 51．9 169 55 5 19．1 326 9 51．7
1973 664 5 644 27 0 12776 520 239 78 5 26．9 460．5 51 9
1974 748l 724 30．4 1438．5 52．O 188 61 7 21 2 362．9 51 8
1975 880．3 84 2 35 3 16704 527 182 594 204 349．5 52．1
1976 865 1 82 2 34 5 1632．5 53．O 125 42 7 14 7 251．7 49 7
1977 911 1 85．3 35．8 1694．I 53 8 187 62 3 21 4 366 4 51．O
1978 1073，9 1000 41 9 1982．8 54．2 304 100．0 34 3 5872 51 8
1979 1151 2 104 9 440 20821 55_3 323 98 4 33．8 578 7 55 8
1980 1318．0 1166 48 9 2313 9 57．0 272 84．7 291 498 2 54 6
1981 1253．0 1074 45 l 21341 58．7 328 101 3 34 8 595．8 55．1
1982 1493 2 125 1 53 5 2531．62 59 0 267 8l 0 27 8 475 9 56．1
1983 1709 0 139 7 58．6 2773．0 61．6 296 87 2 29 9 511 9 57．8
1984 2125 6 167 0 701 33171 641 343 100．3 344 588．9 58．2
1985 2641 0 193 6 81．2 3842．3 68．7 745 203．1 697 1193．3 62．4
5《中国国内生产总值核算历史资料：1952—19951)中缺少1962年的存货增加增艮指数数据，1962年存货
增加的价格指数取1961年与1963年的平均数。
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浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1986 3098．0 213 5 89 6 42399 73 1 748 195 7 67。2 1150 5 65 0
1987 3742 0 245 0 102 8 4864 5 76 9 580 140 2 48．1 823．5 70．4
1988 4624．0 266．7 111．9 5295l 87．3 87l 18l 6 62’3 1066 6 81 7
1989 4339 0 230 6 96 7 4575 8 94 8 1756 321 5 1104 1890．0 92．9
1990 4732 0 238 4 100．0 4732．0 100．0 1712 291．3 100 0 1712 0 100 0
1991 5940 0 275 8 115．7 5474 9 108 5 1577 254 6 87．4 1496 3 105 4
1992 8317 341．7 143 3 678l O 122 7 1319．0 184 3 62，3 10666 123 7
1993 12980 4264 1 78 9 8465 5 153 3 2018．0 231 3 794 1359 3 148 5
1994 16856 501 9 210．5 9960．9 169．2 2404．3 237．8 8l 6 1397 0 172】
1995 20301 570 2 239 2 1131 8．9 1794 3576．5 3060 105 0 17976 199 0
1996 233361 630 6 264．5 12516．1 1864 3531．1 285．5 98．0 1677 8 210．5
1997 25154．2 668．4 2804 13268．5 189 6 3303．4 267 8 91．9 1573．3 210 O
1998 27630 8 748 6 314．0 14858．5 186 0 1915．1 147 0 50．5 864．6 221．5
1999 29475．5 786．0 329．7 15601．4 188 9 12261 95 4 32 7 559 8 219．0
2000 32623 8 860．7 361．O 17082．5 191 0 ．124．0 ．57．5 215．7
2001 36813．3 967．4 405．8 19202．5 19l 7 647．5 302 6 214 0
2002 42168 3 1105．7 463．8 21947．0 1921 187．1 88 6 2儿．2
2003 55566．61 1457．3 611．3 28926．7 196．3 134．4 60．7 221 3
资料来源：奉表1952—1995年数据取自中围围家统计局国民经济核算一J编纂的，由东北财经大学出版社1997
年出版的《中国国内生产总值核算历史资料：1952—1995)》；1996—2002年取自中国国家统计局国民经济核
算司编纂的，由中国统计出版社2004年出版的《中国国内生产总值核算历史资料：1996 2002》。其中，
1952 1977年的崮定资奉形成额增长指数与存货增加的增长指数(1990=100)由(1952=／00)换算而得；
1978 2002年的固定资本形成额增长指数弓存货增加的增长指数(1990=100)由(1978=100)换算而得。
价格指数是根据奉文中的方法和奉表中同定资本形成额及其增长指数估计得到。《巾圈国内生产总值核算历
史资料：1952 1995》中缺少1962年的存货增加增长指数数据。2003年的数据来自《中周统计年鉴》2004。
4．1．3 1952年固定资本存量的确定
一般而言，现有研究多数将固定资本存量估算的时间起点确定在1952年初。
由于统计年鉴上没有公布的中国早期的固定资本存量，所以要确定1952年的资
本存量，一般都要采取推算的方法来获得。由于各研究者所采用的推算方法各不
相同，他们所得出的数据有较大的差异。贺菊煌(1992)认为考虑到在1964 1971
年与1971—1978年这两段时期内经济体制和国家政策比较稳定，可以假设固定资
奉在这两段时期内平均增长率相等，他利用迭代方法计算出1964年的固定资本
存量，并计算出的1952年固定资本存量等于946亿元(1990年不变价)；邹至庄
(Chow，1993)估算出1952年的全社会固定资本存量为582．76亿y÷(其中不包括
农业部门的固定资本存量和土地的价值)，不含十地的全社会固定资本存量为
1030亿元(1952年不变价)；张军扩(1998)假定我国初始固定资本存量在1952
浙江人学博士学位沦文』1义资本投入与技术创新能力相关关系研究
年全部形成，而1952年同定资本存量相当于当年GDP的3倍，即为679×3=2037
亿元(1952年不变价)；唐志红(1999)通过不断优化生产函数在20世纪50年代
区间的拟合度，采用逐步逼近的方法测算出中国1953年的资本存量为1800亿元
(1980年不变价，其中是否包括十地没有交代)；王小鲁和樊纲(2000)的研究，
推算将1952年资本存量设为1600亿元(1952年4i变价)；张军和章元(2003)
依据上世纪50年代初，上海市的61)P占全国GDP的比例为6％左右，固定资产投
资占全国固定资产投资的比例为3％4％的摹础上，假设上海市拥有的资本存量占
全国固定资本存量的比例与上海市的投资占全国总投资的比例和上海市的GDP
占令国总GDP的比例基本相当，推测1952年全国的固定资本存量是上海市固定
资本存量的约25倍，估计全国的固定资本存量在673亿元左右。若加上农业资
本存量(不包括土地资本)，1952年中国的固定资本存量可能在800亿元左右
(1952年不变价，不包括土地)。为了便于比较，我们将各研究者所测算的固定
资本存量换算成1990年的不变价如下6：
表4 2 不同研究者对1952年固定资本存量的估算结果单位：亿元
王小鲁和樊
贺菊煌邹卒序张军扩府志红张军和章元
纲
崮定资本存量946 1030 2037 1800 1600 800
(当年价格) (1990=100) (1952-100) (1952-100) (1980-100) (1952-100) (1952-100)
同定资本存量
946 1932 3822 3158 3002 150l
(1990-100)
卜．面的对比说明他们之间的差距相当大。其中张军扩的估算值最大，贺菊煌
的估算值最小，前者是后者的4倍。本文确定1952年我国固定资本的存量取当
年GDP的2．6倍即以1952年不变价格计算为679×2．6=1766亿元，以1990年不
变价格计算为3336．2亿元。
4．I．4固定资本折旧
引起物质资本存量估算偏差的另一个原因是折旧的核算。对于固定资本的折
旧的处理涉及到资产的磨损是用重置率还是用折旧率的问题，从理论上说，利用
永续盘存法估算资本存量时，固定资本的折旧应该用重置率而非折旧率。这是因
6各年相应的固定资奉价格指数见表4．i。
78
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
为，重置是指生产能力的维持或恢复，只有在资本品的相对效率是按照几何方式
递减的时候，折旧率和重置率才是相等的。任若恩和刘晓生(1997)以及黄勇峰等
(2002)对此有详细讨论和研究。但已有研究中绝大部分并没有对重置率和折旧
率加以区分。
已有研究对折|H进行处理的方法主要分为两类：第一类是利用国民收入关系
式来间接核算，如邹(Chow，1993)使用公式：“折旧额=GDP一国民收入+补贴一间接
税”，来计算1978年至1993年全国的折旧额，李治国和唐国兴(2003)在计算
1994年之后的全国折旧额时，是通过加总各省的折旧额而进行的；第二类是大
部分研究采用的方法，就足估计一个合理的折旧率，对历年资本存量进行扣减。
但是在折旧率的选择上，各个研究有较大的出入。帕金斯(Perkins，】998)、胡
永泰(1 998)、王小鲁(2000)以及王和姚(Wang and Yao，2001)均假定折旧率为5％；
杨格(Young，2000)则假定6％的折旧率，这也是霍尔和琼斯(Hall and Jones，1999)
研究127个国家资本存量时采用的通用折旧率；宋海岩等(2003)假设资本的物
理折旧程度与经济增长率成正比，在官方公布的名义折旧3．6％的基础上加上经
济增长率作为实际折旧率；龚六堂和谢丹阳(2004)假定折旧率为10％；黄永峰
等(2002)在对一项中国制造业资本存量的研究中，估算出设备的经济折旧率为
17％，建筑为8％。
鉴于各研究者对折旧率的假定有较大的差异，得不出历年来固定资本折旧的
精确的数据，所以没有必要也没有意义用精致的模型和计算方法来计算每年的固
定资本折旧量。故本文采用简单的直线折旧法，而非代表几何效率递减的余额折
旧法。本文在确定折旧率时主要考虑：在1952 1977年期间，我国固定资产投资
多集中于基础设施和重工业部门的厂房和设备的建设上，这些部门的固定资产折
旧年限平均在33年左右。而且许多固定资产存在超期服务，且无形的磨损较小，
凶此按33年折旧年限计算，固定资产折旧率为3％；20世纪80年代，技术进步
加快，轻化工行业及电子、通讯业的发展迅速，使总体固定资产的平均折旧年限
下降，估计在20年左右。因此，1978—1990年期间固定资产折旧率可定为5％；
20世纪90年代以来，我国经济高速发展，科学技术水平快速提高，固定资产的
技术含量不断增加，新材料、新产晶、新工艺广泛应用加快了固定资产的无形耗
损和更新，固定资产的折旧年限必然缩短，估计在14 15年左右，固定资产折旧
浙江大学博士学位论文，。义资本投入与技术创新能力相关关系研究
率为7％。
当年同定资本存量及当年物质资本存量由以下公式计算：
当年固定资本存量=上年固定资本存量当年固定资本折旧+当年固定资本形
成额
或：当年固定资本存量=上年固定资本存量×(卜折旧率)+当年固定资本形成额
当年物质资本存量=上年物质资本存量一当年崮定资本折旧+当年物质资本形
成总额
由于当年的资本形成总额实际上是当年年末的资本形成总额，而当年发挥作
用的物质资本应该是当年年均的物质资本，当年发挥作用的新增物质资本应该是
当年年均的物质资本形成总额，即当年年初的物质资本形成总额(上年年末的物
质资本形成总额)与当年末的物质资本形成总额的平均值。同样，估算的当年物
质资本存量实际上是当年年术的物质资本存量，而当年发挥作用的物质资本应该
是当年年均的物质资本存量即当年年初的物质资本存量(上年年末的物质资本存
量)与当年末的物质资本存量的平均值，或者：
当年年均物质资本存量=上年年末物质资本存量+当年的物质资本形成总额
／2一当年固定资本折旧额／2=卜年年末物质资本存量+(当年的固定资本形成总额一
当年固定资本折旧额+当年的存货增加)／2
由此，可计算得到中国1952—2003年每年的固定资本形成和存货增加、物质
资本形成总额、物质资本存量、年均物质资本存量，见表4．3。
表4．3中国固定资本形成和存货增加、物质资本形成总额、物质资本存量、年均物质资本存量
固定资固定资本
存货
存货增加存货增资本形
固定
固定资崮定资率年均物
固定资物质资
本价格形成总额的价格指加啦总额本折】口存量质资本
产形成增加资本本存量
年份指数(亿元) 数(亿JL) (亿儿) 颇(亿元) 俘量
总额( 亿折旧(1990-1
(1990=1 (1990-lOO (1990 10 (1990-1 (1990-1 (1990=1 (1990-lO (1990-l
(亿元) 元) 率％ 00)
)0) 0) oo) )O) 90) ∞ 30)
1952 80 7 53．3 15l 4 73 59．2 123．3 274 7 3 3336．2 3459 5 3322．2
1953 115 3 52．9 217 7 83 59．1 140．4 3581 3 100．1 3453．8 3717．5 3588．5
1954 140．9 52．2 269．7 86 60．5 142．1 411 8 3 103 6 3619 9 4025．7 3871 6
1955 145．5 50．4 288 7 76 59 2 128．4 4171 3 108 6 38000 4334．2 41800
1956 219 6 50．4 435 3 38 50 5 75．3 510．6 3 114．o 4121 3 4730．8 4532 5
1957 187 o 48 2 3880 93 57．2 162．6 550 6 3 123 6 4385．7 5157．8 4944．3
1958 333 o 48 2 690 9 99 56．7 174．6 865 5 3 131．6 4945 o 5891．7 5524．8
1959 435 7 52 3 832 8 1 86 57 5 323．6 11564 3 1484 56294 6899 7 6395．7
浙江人学博士学位论文义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
1960 473 0 524 903．8 102 56．2 181 5 1085 3 3 168 9 6364．3 78161 7357 9
1961 227 6 5l l 444．8 47 584 80．5 525．3 3 190 9 6618 2 8150．5 7983．3
1962 175 1 55 2 317．0 3 64 8 4 6 321．6 3 198 5 6736 7 8273．6 8212．1
1963 215 3 57．6 373 9 50 71 2 70．2 4“1 3 202 1 6908．5 8515 6 8394．6
1964 290．3 56 2 515．8 60 68 9 87 3 603．1 3 207．3 7217．0 8911 4 8713 5
1965 350．1 54 8 638 8 112 58 9 190 0 828 8 3 216．5 7639．3 9523．7 9217 6
1966 406．8 53 7 7571 163 59 5 273 9 1031 0 3 229．2 8167 2 10325 5 9924-6
1967 323．7 53．9 601 0 102 54l 188．3 789 3 3 245 0 8523．2 10869 8 10597 7
1968 300．2 51．9 577．3 132 52_8 249．9 827，2 3 255 7 8844 8 11441_3 11155．6
1969 406 9 50_8 799 7 79 48．6 162．6 962 3 3 265．3 9379．2 12138．3 11789．8
1970 545 9 50．8 1074 2 199 524 380．0 1454 2 3 281_4 10172．O 133lll 12724 7
1971 603 0 51．2 1178 3 216 521 414 3 1592 6 3 305．2 110451 14598 5 13954-8
1972 622 l 51．9 11972 169 51 7 326．9 1524．1 3 331 4 11910．9 1579I．2 15194 9
1973 664 5 52 0 1277 6 239 51 9 460．5 1738．1 3 357．3 12831 2 17172．0 16481 6
1974 748．1 52．O 1438 5 188 51 8 362 9 1801．4 3 384 9 13884 8 18588 5 17880．3
1975 880 3 52．7 16704 182 521 349 5 2019．9 3 416 5 15138．7 20191 9 19390 2
1976 865．1 53 0 1632 5 】25 49．7 251 7 1884 2 3 454 2 16317．0 2162l 9 20906 9
1977 911 1 53 8 1694．1 187 51．0 3664 2060．5 3 489 5 17521．6 231929 22407．4
1978 1073．9 542 1982．8 304 51．8 587．2 2570 0 5 8761 18628 3 24886．8 24039 9
1979 1151．2 55．3 20821 323 55．8 578．7 2660 8 5 931 4 197790 26616 2 2575I．5
1980 1318．o 570 2313 9 272 54 6 498 2 28121 5 989．0 21103．9 28439 3 27527 8
1981 1253．0 58．7 21341 328 55 1 595．8 2729 9 5 1055 2 221 82 8 301140 29276．7
1982 1493 2 59 0 253l 6 267 561 475．9 3007 5 5 11091 23605 3 32012．4 31063 2
1983 1709 0 61．6 2773．0 296 57 8 511 9 3284．9 5 1180 3 25198 0 34117 0 33064 7
1984 2125 6 641 33171 343 58 2 588．9 3906 0 5 12599 27155．2 367631 354401
1985 2641．O 69 7 3842．3 745 624 1193 3 5035．6 5 1362 8 29634．7 40435 9 38599．5
1986 3098 0 73 1 4239 9 748 65．0 1150 5 5390．4 5 1481．7 32392．9 44344 6 42390．3
1987 37420 76．9 4864．5 580 704 823 5 5688．0 5 1619．6 35637．8 48413 0 46378 8
1988 46240 87．3 5295l 87l 8l 7 1066 6 6361．7 5 1781．9 3915l_0 52992 8 50702 9
1989 4339．0 94．8 4575 8 1756 929 1890．0 6465 8 5 1957．6 41769 2 5750l 0 55246．9
1990 4732 0 100．0 47320 1712 1000 1712 0 6444 0 5 2088．5 44412．7 61856 5 59678 8
1991 5940 0 108 5 54749 1577 105．4 1496 3 6971 2 7 3108 9 46778 7 65718．8 63787．7
1992 8317 122 7 6781 0 1319．0 123 7 10666 7847 6 7 3274．5 50285 2 70291．5 68005 2
1993 12980 153 3 8465 5 2018 0 148 5 1359．3 9824 8 7 3520 0 55230 7 76596．3 73443．9
1994 16856 169 2 9960．9 2404 3 172l 1397 0 11357 9 7 3866．1 61325 5 84088．1 80342 2
1995 20301 1794 1131 8 9 3576 5 199．0 17976 13116 5 7 4292．8 68351 6 92911．8 88500．0
1996 233361 i864 12516．1 35311 210 5 1677 8 14193．9 7 4784 6 760831 102321 976164．5
1997 251542 1 896 1 3268．5 3303．4 2100 1573 3 14841 8 7 5325．8 84025．8 儿18371 107079．1
1998 27630．8 1860 14858 5 1915．1 221 5 864．6 157231 7 5881 8 93002．5 1 21678 4 116757 8
1999 29475．5 188．9 1 5601 4 1226．1 219．0 559．8 16161 2 7 6510 2 102093．7 131329 4 126503．9
2000 32623．8 191．0 17082 5 ．124 0 215．7 ，57．5 17025 0 7 71466 112029 6 141207．8 136268 6
2001 36813_3 191．7 19202 5 647．5 214．0 302．6 195051 7 7842l 123390．0 152870 8 147039 3
81
浙江大学博士学位论文』1义资本投入与技术创新能力相关关系研究
【2002 42168_3 192．1 21947．0 1871l 211 2 88．6 22035 6 7 8637 3 136699 7 166269 11159570 0
2003 55566．6 196．3 28307．0 134．40l 221．3 60．7．0 28367 7 7 9569．0 155437．7 185067．81175668．5
资料来源：奉表中1952—1995年的同定资产形成与存货增加数据取自中国国家统计同国民经济核算刊编纂
的．由东北财绎人学出版社i997年出版的《中国国内生产总值核算历史资料：／952／．995)}；1996 2002年
取白中国国家统计局国民经济核算司编纂的，由中国统汁出版社2004年出版的《中国国内生产总值核算历
史资料：1996—2002：})。其他数据来自前表得H{的相关指数发根据奉文中的方法和这些相关指数推算而得。
2003年的数据来自《中国统计年嚣》2004年，并经过相应的换算。
4．1．5 中国固定资本存量估计结果的比较检验
将本文对中国固定资本存量估计结果与其他学者的估计结果进行比较，可以
发现本文估算出的巾国1952年的同定资本存量值仅小于王会营的估算，大于贺
菊煌一张军、王小鲁和樊纲的估算，足张军和章元的估算值的4倍(见表4．4)。
因而，本文所估算的1952 2003年的中国固定资本存量也大丁其他学者的估计结
果。但是，本文确定1952年中困固定资木的存量取当年GDP的2．6倍，即以1952
年不变价格计算为679×2．6=1766亿／÷，以1990年不变价格计算为3336．2亿7i
估算是比较合理的(见表4．5)。
表4 4 中国固定资本存量估计结果的比较检验单位：亿元(1 990年=100)
贺菊煌张军土会营的估算土小鲁和樊纲张军和章元的国内生产总值
年份本文的估算
的估算的估算估算(当年=100)
1952 1396．9 4084．5 3001．6 800．o 3336．2 679．o
1953 1609 2 4230．5 3031．6 884 3 3453 8 8240
1954 1683．2 4409．8 3099．2 986．6 3619．9 859．o
1955 1797 8 4588．1 3193．o 1088 6 3800．o 9lo．o
1956 2068．7 4825．1 3365 5 1331 0 4121 3 1028 o
1957 2173．5 5089．8 3562 5 1488 9 4385 7 1068 o
1958 2634．5 5570．o 3904 0 1841 7 4945 o 1307 o
1959 2867．8 6258．4 4288 5 23964 56294 1439 o
1960 2858．o 6861．2 47031 2979 2 6364 3 1457 o
1961 2077．1 7035．4 4800．7 3163，o 6618 2 1220 o
1962 1961．2 7048．7 4813 8 3237 5 6736 7 1149．3
1963 2160．9 7158．5 488l 4 3373．8 6908．5 1233 3
1964 2554．9 7379．o 5065 2 3552 3 7217 0 14540
1965 2990 7 7767．2 5416 o 3883 8 7639．3 1716．1
1966 33120 8297_3 5684 3 4276 5 8167 2 1868 o
7王余营的固定资产存量估算值原是以1978年的不变价格计算的，表中的数据己将1978年的不变价格换
算成1990年的不变价格。
82
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1967 3123．4 86291 5706 8 4592 8 8523 2 1773 9
1968 2994 9 8986 8 5689．9 4865l 8844 8 17231
1969 3500 5 9418 5 58306 523l 8 9379 2 1937 9
1970 4180 8 10212 0 6247．1 58297 101720 2252 7
1971 4475 5 11080 8 65791 6548 7 110451 2426．4
1 972 4643 2 11873 2 6922 4 7248．1 11910 9 2518．1
1973 50077 12803 6 74609 7949．0 12831．2 2720 9
1974 5123．7 13747．2 80049 8732．0 13884．8 2789 9
1975 5569 3 14823 6 8680 3 9617．1 15138．7 2997．3
1976 5478．5 157649 9214．9 10469 0 163170 2943．7
1977 58961 16809．9 9970．9 11247．6 17521．6 3201 9
1978 6584 8 17868．4 10957．7 12362 0 18628 3 3624l
1979 7083 5 18938 7 12162l 13416．2 19779．0 4038 2
1980 7638．0 20063 7 12826 2 14295 8 21103 9 4517．8
1981 8038 9 2110664 13595．3 15019 0 22182．8 48624
1982 8766 7 221954 14576 5 15789 0 23605．3 5294 7
1983 9719．3 23509．1 15782 8 16852 5 25198．0 5934 5
1984 11193．0 252144 17332 4 18266 0 27155．2 7171．O
1985 12700 2 27656．2 19319．0 20217 8 29634．7 89644
1986 13824 7 30237 3 21975 5 22194．2 32392．9 10202 2
1987 15425 5 32921．2 24926 4 24339．7 35637．8 1】962 5
1988 1 7166．0 35964．0 28061 2 26635．7 39151．0 14928．3
1989 17863．0 38909．2 30644 5 28957．9 41769 2 16909．2
1990 18548 9 41501．2 33130．2 310324 44412 7 18547．9
199l 20251 7 44337．7 35741．6 33222 6 46778 7 21617 8
1992 23136．2 47676．2 38932．6 35875 5 50285 2 266381
1993 26261．0 52270．0 42823．5 38976 2 55230 7 346344
1994 29582 7 57736 8 47468．4 42697 7 61325 5 46759．4
1995 32693 5 64195 2 52901．3 46623．4 68351 6 58478l
1996 35832 2 71312．9 59791．9 50880．4 760831 67884 6
1997 38985 0 78676 8 67333 4 55732 7 84025 8 74462 6
1998 42025．9 87019．3 76004 3 615821 93002 5 78345 2
1999 45009 8 84667 6 677004 102093 7 82067．5
2000 486lO 5 74195．0 1 12029．6 89468．1
2001 521591 8141 3 2 123390．0 97314 8
2002 136699．7 104790．6
2003 155437．7 116603．2
资料来源：贺菊煌和张军的估算数据来自贺菊煌(1992)与张军(2002)；王金营的估算数据来自工会营
(2001)；王小鲁和樊纲的估算数据来自王小鲁、樊纲(2000)，并将其原以1．952年为不变价格计算的估算
数据换算成虬1990年为小变价格计算的估算值；张军和章元的估算数据来自张军、章元(2003)。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 5 各年固定资本估算值与当年(II)P之比(1990=100)
国内生产总值围内生产总国内生产总值指国内生产总值奉文的估算固同定资奉估算
年份
(当年=t00) 值指数8 数(1990=100) (1990=100) 定资本值／COP
1 952 679．0 100．0 7 53 1396 7 3336．2 2 4
1953 824．0 115 6 8 71 1615．5 3453．8 2 1
1954 859．0 120．5 9 07 1682 3 3619．9 2 2
1955 9100 128．7 9 69 1797 3 3800 0 2 1
1956 1028 0 148．1 ll 2 2077．4 4121．3 2，0
1957 1068 0 155．6 11 7 2170．1 4385．7 2 0
1958 1307．0 188．6 14．2 2633．8 4945．0 1 9
1959 1439 0 205．3 15 5 2874 9 56294 2．0
1960 1457．0 204．6 154 28564 6364．3 2．2
1961 12200 148．7 11 2 20774 6618 2 3 2
1962 1149 3 140 4 10 6 19661 67367 3 4
1963 1233．3 154 7 11 6 21 51 6 6908 5 3 2
1964 1454．0 182．9 13 8 2559 6 7217．O 2 8
1965 1 716l 2141 16l 2986 2 7639 3 2 6
1966 1868．0 237．1 17 9 3320．1 8167 2 2 5
1967 1773 9 223 6 16．8 3116．0 8523．2 2 7
1968 1723l 2144 161 2986．2 8844．8 3 0
1 969 1937 9 250 6 18 9 3505 6 9379 2 2．7
1970 2252．7 299 3 22 5 4173 3 10172 0 2 4
1971 2426．4 3204 241 4470 0 110451 2 5
1972 2518．1 332．4 25．0 4637 0 11910 9 2．6
1973 2720．9 358 5 270 5007 9 12831 2 2 6
1974 2789 9 366 8 276 5119 2 13884 8 2 7
1975 2997 3 398 7 300 55644 15138 7 2．7
1976 2943．7 392 2 29 5 5471 6 16317 0 3．0
1977 3201．9 422 1 31．8 5898．2 1752l 6 3．O
1978 36“．1 471 4：100 35 5 6584 5 18628．3 2 8
1979 4038．2 107．6 38．2 7085．3 19779．0 2 8
1980 4517．8 116．0 41 2 7641 7 21103．9 2 8
1981 4862．4 122l 43 3 803l 2 22182 8 2 8
1982 5294．7 133 1 47 2 8754 6 23605 3 2．7
1983 5934．5 147．6 524 9719l 25198．0 2．6
1984 7171．0 170 O 60 3 111 844 27155 2 2 4
1985 8964．4 192．9 68 5 12705 3 29634．7 2．3
1986 10202 2 210 0 74．5 13818．2 32392．9 2 3
1987 11962 5 234．3 83 2 15431 9 35637 8 2．3
1988 14928-3 260 7 92 5 17156 8 39151 0 2 3
8 1952 1978年的国内生产总值指数(1952=100)来自《中国国内生产总值核算』力史资料(1952—1995)》
1978—2002年的国内生产总值指数(1978=100)来自《中国围内生产总值核算历史资料(1996—2002)》。
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1989 16909 2 271．3 96 3 17861．6 41769．2 2．3
1990 185479 281 7 100 18547．9 44412．7 2 4
199l 21617．8 307 6 109 2 20254．3 46778．7 2 3
1992 26638．1 351 4 124 7 23129．2 50285．2 2 2
1993 346344 398 8 141 6 26263 8 55230 7 2 1
1994 467594 449 3 159．5 29583 9 61325 5 2 1
1995 58478．1 496．5 176 3 32699 9 6835l_6 2 l
1996 67884．6 5“l 193 1 35816 0 760831 2 1
1997 74462．6 5922 2102 38987．7 84025 8 2 2
1998 78345．2 638．5 2267 420481 93002 5 2 2
1999 82067．5 6841 242．8 45034．3 102093 7 2-3
2000 894681 738．8 262．3 48651．1 112029．6 2 3
2001 97314 8 794．2 28l_9 52286．5 123390．0 2 2
2002 104790 6 857．4 3044 56459 8 136699．7 2．4
2003 116603 2 954 3 338．8 62840 3 155437 7 2 5
资料来源：19,52—1995年的国内生产总值数据柬自《叶1田园内生产总值核算历史资料(1952—1995)》；
1996 2002年的国内生，^总值数据来自《中周国内生产总值核算历史资料(1996—2002)》；2003年的数据来
自2004年的《中国统计年鉴》。
根据本文估算按当年价格计算的的固定资本值与各年的GDP值之比的平均
值约为2．6，以1990年不变价格计算的固定资本值与GDP值之比的平均值约为
2．4。由此可以验证本文确定1952年我国同定资本的存量取当年GDP的2．6倍即
以1952年不变价格计算为679×2．6=1766亿元，以1990年不变价格计算为
3336．2亿元是合理并比较准确的。
4．2 R&D资本投入的度量
RgLD资本是指以资本的货币形态投入的用于生产知识与技术的研究开发经费。
在对R＆D的定义和统计规定方面，经济合作与发展组织(OECD)实际上启动
最甲。1963年6月，OECD在意大利的弗拉斯卡蒂召开f OECD成员国R&D统计
专家会议，制定并通过了《R＆D调查的推荐标准与规范》(《弗拉斯卡蒂手册》)。
由于OECD成员国包括了当今世界上科技与经济最发达的国家，所以《弗拉斯卡
蒂手册》对R＆D的指标定义及其数据统计也就成为其他国家的规范。联合国教科
文组织实际上是参照了《弗拉斯卡蒂手册》的规范和标准之后，根据发展中国家
的具体情况，于20世纪70年代制定了《科学技术统计指南》。我国的科技统计
从1985年科技普查起就以国际标准和规范为依据，在经过研究之后，于20世纪
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能儿相关关系研究
90年代初，将联合国教科文组织的定义和分类与巾国的国情相结合，规定我国
的科技活动包括研究开发、研究开发成果的应用和科技服务三类活动。幽家统计
局从1992年开始发布中国的研究开发统计数据，开始与国际分类标准接轨(周
寄中，2002)。目前我国统计体系中把R&D支出定义为用于R&D活动(基础研究、
应用研究、实验发展)的全部实际支m，包括用于R&D活动的直接支出和间接用
于R&D活动的支出(如研究院、所管理费，维持研究院、年正常运转的必需费用
和与R&D有关的基本建设支出)。基础研究是指探索自然界的物质运动，变化规
律的研究，是发展新知识、新技术的理论基础；应用研究是指为了将基础研究的
成果运用于改变现实的社会经济生活的某种实用目的的研究；试验发展则是利用
研究成果，寻求明确具体的技术突破的研究。
根据行为主体的不同，R&D分为由政府部门提供支持的R&D活动和私人部门
R&D活动。政府部门资助的R&D，基本上是在大学或专门研究机构中进行，开发
的成果多数具有基础意义或者某一领域中的普遍实用性，具有公共产品的性质，
持续周期长、不确定性因素多、风险大，私人企业彳i愿意、也无力从事。私人部
门的研究与开发，是企业为了跟上行业技术发展、实现利润最大化，在企业设置
技术研究与开发机构从事的该企业新技术、新产品的开发工作。
4．2．1 中国R&D资本投入的度量
中国的R&D资源主要分布在政府部门所属的研究与开发机构、企业、高等教
育部门的大专院校。由于R＆D的统计概念与方法比较复杂，在政府部门所属的
研究与开发机构的年报调查中，虽然各级政府的统计人员通过逐年的培训对R＆
D概念掌握的程度在逐步提高，但是对于基层调查单位，由于面比较广，统计人员
培训的力度不够，而且人员变动也比较频繁。因此，1995年以前，中国政府部门所
属的研究与开发机构年报调查表中没有让基层单位直接填报R＆D数据，中围科
研机构的R＆D总量数据都是推算出来的。1996年以后机构年报渊查表中增加
了R＆D方而的指标，但目的是给填报单位灌输R＆D的概念，实际用数时并没
有使用机构填报的R＆D数据，因为填报单位的财务账目并没有按R&D来划分
再加_匕许多单位的填表人员对R＆D的概念并不十分清楚，因此有许多单位填报
的R＆D数据都不准确。中国国科研机构的R＆D总量数据仍然是推算出来的。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
L卜『国每年的R＆D资本投入额呵以从《新中国五十年统计资料汇编》及各年的
《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》等相关统计资料中获得。中国1952 2003
年每年的R&D资奉投入额、R＆D支出占GDP的比重及R&D投入增长率，见表4．6。
表4 6 中国每年的R&D资本投入额、R&D支出占(IDP的比重及R＆D投入增长率
国内牛产总国家财政支
R＆D支出
R＆D支出占I{gd)支出占商品价格平R＆D支出Rg,d)投入增
年份值GI)I'的比草周家财政支减指数(亿元) 长率
(亿元)
(亿儿) (亿儿) (％) jlI的比重(％) (1990=100) (1990=100) (L年=100)
1952 679 0 1721 39 70
1953 824．0 219 2 0．56 0．068 0．26 4l 10 I 36
1954 8590 2441 1．22 014 0．50 42 00 2．90 13．2
1955 910．0 262．7 2．13 0．23 0．8l 42．40 5．02 73 1
1956 1028 0 298 5 5．23 O．5l 1．75 42 40 12_33 145 62
1957 1068 0 296 0 5．23 049 1．77 43．00 12．16 —1 4
1958 13070 4004 11．24 O．86 2．81 4310 26 08 114 5
1959 1439．0 543．2 19．15 1．33 3．53 43 50 44．02 68．8
1960 1457 0 643 7 33 81 2 32 5．25 44 80 7547 71 4
1961 12200 3561 1949 1 60 5．47 5200 37 48 —50 3
1962 1149 3 294 9 13 73 l 5l 4．66 54．00 25 43 32 2
1963 1233．3 3321 18 61 1 51 5 60 50 80 36 63 44 0
1964 14540 393 8 24 27 l 67 616 48 90 49 63 35 5
1965 17161 460．0 2717 l 58 5 91 4760 57 08 15．0
1966 1868 0 537 7 25 06 1 34 4 66 47 50 52 76 ．7 6
1967 1773．9 439．8 15．35 0．87 3 49 4715 32．56 —38．3
1968 1723l 357 9 14 80 0．86 414 47 20 31．36 —3．7
1969 19379 525．9 2415 1．25 4 59 46 70 51．71 64．9
1970 2252．7 649．4 29．96 1．33 4．61 46．60 64．29 24．3
1971 24264 7322 37 68 1．55 5 15 46 30 81 38 26．6
1972 2518l 765 9 3610 l 43 4 71 4620 78 14 —4 0
1973 27209 808 8 34 59 1 27 4 28 46 50 74 39 ．4 8
1974 2789．9 790．3 34．65 1．24 4．38 4670 74．20 —O．3
1975 2997 3 820 9 40 31 1 34 4 91 46 80 8613 16．1
1976 2943．7 806．2 39．25 1．33 4．87 4690 83．69 —2 8
1977 3201 9 843 5 41 48 1．30 4 92 47 90 8660 3 5
1978 3624．1 1122l 52 89 1．46 4 71 48 20 109 73 26．7
1979 4038．2 1281．8 6229 1．54 4．86 49．20 126 6l 15 4
1980 4517 8 1228．8 64 59 1．43 5 26 5210 123 97 ．2 1
1981 48624 11384 61 58 1．27 5 4l 53．30 115 53 —6．8
1982 5294 7 12300 65 29 1．23 5_31 54 30 120．24 4l
1983 5934．5 1409 5 7910 1．33 5．6l 55．10 143 56 194
1984 7171 0 1701．0 94 72 1．32 5 57 56 60 167 35 16．6
浙江人学博士学位沦文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1985 89644 2004．3 102 90 1 15 5．12 61 60 167 05 ．O 2
1986 10202 2 2204．9 112 57 l 10 5 1l 65．30 172 39 3 2
1987 11962 5 2262．2 113 79 0．95 5．03 7010 162 33 ．5 8
1988 14928 3 2491．2 12112 0 8l 4．86 83 lO 145 75 —10．2
1989 16909 2 2823．8 127 87 0．76 4．53 97 90 130 61 ．10．4
1990 18547．9 3083．6 13912 0．75 4．5l 100．00 13912 6 5
1991 21617 8 3386．6 150 80 0．70 4．45 102 90 146 55 10．5
1992 26638．1 3742．2 209．80 0．79 5．6l 108．40 193．54 13．2
1993 346344 4642．3 256 20 0．74 4．86 122 70 208 80 10．8
1994 46759．4 5792．6 309．80 0．66 5．52 149．40 207．36 ．0．7
1995 58478．1 6823 7 348 70 0．60 5 11 171 50 203 50 ．1 9
1996 67884 6 7937．6 404 70 0．60 5 51 18l 90 222 48 9 3
1997 74462 6 9233，6 509 20 0．68 5 22 183 40 277 64 24 8
1998 78345．2 10798．2 55110 0．70 5 10 178 70 308 39 11 1
1999 82067．5 13187．7 678．90 0．83 5 15 173 20 39l 97 27．1
2000 89468．1 15886．5 895．70 1．00 5 64 170 60 525．03 33．9
2001 97314 8 18902．6 1042 50 1．07 5．52 169 30 615 77 17．3
2002 104790．6 22053．2 1287 60 1．23 5 84 16710 770 56 251
2003 116603 2 24650．0 153963 1．32 6 25 166．93 922 32 19 6
数据爿∈源：1952-1994年的GDP、国家财政支Ⅲ、R&D支出来自《新中国五十年统计资料汇编》，1995-2003
年的GDP、国家财政_支出、R＆D支出来白1998年至2004年的《中国统计年鉴》；商品价格平减指数(1990=100)
由上述资料的商品价格平减指数(1952=100)换算而成。
4．2．2中国R&D资本投入的国际水平比较
OECD在其发表的((Main Science＆Technology Indicators))(2004．1)中，
公布了包括中国、阿根廷、以色列、罗马尼亚、俄罗斯、新加坡和斯洛文尼亚在
内的37个国家(其中30个成员国)的最新科技指标数据。这37个国家R&D经
费总量接近世界研发投入总额的90％。
2002年，在37个国家中，当年汇率折算，R&D经费总额居于前五位的分别
是美国(2771亿美元)、日本(1068．4亿美元)、德国(539．7亿美元)、法国(366．2
亿美元)和英国(310．0亿美元)。中国继2001年经费总额超过意大利和韩国之
后，再次超过了加拿大，位居世界第六，达到155．6亿美元。与发达国家的R&D
经费投入相比，中国的R&D经费由2000年只占美国R&D经费总额的4％、日本的
8％、德国、法国和英国的30％左右，上升到2002年的6％、13％和40％左右。从1991
年到2002年11年间的增量看，美困增长了1157亿美元；日本增长了218亿美
元；中国以126亿美元的增长量位居世界第三。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
根据表4．6和中围科技统计网(http：／／wWw．sts．org．on)公布的2003年L卜|
国科技统计数据，“八五”期间(1991—1995年)，中国R＆D经费年均增长速度为
7．1％；“九五”期间(1996—2000年)，中国R&D经费高速增长，年均增氏速度达
到16．2％；“十五”的前三年(2001 2003年)，中国R&D经费持续高速增长，年
均增长速度仍达到18．6％。1991年至2003年，中国R&D经费由150．80亿元增加
到1539．6亿元，按1990年的不变价格计算，年均增长速度为13．4％。
图4 1中国与部分国家R&D资本投入与增长比较
资料来源：中国科技统计网(http：／／www．sts org．cn)
中国R&D资本投入总额在世界研发投入总景中所占比重随着中国R&D资本投
入总额的不断提升也明显提高。2002年，中国R&D经费占37个国家总额的比重
达到2．4％，比1991年的0．6％提高了1．8个百分点，也是lo多年米R&D经费占
世界份额的提升幅度仅次于美国而排名第二的国家(见图4．2)。
％
舞豳丑本德翟法冒箕霉意太刹加章太璃典鄹蟹申圆
图4 2 2002年R＆D经费前+位国家占37国总额的比重变化情况
资料来源：中国科技统计网(http：／／www．sts org．co)
∞
∞
弛
∞
m
0
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相天天系研究
4．2．3中国RgD资本投入尚存在的问题及对策
与国际R＆D水平高的国家相比，中国Rt,d)资本投入还存在一些的问题，需要
加以解决。
4．2．3．1 R&D资本投入强度尚需增强
2003年，中国R&D经费占GDP(GERD／GDP)的比重为1．31％。自20世纪90
年代中期以来，中国R&D经费占GDP(GERD／GDP)的比重每年都有较大的提升幅
度。但与西方土要围家相比，中国的R&D投入强度仍然处于较低水平(见表4．7、
表4．8)。
表4．7 中国GERD／GDP的比重
指标名称单位199I 1992 1993 1994 1995 1996 1997
R＆D(RMB) 亿元1 50 80 209．80 256 20 309．80 348 70 404 70 509 2
GERD／(mP ％ 0 70 0 79 0．74 0．66 0．60 0 60 0 68
指标名称单位1998 1999 2000 2001 2002 2003
R＆D(RⅧ) 亿Jc 551．10 678．90 895．70 1042 50 1287．60 1539 60
GERD／GDP ％ 0．70 0 83 1．00 1．07 1 23 1-31
资料来源：1991—2002年的数据来自表1，2003年的数据来自：
http：／／www,sts．org．cn／kjnew／maintitle／MainMod“p?Mainq2l&Subq-=4
表4 8 2002年中国与部分国家R&9资本及GERD／GDP的比重
指标名称单位中国美国日本德国英国法国
R＆D 亿美元155．6 277l 1068．4 539 7 310 0 366．2
GERD／GDP ％ l 23 2 67 3 12 2．52 1．88 2 2
指标名称单位加拿人意火利韩国OECD 欧盟印度(2001年)
R＆D 亿美元181．6 163 5 235．5 6489．9 1914．5 37
GERD／GDP ％ 1 91 l ll 2．9l 2．26 1．93 0 84
资料来源：http：／／www．sts．org．cn／kjnew／maintitle／MainMod．asp?Maillq_1＆subq=4
其中，印度的数据来自：http：／／www．sts．org crdsjkl／kjtjdt／data2004／2004—2．htm
{Main Science＆Technology Indicators}(OECD，2004．1)资料显示，在
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
37个国家中，GERD／GDP的比重超过或接近2％的国家有18个。其中最高的以色
列达到4．72％，瑞典达到4．27％，芬兰、日本、冰岛、韩国和美幽比重都在3％左
右，而欧盟15个成员国家的平均水平也在1．9％。OECD成员国家的平均水平达到
2．26％。中国R&D经费投入总量虽然已经接近甚至超过部分发达国家，但相对国
民经济整体水平而言投入强度还有待更大的提高，R＆D／GDP的比值仅高于印度，
略高于意大利。我们必须加大对R&D的投入力度，从而更好地发挥R&D对技术创
新的推动作用。从发展的趋势来看，中国的R&D／GDP的比值可以在2005年达到
1．5％。而根据周寄中对一个国家经济发展阶段(发展中、工业化和发达)与
R&D／GDP的比值的对应关系的曲线分析来看，R＆D／GDP的比值达到1．5％大致意味
着中国即将迈入r业化发展阶段(周寄中，1997)。
4．2．3．2政府应进行政策调整，引导企业真正成为技术创新的活动主体和
创新收益的主体
从总体上看，R&D水平较高的国家其政府财政的R&D资本投入在国家研究开
发总资本投入中所占的比重呈逐年下降的趋势。以美国为例，自1953年以来，
美国联邦政府的R&D投入在国家研究开发总资本投入中所占的比重经过了短暂
的上升过程。20世纪60年代以后，就一直呈下降的趋势，由最高的66．74％(1964
年)下降到28．7％(2002年)，见图4．3。
图4 3美国1953—2002年弛D经费来源构成及百分比曲线
资料来源：Sci∞ce aIld En百neefing hldicators’2004
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
当前，政府财政的R&D资本投入在国家R＆D总资本投入中所占的比重英国是
30．2％(2001年)，法国是38．7％(2000年)，德国足31．5％(2001年)，日木是
18．5％(2001年)(见表4．9)。
表4 9 有代表性国家的R&D资本来源结构单位：％
R&D资本美国英国法国德国日奉加拿大意大利韩国俄罗斯
来源结构(2002) (2001) (2000) (2001) (2001) (2002) (1999) (2002) (2001)
企业66．2 46．2 52．5 66．0 73．0 400 440 72 5 33 6
政府28．7 30．2 38．7 31．5 18 5 33 2 5l 3 25．0 57 2
J￡他5 1 23．6 8_8 2．5 8 5 26 8 4 7 2．5 9 2
资料来源：《中国科技统引年鉴》2003年
中国政府财政的R&D资本投入在国家研究开发总资本投入中所占的比重指
标在20世纪90年代高达80％，直到2003年还有63％(见表4．10)。表4．10表明
中国的技术创新主体还不是企、忆企、ik还不是创新投入与创新活动的主体，因而
也不会是创新收益的主体。这种情况必然会影响中国技术创新的水平，进而影响
到中国产品的国际竞争力，最终制约经济的发展。这要求政府相应地进行政策调
整，引导企业真正成为技术创新的活动主体和创新收益的主体。
表4 10 中国国家财政科技拨款及财政科技拨款国家财政总支出的比重
年份1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997
国家财政科技拨款(亿元) 150．8 189 3 225．6 268．3 302．4 352 6 408．1
比卜年实际增K(％) 10 5 9 2 41 ．0 8 ．04 101 14．3
占R&D资本投入的比重(％) 100 90 88 87 87 87 80
占周家财政总支出·的比重(％) 4．4 5 1 4 9 4．6 4．4 44 44
年份1998 1999 2000 2001 2002 2003
国家财政科技拨款(亿元) 438．6 543．9 575．6 703．3 816．2 975 5
比卜年实际增K(％) 9 9 26．8 4 9 206 16．3 17．2
占R&D资奉投入的比重80 80 64 67 63 63
占国家财政总支出·的比重(％) 41 41 3 6 3．7 3．7 4．0
+指不含债务的财政总支出
资料来源：
1991 1997年的数据来白：中国科技统计网
1998 2003年的数据来自：中周科技统计网
http：／／www,sts．org．crffsjkl／kjtjdt／datal998／dtbk32 hmal：
http：／／www．sts org．cn／sjkl／kjtjdt／data2004／cstsm04 htm。
浙江大学博士学位论文』、义资本投入与技术创新能力相关关系研究
当然，中国R&D实际投资的数字与公丌的统计数字是有差距的。凶为统计所
公开的数字只包括预算内的R&D投资如R&D机构、国有大中型企业和高等院校的
R&D投资等；但仍有很大一部分的R&D投资没有列入统计口径之内，如民营科技
企业的R&D投资，高新技术开发区的R&D投资，乡镇企业和外资企、lp的R&D投资
等，这些R&D投资加起来也是一个很大的数值(刘琦岩，1998)。如果仅仅依靠
R&D投资的统计数据来计算技术知识存量，不能把这些没有列入统计口径之内的
R&D投资所产生的技术知识存量表示表示出来。考虑到这方面的因素，中国政府
财政的R＆D资本投入在国家研究开发总资本投入中所占的比重仍可达到50％左右
(周寄中，2002)。
4．2．3．3 R&O资本配置不合理，应逐步提高基础研究在研发活动的比重，
特别是政府的R&D应更多地投向基础研究
巾国基础研究经费投入还有较大的不足。长期以来，中国R&D经费总量虽然
增长较快，研发经费的总量虽然已与发达国家相差不多，但基础研究在整个研发
经费中的比重一直较低，徘徊在5％上下。对基础研究活动的投入力度还远不及
发达国家水平，甚至低于韩国、俄罗斯。而从大部分0ECD成员国家及其他六个
观察员国家的数据看，基础研究经费在R&D经费总额的比重最低也在10％以卜，
大多数国家在15—20％之间(表4．11)。
表4．11 中国与其他部分国家R&D资本使用结构单位：％
R&D资本使中国美国法国日本韩国俄罗斯
用结构(2003) (2003) (2001) (2001) (2002) (2002)
基础研究5 7 191 23 3 13．0 13 7 14 6
应用研究20．2 23 9 33 5 22．8 21 7 15 9
试验发展74．1 57，0 43．2 64．2 64．6 69．5
资料来源：OECD《科学技术基础数据》2003年，英国和德同等研发水半高的国家末提供R&D资本使
用结构数据。
从基础研究经费的投入方面看，中国研发活动的结构与发达国家还存在很大
差异。美国1953年以来，基础研究在R&D经费总额中所占比重总体上呈上升趋
势。美国从20世纪60年代突破10％的比重，并在其后近30年里实现缓慢攀升，
20【吐纪90年代突破15％，并从近年来的振荡趋势看还将在一一段时间里维持在15
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
到20％之间的水平。中国目前还未达到美国上世纪50年代的水平，相差了半个
世纪(见图4．4)。基础研究活动作为新知识产生的源泉和新发明创造的先导，
是国家长期技术发展和国际竞争力提升的重要基础。基础研究投入力度的不足，
在研发活动中的比重得不到根本性的提升，将严重制约R＆D活动的开展，影响技
术创新能力的提高，制约中国实现科技的长期持续发展。因此，中国今后应逐步
提高基础研究在研发活动的比重，使之尽快达到15％左右。
／+鬟翟—％m审甚N 。m， —、．／
萎。一腿一∞《
1953 1957 1061 1965 1969【973 1977 1991 1905 1909 1辨3 1997 208
图4．4中国与美国基础研究所占比重的变化情况(1 953—2002)
资料来源：中国科技统计刚http：／／www．sts org cntjbgzhqkdocuments20030920．him
尤其需要强调的是，发达国家的国家R&D总资本更多地投向基础研究。美国
政府一直是美国基础研究的主要支持者。据NSF(美国科学基会会)统计，2000
年美国用于基础研究的经费为479亿美元，其中联邦政府投入为233亿美元，占
48．6％；企业界投入经费为162亿美Ji，占33．8％；大学系统资助37亿美元，占
7．7％；非盈利机构提供33亿美元，占6．9％；其余来自地方政府的经费为14亿
美元，占2．9％。2002年美国用于基础研究的经费为527亿美元，其中联邦政府
投入为310亿美元，占58．95％，比2000年有较大的增长：企业界投入经费为97
亿美元，占18．53％，较2000年有所下降；大学系统资助54亿美元，占10．25％；
非盈利机构提供46亿美元，占8．87％(见表4．12)。再如英国为了保持基础科学
研究的水平，政府决定白2000年起基础研究经费每年都将以不低于7％的比例递
增，并且2000年又新增10亿英镑重点用于基础研究设施建设。对基础研究的重
视可以说是发达国家科技进步与创新得以持续发展的重要原因之一。
加
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浙江大学博士学位论文义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 1 2 2002年美国R&D投入构成金额及经费来源百分比单位：亿美元
联邦政府企业高等院校其他非赢利机构
R&D投入构成
金额％ 金额％ 金额％ 金额％
试验发展276 91 17 59 1281 76 81．42 4．09 0．26 10．08 0 64
应用研究208．92 31 65 405 75 61 47 19 80 3．00 19 08 2．89
基础研究310．97 58 95 9775 18 53 5407 10 25 46 79 8 87
资料来源：2002年美国R&D投入构成经费来源卣分比源白Science&EngineeringIndicators一2004，USA=
R&D投入构成金额由卜述相关数据及OECD：《科学技术基础数据2003》中美国R&D经费构成比例经换
算得到。
美国企业是应用研究和试验发展的主要投入者。2000年美国用于应用研究
的经费约为550亿美元，其中联邦政府投入约145亿美J二，仅占26．3％，而企业
界投入经费364亿美元，占到66．1％；2002年美国用于应用研究的经费约为574
亿美元，其中联邦政府投入约208亿美元，仅占31．65％，而企业界投入经费405
亿美元，占到61．47％。2000年美国用于试验发展的经费约为1617亿美元，其中
联邦政府投入约318亿美元，仅占19．7％，而企业界投入经费1284亿美元，占
到79．4％；2002年美国用于试验发展的经费约为1574亿美元，其中联邦政府投
入约276亿美元，仅占17．59％，而企业界投入经费128l亿美元，占到81．42％。
由此可见，美国基础研究、应用研究和试验发展投入的分工十分明确，基础研究
靠政府支持，应用研究和试验发展则主要靠企业投入。
I捌为中国还没有政府R&D投入到基础研究、应用研究和试验发展经费结构的
统计数据，所以未能与美幽的相应数据进行对比分析。但有一点可以推测，由于
中国基础研究的投入在整个研发经费中的比重较低，政府的R&D投入到基础研究
经费就更加有限，这将会严重阻碍中国的科技进步，削弱中国长期的技术创新能
力。因此，政府要在鼓励与引导企业和其他民问资本更多地投入于基础研究的同
时，将自身的R&D投资更大比例地|}=}j于基础研究。
4．3人力资本投入的度量
4．3．1 人力资本投入的度量方法
浙}【：大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
度量人力资本的基本思路有二：一是从人力资本的产出角度度量；_是从人
力资本的直接投入角度度量。
用人力资本的产出价值来反映人力资本的存量水平的计算方法，包括未来收
益法和当前收入法。未来收益法被普遍接受的是杜布林(I．．Dub]in)和洛卡特
(A．J‘Lotka)的方法，即人力资本的价值等于其收入能力的现值，或者说等于
未来净收入的现值。其计算方法如下： v：÷上
。鲁(1+矿’
式中：v为人力资本现值，L为j时期的净收入，i为利率或贴现率，n为年
数。从理论上来看，这种用人力资本的产出价值来反映人力资本的存量水平精确
明了、计算简单，而且将投入与产出紧密联系，关系清晰、简明。
当前收入法通过具有各种人力资本水平的工人的劳动力收入差异来测算人
力资本水平。用收入法来测度人力资本水平的理论基础在于一个人的素质与他在
市场上得到的工资率是紧密相连的，假如一个人接受的教育类犁非常实用，市场
将回报给他较高的工资，即各种工人的收入差异很大程度上是由他们所拥有人力
资本水平的差异决定的。Krueger(1967)在研究了21个国家的人力资本投入时，
用教育水平、年龄和工作部门(城市或农村)把工人分类，并假设相同类型的两个
工人，无论在什么地方，提供相同的人力资本投入。她通过衡量在美国不同类型
工人的平均劳动收入来推论各国的总人力资本投入。Mulligan和
Sala—I-Martin(1997)尝试通过构建基于劳动力收入的人力资本测算来解决测算
难题。
Jeong(2002)在对各国人力资本投入测算的研究中，提出一个国家一年总人
力资本形成量等于该国总劳动力收入除以该年产业工人的平均收入。假设各地区
(国家)的技术是一样时，国民产出用生产函数表示为：
Yi=A?H?
这里Y。是总的国民产出，H。是总人力资本投入，A，是区别丁人力资本投入以
外的投入，a∈(0，1)是人力资本投入的弹性。令w为地区(国家)i一单位人
力资本投入获得的回报率(工资)；则有
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
W：aAH“一1
得出一地区(国家)的总人力资本存量测度公式：H
但是用人力资本的产出价值来反映人力资本的存量水平的计算方法，在实际
应用中被认为存在着较大的误差：①劳动者身上所蕴涵的人力资本I司它在生产中
实际的人力资本供给往往是小一致的(如学非所用、专业不对口)，而劳动者在
生产中实际供给的人力资本和他应得的收入水平也往往存在很大差异。凶此，用
收入水平体现实际的人力资本供给进而表示实际的人力资本存量不够精确；②从
产出和增加值角度度量的劳动者收入通常只是一个汇总的结果，并未对不同劳动
者进行分类。而我国从工资、奖金、红利等方面统计的劳动者收入又往往低估了
劳动者的实际收入，也就低估了人力资本的实际存量价值。致使这种方法估计准
确率较低(土金营，2001)，且数据的可获得性较差。所以在我国实际计算人力
资本存量时采用这种方法不多。
由于劳动者的知识和技能是人力资本的重要组成部分，也可以说是最重要的
组成部分，而在经济运行中，劳动者知识和技能的获取需经过对教育培训的投资
／j‘能获得。因此，町以假设投资于教育培训的资金形成人力资本，具体方法包括：
4．3．1．1学历指数法
对不同层次的劳动力赋予不同的学历指数，将学历指数作为权数进行加权求
和，计算公式为：
H。=ΣHEi，·w
其中，II。是人力资本存量；HE，。为第i学历水平的劳动力数量；w。为学历指数。
i=l，2，3，4，5，6分别表示大学本科及以上、大学专科、高中、初中、小学、文盲
半文言。不同学者对于学历指数的确定给出了不同的方法，其共同之处就是都考
虑了知识的累积效应，将学历指数序列确定为几何增长或指数增长。这种度景方
法的缺点在于主观性很大，学历指数序列的确定完全凭主观认识以及序列选取计
算上的方便，缺少客观依据。
4．3．1．2技术等级或职称等级法
％
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
按照劳动者的技术等级或职称加权。这种方法较上述两种方法更能反映不同
劳动者所含人力资本对产出的实际贡献，其应用的困难来源于数据的·U‘得性和可
靠性方面的障碍。由于统计上原因，在我国很难找到完全、统一和具有可比性的
数据。同时由于劳动力认证体系的不完善和劳动力市场的残缺，劳动者的技术等
级和职称往往不能确切反映或者错误反映其人力资本存量及其贡献。尤其在中
国，职称评定制度在应用E的狭窄性和主观性，也使其不能覆盖所有部门和所有
职业的劳动者因此，在数据可靠性方面也存在着很多疑问。这显然限制了这‘方
法的应用。
4．3．1．3成本法
成本法主要体现经济学的成本核算原理，其基本思想是：人力资本价值等于
花费于对人的一切支出的总和。培养劳动力的人力资本成本可分为公共支出和个
人支出。个人支出又分为直接支出与间接支出。公共支出部分主要来源于财政支
出中的公共教育经费，同时还应包括用于劳动力卫生保健和劳动保险的公共支出
部分，来源于其他渠道的非财政教育经费，以及企业和公共机构用于劳动力培训
和人力资源开发方面的支出等。个人直接支出就是家庭和受教育和培训所花的费
用；间接支出是指接受教育和培训的人在接受教育或培训期间所损失的工资和其
他收入(机会成本)。Engel，E(1883)第一个提出并运用成本法来估算人力资本
价值。在Eng]e的基础上，成本法在Machlup，F．、Nordhaus，w．D．与Tobin，J．、
Kendrick，J．W．、Eisner R．等学者的研究中得到了改进和发展。其中
Kendrick，J．W．(1976)运用成本法估算了美围1929年人力资本投资占总投资的
比例为45．2％，占6NP的比例为19．8％，1969年人力资本投资占总投资和GNP
的比例分别为49．6％和24．5％。国内也有学者采用成本法估算了人力资本的货币
价值，沈利生、朱运法(1999)用“国家对劳动者所受教育的教育经费支出”度
量“一个劳动者所内含的人力资本数量”，以此分析比较了人力资本投资与物质
资本投资对经济增长的影响；李宝元(2000)认为“教育投资的直接成本(教育
支出总额)+间接成本(学生因受教育而放弃的收入)=教育投资”、“卫生固定资
产：投资+卫牛事业费+医疗费=健康投资”、“教育投资+健康投资=人力资本总投
资”，并以此人力资本投资指标量度了中国1978—1996年中国的人力资本规模水
平；张帆(2000)则将人力资本划分为人力资本投资I(包括教育资金、文艺支
浙江大学博上学位论立广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
出、卫生支H{等)和人力资本投资lI(把儿章抚养到15岁所花费的消费支出)，
采用每年真实投资额减去折旧加总的方法估算了中国人力资本存量和流量，并与
Kendrick，J．W．对美国的估计数据作了对比分析。在我国，无论是个人的直接成
本还是间接成本，其数据和统训‘{艮不完全，甚至没有统计。即使有数据，由于不
同数据来源的资料统计口径也存在很大差异，可比性很差。这种现象在个人成本
的统计方面就更为突出。由于数据可得性和准确性的限制，用成本法来测算我国
的人力资本的存在准确性的问题。
4．3．1．4受教育年限法
受教育年限法是从投入角度考虑度量的一-种主要方法。为了度量不同劳动力
之问所含人力资本的差异性，受教育年限法最一般的方法是将劳动力分类，然后
按照4i同劳动力的人力资本特质对其进行加权求和，即得到总的人力资奉存量
(董黎晖、柏满迎，2002)。其计算方法如下：
tt。=E(1也⋯h)
其中，H。为t年人力资本总存量，I也，。为t年第i学历层次劳动力的人数，
h。为第i学历水平的受教育年限(学制)。
早期的研究是以测量不同国家入学率作为人力资本存量(Psacharopoulos
and Ariagad，1986；Lau et a1．，1991)，试图利用入学率估计平均受教育年限；
Barro和Lee(1993、1996、2000)估计了1960—2000年间各国平均五年的入学
率分布，初等、中等和高等教育入学率，用来构建和计算15岁及以卜^人u甲均
受教育年数。采用15岁及以上人口平均受教育年数是目前国际上衡量人力资本
比较好的指标，能够用于国际比较，但其缺陷是无法反映各国教育质量(胡鞍钢，
2002)。
刘宗超和吕永龙(1999)计算了1964、1982和1990年全国人口平均受教育
年限。沈利生、朱运法(1999)采用投入法对全国人力资本进行了计算，李春波
(2001)采用预期受教育年限和实际受教育年限两种方法，计算了1949—2000
年全国人力资本和1964 1995年各地区的人力资本，同时计算了各类人力资本的
地区差异。国外学者安格斯·麦迪森也就中国人力资本计算做了有益的探讨(安
格斯·麦迪森，1997、1999)，按初等教育为l，中等教育为1-4，高等教育为2
的方法，估算1952年中国15岁以上人口平均受教育年数为1．70年，1978年为
浙i J．大学博士学位论文广义资本投入与技术刨新能力相关关系研究
5．33年，1995年为8．93年，这相当于1913年德围和英国的教育水平，低于1950
年日本的教育水平。王绍光、胡鞍钢(2000)在研究中国及各地区经济增长模式
及其来源时，利用全国第三、第pq次人口普查和1995年全国1％人口抽样调查资
料，估算全国及各地区1982和1995年的人力资本存量，即人口平均受教育年限。
王金营(2001)根据我国1978—1998年各级教育程度的招生数量及1990年人口
普查作为基数、1982年人口普查和1995年1％人口抽查的数据作为参考，推算出
了我国1978 1998年各年各级受教育程度的人门总量，再根据我国各年各级受教
育程度人U的劳动参与率，得到了我国从业人员的人力资本存量。
需要说明的是，该方法也存在不足之处：第一，它忽略了或无法计算知识的
累积效应，即认为随着教育年限的增长，劳动者的人力资本存吊是呈算术级数增
长；第一^，该方法没有测算在学校外获得的人力资奉，比如在学习之前已获得的
技能以及在学校外或企业所受的工作培训。而且一个工人即使没有受到过任何教
育，只要他对生产有贡献，从某种意义上讲也是‘个人力资本。特别是，低收入
地区的工人和高收入地区的工人在工作场所获得的技能有着很大的不同；第三，
这种方法没有根据健康来测算人力资本，健康在劳动者生产力上也是一个很重要
的凶素。在低收入和高收入地区人力资本的健康方面也存在着很大的不同；第四，
用受教育年限来测算人力资本时，隐含着这样一个假设：所有地区的每年学校教
育形成的人力资本都是相同的。但各地区的教育质量差别很大，特别在低收入和
高收入地区之间，从而导致'r每年的学校教育形成的人力资本数量是不同的；第
五，用受教育年限来测算时，隐含着假设在各个水平的教育年限对人力资本形成
的作用是一样的。Psacharopoulos(1994)得出：随着受教育时问的增加，教育形
成的边际人力资本下降。这种结论是通过研究初等教育的回报率高于中等教育，
中等教育的回报率高于高等教育发现的；第六，受教育年限法估算出的人力资本
存量是以人·年为单位，应该再进一步换算成货币价值形式。
尽管受教育年限法存在着上述不足，但受教育年限法用劳动力的受教育程度
或年限代表劳动力的人力资本存量不仅简明扼要，数据具有可得性和精确性。同
时人力资本的形成主要有两条途径：一是通过与生产分离的学校教疗‘来获得一般
人力资本， ：是在实践中学习来获得专业化人力资本。但是，专业化人力资本形
成的规模和速度直接取决于社会一般人力资本己达到的水平。根据信号显示理
100
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
论，受教育水平对于人力资本形成的存量大小具有信号显示效应。经验研究表明，
受教育年限与接受教育或培训的劳动力人力资本投资成本成较强的正相关性，劳
动力受教育程度或年限与劳动力在“干中学”或“边干边学”的人力资本积累成
J卜相关，受教育程度越高(年限越长)，劳动力在劳动中积累经验的能力越高和接
受新技术、新知识越容易(Ben Porath，1967)；劳动力受教育年限与劳动力的收
入成『F相关(Mincer，1958)。由于学校教育可以形成人力资本生产的规模效应，
并突破专业的限制，最有效地提高一般知识水平，从而使学校教育成为一般人力
资本形成的最佳途径。不仅如此，如果将“实践中学习”的思想贯穿于学校教育
中，还可以使学校成为专业化人力资本形成的良好途径。另外，人的受教育年限
越长越注意保持自身的健康，受教育年限越长用于选择合适职业的信息收集和迁
移的成本越高。同时，用劳动力的受教育程度或年限代表劳动力的人力资本存量
可以排除“学历指数法”、“技术等级或职称等级法”等的人为主观因素的影响。
因此，人力资本的形成以劳动者受教育年限作为指征具有合理性和町行性。当然，
受教育年限法估算出的人力资本存量是以人·年为单位，缺乏可以比较的基准，
本文将在此基础上进行加以发展和完善，将其换算成以1990年不变价格计算的
货币价值形式，使我国的人力资本存黉和流量得以准确计量。
4．3．2中国人力资本存量的度量
4．3．2．1人力资本存量度量方法的选择
人力资本存量是指一定时点上通过投资形成的内存于劳动者身上的知识和
技能的总量。不同的度量方法都有各自的优势和不足之处。研究的目的、研究的
手段、数据的可得性和可靠性等方面都是影响度量方法选择的莺要方面。通过比
较，本文先使用受教育年限法来度量人力资本存量，再将受教育年限法与人力资
本成本法结合来综合测度人力资本存量。
4．3．2．2用劳动力平均受教育年限法来测度人力资本存量
在中困的普通教育体系中，从幼儿教育到博士研究生教育共分初等教育、中
等教育、高等教育三大类别。中国成人教育体系中也包含各级教育，包括高等教
育和专业教育以及其他各级教育如成人小学、初中、高中教育。
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
根据普通教育和成人教育中各级教育的分类，可将各级文化程度人口分为六
级：文盲半文盲、小学、初中、高I_}】、人学专本科和研究生。为了计算的方便，
假设同级教育中成人教育与普通教育和自学考试取得的学历是同质的，其数量具
有町加性。因此，奉文将受教育程度分类为：小学文化程度，包括普通小学教育、
成人小学教育(含：职工初等学校与农民初等学校(不含扫盲班))；初中文化程
度，包括普通初中、成人初中(含：职工初中、农民初中)；高中文化程度，包
括普通中学高中(含：普通中学高中、农业中学与职、IkL卜f学高中、中等技术学校、
中等师范学校)、成人高中(含：广播电视中等专业学校、干部中等专业学校、
职工高中、农民高中、教师进修学校)；人学专本科文化程度，包括普通高等学
校、成人高等学校(含：广播电视大学、职工高等学校、农民高等学校、管理干
部学院、教育学院、独立函授学院、普通高等学校举办的函授部与夜大学)、专
本科自学考试毕业生；研究生文化程度，包括硕士研究生和博士研究生。
用各级教育的招生数量来反映中国人力资本投资的增量9，通过人力资木投
资的增最的累积，并用人力资本的折旧系数——人力资本损减率(各级教育程度
的劳动力的自然减员率)即可得到中国的各年的人力资本存量数据。
(1)人力资本损减与人力资本损减率
物质资本由于存在“物资”与“精神”磨损，使存量物质资本随时间推移而
有所减少，产生资本折旧。可用下面公式来进行物质资本存幂与增量的估算与统
计：
当年物质资本存量=上年物质资本存量X(卜物质资本折旧率)+当年物质资
本增量
同样的是，人力资本也存在这种意义的“折旧”——既定存量部分的人力资
本也会随时间而产生损减”。导致这种人力资本损减原因包括：人力资本拥有者
由于知识、技能陈旧与老化『仃发生人力资本的“精神”损减；或者人力资本拥有
者由于疾病、衰老、死亡等而发生人力资本“物质”损减。本文只考虑后者，并
9最好是用各级教育的毕业生数量作为用教育年限法米度量我国人力资本存量的基础数据，因为人力资本
的形成是以人力资本教育成型为计值点的。但现有的统计资料的数据均以各级教育的招生人数米反映我国
各年各级受教育人口数量，奉文也就川各级教育的招生数量来反映我国人力资本投资的增量。
”严格意义上讲，人力资本还存在学习曲线，人力资本一方面通过学习效应增值；另一方面，既定存量的
人力资奉随时间产生损减。本文在测算中国的人力资本存量时没有考虑人力资本的学习效应，而采用受教
育年限Lj教育成本结合的方法。
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
引入人力资本损减率的概念来说明人力资本随时问而损减的程度。根据公式：
当年人力资本存量=上年人力资本存最×(卜人力资本损减率)+当年人力资
本增量
即：K。‘K。。1 X(1--r。)+△KH 得到人力资本损减率的表达式：
rH=1一(K。‘一A KH)／K。“
根据已有各年的人力资本存量与当年人力资本增量数据，可以得到人力资本
损减率的数值。
(2)人力资本计量相关数据的获得与技术处理
A．收集相关数据的困难
获得完整的人力资本计贯所需的相关数据，是本文撰写过程遇到的一个难
题。其困难在于：
第一，本文所涉及的数据较多，跨越的时间周期较长，数据的收集工作量大、
难度也大。较早期的统计资料，其统计科目设置得比较粗略，不够系统与合理，
这给涉及时间跨度大的数据的收集与整理带来相当的难度。以《中围统计年鉴》
为例，只有本文所需的1990年以后的各级各类成人学校基本数据，而在此之前
的数据只能从其他统计资料查找获得。即使是最近的统计年鉴，有时也存在某年
某项资料的缺失。如1990年以来，一般当年的《中国统计年鉴》中可以杏找到
上年的各级各类成人学校基本数据，但2004年的《中国统计年鉴》里就没有2003
年我国各级各类成人学校基本数据。所以，本文对此要收集多种统计年鉴与资料
进行相互补充。对较早期的当时没有直接统计的相关数据，需要进行相应的技术
处理。
第二，不同的统计年鉴与统计资料的统计编辑者往往是不同的，如：《中国
统计年鉴》由国家统计局编写；《中国教育统计年鉴》由教育部发展规划司编写；
《中国教育事业统计年鉴》由教育部计划建设司编写；《中国教育成就统计资料
1949 1983))由中华人民共和国国家教育委员会计划财务司编写；《中国教育成就
统计资料1986—1990))由国家教育委员会计划建设司编写；《中国人口统计年鉴》
由国家统计局人口和社会科技统计司编写；《中国经济年鉴》Fh中国经济年鉴编
辑委员会编写。由于统计年鉴与统计资料的统计编辑者不同，同一统计科目的数
103
浙2li大学博士学位论文广义资牟投入与技术创新能力相哭关系研究
据(包括总人口这样的基础数据)往往有所差异，有些差异还比较明显。
第j，即使是同一种统计资料，由于出版时期1i同，同一科目所指的特定内
涵往往有所改变。在《中国人口统计》、《中困教育统计年鉴》或《中国教育事业
统计年鉴》中，1990年以前的大专以上教育程度人广l的概念与1990年以后所指
的概念就有不同，后者所包含的内容更广。甚至同一统计科目，即使不存在概念
内涵的不同，有些数据在不同年份的同一种统计资料统计中数据也会出现差异，
如：《中围人口统计年鉴》2004年第242页所列的2000年人口普查的简略数据
与《中国人l__|统计年鉴》2002年公布的2000年第五次全国人口普查数据就有差
异。本文对这些数据进行处理时，以与相关数据关系密切的专业统计资料为准，
以有详尽并先获得的数据为准。
第四，本人在深圳工作，并在深圳撰写本论文。在深圳，由于经济快速发展
的历史短暂以及其他一些原因，无论是深圳大学图书馆、深圳大学内各学院的图
书室，还是深圳市图书馆及其他教学研究机构的资料室，所拥有的统计资料与统
计年鉴种类少、时间跨度近且不系统、不完整，使需要用多种统计年鉴与资料进
行相互补充的情形更为频繁。这样，就使上述的问题更加成为“问题”，亦增加
了本论文的写作困难。
B．相关数据的获得与技术处理
本部分内容涉及的相关数据主要有三块组成：各级各类普通学校招生及毕业
生数据的获得与技术处理、各级各类成人学校招生数据的获得与技术处理、全国
各年各级自学考试毕业人数的获得与技术处理。
I．各级各类普通学校招生及毕业生数据的获得与技术处理
通过查阅各年的《巾国统计年鉴》、《中国教育成就统计资料1949 1983))，
并进行必要换算，可绘制出各级各类普通学校招生人数及毕业生人数表。在表
4．13中，1949—1974年各级各类学校招生数与毕业生数来自《中国教育成就统计
资料1949—1983})。1975—1984年各级各类学校招生数与毕业生数(其中高巾招
生数为普通中等学校招生数减去初中招生数而得)来自《中国统计年鉴1989))；
1985—2003年各级各类学校招生数与毕业生数资料来自《中国统计年鉴2004)}，
数据经过换算(专科和本科学生数由普通高度教育人数减去研究生人数，高中人
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
数包括中等专业学校、中等师范学校和职业中学的毕业生)。
表4 1 3 各级各类普通学校招生人数及毕业生人数
研究生“ 大学专科和本
(人) 科(万人)
高中(万人) 初中(万人) 小学(万人)
年份
毕业
生招生数
毕业招生毕业招生毕业生招生升学毕业生择f生
生数数生数数数数隶数数
数
1舛9 107 242 2．1 3．1 13．3 16．9 21．9 34．1 52．8 64．6 680．0
1950 159 874 1．8 5．8 13．7 24．0 23_4 50．1 64．0 78．3 6966
1951 166 1273 1 9 5．2 11．6 328 22．5 80．6 69．1 1166 1086．2
1952 627 1785 32 7．9 10．4 50．4 18．5 124．2 83．4 149．0 1149．3
1953 1177 2887 48 8．1 17．6 368 39．8 81．8 27．9 293．5 819．5
1954 660 1155 47 9．2 24．1 374 57．6 123 6 37．2 332．5 1()54．5
1955 1730 1751 5．5 9．8 34．1 40．40 87．O 128．9 39．9 322．9 1182．0
1956 2349 2235 6．3 18．5 32．8 83．6 78．5 1969 486 4051 1592．2
1957 1723 334 5．6 10．6 34．0 44．6 111．2 217．0 43．6 4980 1249．2
1958 1113 275 72 26．5 41．0 346．4 111．6 378．3 62．4 606．3 3000．5
1959 727 1345 70 27．4 69．9 242‘4 140．1 318．3 582 547．3 20491
1960 589 2275 13．6 32_3 70．7 274．9 142．2 364．8 49．7 7340 24943
1961 179 2198 15．1 16．9 88．0 91．1 189_2 221．8 382 5舯．8 1647．1
1962 1019 1287 17．7 10．7 79．1 6n5 158_4 238．3 42．6 559．0 1586．3
1963 1512 781 199 13 3 65_3 75．6 152_3 263．5 55 3 476．8 1698_2
1964 895 1240 204 147 58．1 157．3 138．6 286．6 505 567_4 2968．9
1965 1665 1456 18．6 16．4 58．7 373．2 173．8 299．8 44．9 667．6 3296．O
1966 1137 14l 39．9 25．3 162．0 272．7 303 900．5 1879_2
1967 852 12．5 43．8 14．4 1864 198．3 22．0 899．5 1402．5
1968 1240 15．0 99．1 6电8 519-0 648．5 454 14282 1753_2
1969 1317 15．0 48．3 1049 361 4 1023．4 68．7 1489．5 22057
1970 10．3 42 70．4 244．4 618．9 1176．3 71．2 1652．5 2831 8
1971 0．6 42 109_3 3426 835．0 1234．9 89．7 1376．0 3387．5
1972 1．7 13．4 225．4 505．2 1035．5 1247．1 88．1 14149 3锄．6
1973 3．0 15．O 361．6 481．4 1129．4 1139．O 84_4 1349．O 33693
1974 4．3 16．5 434．5 573 8 1060．6 1345．1 88．4 1521．0 3249．5
1975 11．9 19．1 471．8 667 5 1047．7 1810．5 90．6 1999_4 3352．1
1976 149 21 7 551．1 895．9 1206．o 2344．3 942 2489．5 31611
1977 194 271 619．8 10297 1558．6 23677 92．0 25739 3111．5
1978 9 10708 16 5 401 705．9 737 6 1692．6 20060 877 22879 3315_4
1979 140 8110 8．5 27．5 744．6 663．2 1657．9 1727．8 82．8 2087．9 3101．7
1980 476 3616 147 281 665．1 4609 964．8 15509 75．5 2053．3 2942．3
研究生的毕业人数中1966—1976年萨值文羊，没有毕业的研究生。
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1981 11669 9363 12．8 27．9 556．0 397．8 “54．2 1412．7 68．1 2075．7 2749．2
1982 4058 11080 45 3 31．5 3682 363．8 1032．2 13631 65．9 2068．9 267l 7
1983 4497 15642 33 1 39．1 294．2 3833 9印．3 1317．1 66．5 1980．7 25440
1984 2756 23181 28．4 47．5 255．2 410．9 950A 1302．5 65_3 1995．0 24729
1985 17004 46871 29．9 61 9 2808 440．4 998．3 13494 67．5 1999．9 22982
1986 16950 41310 37．6 57．2 331．5 437．8 10570 13866 68．8 2016．1 2258．2
1987 27603 39017 504 61．7 379．6 439．9 11173 1394 3 682 20430 20946
1988 40838 35645 512 67．O 391．2 441 4 1157-2 1340．5 694 1930．3 2123．3
1989 37232 28569 53．9 59．7 386．6 433．9 1134．3 13094 70．5 18571 2151 5
1990 35440 29649 579 60．9 388．4 445．9 1109．1 13699 73．5 18631 2064．O
1991 32537 29679 581 62．O 391 5 4597 1085．5 1411．3 744 1896．7 2072．7
1992 25692 33439 57 8 754 3971 4748 11023 1465．O 782 1872_4 2183_2
1993 28214 42145 54．3 924 407．7 504．7 1134_2 1479．0 80．3 1841．5 2353 5
1994 2舯47 50864 6n9 900 389．8 541．2 1152．6 1616_4 85．1 1899．6 2537．0
1995 31877 5l【)53 77_3 92．6 409．5 601．8 1227_4 1752．3 89．3 1961．5 2531．8
1996 39652 59398 7争9 96．6 446A 623．5 1279．0 17印．7 91．O 1934．1 2524．7
1997 46539 63749 78．2 1000 487_4 695 9 1442．4 1805．6 92．1 1960．1 2462．O
1998 47077 72508 783 1084 543．9 744．0 15802 1961_4 92．6 2“7．4 2201．4
1999 54670 92225 793 1597 639A 813．6 1589．8 2149．7 929 2313 7 2029．5
2000 58767 128484 89．1 220．6 695-2 839．9 16071 22633 93．6 24192 1946．5
2001 67809 165197 96．8 2683 722．3 921．5 17070 2257．9 942 2396．9 1944．2
2002 8084l 20261l 125．6 3205 673．3 1048．9 1879．9 2252．3 95 8 2351 9 1952．8
2003 111091 268925 176，6 382．2 742．1 1158．1 1995．6 2195．3 96．8 22679 18294
资料来源：各级各类普通学校招生人数及毕业生人数的来源见上文说删，各级升学率由计算得到。
II．各级各类成人学校招生数据的获得与技术处理
通过查阅《中国教育成就统计资料1949 1983》、《中国教育成就统计资料
1980—1985》、《中国教育成就统计资料1986—1990》，各年的《中国统计年鉴》、
《中国教育统计年鉴》、《中国教育事Hk统计年鉴》，并进行必要换算，可绘制出
各级各类成人学校招生人数表4．14。在表4．14中，1949 1983年的数据来自《巾
国教育成就统计资料1949—1983》，但《中国教育成就统计资料1949—1983》中
只有1949—1979年的成人小学在校生人数、成人中等学校在校生人数、成人高等
学校在校生人数数据，从其他可获得的统计资料与年鉴中也找不到此间的成人小
学招生人数、成人中等学校牛业人数巾成人高中与成人初中毕业人数、成人中等
学校中成人高中与成人初中招生人数、成人高等学校招牛人数数据。本文根据历
年的成人小学在校生人数与成人小学招生人数的经验数据将成人小学在校生人
数转化为期间各年的成人小学的招生人数；根据历年的成人高等学校在校生数与
浙江大学博士学位硷文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
成人高等学校招生数的经验数据将成人高等学校在校牛数转化成期问各年的成
人高等学校的招生数：鉴于相关数据的值相对较小，因此这种技术处理可能对总
体数据带来的误差可以忽略。
表4．14中，1980—1983年的各级成人学校招生数来自《中国教育成就统计
资料1949 1983))；1984—1985年的各级成人学校招生数来自《中国教育成就统
计资料1980—1985))；1986 1990年的各级成人学校招生数来自《中国教育成就
统计资料1986 1990))；1991、1994—2002年的数据(除了成人高中与成人初中
人数，因为1990年以来各年的《中国统计年鉴》只有成人中等学校总的招生数，
而没有细分的成人高中与成人初中人数)来自《中国统计年鉴》1992、1995 2003
年版：2003年的数据(《中国统计年鉴2004))中没有相关数据)来自《中国教育
统计年鉴》2003年版：1992、1993 1995、1997年的成人高中与成人初中人数来
自《中国教育事业统计年鉴》1992 1995、1997年版；1998—2002年的成人高巾
与成人初中人数来自《中围教育统计年鉴》1998 2002年版。由于资料缺乏，1991、
1996年只有从《中国统计年鉴》查到的成人中等学校招生的总数，按其相连上
下年份的经验值得到成人高中招生数、成人初中招生数。在处理成人中等学校招
生数数据时，扣除丫成人技术培训学校的相关学生人数(主要是考虑这种培训往
往是短期且时间不确定)，同样，成人初等学校人数也扣除了扫盲班人数。
表4．M中，成人高等学校包括：广播电视大学、职工高等学校、农民高等
学校、管理干部学院、教育学院、独立函授学院、普通高等学校举办的函授部与
夜大学。成人高中包括：1．成人中等专业学校(含广播电视中等专业学校、干部
中等专业学校、职工中等专业学校、农民中等专业学校、教师进修学校)，2．成
人高中(含职工高中、农民高中)，不包括职工技术培训学校与农民技术培训学
校。成人初中包括：职工初中、农民初中。成人初等学校包括：职工初等学校、
农民初等学校(不含扫盲班)。
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 14 成人教育数据单位：万人
成人初等学校招生
年份成人高等学校招生数成人高中招生数成人初中招生数
生数‘2
1952 0 14 45．8
1953 0 32 50 6
1954 044 15．6 31．2 69 3
1955 0 53 22．5 44．9 151．0
1956 2 13 46．2 92 3 173．1
1957 2 53 54．5 108 9 208 9
1958 5 00 93．1 186．2 866．7
1959 10．00 184．2 358 3 1833．3
1960 25．40 325．7 651 4 2538 6
196l 13．67 62．0 1241 106．7
1962 13．48 52 2 1044 83 4
1963 13．95 921 1841 134 8
1964 14．49 1 39 9 278 8 263．5
1965 13．75 140．9 281 8 274．6
1966
1 967
1968
1969
1970
197l
1972 0．55 13．4 26．7 608 3
1973 4 87 204 40 8 1099．2
1974 8 29 39 5 791 1565．8
1975 24．30 63．7 127 3 3197 2
1976 87 62 53．7 107 3 9101
1977 57 96 38．9 77．8 3213 6
1978 46．67 49．2 98．3 1553 5
1979 5741 100．7 201_3 162 3
1980 20 37 202 27 194 8l 183．46
1981 9．46 205．56 363．08 198 78
1982 27．42 277．11 458 09 204 79
1983 41 68 196 21 42203 201 65
1984 4740 183．23 332．15 223．58
1985 78 78 176 59 237 02 206 04
1986 5642 12l_80 8040 745．00
1987 49．83 11510 4215 1009．85
1988 69 83 117 52 28 27 1319．52
12表中，1958—1960年以及1973．1978年的成人初等学校招生生数m现异常波动，由于此期间是中国
的一个“特殊”时期，町以将之视为受随机十扰的结果。
108
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
1989 57 84 122．98 19．18 154402
1990 49 24 99 70 28．76 1620 52
1991 46 58 114 51 26 86 262-86
199：2 59 17 103．23 2208 277．78
1993 86 27 117 73 28 24 28711
1994 101 72 165 73 2216 296．22
1995 91 38 131．94 3291 288．16
1996 94．52 12218 3445 255 98
1997 100 36 140 70 4442 270 97
1998 10014 151．64 31 38 225 74
1999 115 77 133 67 18．62 263 92
2000 15615 10499 1467 "39．75
2001 195 90 92．15 20 35 243 40
2002 222 30 88．10 17 8 28620
200313 222 30 88．10 17 80 285 20
资料来源： 见上史说明。
ⅡI．全国各年各级自学考试毕业人数
通过查阅2001年与2003年《中国教育统计年鉴》、2002年的《中国教育年
鉴》、并进行必要换算，可绘制出全国各年各级自学考试毕业人数表4．15。在表
4．15巾，1983 2001年的数据来自《中国教育统计年鉴》2001年版；2002年的
数据来自《中围教育年鉴》2003；2003年的数据来自《中国教育统计年鉴》2003
年版。
表4．15 全国各年各级自学考试毕业人数单位：万人
年份率专科毕业人数中专毕业人数年份本专科毕业人数中专毕业人数
1983 1994 13．88 0 90
1984 014 1995 19 73 1．35
1985 0 87 2．05 1995 26 02 0 87
1986 729 5 73 1997 28．88 1．21
1987 8 00 4 27 1998 34．54 0 88
1988 12 36 3．13 1999 4219 1 15
1989 13 39 3 62 2000 48．94 O 85
1990 11 83 416 2001 5410 016
199l 11．18 449 2002 89 5 0．10
1992 12 95 2 75 2003 70．5
1993 15 10 1 92
资料来源：见上文说明。
”由于受SARS影响，2003年的成人招生工作未能正常进行，相关的统计资料中没有2003年的成人招生
数据。本文用2002年的数据代替。
109
浙江火学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
(3)中国各年各级教育总招生人数
由上述3表合成，可得到1949 2003年期间中国各年各级教育总招生人数表
4．16。在表4．16中，1949—2003年期问中国各年各级教育总招生人数，包括各
年的普通高校招生人数、成人高等学校招生人数、自学考试本专科毕业生人数(因
为自学考试大学专本科及中专只有毕业生人数与报名人数，而无招生人数)；各
年高中总毕业人数包括各年的普通中学高巾招生人数、成人高中招生人数、自学
考试中专毕业生人数；各年初中总招生人数包括各年的普通中学初中、成人初中
招生人数；各年小学总招生人数包括各年的普通小学招生人数、职工初等学校与
农民初等学校(不含扫盲班)招牛人数。考虑到研究生的主要培养单位是普通高
校与研究机构，其他途径培养的研究生人数极少，可以略去不计，故表中所列的
是各年普通高校与研究机构培养的研究生人数。
表4 1 6 1 949-2003年期间中国各年各级教育总招生人数“单位：万人
研究生大学专科和本科高中初中小学
年份招生人总招生』【中普通高总招生人
其中普通
总招生
其中普通
总招生
其中普通
高中招生初中招生小学拊生
数人数技招生人数数人数人数
人数人数人数
1949 0 02 3．1 3．1 16．9 169 341 34．1 680．0 680．0
1950 0 09 5．8 5 8 24 0 240 501 501 6966 6966
195l 012 5．2 5．2 32 8 32 8 80．6 80 6 1086．2 1086 2
1952 018 8 0 7．9 50．4 50．4 124．2 124．2 1195．1 1149．3
1953 029 84 8．1 36 8 36 8 81 8 81 8 8701 819 5
1954 012 9 9 9．2 53．O 37．4 154．8 123．6 1123．8 1054 5
1955 0．18 10．3 9．8 62 9 4040 173 8 128 9 1333 0 1182．0
1956 0．22 20 6 18 5 129_8 83 6 289 2 196．9 1765 3 1592 2
1957 O．03 13．1 10 6 99．1 44．6 325 9 217．O 14581 1249 2
1958 0．03 3l 5 26．5 439．5 346．4 564．5 378．3 3867．2 3000 5
1959 013 374 274 426 6 2424 6766 318．3 3882 4 20491
1960 0 23 57．7 32 3 600．6 274 9 1016 2 364．8 5032 9 2494 3
1961 0．22 30．6 16 9 153．1 91 1 345 9 221．8 1753．8 1647l
1962 0．13 24．2 10 7 112 7 60 5 342．7 238．3 1669 7 1586 3
1963 0．08 27 3 13 3 167 7 75．6 480．6 263 5 1833 0 t698 2
1964 0．12 29 2 14 7 297．2 157．3 565．4 286．6 3232 4 2968 9
1965 015 30 2 164 5141 373 2 581 6 299．8 35706 32960
“由于缺少完整的统计数据，本表所统计的我国各年各级教育总招生人数未包括社会力量举办的非学历高
等教育机构招牛人数与研究生课程班招生人数。
110
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
1966 25．3 25．3 272．7 272 7 1879．2 1879 2
1967 14．4 144 198 3 198 3 1402．5 1402．5
1968 64．8 64 8 648 5 648 5 1753．2 1753 2
1969 104．9 104．9 1023 4 1023．4 2205．7 2205 7
1970 4 2 4．2 2444 2444 1176 3 1176 3 2831 8 283l 8
1971 4．2 4．2 342．6 342 6 1234 9 1234．9 3387 5 3387 5
1972 14 0 13 4 518．6 505．2 1273 8 1247l 4211．9 3603 6
1973 19．9 1 5 O 501_8 481 4 1179 8 11390 4468．5 3369．3
1974 24．8 16．5 613．3 573 8 1424．2 1 3451 4815_3 3249 5
1975 43．4 191 731．2 667．5 1937．8 1810 5 6549 3 33521
1976 109．3 21 7 949．6 895 9 2451．6 23“3 4071 2 31611
1977 85．1 271 1068．6 1029．7 2445 5 2367 7 63251 3111 5
1978 1．07 86 8 401 786．8 737 6 2104．3 2006．0 4868 9 3315 4
1979 0．8l 84 9 27 5 763．9 663 2 1929．1 1727．8 3263 7 310I．7
1980 0．36 48．5 28．1 663．2 460 9 1745．7 1550．9 3125-8 2942 3
198l 0．94 37 4 27 9 603 4 397．8 1775．8 1412．7 2948．0 2749．2
1982 1．1l 589 31．5 640 9 363 8 1821．2 1363．1 2876 5 2671 7
1983 1 56 80 8 391 579．5 383．3 1739．1 1317．1 2745 7 2544 0
1984 2 32 94 9 47 5 5941 4109 1634．3 1302．5 2696．5 2472 9
1985 4．69 140．7 61．9 619．0 4404 1586．0 1349．4 2504 2 2298．2
1986 413 113 6 57 2 566 3 437 8 1467．0 1386．6 3003 2 2258．2
1987 3．90 11l 5 61 7 559 3 439 9 1436．5 1394．3 3104．5 2094．6
1988 3 56 136 8 67 0 5620 441 4 1368．8 1340．5 3442．8 2123．3
1989 2．86 117．5 59 7 560．5 433 9 1328．6 1309．4 3695．5 215l 5
1990 2．97 110．1 60．9 549．7 445．9 1398．7 1369．9 3684．5 2064 O
1991 2．97 108．6 62 0 578 7 459 7 1438．2 1411 3 2335．6 2072．7
1992 3．34 134．6 75，4 580．8 474 8 1487．1 1465．0 2461．0 2183 2
1993 4．21 178．7 92 4 624 3 504．7 1507．2 1479．0 2640．6 2353 5
1994 5．09 191．7 900 707 9 541 2 1638．6 1616．4 2833 2 25370
1995 5 11 184．0 92．6 735．1 601．8 1785．2 1752．3 28200 2531 8
1996 5 94 191 1 966 746 6 623 5 1795．2 1760．7 2780 7 2524．7
1997 6 38 2004 100 O 837 8 695 9 1850．0 1805．6 2733．0 2462．0
1998 7．25 208．5 1084 896 5 744 0 1992．8 1961．4 24271 2201．4
1999 9 22 275．5 159．7 948．5 813．6 2168．3 2149．7 2293 4 2029．5
2000 12 84 376 8 220 6 945 8 839 9 2278．0 2263 3 2186．3 1946．5
200l 16 52 464．2 268．3 1013．9 92l_5 2278．3 2257 9 21 87 6 1944．2
2002 2026 542 8 320 5 11371 1048．9 2270．1 2252．3 2239 0 1952 8
2003 26．89 604 5 382 2 1246．2 11 58 1 22131 2195 3 2115 6 1829．4
(4)由人rJ普查与人【_I抽样凋查得到的各级受教育水平人口总量
我国建国以来分别在1953，1964，1982，1990和2000年进行了五次全国人
口普查人广】，其中1953年的人l__I普查没有每十万人拥有的各种受教育程度的人
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
口统计数据，1964年与1982年的数据中每十万人拥有的各种受教育程度的人口
统计数据只有文占半文盲、小学、初中、高中、与大专以上等统计科目；1990
年的人口普查数据将大专以上文化程度的统计科目细分为大学专科与大学本科
及以上统计科目；2000年第五次全国人口普查人口设置的科目最详尽，将大学
本科及以上统计科目再次细分为大学本科与研究生文化程度人口总量。1980年
以来，还在1987年与1995年进行了两次1％的全国人口抽样调查。1993年以来，
每年进行人口变动抽样调查中增加了文化程度构成的科目，其中1993年的抽样
率是1．1014‰，1994年的抽样率是1．069‰，1996年的抽样率是l‘028‰，1997
年的抽样率是1．016‰，1998年的抽样率是1．010‰，1999年的抽样率是
0．976‰，2001年的抽样率是0．963‰，2002年的抽样率是0．988‰，2003年的
抽样率是0．982‰。
表4．17中，1964，1982，1990和2000年的全国人口普查数据，来自《中
国人n统计年鉴》2004年版，期间各年的各级受教育水平人口总量经过换算得
到；1987年的全国1％人口抽样调查数据来自《中国人r|统计年鉴》1988年版，
1995年的全国1％人口抽样调查数据来自《中国人口统计年鉴》1996年版；1993、
1994、2001年的数据来自《中国人口统计年鉴》1994、1995、2002年版的人口
变动抽样调查数据并经过换算得到。
表4 1 7 由人口普查与人口抽样调查得到的各级受教育水平人口总量单位：万人
大学专率科以上
年份研究生高中初中小学文卣半文卣
(含研究生)
1964 288 95 916．15 3250 63 19677 45 1620247
1982 620．01 6834 26 18037 86 35524 25 23183 46
1987 689 56 7366 53 22661 38 38689 2l 22273 96
1990 1612 09 9113．65 26464 63 420lo 78 20409 64
1993 2429．45 96271l 30584 07 42509 35 2067214
1994 267549 10410 76 29059．96 27902．43 18513 66
1995 250114 10031 24 33045“ 4656012 16601．21
1996 2472．96 10442 02 34900 78 45805 45 1733l 42
1997 3080．71 11687 50 36095 77 45776．38 15935 43
1998 3179．60 12152 57 37630_30 4531712 1561842
1999 3560．24 12338 32 39555．02 4435727 15403 69
200015 88 39 4402 Ol(含研究生13828 35 42238．67 44161 33 10775 72
”《中国人口统计年鉴》2004年第242页所列的2000年人口普查的简略数据与《中国人u统计年鉴》2002
年公布的2000年第五次全国人口普查数据有差异，本文阻《中国人口统计年鹱》2002年公布的2000年第
112
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
88．39)
2001 5180．37 1461848 4353842 42876．43 11975 80
2002 5621．56 14862 04 44922 67 41719．23 1220l 52
2003 6606．42 16095 72 45793 58 40236．04 11659 87
资料来源： 见上文说明
考虑到由人口变动抽样渊查得出的相关数据，由于样本数量相对较小，与实
际数据往往存在一些误差，由1％的全国人口抽样调查得到的数据的准确性会相
对高一些。本文以2000年为基准，以2000年、1990年、1982年的全国人口普
查的相关数据为基础，以1987年与1995年的数据为参考与验证依据，并结合由
表4．16得到1993 2003年我国各年各级教育总招生人数(各级人力资本增量)，
假定在同一期间段、同级人力资本的人力资本损减率相同，用人力资本存量的计
算公式，并用不同的人力资本损减率进行试错，最后得到同一期间、l司级人力资
本的人力资本损减率，对中国1978—2003年间各年各级受教育程度的总人Ll给予
推算。
准确地说，各级人力资本的增量应该是指净增量，即该级人力资本新增的人
数(招生数)扣除更高一级教育的招生数。但在实际操作中，各级人力资本的净
增量数据较难获得。如本文所指的高中教育包含普通高中、普通中专、技工学校
教育和成人高中和中专等，其中中专与技工学校教育有以初中毕业为起点的，也
有以普通高中毕业为起点的；大学专本科的招生人数中既包含应届高中毕业、应
届大专毕业生，也包含历届高中毕业、历届大专毕业生。鉴丁I本文对我国各年各
级受教育的人力资本存量的测算是以2000年的全国人口普查的相关数据为基
准，以2000年、1990年、1982年的全国人口普查的相关数据为基础，在同一的
时间段内以相同的人力资本损减率做线性的数据内插与外推。本文假设各级人力
资本的净增量比例于人力资本新增的招生数。这样，本文就简单地以当年的各级
教育的招生数作为人力资本增量数据进行计算。这种技术处理的结果是，由此得
出的人力资本损减率会比以基于人力资本的净增量所得的人力资本损减率稍有
增大(因为，实际上是将升入更高一级的人力资本人数视为该级人力资本的损
减)，但不会导致人力资本存量的测算数据的明显误差。
五次全国人rI普查数揩为准。其中2000年的文盲与半文盲人数由未上过学的人数与扫盲班人数相加得到。
113
浙江大学博十学位论文r义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 18 各年各级受教育的人力资本存量与增量单位：万人(其中人力资本损臧率单位：％)
研究生人学争本科高中初中、学
人人人人人人人
隹力力力力力i 3 )3
份
资资
资
人力资人力资
资
人力资人力资
资人力资人力资
资
人力资本人力资
资
本本
本本本本本
损
本存量本增⋯ 本存量本增量本存量本增量存昔本增量
损损损损
存增
减减减减减
量量蠢蛊直室塞
1978 1 4 l 07 405．6 86．8 5004．7 786 8 11926．8 2104 3 314129 48f；89
2． 1 3 2． 6．
1979 2 2 n81 484．4 她9 5586．0 763．9 13613 8 1929．1 327印．4 3263．7
0 5 6 0 1
1980 26 0_36 525．7 48．5 6045．3 663．2 150831 1745．7 338878 3125．8
0 0 5 3 O
1981 34 n94 558．5 4n7 6428．0 603．4 16552．7 1775．8 347686 2948．0
1982 44 1．1l 615．617 65．5 6834．3 640．9 18037．9 1821．2 35524 3 2876．5
1983 5．9 1．56 697．8 90．7 7164．3 579．5 19410．8 1739l 36103．O 27457
1984 81 232 7947 108．1 74969 594．1 20651．1 1634 3 36597．2 2696 5
1 1 3 2 6
1985 127 469 94n0 157 2 7842 3 619．0 21817．8 15860 36869．0 2504．2
5 5 6 0 l
1986 166 413 10593 1334 8122 3 566．3 22841 0 14670 37623 2 3003_2
0 0 5 3 O
1987 202 3．90 11780 1346 83852 559．3 238148 1436．5 3斛32．6 31045
1988 23 5 3 56 1323 5 163 2 86411 562．0 24700．1 13688 39531l 3442．8
1989 2矗0 2．86 14509 1472 88862 560．5 25527．3 13286 40815_2 3695 5
1583 5
1990 28．6 297 1431 9113 7 549．7 2646t6 1398 7 42010 8 3684 5
18
1．
1991 31．5 297 1705 0 1449 94527 578 7 27730_8 1438．2 420862 2335 6
4
1992 34．6 3 34 1853 9 1742 97849 580 8 29037．6 1487．1 42283 0 2461 0
8
1993 38．6 42l 2047．5 221．0 10151．9 624．3 30356．1 1507．2 42648．7 26406
n 2 0 5
1994 43．5 509 22551 2379 10592 8 7079 31797_4 1638．6 431874 2833．2
5 6 6 3
2457 6
1995 48．3 5．11 O 233 5 11049 3 735{ 3 33375．9 1785-2 5 43683 9 28200 8
】9
1．
1996 54．0 5．94 2419．0 11505 3 7466 34954．1 17952 4411重5 27807
4
1997 60．1 6 38 302n6 6374 12040 5 837 8 365769 18500 44464．1 2733．0
8
1998 671 7 25 3112．5 1366 126203 896 5 383320 1992 8 445惦．5 24271
1999 76．0 922 348t2 417 8 132369 948 5 402511 2168 3 44407．3 22934
姗88．39 12．84 4313．6 881．0 13828．4 945．8 42238．7 22780 44161．3 2186 3
0． l 2． 0 5
200l 1049 16 52 5075．5 825 7 144786 1013 9 442424 2278．3 43973．1 2187．6
0 4 6 6 3
2002 125 2 20．26 54％4 4960 152349 11371 462250 22701 43剐矗3 22390
0 8 3 5 8
2003 1521 26．89 6454 3 10392 160804 12462 48137．6 2213．1 43603．0 21156
M 1980年开始每年增加，按线性递增的社会力量举办的非学历高等教育机构招生数3．3万人数。
1 7人Lj普查数据中统计已扣除r当年的研究生存量人数。
”人口普查数据中统计已扣除了当年的研究生存量人数。
”1995年罕2003年各年人学专本科人力资本存量数据来自各年的人口普查或抽查资料，并已扣除丁当年
的研究生存量人数。其他的人力资本存量数据来自根据每年的人力资本增量及1982年、1990年与2000年
的人口普查资料经过计算而得。
20 1996年至2003年笄年的人力资本增量由当年与f．年的人力资本存量差及人力资本损减率引。算得出。
114
浙江火学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
上表中，小学教育阶段的人力资本损减率偏高，主要原因在于：小学升初中
的升学率是各级教育阶段中最高的，导致以小学招生人数作为人力资本增量所得
出的人力资本损减率偏高。如果按小学阶段的人力资本的净增量&lJ JJ,学招生人数
减去初中招生人数作为人力资本的净增量来计算，j【l『j小学教育阶段的人力资本损
减率为2．1 2％。当然，与近年来其他各级人力资本教育迅速发展相比，小学教育
阶段的人力资本增长相对下降甚至绝对下降也是造成人力资本损减率偏高的一
个原因。
初中教育阶段的人力资本损减率偏低，原因在于本文在统计各年的人力资奉
增量时，剔除了成人技术培训学校的相关学生人数(主要是考虑这种培训往往是
短期且时间小确定)，但该部分人数可能在人口普查或抽查时部分地反映在初中
文化程度的统计科目内。
需要说明的是，即使不考虑对人力资本进行损减，相应时期的人力资本增量
之和与由人口普查或抽查得到大学专本科教育阶段相应年份的人力资本存量数
据之差相比较，也尚有缺r|。其主要原因是各次调查的指标口径、时点不一致所
致。如1982年大专以上文化程度人口为620．01万，1990年的数据是1612．09
万，期间增加了992．08万。而1982-1990年普通高等学校与成人高等学校累计
的招生人数为905．9万。特别是，1987年1％的人口抽样调查所得全国大学专科
以上文化程度的人数只有689．56万，可是在三年后的1990年进行全国人LJ普查
时，人数就猛增到1612．09万，期问普通高等学校与成人高等学校累计的招生人
数仅为364．4万，两者缺口更大。且1993年以后，每年人口变动抽样调查的数
据所反映的同科目人数的增加一般都多于该年两类学校的招生数之和。其可能的
原因是1990年以前的数据只含历届的普通高等学校与成人高等学校招生人数，
而1990年及以后的数据还包括社会力量举办的非学历高等教育机构招生人数。
一个现实的问题是，这些数据很难获得(也许早些时候根本就没有统计)，只能
根据已有的数据进行估算。本文的方法是：以1980年为起点，以2000年的社会
力量举办的非学历高等教育机构招生数(66．06万”)为基准，每年线性递增分
布。这样难免会有一些误差，好在只涉及1994年以前，数值本身不是很大，由
此产生的误差应在可接受范围。因为1995年以后由于存在的缺口更大，本文采
”《中国教育事业统计年鉴2000}P38。
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
用每年的实际调查的数据来作为1995年以后各年具有大学专本科文化程度的人
力资本存量。
研究生的人力资本存量是根据2000年全国第五次人口普查的数据，以所估
计的各年段的人力资本损减率”向前后推算得到。由人口调查所得的大学专本科
人力资本存量数据中内含研究生的人力资本存量，所以应予以扣除。
从各级教育的人力资本损减率分布来看，总体上人力资本损减率大小与受教
育程度高低呈负相关关系，即受教育程度越高的人力资本损减率越小。其主要原
因是，改革开放二十年来，我国教育事业发展迅猛，办学形式日益多样化，受教
育的人数快速增加。各级各类受教育人数增长幅度与所受教育的层次正相关，即
教育的层次越高，其招生人数与毕业生人数增长越快。绝大部分的研究生与大多
数的人学本专科学生是我国建国以来，特别是近二十几年来培养的，这些人力资
本还在正常运转，未到损减年限。这样，就呈现出受教育程度越高，由于近期增
量人力资本占人力资本总量的比重越人，冈而人力资本损减率也就越低的特征。
(5)受教育年限法测度的人力资本存量
I．各级教育的年限界定。
采用受教育年限法测算人力资本存量，需要界定我国各级教育的年限。
本文将我国的教育分为文盲半文盲、小学教育、初中教育、高中教育、大学
专本科教育与研究生教育，共六级。第一，考虑到文盲半文盲人员中有相当部分
受过一定的教育(如参加过脱盲教育)，只是未达到小学毕业，因此，本文将文
盲半文盲人员的受教育程度主观地定为2年。第二，我国小学教育所采用的学制
共两种：1969—1981年期间一律采用的是5年制，在其余的各时期以6年制为主
兼有部分5年制(《中国教育事业年鉴》，1996)，因此，本文将1978 2003年间
小学阶段的教育视为受小学教育6年。第三，我国初中教育在1969—1981年期间
一律采用的是2年制，其余各时期以3年制为主兼有部分2年制和4年制(《中
国教育事业年鉴》，1996)。本文将1978—2003年间初中阶段的教育视为受初中教
育3年。第四，由于本文所指的高中教育包含普通高中、普通中专、技工学校教
育和成人高中和中专等，它们的学制各不相同，其中普通高中在1969 1981年
22鉴于绝人部分的研究生人力资本是新增的，所以总体的人力资本损减率应该较小，且离现在越近，人力
资本损减率越小。由所估算Ⅲ的数值来看，所假定的人力资本损减率还是比较合理的。
116
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
期间采用2年制外，其他时期以3年制为主；初中毕业升入中专教育为3—4年制，
其余巾专教育多为2年制；技工教育中根据学生来源不同采用的学制为2、3、
4年制。本文将1978 2003年问高中阶段的教育视为3年学制。第五，普通大学
专科教育一般采用2年制和3年制，成人教育采用2年制，对于自学考试者通过
大学专科考试视为受专科教育2年，2年制和3年制大学专科教育各占的比例相
近；普通入学奉科教育一般为4年学制(医科多为5年学制)，成人专科升本科教
育、函授本科教育、本科自学考试等无统一的学制，本文均视为4年教育；本文
将1978 2003年间大学专本科阶段的教育视为3．5年学制。第六，研究生分为硕
士研究生和博士研究生，其中硕上研究生为3年制(部分专业2 2．5年)，博士研
究生为3年学制(在职博十为4年)。考虑到硕_上I研究生所占的比重较大，本文
将1978—2003年问研究生阶段的教育视为3年学制。这样，我国各级教育的年限：
文盲半文盲人员的受教育年限为2年；小学教育受教育年限为6年；初中教育受
教育年限为9年；高中教育受教育年限为12年：大学专本科教育受教育年限为
15．5年；研究牛教育受教育年限为18．5年。
根据上述各级教育年限的界定，计算得到中国】978—2003年的人力资本存量
(万人·年)，如表4．19所示。
表4．1 9 1978—2003年中国各年的人力资本存量(万人·年)
芷
研究生
大学专初中小学文盲半人力资人均受
人力资
本科人
高中人人力资6岁以j一平均
份力资本
力资奉
人力人力文盲人奉总存
人口数受教教育年
本存量存量
资本资本力资本
奉总存
量增长育年限增长
量(万人) 存量限存量存量存量章(％) 率(％)
1978 259 628＆8 6005“ 107341上1884774 48813．4 4110011 84274．8 488
1979 40．7 7508上67032由122524上1965砬4 480594 4417269 696 85398．O 5．17 5 72
1980 48l 8148A 72543 6 1357479 2033268 473770 467191 8 545 864162 541 432
1981 629 86568 77136 0 148974 3 208611 6 46786．8 4902284 4 70 87613．0 5 60 3 38
1982 8l 4 954l 8 82011 6 162341l 213145 8 46849A 5139711 462 88997．0 5 78 311
1983 109工108159 85971 6 174697 2 216618 0 46700 6 5349125 3 91 901737 593 2 64
1984 1499 123179 89962 8 1858599 219583 2 464904 554364．1 3 51 91535 9 606 2 05
1985 235 0 14570D 941076 1963602 2212140 46159 2 572646m 3．19 93005l 616 l 64
1986 3071 j64192 97467 6 2055690 22573殳2 44878 8 5903809 3肿94657 8 6抖1 28
1987 373 7 18259 0 1006224 214333．2 230595．6 42787 0 665970．9 273 967692 6 27 n56
1988 4348 20514 3 1036932 2223009 2371866 40198 8 62d328 6 278 98535 6 6．34 lml
1989 481m 224890 1066344 229745 7 244891 2 36086．6 640327 9 2 50 995949 643 145
1990 5291 245443 1093644 238181 4 252064 8 365602 6612442 316 100540 5 658 224
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
199l 582 8 264275 1134324 249577 2 2525172 35911 0 678448l 254 102l_727 6．64 0 95
19蛇640l 28735 5 117418 8 2613384 2536980 35345 4 6971762 2石9 104206 8 ＆69 0 75
1993 714l 317363 121jj22 8 2732049 2558922 35358 8 718729l 3肿10(5067 0 6—8 1 27
1994 804．8 34954l 127113 6 2861766 2591244 3473l 6 742螂l 325 107909 5 688 1 57
l螂893 6 38呻2 8 132591 6 3003831 2621034 332024 7672669 3．18 109663 5 7．00 l 60
1996 9990 37494 5 138063 6 31458＆9 264687m 刿662 8 790493 8 2鲥110952．5 712 1 80
1997 1111 9 468】9 3 144486D 32919上l 26678t6 31870 8 8202647 3击3 112575 8 7上9 2 22
1998 124l 4 48243 8 151443五344988m 267051 0 3123&8 844204 6 284 113898 0 741 1 69
1999 1406．0 540051 15884王8 3622599 265443 8 30807』872765 0 3．27 115214．7 7 58 215
2000 16354 66860．8 1659辄8 3踟1483 264967 8 2155l』9011045 314 115670 0 7—9 2 76
2001 19407 78670 3 l_737432 398181 6 2638386 2395l 6 9403260 417 llSl895 796 2 08
2002 23162 85194 2 lI；2818．8 416025 0 263077 8 244∞0 973835 0 3．44 119327 0 8．16 2 5l
2003 28139 100041．7 192964 8 433238A 2616180 23319 8 10139966 396 120391 8 842 310
1995 2003年的文自半文卣数据来自表4 17。1982、1987—2003年的6岁以卜人13数由1988 2004年的《中
国人口统计年鉴》的相关数据换算得到；1983—1986年的6岁以上人u数是以1982年及1987年的数据为
基础，根据并年的总人口数线性内插而得；1978 1981年的6岁以上人u数是以1982年的6岁以上人口数
与1982年总人口的比值为依据推算得到。其他数据来自表4．18。
在1978—2003年期间，巾国15岁以上人口的平均受教育年限由4．88年提高
到8．42年，人均增加了3．54年，平均每年提高0．142年，年平均增长率为2．21％。
其中1978—1990年的前12年增长了34．8％，1991 2003年的后12年增长了26．8％，
说明中国在1978—2003年期间人均的人力资本增长总体上有所减慢。就人力资本
总存量的增长而言，在1978—2003年期间，增长了l_47倍，年均增长3．68％，
是人均人力资本增长速度的一倍强。其中1978 1990年的前12年增长了60．9％，
年均增长4．04％，1991—2003年的后12年增长了49．50％，年均增长3．41％，即人
力资本总存量的增长速度前12年要快于后12年。但进入2l世纪的最近三年，
人力资本总存量的又旱现加速增长的趋势，2000 2003年的增长速度为年均
4．01％，达到1978—1990年头几年的水平。
从曲线上反映，中国人力资本总存量增长率曲线及人均受教育年限增K率曲
线都呈“u”型，两头高，中间低。其成因是：1978年以前，巾国教育事业由于
经历了长达十年的不JF常发展阶段，无论是人力资本存量，还是年人力资木增量
水平都很低。1978年开始，中国各级教育走上规范发展的轨道，在低基数的基
础上开始了正常化的快速增长。因此，这一时期的人力资本总存量的增长速度较
高。2000年以来，中国政府实施科教兴国的战略决策，加大了教育投入力度，
逐年扩大了高等教育规模，使这一阶段的人力资本总存量的增长速度逐步提高。
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
当然，中国人均受教育年限增长率曲线都呈“U”型与L卜I国实施的计划生育政策也
有一定的关系。
4．3．2．3 受教育年限法与人力资本成本法结合来综合测度人力资本存量
关于用受教育年限来测算人力资本存量所存在的不足，本文前面部分已有所
述。其最大的缺陷在于忽略了或无法计算知识的累积效应，没有对不同的教育程
度加以区分，而视小学、中学、大学等不同阶段教育时间的边际效率相同”，即
认为随着教育年限的增长，劳动者的人力资本存量是呈算术级数增长。这就意味
着一年小学教育与一年博士研究生教育所形成的人力资本量相同，这显然足不合
理的。有学者提出了一些方法加以改善，如主观地给不同教育阶段以不同的折算
系数，定小学为1、初中为1．2、高中为1．4、成人高校为1．65、普通高校为2
(胡永远，2003)；或根据我国不同教育程度从业人员的工资收入比为折算系数，
定小学为1、初中为1．5、高中为2．3、大专以上为3．8(李红松，2004)。通过
这种进行一定的系数折算，可以使用受教育年限所测算的人力资本存量接近合
理。但用受教育年限来测算人力资本存量还存在的另一缺陷是其计量单位非资本
量纲，与其他资本形态的吊值缺乏可比性。
为弥补其上述缺陷，本文将受教育年限法与成本法结合起来，对中国的人力
资本存量进行测算。基本思路是：以由表4．19得到中囤各年各级的人力资本存
量(万人·年)为基础，导出中国各年各级教育期间的人力资本存量(万人·年)。
如，将一个受初中教育的人力资本量分解为受初中期间教育3年+受小学期间教
育6年，将一个受高中教育的人力资本量分解为受高中期间教育3年+受初中期
间教育3年+受小学期间教育6年，以此类推，同级合并，可得中国各年各级教
育期间的人力资本存量(万人·年)。将各年各级教育期间的人力资本存量(万
人·年)乘以中国各级学校牛均教育经费支出水平并进行加总，最后获得货币计
量的人力资本存最数据。
23这里指的是单位时间内形成的人力资本量．而非单位投资所形成的人力资本量。由于岳u识的累积效应，
单位时间内形成的人力资本量的边际效率应浚是递增的；而有学者(Psachampoulos，1994)’认为单位投资
所形成的人力资奉量的边际效率是递减的。
119
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 20 各年各级受教育期间的人力资本存量单位：万人·年
研究生划间大学专本科
高中期间人初中期间人小学期间人
文盲半文
年份人力资本存期问人力资
力资本存鼍力资本存鼍力资本存量
盲人力资本
本存量存量
1978 4．2 1424 5 16235．1 52015．5 292508 4 48813．4
1979 6．6 17031 18217．8 59059．2 314680 8 480594
1980 7．8 18491 19720．8 64970．1 333267 0 47377 0
1981 102 19667 20969．7 70627．8 349867．2 46786．8．
1982 13 2 21700 22362．9 76476．6 366099 0 468494
1983 17 7 2463 0 23604．O 81836．4 380290．8 46700 6
1984 24 3 2809 8 24899．1 86852．4 393288．0 46490．4
1985 381 3334 5 26385．0 91838．4 404890．8 46159．2
1986 49．8 3765．7 27594．6 96117．6 417974．4 44878 8
1987 60 6 4193 7 28750．2 1001946 430984 8 427870
1988 70 5 4714 5 29964．3 1040646 445315 8 40198 8
1989 78．0 5169．2 31089 3 107671．2 460233．6 36086 6
1990 85 8 56424 321774 111571 2 475207 2 36560 2
1991 94 5 6077 8 33567．6 1167600 486037 2 35911 O
1992 103．8 6609．8 35020．2 122133．0 497964．0 35345．4
1993 115 8 7301 4 36714．0 127782 3 511456_8 35358．8
1994 130 5 8045l 38674．2 1340664 527257．2 34731．6
1995 144．9 8770．7 40665．6 140793．3 543690．0 33202 4
1996 162．O 8655．5 41934 9 146797．2 558281．4 34662 8
1997 180 3 10782．5 45363 6 155094 3 576973．2 31870．8
1998 201 3 11128 6 47399 7 162395 7 591842．4 31236．8
1999 228 0 12460．7 50391 3 171144 6 608733．0 30807．4
2000 265 2 15407 0 54691 2 181407．3 627782 3 21551 4
2001 314．7 1 8131 4 58977 0 191704．2 6472470 23951 6
2002 375．6 19675．6 62569 5 201244．5 665566．8 24403．0
2003 456．3 231224 680604 212473．2 6865644 23319．8
《中国教育经费统计年鉴》2003年的统计资料显示：2003年生均高等教育
经费支出为13305．13元人民币；生均高等教育经费支出为13305．13元人民币；
生均高等教育经费支出为13305．13元人民币；生均中等专业技术学校、技工学
校及普通高级中学的教育经费支出为4688．38元人民币；生均初中的教育经费支
出为1534．66／÷人民币；生均小学教育经费支出为1154．03元人民币。该年鉴没
有单独列出研究生的生均教育经费支出水平，取生均高等教育经费支卅1．2倍为
15966．16元人民币，并假设文盲半文盲人均年教育经费支出与生均小学教育经
费支出水甲相同。这样就可以得到以货币计量的由教育形成的人力资本存量，如
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4．21所示。
表4：91 各年各级受教育期间的人力资本存量单位：亿元
研究生期
大学专本
高中期间初中期间小学期间文盲半人力资牟存量
年份间人力资
科期间人
人力资本人力资本人力资奉文占人力
力资本存
本存量存量存量存量资本存量
2003=100 1990=100
1978 6 7 1896．0 7614 3 79844 33755．5 56331 56890．0 34080．2
1979 10．5 2266．8 85441 9065 6 36314．2 55461 61747．3 36989．9
1980 12．5 2461．1 92491 9972 9 38459．0 5467 3 65621 9 39311．0
1981 16．3 2617．7 9834 8 10841 4 40374 7 5399 2 690841 41385．1
1982 21．1 2888 3 10488 2 11739 2 42247 8 5406．4 72791 0 43605．7
1983 28 3 3278 3 11070 3 12561 9 43885 6 5389．3 76213 7 45656．1
1984 38 8 3739 8 11677 7 13331 8 45385 4 5365．0 79538 5 47647．8
1985 60．8 4438 2 12374 6 14097 2 467244 5326 8 83022 0 49734．6
1986 79．5 50121 12941 9 147541 48234．2 5179 0 86200 8 51638 9
1987 96．8 5581．8 13483 8 15379 9 49735 6 4937 6 89215 5 53444．9
1988 112．6 6275．0 14053 3 15973 9 513894 46390 92443 2 55378 4
J989 124．6 6880．2 】4580 9 16527 5 531Jl 0 4】644 95388．6 57142 9
1990 137．O 7510．0 1509l 2 17126．2 54838．9 42191 98922．4 59259．8
199l 150 9 8089．6 15743 2 17922 7 56088．7 4144 2 102139_3 61186．9
1992 165‘8 8797．6 16424 5 l 87474 57465．0 4078．9 105679．2 63307 5
1993 184．9 9718 2 17218 9 19614 6 59022．1 4080．4 1098391 65799 5
1994 2084 10708 0 181382 20579 2 60845．5 4008．1 1 14487．4 685841
1995 231．4 11673 8 190722 21611 8 62741．8 3831 6 119162．6 71384 8
1996 258．7 11520 5 19667 5 22533 4 64425．7 40001 122405 9 733277
1997 287．9 14351 5 21275 5 23807 O 66582．7 3677 9 129982 5 77866 5
1998 321．5 14812 2 22230．5 24927 7 68298．6 3604 8 134195 3 803902
1999 364．1 16585 2 23633 5 26270 7 70247．8 3555．2 140656 5 84260 8
2000 423．5 20506 7 25650 2 27846 0 72446．1 2487．1 149359．6 894744
2001 502．6 24132．9 27660．2 29426．6 74692．3 2764 O 159178．6 95356．5
2002 599．8 26188．2 293451 3089l O 76806．4 281 61 166646 6 99830．2
2003 728．7 30775 9 31920 3 32614．6 79229 5 2691 1 1779601 106607 6
比较表4．19与表4．21可以发现，如果完全用受教育年限(万人·年)来测算
人力资本存量，2003年的人力资本存量只比1978年增长了1．47倍；而将受教
育年限法与成本法结合起来，2003年的人力资本存量则比1978年增长了2．13
倍。这说明将受教育年限法与成本法结合起来所得出的人力资本存景彳i但反映了
人力资本存量的量(万人·年)，还反映了人力资本层次提升后所发生的人力资本
浙江人学博上学位论义广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
存量的质的变化，即在小学、中学、大学等不同阶段单位教育时间的边际效率递
增。
4．3．3中国人力资本投入与形成的国际水平比较
教育作为人力资本形成最重要的途径，其投入的力度与强度决定了中国人力
资本发展的水平与速度。1978年以来，中围教育实现了跨越式发展，人力资本
总量从41．10亿人年提高到2003年的101．40亿人年；以2003年的货币价值表
示，人力资本总量从1978年的5．69万亿元增长到2003年的17．80万亿元。应
该说，这一：卜多年来，中国的人力资本成绩注目。但与此同时，与人力资本的国
际水平相比较，存在的问题也同样突出。
4．3．3．1 国民人均受教育年限仍然较低
2003年中国5岁以上人口受教育年限为8．42年，只相当于初中三年级的教
育程度，与1999年美国人均12．7年相当于大学一年级水平相比，相差了4年；
与后发型国家韩国相当于高中三年级(11．48年)比较，也落后了3年。这说明，
中国国民的平均素质较国际先进国家水平还有相当差距，还难以满足中国现代化
发展的要求。
表4 22 中国及OECD部分国家25—64岁人口受教育状况
国家初中及以下高中人学及以上人均受教育年限
美国(1999) 13 52 35 12．74
日本(1999) 19 50 31 12 55
英国(1999) 18 57 25 12 46
德国(1999) 19 58 23 12．34
韩国(1999) 34 43 23 11．48
中国(2003) 82 12．8 5 2 8．4224
资料来源：中国的数据来自本文的计算，其他国家的数据来自
http：／／www．china．org cn／chinese／zhuanti／283752 htm
4．3．3．2人力资本存量结构不合理，高质量、高层次的人力资本所占比重
1978年以来，虽然高层次的人力资本大幅度增长，全国大专以上文化程度
24是6岁以上人KI的人均受教育年限
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
人u由1978年的407万增加到2003年的6606．4万，增长了15倍，年均增幅
11．5％。但基于中国是一个人口大国，且高等级教育发展起点低，=号业人力资本
在总人【_l的比重还比较低。2000年中国15岁以卜人L|受高等教育的比重只为
4．5％，相当与发展中围家1990年的平均水平，落后世界平均水平30年，与发达
国家的平均水平相比差距更大，只高于撒哈拉非洲国家的平均水平，略强于南亚
国家，是世界上大学人口比例非常低的国家之一。这表明，培养高素质人力资本，
改善人力资本存量结构的任务还相当艰巨，必须进一步加大培养高层次人才的投
入，增强高等教育的投入力度，否则，将会严重阻碍中国技术创新能力的进一步
提高。
～国表＼4家．23(组年)份＼1 900—2000年15岁以上人口受高等教育人口国际比较1960生1970生1980芷1990年1995芷2000芷
世界(109个国家) 3．3 5 0 7 5 10 3 11 3 12 6
发展中国家(73个) 0．8 l 7 3．1 4，6 5 7 6 5
发达国家(23个) 6 7 9．9 15 8 224 24 8 28 l
转型国家(13个) 3．8 6．3 7．7 11 2 ll 4 13 9
中国09 1．9 2．8 4 5
东亚，太平洋国家(10个) 1．6 2 7 5 0 7．4 10．0 11 7
南亚国家(7个) 04 1 2 2 1 2 9 3 3 3 7
中东删E非国家(11个) 0 9 1 7 3．6 5 6 7．2 8-8
撒哈拉非洲国家(22个) 0 2 0．8 0．6 1．3 2 l 2 2
拉丁美洲国家(23个) 1 8 2 5 5．2 8 2 9 5 109
资料来源：Robed J．Barro and JanrwhaLee，2000；中国数据根揩奉艾表4．20计算而得。
4．3．3．3教育投资长期不足
由表4．24可以看到我国教育投资(公共教育经费支出占GDP的比重)到2000
年也只是2．9∥。，即使与发展中困家的平均水平比较也差很多，与世界平均水平
相比差距就更人，仅为发达国家的50％左右。而且，我国教育投资强度在
1985—1995年期间还有所下降，1996年开始才逐年增长。教育投资长期不足将是
相当长一段时间内制约我国教育发展的一个较严重的问题，也是导致我国人均受
教育年限仍然低、高层次的人力资本所占比重小的重要原因。
25到2002年，我国教育投资占GDP的比重为3 33％。
123
浙江大学博士学位论文，’义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表4 24 中国与其他国家公共教育经费支出比较
公共教育经费支⋯占GDP的比值(％)
国家和地区
1980 1985 1990 1995 2000
世界甲均4 8 4 8 4 8 5．2
发达囤家5 4 5 3 5 2
发展中国家3 9 4 0 41
中国26 2 5 2 5 2 2 2．4 2 9
美国49 5 2 5．4① 4 8
日奉5 8 5 0 4 7 3 6① 3 5
德国27 4 7 4．5 4．8 4 6②
英国5 6 4 9 4 9 5 3 4 5②
法国5．0 5 8 5 4 6．1 5．8
意大利4．4③ 5 0 4 7 4 5②
加拿大6 9 6 5 6 8 6 9① 5 5②
澳人利亚5．5 5 6 5 3 5．5 4 7
俄罗斯3．5 3 2 3 5 3 5 4．4②
捷克4 0 42 4．6 5．4 44
波兰4 9 5．2 5．0②
印度3．0 3，5 3，9 3．3 4．1②
印度尼西亚l 7 1 4 1 0④ 1 4⑤
泰国3 4 3 8 3 6 41 5 4
马柬西亚6 0 6 6 5 5 47 6 2
新加坡2．8 4 4 3．0 3．O 3 7
巴草斯坦2 1 2 9 2 7 2 8 1 8
土耳其2 2 1．8 2 l⑥ 2．2 3．5
韩国3．7 4．5 3 5 3 7 3 8
埃及5 7⑦ 6_3 3 8 4 8
墨西哥4．7 3．9 3．7 49 4．4②
巴西3．6 3．8 4 5⑧ 5．1 4 7
阿根廷2 7 2 7⑨ 3．4⑩ 3．8① 40
中国香港2 8 2 9
中国澳门1 7 3 6
注：①1994年数字。②1999年的数字。③1979年数字。④仅指教育部支出。⑤仅指中央政府支出。⑥不
包括人学经费支出。⑦1981年数‘，。⑧1989年数7。⑨1984年数字。⑩1991年数字。
资料来源：发达国家与发展中国家的公共教育经费支m占GDP的比重的平均值来自联合国教科文组织：《世
界教育报告》1998年；不同国家1980、1985、1990、1995年的数据(不包括中国)来自《中国统计年鹱》；
2000年的数据(不包括中国)来自2003年的《国际统计年箍》(转自【j上界银行数据库)。
拍1980、1985、1990年的数宁由当年的预算内教育经费与当年的GDP之比计算得到；1995、2000年的数
字由当年的国家财政性教育经费与当年的GDP之比计算得到。
27 1991年以前为原联邦德国。
124
浙#【：大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
4．3．3．4教育经费来源渠道单_，教育投资结构有待改进
长期以来，中国政府基本上包办了作为“事业”的教育，几乎承担了所有的
教育投资。虽然在1990年以后，由于政府财力上确实无法承担日益庞大的教育投
资，开始容许私人投资教育并要求受教育者承担一定的教育成本。但巾国教育至
今过分依赖政府的投入、投资主体相对单一的局面仍有待改善。由表4．23看到，
1990年以来中国教育经费中国家财政性教育经费占全围教育经费的比晕逐年有
所下降，社会与私人出资经费所占比重逐渐增加。但与教育发达国家比起米，尚
有较大的差距。特别是社会团体和公民个人办学经费与社会捐资和集资办学经费
之和在国家教育总经费中的比重到了2002年仍只有5．47％，说明中国至今的办学
主体单一的局面基本没有改观。而在教育发达的国家，多种办学尤其是私人办学
异常活跃。特别是高等教育，私人承担的教育经费更是占了相当大的比例(见表
4．25)。
表4．25 全国教育经费及构成情况单位：万元
年伞国教育总国家财政性国家财社会与私人出资经费社会与其他教育其他
份经费教育绎费政件教社会团体社会捐社会团学费和杂私人Hj 经费教育
育经费体、公资经费经费和公民个资和集
民个
费
所占比人办学经资办学人、丰十所r寸比所占
重(％) 费经费会捐资重(％) 比重
和集资
办学彝
(％)
费所占
比重
“)
199l 7315028．2 6178286 0 8446 628209．7 8．59 323475．6 130l 1850569 2．53
1992 8670490．5 7287505 8 84 05 696285．2 8 03 439319．3 1310 247380．2 2．85
1993 105蚴74A 8677618．3 8l 87 33322 7 7018561 694 871476．9 1516 3151004 2．97
1994 14887812．6 11747395．6 7891 107795．2 974487．1 7．27 14自9228 1 1714 5889066 3 96
1995 18779501．1 141 15233．3 7516 203671 5 1628414_0 976 2012422 5 2047 819759．8 4．37
1996 22623393．5 16717045．5 73．89 261998 9 1884189．5 949 2610391 2 2l 03 1149798．4 508
1997 25317325．7 18625416 3 73 57 301746．4 1706587．6 7．93 3260792 0 20 81 1422783-4 5 62
1998 29490592．0 203245260 6892 480314．0 1418537 0 6出3697474．0 18．98 3569741．0 12．10
1999 3349041矗4 22871756．1 68．29 62895Zl 12586942 5．64 46361079 l争48 4094901 l 12．23
2000 38490805 8 256260557 66．58 858537．2 1139556 9 5．19 5948304．3 2064 4918351 7 12．78
2001 46376626 2 30570099．5 65 92 12帅8952 1128851 8 5 20 7456013 5 21 27 5940766 2 12．81
2002 54800278 O 34914048 0 63．71 1725549 0 1272791 0 547 92277920 22 31 766[1099．0 13 98
资料来源：1991—2001年数据来自《中国统计年鉴2003)h 2002年数据来自《中围统计年鉴2004))。
4．3．3．5教育资源配置失衡
浙江人学博士学位论文义资本投入与技术创新能力相关关系研究
教育资源配置的失衡表现为教育投资结构不合理。在基础义务教育方面，政
府财政投入比重过低，影响了基础义务教育的健康发展。从国际上看，世界各国
都把基础教育作为政府财政投资的重点，由政府承担其主要投资义务。OECD国
家政府财政的公共投资占基础教育投资的甲均比重达到92．7％。相比之卜-，中国
财政投资占基础教育投资比例只有71．2％，低于WEl28国家，与OECD国家相比更
是明显偏低。
图4 5教育经赘中政府财政投入的比重
资料来源：中国的数据为2002年的数字，来自《中嗣教育统计年籀》2003年；其他数据为1999年的数?
来自：Financmg educationtoECD 2002。
教育资源配置的失衡还表现为地区及城乡义务教育差距不断加大。首先，沿
海发达地区同中西部不发达地区之间差异明显。2003年，牛均预算内教育经费
指标最高的上海市小学生均预算内经费为5559．4元，初中为6106．6 7÷；最低的
河南省仅为小学621．4元，初中879．2元，相差8倍左右。上海市小学生均预算
内教育经费为4448．0元，河南省仅为471．9元，相差近10倍。其次，城乡之间
义务教育的投入存在明显差距。就全国范围而言，农村义务教育经费几年来占全
部义务教育经费的比重一直在50％上下徘徊，且呈下降趋势。从牛均教育经费看，
2001年，城镇中小学生均教育经费和生均教育预算内经费两项指标均比农村地
区高出将近1倍”。在省级行政区范围，2003年，上海市(包括所属郊区)小学
生均教育经费支出5559．4元，而河南省农村人均经费只有545．8元，相差10
倍；初中生均经费，上海为6106．6元和最低的贵州农村698．7元相比，差了近
28 wET国家指参与世界银行“世界教育指标(WorldEducationIndicators)”训划的国家，伞部为中低收入
国家。
29见《完善我国财政教育投入体制问题的研究综述》’http：／1www．mof．gov．cn／news／20050301—1825_4385．htm。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
9倍，可谓差距巨大。洋见表4．26。
表4 26 部分省市初等教育生均教育经费支出水平
地区初中生均教育经费农村初中生均教育小学生均教育经费农村小学生均教育
预算内经费预算内预算内经费预算内
卜海6106 6 4349l 4804．8 4136 4 55594 44480 4349．7 3851 3
北京5584 9 3340 3 3693．1 2953．9 4553．1 2977．9 3645．1 3039 2
天津3076 6 1983 9 1605．2 1408 5 2465 6 1848 9 1663 0 125l 9
浙江3168 6 1777．7 2483．7 1504 7 2373 0 1484 5 2001 8 1327 5
河南879．2 608．5 727．1 544．3 621 4 471．9 545．8 431．1
贵州873 3 664 5 698 7 588．3 643 0 556 9 577．3 5064
陕西992 2 7491 889 4 71 3．4 7494 610 6 683．0 564 5
安徽10071 686．0 832．0 637．5 803．1 636．4 736．9 600．8
全国平均1533 5 9981 1129 2 816 0 1154．9 8341 953．7 723．4
资料来源：《中国教育经费统计年鉴》2003年。
4．3．3．6基本结论与启示
通过以上分析可以得到，近年来中国教育事业有了很大的发展，但存在的问
题也很突出：人力资本总量多，但人均教育年限少，初中及以下教育程度的基础
人力资本所占比重超过65％，高中及以上教育程度专业人力资本所占比重不到
35％。且长期来教育投资水平低，公共教育经费支出占GDP的比例低，办学主体单
一，教育的民间投资不足。这样就导致： 一方面，技术创新与经济发展所必需的
高层次专业人力资本资源严重稀缺；另一方面，低级劳动力大量过剩。其结果是
对我国经济转型与产业结果调整带来许多不利影响，也不利于中国社会的稳定。
因此，要改变中国经济增长方式，提高知识技术型产业在经济结构中的比例，就
要求中国完成从教育大围到教育强国、从人口大国到人力资本强国的根本转变。
而要达到上二述目标就必须对中国的教育体制进行创新：
一是强制推行最低教育投入比例，以法律保证教育经费的供给和需要。当今
绝大多数发达国家都制定了有关教育投入的法律和法规，以确保教育经济的供给
和需求。纵观发达国家的教育立法，几乎毫无例外地都载有提供相应教育经费的
明确规定。我国的教育投入不足问题，已经讨论_r很多年，之所以长期得不到解
决，关键在于政府没有真i卜将教育投入作为一个硬预算支出，因此经常受到其他
支出的挤压。所以，必须借鉴西方发达国家的做法，通过法律形式，规定全国和
各地方的预算内最低教育投入比例，从而摆脱行政的随意性，保证教育获得相对
浙江大学博+学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
充足且较为稳定的经费来源。
_是多渠道筹集高等教育经费。教育是一种具有外在利益的公共产品，从受
教育中获利的除了受教育者本人及家庭外，还有社会及工商企业。既然这些单位
或个人都从教育中获得了程度不同、类型／1i同的收益，那么，根据“获利者付费”
的原则，受益各方理所当然地应当支付相应的教育经费，教育经费来源应该是多
渠道的，包括国家、私人与企、Ik，高等教育的经费更应如此。其实，发达国家也
曾经历'广与我国教育投入类似的发展过程：20世纪50年代，许多发达国家大力
推行福利国家政策，各级政府不仅实施年限更长的免费义务教育，而且实施高等
教育大众化的政策，为数量庞大的大学生提供几乎免费的教育，从而使教育成了
许多国家政府财政开支最大的部门。但进入20世纪70年代后，发达国家由于
经济“滞胀”或低速增长的时期，政府财政拮据、赤字猛增，迫使政府在保证义
务教育的基础上逐步削减教育经费，特别是高等教育拨款的相对额、甚至绝对额。
其结果，催生了高等教育多渠道筹集经费的发展模式。这与我国目前的情形相似：
一方面，我国的教育需要更多的经费投入：另一方面，受制于经济发展水平，中
国政府所能投入的教育经费特别是高等教育经费相对有限。多渠道筹集高等教育
经费就显得更为迫切。除丫让受教育者承担部分教育费用外，政府应采取各种措
施鼓励高等学校在与工商企业合作的过程中获得它们的经费支持。
三足鼓励和扶持民问资本从事教育事业，形成办学主体多元化。我国未来教
育巨大的发展潜力，为民办教育的发展提供了有广阔的发展空间。目前我国已有
一些民间资本以股份制形式与公立学校合作办学或直接开办私立学校的形式进
入教育产业，并J土发展健康。要真JF形成多元化的办学主体，政府要加大对民办
学校的扶持力度，营造宽松的政策环境和外部条件；出台相应的法律法规，以法
律形式明确民办学校的合法地位和作用；实施给予民办教育机构以金融和税收扶
持的政策等。
四是明确基础教育的优先地位，促进地区与城乡教育的均衡发展。教育属于
准公共产晶，但基础教育是“纯公共产品”，政府应承担起全部责任，切实贯彻
九年制“义务教育法”，无差别地向所有家庭均等地免费提供，将教育拨款的增
量部分集中用于基础教育，优化有限资金的结构配置，以保证全民享有最基本的
受教育的权利和伞民整体素质的提高。地区间教育的均衡发展，需要教育投资的
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
平衡投入。由于中国目前基础教育投资以地方政府为主，鉴于目前巾国区域经济
发展水平与财力存在明显差距的现实，为缩小地区与城乡基础教育支出水平和发
展水平的差异，应完善政府问的转移支付制度。中央财政应加大向西部进行转移
支付的比重，弥补贫困地区财政的教育收支缺口。在财政的教育投入方向上，应
把财政的教育投入的增量，重点用于缩小地区之问的公共教育投入差异和城乡之
间的公芪教育投入差异，尤其要加强对贫网县乡的农村中小学义务教育投入；同
时，建立省际之间、县际之间的教育转移支付框架，促进各地方政府教育提供能
力的均等化。鼓励东部初等教育能力过剩的地区通过多种形式帮助中西部地区。
还町以通过多种渠道组建慈善教育基金、吸收海外机构及民问组织参与，直接补
助落后地区的学生的受教育费用。
浙江人学睥士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
5技术创新能力的测算
内源式技术进步(自主创新)与外源式技术进步(技术引进)是一个国家技
术创新的fIli条基本途径。中国作为一个发展中国家，同时又是一个大国的地位决
定了中国的技术发展应走白牛创新与技术引进相结合的平衡创新之路。
目前，学界对技术创新能力的衡量方法和测度指标选择尚无共识。本文遵循
科学性、系统性、可行性的基本原则，通过预选和筛选技术创新能力评价指标来
构建中国技术创新能力的评价模型，并对中国的技术创新能力及构成进行分析研
究。
5．1 技术创新的技术路径
5．1．1技术来源的基本路径
一个国家技术创新的技术来源有两条基本路径：一是内源式技术进步，这种
技术的生产和发展来自国内自主创新，自主开发；二是外源式技术进步，这是一
种外置式技术进步，它是通过技术转移实现的技术进步(如图5．1所示)。
内源式技术进步
====茎曼三三二=============二=====一外源式技术进步
囤5 1 国家技术创新的技术路径
由于技术发展具有的不甲衡性，当今任何国家都不能完全按一条路径来实现
技术进步。但一般而言，发达国家主要依靠第一条路径即主要依靠自主技术创新
来实现技术进步，而发展中国家往往更多地是以第二条路径即技术引进、消化吸
收为主来实现技术进步。
浙江大学博上学位论文义资本投入与技术创新能力相关关系研究
自主技术创新对于增强国家的经济实力，提高困家在国际竞争中的地位意义
重大。一个国家自土技术创新能力越强，意味着其国际竞争中具备较强的竞争实
力和克敌制胜的能力也就越强。白丰技术创新使国家得以掌握不易被他人模仿的
核心技术，核心产品，进而提高核心竞争力。自主创新具有一段时期的技术垄断
优势、知识产权优势和优先占领市场的优势，这些优势是后进入者的进入壁垒，
从而保证自主创新者在一段时期内获取高额利润。其技术突破的内在性、rhI场的
领先性和知识资本的集成性，使系统的技术发展具有很强的自组织力及市场应变
力，可彻底摆脱技术的依赖性与依附性。与此同时，由于自主技术创新常常涉及
一系列全新的领域，形成创新的集群和簇射现象，带动一大批产业的发展，因而
可以促进整个国家经济的全面发展。但是由于自主技术创新是在新的技术领域中
进行率先性的探索，其技术创新活动需要相应的物质条件、技术条件、人力资源
平台支撑，需要巨大的资源投入，且产出具有高度的不确定性。此外，为保持技
术和巾I场领先者的地位，创新主体还必须建立较强的信息网络，广泛收集科技与
市场的最新信息。因此，自主创新战略要求创新主体必须拥有较强的资金投入能
力、风险承受能力和技术储备能力。显然，只有发达国家才基本具备这样的条件，
而相对落后的发展L}l国家则较难达到这些要求。
根据技术扩散和知识外溢的规律，发展中国家町以从发达围家的技术转移和
技术贸易中获得比本国先进的成熟技术，来尽快地满足国内对先进技术的需求，
并逐渐缩小与发达国家的技术差距。一般来说，发展中l国家通过引进技术可节省
人量的技术研究和开发费用，降低技术获得成本；同时缩短了技术开发周期，降
低技术开发的风险；还可通过技术转移使国内短期内获得技术提升，提高生产的
动态比较优势，提高产品市场竞争力。但技术转移会使技术引进国对引进技术易
产生依赖性，被动地跟随发达国家的技术变化会抑制发展中国家自主技术研究与
丌发能力的增长，使自主R&D能力提高速度缓慢，缺乏对基础研究的方向感。并
且随着发展中国家与发达国家技术差距逐渐缩小，发达国家对自己的高新技术保
留程度增加，并对某些重要的技术创新严格限制出口，使发展中国家进一步引进
发达国家的高新技术出现了困难。
一般说来，在经济利益最大化的前提下，技术的发展和转移呈现以下规律：
销售产品一转让生产线(设备)一转让关键技术一转让知识产权这样几个阶段和
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
步骤。而整个技术转移过程往往也呈现由发达围家一中等发达国家一发展中国家
一不发达国家的递次转移。
5．1．2中国技术创新的路径选择
中国经济学界与科技界对作为发展中国家的中国应该以技术创新的第一条
路径还是第二条路径为主有分歧。2003年在国家中长期科技规划研究战略沦坛
卜，科技界人士强烈主张中国的技术发展应该走自主创新之路，而中国社会科学
院财贸所所长江小涓、北京大学中国经济研究中心主任林毅丈却主张走第二条技
术发展的道路(赵忆宁，2003)。江小涓认为，“在全球化背景下的中国产业技术发
展的战略与产业结构升级，可以充分利用经济全球化的机遇，利用全球知识储备，
通过跨国公司的对外直接投资引进外国的先进技术推动产业结构升级”，她认为
不要盲目地提倡所有企业都来做研究和开发。林毅夫强调，“像中国这样的发展
中围家应该充分利用与发达国家的技术差距，提高引进技术推动本国的产业技术
升级，这是一种现实可行、成本低、效益好的战略选择。”他认为“每个企业都
必须保持一个研发队伍，其职能是消化吸收外国的技术”。与江小涓、林毅夫有
强烈取向的观点有所不同，清华大学国情研究中心丰任胡鞍钢丰张继续鼓励企
业、厂商引进技术，又要强化本国企业和科技界技术创新能力。他认为从长远来
看，中国应从模仿增长型向自主创新增长型转变，但“自主研发与引进技术究竟
哪种方法好，主要取决于成本、取决于市场的选择。”胡鞍钢实际上是在经济利
益最大化的前提下主张中国的技术发展走自主创新与技术引进相结合的平衡创
新之路，即二条基本的技术路径的结合。本文对此表示赞同，因为这是由中国既
是一个发展中国家，同时又是一个大国的地位所决定的。
中国是一个大国，如果完全依赖技术引进不符合国家利益。在技术上，如果
在引进技术的同时不注重本国技术能力的提高，就会使引进技术的作用大打折
扣，同时会形成对国外技术的依赖，导致与发达国家的经济技术差距进一步扩大，
最后，可能出现在其他领域受制与人的局面。但是中国又是一个发展巾国家，不
具备进行大规模自主技术创新的硬件和软件。中国的基础研究与应用研究的投入
资源有限，获得重大理论突破、技术突破的科研成果少；技术创新所廊有的技术
储备1i足；总体上科研队伍技术创新能力不强；技术研究开发所需的巨额费用缺
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
乏；等等。旬话，中国科技竞争实力世界排名较后的现实决定了中国同前不可
能选择走以自主技术创新为主的技术发展道路。相反，通过从先进国家引进技术
和经验，，Lf以以较快的速度促进中国技术发展，大大缩短因研究和开发先进技术
所花费的时间，并节约相应的资源投入，避免重复研发和少走弯路。由于技术转
移通常发牛在技术发展的成熟阶段。这个阶段的技术已经标准化，其经济性也充
分地显现出来。因此通过技术引进可以在资源投入上产生节约效应。此外，还可
以通过从先进国家进口设备使我幽技术设备升级。只要学习和掌握引进的先进技
术并加以消化吸收和进行二次技术创新，那么至少在某些领域可以缩短甚至跳跃
式地缩小与先进国家之间的技术差距。实际上，在当前中国的技术创新过程中，
技术的引进消化起了重要作用。
因此，对中围这样发展中的大国，中长期的技术发展只能走自主创新与技术
引进相结合的平衡创新之路。
技术引进有很多渠道，但由于FDI可以通过四种途径向东道国溢出技术：
①FDI带来新技术、新设各；②FDI通过在东道国投入原材料、零部件、能源部
门、劳动人员、产品包装销售、及维修商扩散技术；③通过跨国公司对东道国人
员培训溢出技术；@FDI企业向东道国当地企业产生示范效应，通过模仿和学习，
当地企业可以实现“干中学”式的技术进步，进而实现技术创新”。FDI本身所
具有的这些特点，使FDI成为外源式技术进步的丰要载体。
5．2技术创新能力的测算
5．2．1 技术创新能力评价模型的分类和层次
关于如何衡量技术创新能力，学界尚无统一认识。目前存在着许多彳i同的衡
量方法和测度指标。技术创新能力的评价模型，从总体来看可分为两类三个层次。
技术创新能力的评价模型有两种类型：一是技术创新能力测度的理论模型，运用
数学工具，建立技术创新与其他相关变量之间复杂的函数关系，这类模型傲只
用于理论分析；_是技术创新能力测度的计量模型，通过确定能够反映技术创新
能力的并能获得相关(定量或定性)数据的指标体系，建立技术创新能力与相关
蛐经济学家关于FDI对东道国技术创新的影响乍r小同的观点(王了君，2002)。
133
浙扛大学博十学位论文，“义资本投入与技术创新能力相关关系研究
指标的量化关系，用于技术创新能力的实证研究。技术创新的评价模型分为三个
层次：一是测度国家(包括大的区域)的技术创新能力的评价模型； j是测度某
个产业技术创新能力的评价模型；三是测度氽业技术创新能力的评价模型。本文
分析研究的是第二类第一层次的技术创新能力评价问题。
5．2．2技术创新能力的评价指标体系
自20世纪80年代明确提}n技术创新能力并展开研究至今，国内外不少学者
为确定测度技术创新能力的指标体系和方法作了大量的尝试工作，但目前仍没有
‘套大家公认的完善的评价指标。
其实，早在20世纪50年代，就有经济学家开始了分析和测算技术因素对经
济的效应或影响的研究”。在20世纪80年代之前，生产率的测算丰要采取总牛
产函数，全要素生产率(TFP)等计算方法。一些经济学家用全要素生产率的变
化，或者“剩余”来代表技术进步。Solow(1957)采用总生产函数方法来测算技
术进步对产}H增长的贡献，发现技术进步对产出增长的贡献高达87．5％；
Kendrick(1961)发现资本增长对人均GNP增长的贡献为16％，人均劳动的贡献为
9％，而生产率提高的贡献者则高达75％。这些研究表明，技术是促使总产出增长
的重要因素之‘。但是，很多经济学家对这种用全要素生产率的变化，或者“剩
余”来测算技术进步持反对与否定态度。Abramovitz＆David(1973)研究发现，
美国在整个19世纪的全要素生产率几乎接近于零，如果美国在整个19世纪“没
有技术进步”，根据所观察到的较高的资本积累率，新资本投资的收益应该快速
接近于零。这最然是与事实不符，因为实际情况是“技术进步确实存在，最为明
显的证明是具有高报酬率的投资持续增长，而4i是全要素生产率”(Wright，
1997)。Wright同时解释，如果在某个企业、产业、部门或某个国家出现了技术
潜力的本质变化，无论在哪一种模型中，这种变化都会影响资本和劳动力的流动。
在新的均衡中，投入和产出都会发生变化；这种变化速度几乎不能表现出技术初
始变革的任何信息。wiiiiamNordhaus(1997)也认为，价格指数无法衡量向用户
提供的实际服务，凶此，由价格指数所导致的技术进步往往被低估。
包含技术进步在内的技术创新过程的性质特点，决定着我们“无法直接衡量
”计算方法发端于20世纪30年代的Ramsey，v01]Neumann，and Harrod的思想。
134
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
技术创新的质量和数量”(HiH，1979)，只能采用一些替代性指标来反映工业技
术创新活动，为此，他提出了衡量技术创新能力的四种间接指标，分别是：①测
度技术创新的投入指标，如R＆D投入，从事R＆D活动的科学家人数；②测度中
间产品的指标，如专利授权、技术论文，或新的化学合成物质数量；③测度某种
产品或过程性能的指标，如速度、耐用性和成本等：④测度生产某种产品所需投
入要素数量的指标，如劳动时间、石油桶数或资本设备价值。在这罩，Hill所
设计的四种间接指标其实只是反映了狭义的技术创新——只涉及技术领域，而没
有包括技术的运用对经济社会所产生的影响。
通过多因素综合评价一个国家、产业或企业的竞争力。这方面，最具影响的
是总部设在瑞士日内瓦的国际经济论坛(World Economic Forum，简称WEF，1971
年由瑞士日内瓦大学教授Klaus Schwab创建)和总部设在瑞士洛桑的国际管理
发展研究院(The International Institute for Management Development，简称IMD)
每年所进行的围家竞争力评价报告。虽然这些报告评价的是一个国家的整体经济
竞争实力而不是技术创新能力，但两者这之问有很大的共通点，且其评价方法也
有借鉴意义。
1980年，WEF创立了一套评价国家和地区经济增长与国家竞争力的理论、研
究方法和评估体系，开始对全球主要国家和地区的经济与国际竞争力进行评估和
排序，并每年出版《全球竞争力报告》(The G10bal Competitiveness Repot)，在
全球范围内有广泛影响。在《全球竞争力报告》中，美国哈佛大学的波特(Michael
F．Porter)与西北大学国民经济研究局的施特恩(Scott Stern)提出了测度一
个国家创新能力的指标框架(见图5．2)。他们认为国家创新能力由四个方面的
因素决定：①公共创新基础设施，包括投入于科技的人力和资金、公共政策，如
知识产权政策和税收激励措施，以及内生于经济的技术复杂度；②企业群的创新
治理环境，包括高质量和专业化的投入、鼓励投资的环境、竞争环境、需求压力
和支撑企业的存在；③联系的质量，即基础设旌与企、Ik群之间的联系质量，包括
大学体系、大量正式与非『F式的组织与网络；④公司的创新取向，包括公司的研
究开发支出、客户取向和人才培训等。他们在每个国家进行不少于60个的问卷
调查来获取凋查数据，并通过统计检验，保证国家层次平均值的差异性。波特与
施特恩设计的与国家创新能力相关的调查指数有34个，分成四组：①公共政策
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
次指数，包括知识产权保护的有效性、R&D课税信贷的规模与可获得性和私人企
业的R&D补助、推动长期竞争力的环境规则的有效性3个变量；②创新集群的环
境次指数，包括集群的发展状况(广度和深度)、本地竞争程度和国内顾客的挑
剔程度3个变量；⑧联系项次指数，包括专业研究机构和培训机构的数量、风险
资本的IU+得性2个变量；④公司创新取向次指数，包括公司竞争优势依赖于独有
商品与服务的程度、市场营销的复杂程度、报酬与效率的相关程度3个变量；⑤
科学与工程人力次指数，反映科学与工程人员的数量。每个次指数由回归分析赋
r每个变量相应的权重来计算获得，而加权的依据是各国家调查反馈数据的差异
以及在进行多变量回归分析时每个围家反馈一致性程度。可能因为各次指数对不
同国家创新能力的影响程度不同，波特与旋特恩干脆将这5个次指数进行非加权
加总，得到围家创新能力指数，并根据每个国家创新能力指数对每个国家的总体
创新能力进行了排序。
麽磊习
l基础设施l I-．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．一
晤磊习
’l～．群．．．．．的．．．．．条．．．．．件．．．．．l．J
图5 2波特、施特恩创新能力构成图
20世纪80年代起，IMD每年6月出版《世界竞争力年鉴》(The Wjrld
Competitiveness Yearbook)来发布各个国家竞争力的研究报告。IMD通过国内经
济、困际化程度、政府政策和运行、金融环境、基础设施、企业管理、科学技术
和国民素质8个要素进行评价，将各个要素又细分成50个左右子要素，根据各
子要素的内容又设计了290个评价指标来定量确定。在这290个指标中，有180
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
个指标为统计数据，即硬指标，他们来自于国际和地区组织、民间机构和国家研
究所，有110个指标来自于经营者问卷测查。在180个硬指标中，有139个指标
参加排名，41个指标不参加排名但在排名时参考。问卷调查分别在各个国家进
行，答卷者只回答自己长期工作国家的状况。问卷采用“德尔菲法”处理。ZMD
每年根据新理论、新数据和世界经济的变化对评价指标进行适当的调整，使每年
评价所用会有些差别。在进行指数加权计算时，与WEF不考虑权重因素稍有不同，
IMD主观地将硬数据的权熏定为1，调查所得的软数据的权重定为0．64。为了保
证评价结果的连续性和可比性，他们从1994年开始就一直应用这个比例。在评
价国家科技国际竞争力时，IMD提出了衡量科技国际竞争力发展的三大原则：①
一国科技国际竞争优势是否建立在对现有知识和技术资源的有效的、创造性的基
础之上；②对发达国家来讲，其科技国际竞争力水平更多地表现在它是否把提高
其科技竞争力的侧重点放在加强基础研究和创新活动方面的投资，不断创造和积
累新的知识和技术资源方而；⑧企业在一国的科技竞争力中扮演了怎样的角色，
企业是否在R&D上有积极主动的人力和财力投资。IMD在此大原则的基础上设
计了反映科技竞争力的26个指标(2000年)(见表5．1)，构成一国科技竞争力
的评价体系。这26个指标分属研发财力资源、研发人力资源、技术管理状况、
科学环境状况和知识产权保护状况5个子指标系统。
与国家总体竞争力指标会进行某些调整相适应，科技竞争力评价指标有时也
会出现局部变动，如：1996年评价一国科学技术国际竞争力的指标体系包括①
反映研究与开发资源的指标体系(6项评价指标)；②反映基础科学研究状况的
指标体系(4项评价指标)；③反映专利成果多少的指标体系(4项评价指标)；
④反映研究与开发效率，即技术管理状况的指标体系(3项评价指标)。共四个
子指标体系，17项评价指标。1997年评价一国科学技术国际竞争力的指标体系
凋整为五个子指标体系：①反映研究与开发活动财力资源的指标体系(3项评价
指标)：②反映研究与丌发活动人力资源的指标体系(3项评价指标)；③反映研
究与开发效率，即技术管理状况的指标体系(5项评价指标)；④基础科学研究
状况和水平的科学环境状况指标体系(4项评价指标)；⑤反映专利成果多少及
科技成果受保护状况的知识产权指标体系(5项评价指标)。共20项评价指标。
2000年的科技竞争力指标体系仍为五个子指标体系，但新添了人均研发支出额、
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
人均企业研发支出额、人均研发总人数、人均企业研发人数、信息技术熟练工人
的可获得性、1950年以来人均诺贝尔获奖人数等6个指标。
2001年IMD在保持原计算方法不变的情况下，对国际竞争力的评价指标体
系作了很大改动，将以往包括科技要素在内的八大要素归类为四项环境要素，并
作为一级指标，下设20个二级综合指标，作为四类要素的影响因素。原本作为
一级综合指标的科技要素被分解为“科学基础设施”和“技术基础设施”两类二
级评价指标，列入到“基础设施”要素之中，原构成科技要素的各单项指标大部
分也归入以上两项科技基础设施要素中；但也有个别指标如“国内劳动力市场上
是否有合格的工程师”和“企业与大学问的知识转移是否充分”两项指标归入“政
府效率”要素中的“教育”分类中，“R&D设施重新定位对未来国家经济发展的
影响”这一指标被归入“企业效率”要素中的“全球化影响”分类中。同时，在
“技术基础设施”分类中，除4项指标为原“科技要素”指标外，其他9项均
为新增指标，而这些指标多为对信息技术发展进行评价的指标。有关科技竞争力
评价的相应指标由原有的26个调整为34个。2002《世界竞争力年鉴》在2001
年版的指标框架上继续增加相应的评价指标，有关科技竞争力评价的指标达到
42个。2003年，IMD在保留原有指标体系的基础上，在对各国进行指标综合评
价的方法中考虑了人口对国家竞争力的影响，以2000万人几为分界线，把各国
家(地区)分组为2000万人广】以上的人国(地区)和2000万人口以下的小国(地
区)，并分别进行综合评价和排名。这样，可以相对消除国家(地区)按人口规
模不同对其国际竞争力发展的影响，增加人口大国与小国国际竞争力的可比性。
但2004年，IN)又取消了对国别的人口划分方法，将包括51个国家和9个地区
的共60个经济体作为研究对象。
表5．1 2000年IMp科技竞争力评价指标体系
R＆D总支出额全国R&D总企业技术合作1950年以来知批准授了．的国
人数诺贝尔获奖民专利件数
R R 技科人数识
＆ 人均R&D总支＆ 人均R＆D总院校与企业问1950年以来产国民专利数的
0 ⋯额D 人数术合作研究学人均诺贝尔年均增＆速度
获奖人数
权
财R＆D支出占人企业R＆D人管财力资源环基础研究保国民在国外获
GDP比重数得的专利件数
力力理境护
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
企业R＆D支⋯ 人均企业技术的开发和义务教育阶状平均每10万
资额资R&D人数状应用状段科学教育国民的擘利rr
合格T程帅状况况数
源人均企业R&D 源信息技术熟况R&D资源的重况青年人对科专利权和版权
支出额练工人的可新配置技的感兴趣保护
获得性程度
表5．2 2003年IMD科技竞争力评价指标体系
环境凄素评价指标环境要素评价指标
全国R&D人员缺乏充足的资会是甭制约技术开发
科学与工程学士占全部学士学位的比
法律环境是否支持技术开发与应用
重
国内劳动力市场卜是否有合格的信息
企业R&D人员
技术人才
全国R&D总经费企业间是否进行普遍的技术合作
企业R＆D经费电信投资^GDP的比重
授予本国常住者的专利每千户居民拥有固定}乜蹯t干线数
科技论文数量国际电话费用
1956年以来歌诺贝尔奖数量技术基础每t户居民中移动电话用户
1956年以来人均获诺贝尔奖数量设施移动电话费用
科学幕础基础研究是否支持长期经济和技术发展通信充分性
设施R&D总经费占GDP比重新信息技术和应用满足企业的需要
科学技术是否激起年轻人的兴趣在用计算机占世界总量的份额
本国常住者获外国专利每千人计算机数
学校科学教育是否充分每千人々：联网用户人数
企业R&D人员占人u的比例合适的互联网访问数
令国R&D人员占人口的比例高技术产业出口额
专利产Ⅲ效率高技术产业⋯gl占制造业⋯口的比重
国家是否充分实施专利和版权保护数据安全性保障
有效专利数量
政府效率
国内劳动力市场上是否有合格的工程师
人均企业Re,d)经费企业与大学『日J的知识转移是否充分
R&D设旖重新定位对未来周家经济发
人均全国R&D总经费企业效率
展的影响
OECD在1996年提出了技术创新能力评价体系的核心由知识投入、知识存量、
知识流量、知识产出、知识网络、知识与学习等六部分构成。其中测度知识投入
的指标包括：R&D经费、工程师和技术人员的就业数、专利数、技术贸易支出、
人力资本投资。用科学技术指标来测度知识资本的存量；或者根据某个特定领域
研究人员的年增量来估算R&D人员的存量，并根据人员流动和职业变动情况进行
折算；或者根据专利的保扩·期近似估算专利的存量。测度知识流量的指标主要是
浙江人学博上学位论史广义资本投入与技术创新能儿丰日关关系研究
通过物化形式与非物化形式的知识扩散指标来估算。测度知识产出的指标包括：
R&D的密集度、就业和职业分类表、R&D活动对社会和个人的回报率4个指标。
知识网络测度实际上是对技术创新过程的系统分析以及知识在知识生产组织与
经济的主要参与者及机构中的分酉己情况。知识与学习指标是测度个人和社会投资
教育和培训的叫报率，即测度个人和社会教育投资给个人带来的收入增加及对社
会经济增长的贡献。
在国内，傅家骥等(1998)把技术创新能力分解为创新资源投入、创新管理、
创新倾向、研究开发、制造和营销六项能力。其中衡量创新资源投入能力指标有
R&D投入强度、R&D人员素质一数量强度、非R＆D投入强度三项；创新管理能力有
创新战略指标与创新机制指标；创新倾向指标包括创新频率、每千人创新数量；
研究开发能力指标为专利拥有数、自主创新产品率、对引进技术的改进；制造能
力指标由设备装备水平、现代制造技术采用率、引进技术达产率、工人技术等级
及工作质量以及计量、测试和标准化水平来衡量；测度营销能力指标由市场研究
水平、对消费者／用户的了解程度、营销体制的适合度及分销9哟络四方面来反映。
唐炎钊等(2001)在对广东省技术创新能力进行综合评估时所采用的指标分
为三个层次共26项，包括四个一级指标：科技进步基础、科技活动投入、科技
活动产出和科技对经济社会的影响。其中科技进步基础包括科技人力资源、科研
物质条件、科技意识等3个二级指标，共7项三级指标；科技活动投入包括人力
投入、科技活动财力投入2个二级指标，共7项三级指标；科技活动产m包括科
技活动直接产出、高新技术产业化等2个二级指标，共6项三级指标；科技促进
经济社会发展包括经济增长方式转变、环境保护、生活质量提高等3个二级指标，
共7项三级指标。
范柏乃(2004)分四轮对城市技术创新评价指标进行了初选和筛选，最终构
建出评价城『}丁技术创新能力由技术创新投入能力(7项三级指标)、技术创新支
撑能力(5项三级指标)、技术创新配置能力(8项三级指标)、技术创新管理能
力(6项三级指标)以及技术创新产出能力(7项三级指标)5项_二级指标共33
项三级指标构成的评价指标体系。
自2001年起，由国家科技部政策法规与体制改革司策划，中国科技发展战
略研究小组每年都编写出版《中国区域创新能力报告》。他们借鉴r由哈佛大学
140
浙江大学博十学位论文广义资本投入Lj技术刨新能力相关关系研究
波特教授和MIT斯特恩教授联合主持的、其目的是评价国家的创新能力的《创新
指标》(Porter and Stern，1999)中关于国家创新能力丰要决定因素的分析。波
特和斯特恩认为，围家创新能力取决于共有创新基础设施的强度，支持创新集群
的环境条件，以及两者互动联系的强度。其中，创新基础设施包括在研究开发中
的人力资源、投资于研究开发的资金资源、对国际投资的开放度、知识产权的保
护水平、教育投资水平和人均国民生产总值。支持创新集群相关的环境条件，有
』“业研究丌发投资的强度；基础设施和产业集群两者联系的质量，可用大学研究
开发的水平来衡量。同时，他们借鉴了瑞士洛桑国际管理开发学院(IMD)发表的
《国际竞争力报告》中用数据来表达思想的方式，用能力资产负债表的概念来看
待地区创新能力的强弱项，以及一个能力评价报告所应有的分析框架。此外，他
们还借鉴了世界经济论坛的《全球竞争力报告》中(2002)将竞争力分为现有的竞
争力和增长竞争力两个部分的思想。在此基础上，中国科技发展战略研究小组认
为，创新体系是一组推动知识的创造、转移和应用的制度和机构网络，其核心是
促进创新机构问的互动与联系。这种瓦动和联系的特性和效率决定了创新能力的
高低(见图5．3，图5．4)。他们构建了由知识创造能力、知识获取(流动)能力、
企业的技术创新能力、创新的环境和创新的经济绩效5个一级指标、21个二级
指标、60个三级指标、84个网级指标、还有若干个五级指标的“庞大”的指标
体系”。其中，2001年的《中国区域创新能力报告》中用于评价区域创新能力的
所有指标均为硬指标。按照中国科技发展战略研究小组的设想，2002年开始，
他们将用硬指标加软指标(定性数据，由问卷调查获得)这一“国际上许多报告
通用”的做法，但由于时间限制(《中国区域创新能力报告》编写者语)，2003
年的《中国区域创新能力报告》中用于评价区域创新能力的所有指标基本上用的
还是硬指标。权重的选取，采用了专家事先打分法来解决权重的选择。这种选择
带有一定的主观性，但这种做法是国际上普遍采用的方法。
弛2003年的指标体系。2003年之前的指标体系中一级指标相同，je他指标耵所调整。
14l
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相必关系研究
宏
观
经
济
创叫获得新知㈣。力解厂刚题卜_二；：：李绩
新
环
境
效
图5 3 区域创新能力构成
创新环境创造新知识企业创新能力经济绩敛
基础设施，市场需研究开发投入， 研究开发投入， GDP水平，产业
求，劳动者素质，金专利、论文、研设计能力，生产结构，产业国际
融支持，敬业精神究开发效率指标和制造能力，新竞争力，居民收
产品产出水平入水平，就业水
————+ --dl,- Ⅲ
获得新知识
科技合作，技术
转移，外国直接}
投资
图5 4 区域创新能力构成
上述国内外学者提出的技术创新指标体系有所差异，计算技术创新能力的方
法与层次亦有所不同。这些指标或方法各有利弊，主要表现在衡量指标发计得越
全面、完整、精致，其可计量性、可获得性与I叮操作性就越差。如WEF与iMl)
的评价指标体系中约三分之一为需要进行一定规模的问卷调查才能获得的软指
标，而要得到完整且准确有效的这些经验数据，需要投入大量的人力与物力，要
求评价机构有雄厚实力，只有WEF与IMD的研究机构才能做得到。也许正是因为
这个原因，中国科技发展战略研究小组才屡屡推迟在每年编写出版的《中国区域
创新能力报告》在用于评价区域创新能力的指标体系中加入软指标。如果这些获
得比较困难的经验数据不能确保准确和客观，就很难避免出现运用精致的设计模
型与模糊粗糙数据而使得出结论的精确度较低的问题，要真是这样，就背离了指
142
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
标设计的初衷。
5．2．3技术创新能力评价指标的预选与筛选
5．2．3．1技术创新能力指标体系设计的基本原则
本文认为设计技术创新指标体系要遵循科学性、系统性、n丁行性的基本原则。
科学性是指要使体系能反映出技术创新的内涵与规律，以现代科技统计理论
为基础，结合必要的专项调查，定性、定量分析结合，得出的评价结果要科学合
理、真实客观；系统性原则是指标选取必需服从系统性特点，要做到既无冗余又
尽可能全面、既有静态又有动态、既有总量水平又有单位水平，相互协调、相互
映衬；可行性原则是指指标体系的设置尽量避免形成庞大的指标群或层次复杂的
指标树，指标的数据易采集，最大限度利用和开发现有统计系统发布的统计数据，
计算公式科学合理，评价过程简单，利于掌握和操作。
本文在构建技术创新能力指标体系时，在遵循上述基本原则，并结合大部分
学者提出的技术创新指标体系(他们在分析框架上并无大的不同)的基础上还特
别考虑到两个重要的因素：一是数据的可获得性；二是中国作为发展中国家，技
术引进是技术创新的重要路径。由此，本文将测定技术创新指标体系分为：技术
创新基础资源；技术创新投入；技术创新直接产出；技术创新实现四部分。
5．2．3．2样本选择与数据来源
要测度评价中国历年来的技术创新能力，需要收集评价期内大量相关的完整
而准确的数据资料。这项丁作难度大、工作量大。本文上文已述，有些评价机构
(如WEF与I^Ⅲ)在对技术创新(竞争)能力进行评价时使用了从统计资料获得
的定量数据(硬指标)及从问卷凋查中获得的定性数据(软指标)，也有些机构
(中国科技发展战略研究小组)由于某些原因只使用了从统计资料获得的定帚数
据，而没有进行问卷调查。当然，如果可能，评价指标中软硬指标结合是比较理
想的。但是，如果说现在通过问卷调查来获得当期的定性数据虽有难度，尚能完
成，那么要通过这种手段来获得本文评价所涉及的历史的定性数据就几乎不可
行。鉴于此，本文选择硬指标作为评价技术创新能力的依据。
即使是收集硬指标，难度也很大。在中国，可供利用的收集技术创新时间序
143
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
列数据的权威统计资料只有《L卜『国科技统计年鉴》，该年鉴编制的最早年份是
1991年。同时，从其他渠道获得的所需资料的时间也大多始T-1991年，所以本
文研究的时间界定为1991—2003年。
(1)样本预选
技术创新基础资源是进行技术创新所基于的基础和平台，是影响技术创新能
力提高的长期因素，对技术创新能力有很强的促进或制约作用。技术创新基础资
源指标群反映国家在进行技术创新时的所能投入的物力、财力和人力的水平和质
量基础，本文预选12个评价指标。
技术创新投入是保证技术创新成功而投入的各种要素。技术创新投入指标群
反映国家及各技术创新机构在进行技术创新时所直接投入的广义资本(物质资
本、R&D资本、人力资本)的质和量，本文预选34个评价指标。
技术创新直接产出是技术创新所带来的直接结果，包括知识和技术的生产，
是技术创新的最初显示成果。技术创新产出指标群反映技术创新活动最先所获得
的技术成果，本文预选6个评价指标。
技术创新实现是所生产的技术在经济领域的扩散与应用。技术创新实现是在
技术创新直接产出的基础上，经过技术的工程化研究与新产品开发，生产出高新
技术产品，创造了新的市场需求，有利地促进了经济发展。技术创新实现与技术
创新直接产出一起，是测度技术创新能力一个非常重要的指标。本文预选9个评
价指标作为技术创新产出指标群。技术创新能力评价的预选指标见表5．3。
表5．3 技术创新髓力评价的预选指标
目
变量隶属
标指标层(评价指标)
标识
单位
域
层
固定资奉形成额X^0l 亿元技术
GDP )【^02 亿元创新
人均GDP XA03 兀基础
国家财政收入X^04 亿元A
人均财政收入XA05 儿
fII口贸易总额X^06 亿美儿
进u贸易总额XⅢ 亿美元
专业技术人员X枷万人
每万人口专业技术人员X加g 人
浙江人学博士学位论文广‘义资本投入与技术创新能力相关关系研究
甲均受教育年限X^．o 正
全国教育总经费)(^l L 亿元
国家财政性教育支出‰t2 亿儿
仝国科技经费内部支Ⅲ额X肋l 亿元
全国人均科技经费内部支出XB02 儿
国家财政科技拨款X咖亿元
技仝国科技活动人员XB04 万人
术
全国科技活动科学家和工程师XB05 万人
创
仝国R＆D经费支出XB06 亿元
新
全国人均R＆D经费XR07 万元
能
全国R＆D人员XBoB 万人年
力
令国R＆D科学家和工程师XB09 万人年
指
全国万劳动力R＆D科学家和T程师X川人年
数
研究与开发机构科技活动人员)【B11 豇k
研究与开发机构科学家与工程师XBl2 万人
碍f究与开发机构科技经费内部支出XBl x 亿元
研究Lj开发机构R＆D经费支出)【B14 亿，‘
研究与”发机构R＆D人员X815 万人年
研究与开发机构R＆D科学家和T程师XRl6 万人年技术
高等学校科技活动人员XBl7 万人创新
高等学校科技活动科学家和T程师XBl8 万人投入
高等学校R＆D人员XRl9 万人年B
高等学校R＆D科学家和T程师XR20 万人年
高等学校科技经费支出XB21 亿儿
高等学校R＆D经费支出XB22 亿元
大中型T业企业科技活动人员XR23 万人
人中型工业企业科技活动科学家工程师XB2d 万人
大巾型工业企业R＆D人员X嘶万人
大中型工业企业R＆D科学家工程师XB26 珏k
人中型工业仓业科技经费支出X日27 亿元
人中型工业企业R＆D经费支儿{1 XB28 亿元
大中型T业企业R＆D经费^销售额比例X啷％
大中型T业企业技术改造经费支出额X日30 亿元
大中型工业企业技术引进经费支出额X日31 亿元
人中型工业企业技术消化吸收经费支Ⅲ额‰32 亿元
大中型T业企业购买国内技术支出额X日33 亿元
太中型工业企业新产品开发经费支出额X麒亿元
专利申请数Xc01 项
每十万人专利申请数X∞2 项
技术
专利授权数Xc03 项
创新
每t。万人专利授权数Xc0{ 项
直接
国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技论文总数X蛳篇
产出
C
国内中文期刊刊登论文数Xc06 篇
145
浙江太学博士学位论文r_义资本投入与技术创新能力相关关系研究
全国技术交易合同金额xⅢ11 亿元
劳动生产率XD02 元人年
高技术产：品进⋯U额XD03 亿美元
技术
高技术产品进出LJ额f片商品进山u额的比重XJl。4 ％
创新
高技术产品出几额X晰亿美元
实现
高技术产品出口额占商品出口额的比重XD06 ％
D
大中型T业企业新产品销售收入X007 亿yL
人中型工业企业新产品销售收入占产品销售收入比重Xn∞ ％
高新区企业产品销售收入额X唧亿7L
(2)数据来源
技术创新评价指标的数据主要来源为：①1991年至2004年各年出版的《中
国科技统计年攀》；②2002年、2003年、2004年出版的《中国高新技术J“业统
计年鉴》；⑧中困科技统计网站(http：／／www．sts．org．crl)；④教育部网站
(http：／／www．moe．edu．cn)；⑤科学技术部火炬高技术产业开发中心网站
(http：／／www．chinatorch，gov．cn)；⑥本文根据各年《中国统计年鉴》、《中国教育
统计年攀》、《中国教育事业统计年鉴》、《中国教育经费统计年鉴》、《中幽国内生
产总值核算历史资料》等相关数据计算而得。各评价指标的原始数据见附录一。
(3)使相同量纲的数据具有可比性
需要对各评价指标的原始数据进行分步的数据处理。首先，使相同量纲的数
据具有可比性。使相同量纲的数据具有可比性，主要是将用当年货币价值计量的
相关数据(当年=100)换算成以不变货币价值计量的值(本文取1990=100)。换
算公式是：
GDP(1990=100)=1990年的GDP值(1990=100)％各年的GDP指数(1990=100)
固定资本形成额(1990=100)=固定资本形成额(当年=100)／固定资本价格
指数
其他用人民币标价的数据(1990=100)=其他用人民币标价的数据(当年=100)
／商品价格平减指数
其他用美元标价的数据(1990=100)=(其他用美元标价的数据(当年-100)
／商品价格平减指数)女(美元对人民币汇率(当年-100)／1990年的美元对人民
币汇率)
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表5 4 美元对人民币汇率
1 年份199l 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 200l 2002 2003
l美元对人
5 3227 5 5149 5 7619 8 6187 83507 8 3142 8．2898 82791 8上796 827阱8上770 82770 8 2774
l民币’扯率
资料来源：数据来自http：／／wh macd en／arehive／index／t-5333 html。需要说明的是1991年至1993年的美儿对
人民币扯率的官方数据并不能真实反映当时市场卜这两种货币的实际比价，本文换算时统一采J}J 1994年的
汇率数据。
计算所需的各价格指数见本文前面的相关表格。通过换算，得到以1990年
不变货币价值计量的相关数据，见附录：。
5．2．3．3评价指标的相关性分析
上文所预选的多项评价指标中，某些指标有可能存在比较强的相关关系，从
而导致这些具有相同信息的指标由于被重复赋权而增大权重系数，降低评价结果
的科学性和合理性，所以有必要对各项指标进行相关分析，将存在较强的相关关
系的某些指标变量删除。
用Pearson简单相关系数来度量定距型变量间的线性相关关系。它的数学定
义为：
Σ(t一；)(y，一歹)
r-_『害兰——彳——一
1／(x,-x)2善”力
其中，n为样本数，x．和y。分别为两变量的变量值。由该式可进一步得知简单相
关系数为：
r2去喜等，睁
该式说明，简单相关系数是n个x。和y。分别标准化后的积的平均数。
使用SPSS 12．0 for Windows统计软件中Pearson简单相关系数计算功能对
所选具有相同或类似信息的评价指标进行相关性分析。设定判断显著性相关的相
关系数临界值为0．80，显著性水平a为0．01，相关性分析的结果共有26对指
标的相关系数大于临界值。本文作如下取舍，见表5．5。
147
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相灭天系研究
表5 5 相关系数大于临界值的取舍指标
保留的评价指标舍去的评价指标相关系数
GDP 人均GD【， 1．000
国家财政收入人均财政收入1．000
争业技术人员数每万人口专业技术人员数0．992
进口贸易总额出口贸易总额0 988
国家财政性教育支出额全国教育总经费1．000
仝国科技活动人数全国科技活动科学家和工程师0．930
全国科技活动人数全国R＆D人员0．926
全国科技活动人数全国R＆D科学家和工程师0．859
全国科技活动人数全国万劳动力R＆D科学家和工程师0．823
全国科技经费内部支出额全国人均科技经费内部支出额1．000
全国科技经费内部支出额国家财政科技拨款额0．985
全国R＆D经费支出额全国人均R＆D经费额1．000
研究与开发机构R＆D科学家和工程师研究与开发机构科技活动人员人数0．929
研究与开发机构R＆D科学家和工程帅研究与开发机构科学家与T程帅人数0 909
研究与开发机构R＆D科学家和_L程师研究与开发机构R＆D人员0 946
高等学校R＆D科学家和工程师高等学校R＆D人员数0．988
高等学校R＆D科学家和T程师高等学校科技活动科学家和工程师0 84l
高等学校tt＆D科学家和工程师高等学校科技活动人员0．845
高等学校R＆D经费支}『l额高等学校科技经费支出0．992
大中型工业企业R＆D科学家1_=程师大中型工业企业R＆D人员0．952
人中型工业企业R＆D科学家r：程师大中型工业企』k科技活动科学家工程师0 797
大中型工业企业R＆D经费支出额大中型工业企业科技经费支出额0 999
大中型工业企业R＆D经费支出额大巾型工Hp企业R＆D经费占销售额比例0 915
专利申请数每t。万人专利申请数1．000
专利授权数每十万人专利授权数1．000
高技术产品进出口额高技术产品进⋯口额占商品进出口额的比重0．947
高技术产品出u额高技术产品出口额占商品出u额的比重0 956
人中型工业企业新产品销售收入额大中型工业企业新产品销售收入占产品销售0 869
收入比重
将预选技术创新能力评价指标体系中删除舍去的评价指标，得到下列的平静
技术创新的指标体系：
表5 6 技术创新能力评价指标
变量
目标层指标层(评价指标) 单位隶属域
标识
技术创固定资本形成额VAftl 亿元技术创
新能力6DP vh02 亿元新基础
国家财政收入额Vhu3 亿元A
lII口贸易总额Vh04 亿美元
148
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
专业技术人员数Vh05 万人
甲均受教育年限V^06
芷
国家财政件教育支出额亿元
全国科技经费内部支出额VDol 亿元
全国科技活动人员数VB02 万人
全国R＆D经费支出额VB03 亿儿
研究与开发机构科技经费内部支出额VB0t 亿儿
研究与，f发机构R＆D经费支fIl额亿元
研究与开发机构R＆D科学家和工程师VB06 万人年
高等学校R＆D经赞支出额VBOT 亿元
技术创
高等学校R＆D科学家羊u工程师VB08 万人年
新投入
大中型工业企业科技活动人员数VB09 万人
B
人中型工业企业R＆D经费支出额vBJ0 亿元
大中型工业企业R＆D科学家T程师万人
大巾型工vk企、『k技术改造经费支ttl额YB]2 亿儿
大中型T业企业技术引进经费支出额VⅢ3 亿元
人中型工业企业技术消化I吸收经费支}f|额VB】4 亿元
大中型工业企业购买国内技术支出额VBj5 亿JL
大中型T业企业新产品开发经费支出额VB]6 亿元
专利申请数VCO] 顶
技术创
专利授权数项
新直接
国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技论文总数VC03 篇
产出C
国内中文期刊刊登论文数Vc04 篇
全国技术变易合同金额亿元
劳动生产率V902 元人年技术创
高技术产品进出口额VD03 亿美元新实现
大中型工业企业新产品销售收入额亿元D
高新【蔓企业广：品销售收入额VD06 亿元
5．2．3．4数据的无量纲处理
由于技术创新能力评价体系中各项指标数据的量纲不同，为排除变量的不同
量纲的影响，在构成相似性度量时，需要对原始数据作无量纲化处理，本文采用
的处理方法有：
对效益型指标(越大越优型)
Z．．----X．．／max．J
对成本型指标(越小越优型)
Z．J----XlJ／m i n．．
本文的评价指标属于效益型指标，采用公式Z．，----X．．／max．．进行无量纲化处
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
理，指标值域为[0，100]。结果如下
表5 7 经无量纲化处理的技术创新评价指标相对值
1991 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 Ⅲ 200l 2002 2003
阎定资本形成额1934 23 95 299l 3519 39 98 4418 4687 52 48 60 34 67 84 77 55 100．00
GⅡP 32 23 36．81 41．79 47嘴5204 5700 6204 6691 71 66 77 42
围家财政JBL入23 52 2470 27“ 26 84 2797 3l 30 3625 4247 5078 60．35 7439 86 95 100邶
出u贸易总额2769 3l 07 29 65 3212 33 33 3l 77 380l 3918 42 88 55 64 74 2l 100瑚
孥业技术人员78．54 8050 82 90 8444 87 53 9113 93．76 95．67 98m 99 04 9殳26 10哪∞ 99．45
平均受教育年限78．86 7945 80 52 8l 71 8314 8456 8658 88 00 90睨92 52 蝇54 9691 10000
国家财政性教育支
2602 2殳14 30 66 3408 35 67 39 83 4402 4930 78上7 9056 100瑚
山
伞围科技经费内部2019 24．14 2714 2643 26．40 27 42 31帕S 33 76 3967 64 26 8548 l(n00
支出额
仝国科技活动人员69．61 6912 74 67 78 44 7993 8840 8788 85 72 8849 9817 9811 10000
全国R＆D择费支16踟19舯21 9l 22 22 2204 24ll 3009 3343 42．49 56 9l 66 75 83 53 10000
出
研究与开发机构科4064 48-33 5311 5066 5吼56 5510 62．37 65 75 6955 7119 8072 9n94 10000
技经费内部支山
研究与开发机构R 32．04 3530 37 85 36 01 35 72 3977 47 05 54 83 62．90 63埘7I 27 87．91 10000
＆D经费支山
研究与开发机构R＆ 9t62 1000 93．24 93 72 88．89 8647 9275 77 78 80 68 72．46 7l 50 73 43 7512
D私岸家和_L程师
0
高等学校R＆D科71．51 6344 68 82 84．95 7097 70．97 8441 86 56 90 32 79 03 90 32
学家和l程师
高等学校R＆D经1443 1920 24 62 2809 2679 3980 48 8l 65 62 8471 10t)00
费支}竹
大巾刑上业企业科5623 6007 7094 79 96 83 71 98 70 95 67 98 63 94 08 92鲫92 73 95 7l
技i莉人员
大。p型上业企业R 1741 19．03 18 63 30 32 2M 574l 5732 69 28 81 66 83 92 100瑚
＆D科学家T程9tlJ
大巾型_L=业企业R 1317 1625 1797 1892 19．12 2042 33 41 47 97 6n50 77 61 10000
＆D经费支卅
大巾弛__L=业企业技27 6l 3836 44 63 5l 84 58 39 6047 4297 5843 65 75 78 59 10000
术改造缗费立出额
大中型T业企业技3611 53 40 71_68 8662 72 9l 53ll 4949 49 32 59∞ 69．53 91．77 10000
术引进经费支出额
大中型丁业企业技术24 69 31 48 4012 4691 46 30 45 68 50 62 6481 66．05 71．60 95，06 10000
消化吸收经费支出
大中型T业企业购11D8 1200 45龉43 69 24 62 31 38 2462 470 65 85 79，08 10000
买国内技术史出额
大r『I犁刊k盘lI!新j芷1812 21 02 2212 2319 31 89 35 83 45 94 5殳55 6511 79 58 100m
品开发经费点出额
专利中请数16 22 21 76 25∞ 25 20 2t92 33 30 3702 39 54 43 52 55 33 65 99 81．89 100∞
专利授权数13 51 1727 34．09 23 76 2473 24 03 2798 37 26 5496 6270 72 66 100啪
国际三系统(scI、12 62 16 82 21 66 26．33 28” 29 53 37 83 37 50 4948 53 22 100啪
EI、ISTP)收录我国
科技论立总数
国内中文期刊刊登3439 35 90 3714 3914 39 33 42” 440l 48 56 59 28 65 86 8744 100瑚
论文数
150
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
全国技术交易金额1417 2l 43 26．∞ 23 57 2407 2948 37 53 46 5l 58 70 71．15 8l 4l 10000
劳动生产率63 74 72 38 8％ 2699 24 62 2766 31 39 40 08 490I 6118 7026 81 72 10000
高技术产品进山口额906 10 27 13 65 13 65 1410 15 95 2012 2615 3816 47 47 l加呻
人中型工业企业新13 65 17 42 1962 1937 1809 220l 23 44 28 93 3794 53 02 6l 49 76 78 10000
产品销售嘘入
高新区企业产品销
O 65 1 70 3 66 5 03 7ll 10 08 14 72 43 03 5616 7311 10000
售收入
5．2．3．5权重的确定
测度技术创新的指标体系建立后，还需分析确定各项指标对技术创新的影响
程度，即指标的权重系数。
在目前进行的评价活动中，确定指标权重系数的基本方法有两种：经验估计
法与数学统计分析法。其中经验估计法最为常用的是德尔菲法，数学统计分析法
包括用回归系数、变异系数、因子载荷系数等来替代权重系数。每种方法都各有
利弊。德尔菲法利用专家的经验与学识，通过一定的程序得出各层指标的权重。
这种方法在技术层面卜是比较科学规范的，但在实际操作上，问题往往会出在专
家的聘请及经费的投入上。采用德尔菲法的前提条件是，专家应该是对本领域具
有深入透彻了解的人。一般的研究项目，大多是对权重确定的费用忽略不计的，
但在实际操作上，认真地、按部就班的确定权重，特别是在专家的聘请上花费是
较大的。按照德尔菲法的要求，聘请二、三十位专家是必要的，而且是一个不断
“反馈～—_集中”的过程，最少应有两个轮回才能达到较为理想的效果。显然，
这‘笔费用在当前软科学项目研究经费本来就不多的情况下却是十分可观的。另
外，专家在确定权重时，往往只关注评价指标所反映的内容对评价结果的重要程
度，而对评价指标的数字特征及评价指标之间的内在联系缺乏考虑。数学统计分
析法如果使用合理，刚好能弥补经验估计法的不足，充分反映出评价指标体系中
的数据的内在规律。但其缺陷也是明显的：由于具有相同数字特征的评价指标对
评价结果的影响足相同的，所以这种方法不能反映出不同评价指标本身对评价结
果的重要程度。
就运用数学统计分析法米作为确定权重的手段而言，因子分析法是相对可按
受的方法。本文也采用这种方法，即通过数学统计，确定主成分因子并通过获得
各主成分因子上各指标变量的载荷系数来得到技术创新评价指标的权重系数。
因子分析的基本数学原理为：设原有P个变贯x，，x。，x。，⋯，x。，且每个
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
变量(或经标准化处理后)的均值均为0，标准差均为l。将每个原有变量用k(k<p)
个因_了^f1，f。，f。，⋯，fk的线性组合来表示，即有因子分析的数学模型：
a12fz+a13f3+⋯+alkrk+
a22f2+a23f3+⋯+a2kfk十
a32r2+a33r3+⋯+a乳fk+
aJD2f2+aD3f一⋯+a陆fk+
该数学模型也可用矩阵的形式表示为X=／W+e。其中F称为因子，由于它们
m现在每个原有变量的线性表达式中，因此又称为公共因子。因子可理解为高维
空间中互相垂直的坐标轴；A称为因子载荷矩阵，a。j(i=l，2，⋯，P：j=1，2，⋯，k)
称为因予载荷，是第i个原有变量在第j个因子上的负荷。如果把变量X、看成k
维因子空间中的一个向量，则a．。表示x。在坐标轴f。上的投影，相当于多元线性
回归模型中的标准化回归系数；e称为特殊因子，表示了原有变量不能被因子解
释的部分，其均值为0，相当于多元线性回归模型中的残差。
在因子分析的数学模型中有几个相关概念：因子载荷，变量共同度与因子的
方差贡献。
因子载衙。在因子不相关的前提下，因子载荷a，。是变量x．与因子f。的相关
系数，反映了变量x，与因子f。的相关程度。因子载荷乩，值小于等于1，绝对值
越接近1，表明因子f。与变量X。的相关性越强。同时，因子载荷a。也反映了因子
fj对解释变量x。的重要作用和程度。
变量共同度。变量共同度也即变量方差，变量x。的共同度是因子载荷矩阵A
t
中第i行元素的平方和，其数学表达式为：h．2=y口，变量x．的共同度刻画了
j-I
因子全体对变量X。信息解释的程度，是评价变量X．信息丢失程度的重要指标。
如果人多数原有变量的变量共同度均较高(如高于0．8)，则说明提取的因子能够
反映原有变量的大部分(80％以上)信息，仅有较少的信息丢失，因子分析的效果
较好。因此，变量共同度是是衡量因子分析效果的重要依据。
因子的方差贡献。因子的方差贡献是因子载荷阵A中第j列元素的平方和。
因予f，的方差贡献的数学定义为：s。2=Σa口。因子f，的方差贡献反映了因予f、
^f
r
f
同砘砥～
氇
x＆地
rll<llL 砩
浙il：大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
对原有变量总方差的解释能力。该值越高，说明相应因子的重要性越高。冈此，
凶子的方差贡献和方差贡献率是衡量因子重要性的关键指标。
基于凶子分析的基本原理，可将主成分数学模型的系数求解的基本步骤分为
以下_三步：
(1)将原有变量数据进行标准化处理；
(2)计算变量的简单相关系数矩阵R；
(3)求相关系数矩阵R的特扯根^。≥九：≥^。≥⋯九。I>0及对应的单位特征
向量u1，u 2，u 3，⋯p。。
通过上述步骤，计算yl=H，’x，便得到各个土成分。其中的P个特征根和对
应的特征向量便是因子分析的初始解。
确定因子数通常有两个标准：一是根据特征根^、确定冈子数，一般选取特
征根值大于1的特征根；二是根据因子的累计方差贡献率确定因子数，计算因子
的累计方差贡献率，选取累计方差贡献率大于o．85时的特征根个数为因子个数
k。
本文使用SPSSl2．0 for Windows统计软件内的Analyze功能栏中的Data
Reduction功能，对无量纲化后的技术创新指标数据进行凶素分析。
(1)共同度分析
表5．8显示了所有变量的共同度数据。第二列是因子分析初始解下的变量
共同度(Initial)。它表明，对原有32个变量如果采用主成分分析方法提取所
有特征根(32个)，变量的共同度为l(原有变量标准化后的方差为1)。第三列
是提取2个主成分之后的再生共同度(Extraction)。从表中可知，绝大多数的
指标变量与被提出的主成分之间有着密切的内部结构关系，因此本次因子提取的
总体效果较理想。
表5．8 共同度分析Communalities
评价指标lnitial E)(Iraction
同定资本形成额1 000 0 987
GDP 1 000 0 995
国家财政收入1 000 0 990
⋯口贸易总额1 000 0 981
专业技术人员1 000 0 957
甲均受教育年限1 000 0 989
浙江大学博十学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
国家财政性教育支出1 000 0．991
全国科技绎费内音Ii支出额1 000 0．983
全国科技活动人员1 000 0 955
全国R＆D经费支出1 000 0 996
研究与开发机构科技经费内部支出1 000 0 978
研究与开发机构R＆D经费支⋯ 1 000 0 975
研究与开发机构R＆D科学家和T程帅1 000 0 826
高等学校R＆D科学家和工程师1 000 0．756
高等学校R＆D经费支{II 1 000 0 988
大中型工业企业科技活动人员1 000 0 950
大中型工业企业R＆D科学家工程师1 000 0 953
大中型T业企业R＆D经费支Ⅲ 1 000 0 997
大中型T业企业技术改造经费支出额1 000 0 785
人中型工业食业技术引进经费支出额1．000 0．468
大中型工业企业技术消化吸收经费支小额1 000 0 975
大中型T业企业购买国内技术支Ⅲ额1 000 0 854
人中型工业企业新产品开发经费支出额1 000 0 995
专利申请数1 000 0 996
专利授权数1 000 0 957
国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技论文总数1．000 0．994
国内中文期刊刊登论文数1 000 0 993
全国技术交易金额1 000 0 993
劳动生产率1 000 0 844
高技术产品进出口额1 000 0 982
大中型工业企业新产品销售收入1 000 0 997
高新区企业产品销售收入1 000 0 996
Extraction Method：Principal Component Analysis
(2)方差分析
表5．9中第一列是凶子编号，第二至第四列是特征根值，第五至第七列是累
积方差贡献率。其中第二至第四列描述了初始因子解的情况。可以看到，第1
个因子的特征根值为27．953，解释原有32个变量总方差的87．353％(27．953÷
32×100)，累积方差贡献率为87．353％；第2个因子的特征根为2．124，解释原
有32个变量总方差6．638％(2．124÷32×100％)，累计方差贡献率为93．991％。由
于指定提取两个因子，两个因子共解释了原有变量总方差的93．991％。总体上，
原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较理想。
第八列至第十列描述了最终凶子解的情况。可见，因子旋转后，累计方差比
没有改变，也就是没有影响原有变量的共同度，但却重新分配了各个因子解释原
浙汀大学博十学位论文厂义资本投入与技术创新能力干日关关系研究
有变量的方差，改变了各因子的方差贡献，使得因子更易于解释。从表中可知，
经方差极大化旋转后，所提取的2个因子的特征值分别为18．212和11．865，他
们的方差负献率为56．913％和37．078％，累计方筹贡献率为93．991％，这两个因
子能够解释32个指标变量的人部分变差，冈此提取两个冈子是合适的。
表5．9 因子解释变量总方差Total Variance Explained
Initial Eigenvalues Rotation Sums of Squared Loadings
Component Cumulative ％of Cumulativ
TOtal ％ofVadance ％ TOtal Vadance e％
1 27 953 87．353 87 353 18 212 56．913 56 913
2 2124 6 638 93 991 11 865 37．078 93．991
3 1 098 3 430 97421
4 0 350 1 094 98 515
5 0191 0 597 99112
6 0107 0 333 99445
7 5 980E．02 0187 99 632
8 5．171E．02 0162 99 794
9 3．499E一02 0109 99 903
10 1．728E加2 5．399E-02 99．957
11 8．344E-03 2 608E-02 99 983
12 5 434E_03 1 698E．02 100 000
13 1 243E一15 3 884E一15 100 000
14 4．924E一16 1 539E一15 100 000
15 4 495E一16 1 405E一15 100 000
16 3．829E一16 1 196E-15 100．000
17 2．889E一16 9 029E一16 100．000
18 2．416E．16 7 550E．16 100．000
19 1．455E．16 4 548E．16 100．000
20 1．208E一16 3．776E一16 100．000
21 9．796E一1 7 3 061E一16 100．000
22 6．937E．17 2 168E-16 100．000
23 —4 084E一17 -1．276E-16 100．000
24 ．5 284E．17 —1．651E，16 100．000
25 ．1 283E-16 ．4．010E-16 100．000
26 —2 348E一16 —7．337E一16 100 000
27 ．2 511E．16 ．7 847E．16 100 000
28 ．2 687E．16 ．8 398E．16 100 000
29 ．3 347E一16 —1 046E，15 100．000
30 ．5 814E．16 ．1 817E．15 100．000
31 -2 109E-15 -6 590E-15 100．000
32 —8．143E．15 -2．545E一14 100．000
Extraction Method：Pdncipal Component Analysis
浙江大学博士学位论文厂义资本投入与技术创新能力丰日关关系研究
(3)因子的命名解释
表5．10所列的是按第一因子载荷降序的顺序输出旋转后的凶子载荷。由表
5．9可知，第1个因子是评价技术创新能力的重要因子。该因子，h有较高的载荷的
指标变量有24个，包括：固定资本形成额、全国R＆D经费支出、大中型工、lt企
业R＆D经费支出、高等学校R＆D经费支出、研究与开发机构R＆D经费支出、
全幽科技经费内部支出额、大中型工业企业新产品丌发经费支出额、国家财政性
教育支出、研究与开发机构科技经费内部支出、大中型工业企业技术改造经费支
出额、大中型工业企业技术引进经费支出额、大中型工业企业购买国内技术支出
额、人中型工业企业技术消化吸收经费支出额、大中型工业企业新产品销售收入、
高新区企业产品销售收入、高技术产品进出口额、出口贸易总额、劳动生产率、
全国技术交易金额、国内中文期刊刊登论文数、国家财政收入、专利申请数、专
利授权数、国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技论文总数。评价指标中
涉及技术创新中的物质资本、R＆D资本投入，也包含技术创新的产出成果，所
以将之命名为技术创新的综合因子。
第2个因子上有较高的载荷的指标变量有8个，包括：大中型工业企qk科技
活动人员、专业技术人员、全困科技活动人员、大中型工业企业R＆D科学家工
程师、研究与开发机构R＆D科学家和工程师、GDP、平均受教育年限、高等学
校R＆D科学家和工程师。评价指标中丰要涉及技术创新中人力资本的投入，所
以将之命名为技术创新的人力资本因子。
表5．10 方差极大化旋转后的因子载荷矩阵Rotated Component Matrix(a)
Component
评价指标
1 2
高技术产品进出r丁额(亿美元)30 0 905 0 405
大中型工业企业R＆D经费支出(亿元)18 0 892 0．450
出口贸易总额(亿美元)4 0 887 0442
人中型工业仓业新产品销售收入(亿元)3l 0 881 0470
全国科技经费内部支⋯额(亿元)8 0 873 0 470
劳动生产率(元人年)29 0 866 —0．306
全国R＆D经费支出(亿元)10 O 864 0 499
高新区企业产品销售收入(亿元)32 0．857 0 511
高等学校R＆D经费支Ⅲ(亿冗)15 0 855 0 507
全国技术交易金额(亿元)28 0 850 0 520
浙江大学博十学位论文广义资本投入弓技术创新能力相关关系研究
国内中文期刊刊登论文数(篇)27 0 842 0 533
大中型工业论业新产品开发经费支⋯额(亿元)23 0 842 0．535
国家财政收入(亿元)3 0．839 0．535
专利申请数(项)24 0．830 0．554
专利授权数(项)25 0．830 0 517
研究与开发机构R＆D经费支出(亿元)12 0 813 0 561
国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技论文总数(篇)26 0．799 0 597
国家财政性教育支出(亿，6)7 0．795 0 600
研究与：J|：发机构科技经费内部支出(亿元)1 l 0．772 0 618
大中型T业企业购买国内技术支出额(亿元)22 0．746 0 546
大中型工业企业技术消化吸收经费支⋯额(亿元)21 0．741 0，653
大中型T_、lk企业技术改造经费支出额(亿元)19 0，723 0．513
固定资奉形成额(亿元，本论文)1 0 721 0 683
大中型工业食业技术引进经费支⋯额(亿元)20 0 559 0 394
大中型工业企业科技活动人员(万人)16 3 272E-02 0 974
专Nk技术人员(万人)5 0 392 0．896
全国科技活动人员(万人)9 0 492 0 844
大中型T业企业R＆D科学家工程师(万人)1 7 0．514 0 830
GDP(亿元)2 0．641 0 764
研究与开发机构R＆D科学家和T程师(万人年)13 0．497 0．761
平均受教育年限(年)6 0．698 0 708
高等学校R＆D科学家和工程师(万人年)14 0．544 0 678
Extraction Method：Principal Component Analysis Rotation Method：Varimax with Kaiser
Normalization
e Rotation converged in 3 iterations
表5．1l显示了两冈子的协方差矩阵。可以看出，两因子没有线性关系，实
现了因子分析的设计目标。
表5 11园子协方差矩阵
Component Score Covariance Matrix
l Component 1 2
l： 1 000 ．000
000 1 000
Extraction Method：Principal Component Analysis
Rotation Method：Varimax with Kaiser Norma|lzation．
Component Scores
5．2．4技术创新能力的评价模型
根据上述的分析，可以得到技术创新能力评价指标及因子与指标权重系数如下
浙江大学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关灭系研究
表5 1 2 技术创新能力评价指标及因子与指标权重系数
目因
因了
标子
权重指标权重
指标隶
指标层单位变量属
Wi， Wi
层层Z0 域
W2
固定资本形成额1 0．721 亿元Zlol A
国家财政收入3 0 839 亿儿Z102 A
国家财政性教育支¨j 7 0 795 亿元Z103 A
出口贸易总额4 0 887 亿美元Z州A
国家科技经费内部支出额8 0 873 亿元Z105 B
全国R＆D经费支出10 0 864 亿元Zj06 B
研究与开发机构科技经费内部支i“11 0．772 亿元ZⅢ B
研究与开发机构R＆D经费支出12 0-813 亿元Z】08 B
高等学校R＆D经费支出15 0 855 亿元Zjoq B
大巾型工业企业R＆D经费支出18 0．892 亿元Z】lo B
大中型工业企业技术改造经费支出额19 0 723 亿儿Z1】1 B
综
_厶大中型工业企业技术引进经费支出额20 0 559 亿元Zjl2 B
口
Wl_
冈大中型D№企业技术消化吸收经费支⋯21 0．741 亿元Z1】3 B
技
子
0 5691
大中型工业企业购买国内技术支出额22 0 746 亿儿Z114 B
未K
人中型工业企业新产品开发经费支出额23 0 842 亿元Z115 B
创
新专利申请数24 0．830 项Z116 C
能专利授权数25 0．830 项Ztl7 C
力
国际三系统(SCI、EI、ISTP)收录我国科技
指0 799 篇Zll8 C
数论文总数26
T 国内中文期刊刊登论文数27 O 842 篇Z1】9 C
全国技术交易金额28 0．850 亿元Z】20 D
高技术产品进出口额30 0 905 亿美元Z】2l D
劳动生产率29 0 866 元人年Z122 D
大中型T业企业新产品销售收入3l 0．881 亿元Z123 D
高新区企业产品销售收入32 0 857 亿元Z】24 D
专业技术人员5 0．896 万人Z20l A
人甲均受教育年限6 0 708 缸Z202 A
力GDP2 0 764 亿儿Z203 A
资全国科技活动人员9 0．844 万人Z204 B
本
Wz=
崮
0．3708 大中型T业企业科技活动人员16 0 974 万人Z205 B
了大中型工业企业R＆D科学家工程师17 0 830 万人Z206 B
H 研究与开发机构R＆D科学家和工程师13 0 76l 万人年Z207 B
高等学校R＆D科学家年uT程师14 0 678 万人年Z20s B
由表5．12，rUl以构建技术创新能力的综合评价模型
T=WlK+W2Il
158
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术刨新能力相关关系研究
式中，T为技术创新能力指数；K为综合因子相对值，w。K为技术创新能力相对值
中来自综合因子的贡献值；H为人力资本因子相对值，w。H为技术创新能力相对
值中来自人力资本因子的贡献值。
24 24 24
其中K_Σ％Z。／Σ％(i_1) Σrv,j=19．582 (#1)
j=l ，=l J=1
8 8 8
H=E％Z。／Σ％(i_2) Σrv,j=6．455 (i=2)
J=1 ，=l ，=1
最终得到技术创新能力的综合评价模型如下：
2 n n 2
T_(ΣΣ≯以Z。／Σ％)／Σ彬(i=l，n=24；i=2，n-8)
2
其中Σ彬=o．5691+0．3708=0．9399
f_l
用本评价模型对中国1991年至2003年的技术创新能力进行评价，得到各年
的技术创新能力指数(见表5．13)。
表5 13 1991年至2003年我国技术创新能力指数
年份1991 1992 1993 1994 l哪1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
综台因子相
21．77 2603 3n04 2945 3l 45 3318 35 3l 3917 4630 5690 67．04 81 66 10000
对值
人力资奉凼
6209 63 25 6矗37 7245 72．30 8晓15 83．60 83 66 8710 8714 8892 91．46 9634
子相对值
综台因子的
1318 15 76 18．19 17 83 1904 2009 2I 38 23 72 2803 3445 4n59 49．44 6n55
贡献值
人儿资本因
24 50 24粥2618 28 58 2852 3l 62 32．98 33 oo 3436 3438 35m8 36由8 38 01
子的责献值
技术创新能
37 68 40 71 4437 46m 47．56 5lJl 5436 56_72 6240 68 83 75_67 85j3 9856
力指数
浙江人学博上学位论史广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
图5．5 1 991年至2003年中国技术创新能力指数
图5．6 1991年董2003年中国综合因子及人力资本值与技术创新能力指数
图5 7 1991年至2003年中国技术创新能力指数及构成
160
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
5．3 中国技术创新能力及构成分析
5．3．1 中国技术创新能力的增长函数
从表5．13可知，1991年至2003年中国技术创新能力逐年增长，增幅达到
161．57％，年均增长率为8．34％。引入时间变量x，设1991年的时间变量X-1，
1992年的时间变量X=2，以此类推，可得以卜I时间变量与中国技术创新能力指数
的关系表。
表5 14 时间变量与我国技术创新能力指数
l时间变量X l 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13
I技术创新
37 68 40 71 44 37 46 42 47 56 51 71 54 36 56 72 62 40 68 83 75 67 85 53 98 56
能力指数T
运用统计软件SPSSl2．0 for Windows中Analyze功能栏里的Regressi on—
Curve Estimation功能，将技术创新能力指数T作为解释变量选到Dependent
框中，将时间变量作为相关因素变量选到Independent框内，选择线性(一次)、
二次、三次曲线模型，利用曲线估计进行本质线性模型分析，对中国技术创新能
力指数随时问增长进行曲线拟合估计。分析结果如下：
表5 1 5 技术创新能力指数的曲线估计结果
Independent X
depend
Mlh Rsq df F Sigf b0 bl b2 b3
ent
T LIN 0 910 11 110 99 0 000 27 8669 4．4863
T QUA 0 985 10 333 28 0 000 41 4949 ．0 9649 0 3894
T CUB 0 999 9 3267 98 0 000 32 7483 5．3868 —0．7040 O．0521
由表5．15，可以得到中国1991年至2003年技术创新能力指数一次曲线拟
合方程式是：
T=27．8669+4．4863X
j次曲线拟合方程式是：
T=41．4949—0．9649X+0．3894X2
三次曲线拟合方程式是：
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关芙系研究
T=32．7483+5．3868X-0．7040X2+0．0521X3
其中，拟合优度最高的是三次曲线，其判定系数R2=0．999，通过回归方程的
显著性检验。因此，将三次曲线拟合方程式作为中国技术创新能力的增长函数是
比较理想的。
对增长嘲数T=32．7483+5．3868X一0．7040X2+0．0521X3求关于时间变量x的二
阶导数，得到：
d’／dX2_一1．408+0．3 126X
当X>4．5时，d2T／dX2>o。也就是说，1995年(x=5)开始，中国技术创新能
力}_H现加速增长趋势。
5．3．2 中国技术创新能力的因素贡献率
1991年至2003年期间，构成技术创新能力的综合因子相对值增长最为迅速，
增幅为359．35％，年均增长率达到13．55％；人力资本因子相对值增幅为55．16％，
年均增长3．73％。这说明，中国技术创新能力的增长主要是来自包括物质资本、
R&D资本及创新产出在内的综合因子的贡献增长。
图5 8 我国技术创新能力的因素贡献率
1991年，中国技术创新能力指数37．68中综合因子贡献值为13．18，占
34．98％；人力资本冈子贡献值为24．50，占65．02％。到2003年，中国技术创新
能力相对值98．56，其中综合因子贡献值为60．55，占61．43％；人力资奉因子贡
献值为38．01，只占38．57％。因此，要进一步增强未来中围技术创新能力，必须
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
要加大人力资本投入的力度，提高人力资本因子相对值对中国技术创新能力的贡
献比重。
5．3．3 中国技术创新能力构成的进一步分析
运用因子分析方法，本文确定厂各指标变量及因子的权重系数。通过计算技
术创新综合因子值及人力资本冈予值，再对两因子进行加权平均，分两步得到技
术创新能力指数。
实际上，可以通过转换各评价指标的权重系数，得到各评价指标对技术创新
能力指数的直接权重系数，直接计算出中国技术创新能力指数。
5．3．3．1评价指标的权重系数的转换
对原有评价指标的权重进行归化处理，使：
24
w∥=w4／Σ％(i_1)
，=1
w∥=WjΣ％(i_2)
w-’=W,／E形wz’-w。／Σ彬
设u。．为评价指标对技术创新能力的直接权重系数，则有：
24 2 24 2
uij=w∥·w，，=(％／Σ％)·(wt／Σ彬)=(‰·w，)／(Σ％’Σ彬)
r=1 i=1 j=l J=1
(i=l，综合因子的评价指标)
8 2 8 2
(‰／Σ％)·(w2／Σ彤)=(w日·wz)／(Σ％‘Σ彬)
j=t i=1 j=l i=1
(i=2，人力资本因子的评价指标)
得到技术创新评价指标对技术创新能力指数的直接权重系数，见表5．16。
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表5 16 技术创新能力评价指标及评价指标对技术创新能力指数的直接权重系数
直接权重系数指
日标
隶属所属冈
标指标层单位变
域
层U日数值量
Z日
吲定资本形成额U10l 0．0223 亿元Z】01 K
GDP U203 0．0467 亿，‘ Z203 H
技术
国家财政收入U102 0．0259 亿元Zm K
创新
出口贸易总额U1舛0．0274 亿美元ZⅢ
基础
K
孥业技术人员U20l 0．0548 万人7m1 H
A
平均受教育年限U20l O．0433 芷Z202 H
国家财政性教育支⋯ Ul 03 0．0246 亿元Z103 K
国家科技经费内部支出额U105 0．0270 亿元Z105 K
全囤科技活动人员U204 0．0516 万人Z204 H
全国R＆D经费支⋯ U106 0．0267 亿兀Z106 K
研究与开发机构科技经费内部支出U107 0．0239 亿元Z107 K
研究与刀发机构lq＆D经费支Ⅲ U108 0．0251 亿元Z108 K
研究与开发机构R＆D科学家和H
工程师U207 0．0465 万人年Z207
高等学校R＆D科学家和T程师U208 0．0414 万人年Z208 H
K
技
高等学校R＆D经费支出U109 0 0264 亿元ZJ09 技术
术人中型工业企业科技活动人员U205 0．0595 万人Z205 创新H
创犬中型工业企业R＆D科学家工U206 0．0507 万人Z206 投入H
新程师
能人中型工业企业R＆D经费支出U】10 0．0276 亿元Zjl0
B
K
力
指
大中型T业企业技术改造经费支Ujll O．0224 亿元Z1】l
K
数
出额
大中型T业企业技术引进经费支K
T U1】2 O．0173 亿元Zm
出额
大中型丁业企业技术消化吸收经K
费支出U¨3 0．0229 亿元Z113
大中型工址企业购买国内技术支Ujl4 0．023l 亿元Zll4
K
出额
大中型工业企业新产品开发经费K
支出额Ujl5 0．0260 亿元Zll5
专利申请数U】16 0．0257 项Zll6 技术K
专利授权数U】17 0．0257 项Zll7 创新K
国际三系统(SCl、EI、ISTP)收U118
0．0247 篇Z1i8
直接K
录我国科技论文总数产出
国内中文期刊刊甓论文数U1】9 0 0260 篇Zil9 K
全国技术交易金额U120 0．0263 亿元Z120 K
技术
劳动生产率U122 0．0268 ，c人年zm K
创新
高技术产品进出口额U121 0．0280 亿美元Z121
实现
K
大中型T业企业新产品销售收入U123 0．0272 亿元Z123 K
D
高新区企业产品销售收入u124 0．0265 亿兀Z124 K
164
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术刨新能力相关关系研究
5．3．3．2计算技术创新能力指数
技术创新能力指数T的计算公式是：
2 Ⅳ
T_ΣΣ(U。Z目) (i_1，n224；i=2，n28)
i-I j-I
通过计算，得到技术创新基础、技术创新投入、技术创新直接产出和技术创
新实现四个技术创新区域对技术创新能力指数的贡献值(见图5．9)。
30
20
图5．9技术创新区域对技术创新能力指数的贡献值
由图5．9可以看到，组成我国技术创新能力指数的四个技术创新区域中，技
术创新实现贡献值的增长速度最快，技术创新基础贡献值与技术创新投入的贡献
值增长相对比较平稳。可以预计，技术创新直接产出与技术创新实现对我国技术
创新能力提高的贡献率将进一步增加，也就是说，我国未来的技术创新能力将表
现为由更多的投入逐步向由更多的产出转化。
5．3．4中国技术创新能力的国际比较
当前，国际上还没有现成的用与本论文相同的指标体系对世界各国的技术创
新能力进行评价的研究报告。但已有类似的评估成果可供参考借鉴。20世纪80
年代以来，IMD每年出版《世界竞争力年鉴》、WEF也每年发行《全球竞争力报告》，
这些研究机构的研究成果涵盖了相关国家的科技竞争力的评价与排名。从1994
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
年起，IMD将中国大陆正式列为评价对象，我们可以此为依据，对中国的技术创
新能力进行国际比较。
表5 1 7 中国科技竞争力的国际排名
年份1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004
名次23 27 28 20 13 25 28 28 25 29 24
参评国家(地
46 46 46 46 46 47 47 49 49 59 60
区)数量
资料来源：根据IMD，WorldCompetitivenessYearbook(2002，2003，2004)整理
从表5．17中可以看到，1994年至2004年问，中国总体的科技竞争能力的世
界排名在25位左右，且进入21世纪以来排名还有所下降。特别是，1999年排
名从1998年的13位掉到1999年的25位，下降了12位，幅度巨大。当然，这
并不是说中国实际的科技竞争力降幅达到92％，部分原因是IMI)在1999年竞争
力评价指标体系中新增了5个对我国很不利的人均指标，同时增添了一个中困排
名相当靠后的软指标：IT行业熟练工人的可获得性。正是这些新增的指标严重
地影响了我们的排名。但这只能说明，中国科技竞争能力的某些硬指标与高科技
国家有较大的差距，而影响科技竞争力的软指标与发达国家相比差距更大。
2004年的《世界竞争力年鉴》揭示，2004年的中国科技综合竞争力比2003
年有所增强，排名上升了5位。其中，中国的高技术产业的竞争力不断上升，高
技术产品出口绝对额在世界上具有较高的地位，且在最近几年的排名中不断}：
升，现已经上升到世界的第5位，成为唯一一个进入前5名的发展中国家”。排
在中国之前的四个国家分别是：美国、日本、德国、英国。
从科技的直接产出——专利和科学论文来看，中国研究机构和企业专利的授
权数有所增加，在世界上的排名2004年比上年上升了1位，在世界上排名第9。
就总数量而言，相比较其它发展中国家如巴西(排名27)、印度(排名28)，中
国的技术能力有一定优势的； 2004年《世界竞争力年鉴》用的科学论文数仍然
是1999年的数据，而根据中国自己的统计“，中国现在被SCI收录的论文数量不
断上升，在2002年已经达到了世界第6名的水平。总的说来，中国通过科学论
33 2003年我国高新技术产品出口额达到1103亿美元，比2002年增长62 6％，占我崮商品出口总额的25．2％。
这一值已经超过rU本在2002年的高技术产品mu值。冈此，明年的洛桑报告存这一指标中，中国的排名
还将上升。
34段小华、柳卸林：科技大视野一2004年中国科技竞争力剖析巾国社会科学院网站。
http：／／WWW．CaSS net．cn／webnew／file／2004111826165．html
】66
浙江大学博士学位沦文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
文表现出来的科学水平在不断提高，且提高的速度高于其它发展中国家。
中国的科技竞争力的基础对科技竞争能力的支撑作用有所增强，但尚不足
够。中国R&D的投入在逐步卜-升，占GDP的比重已经由2000年1％上升到1r 2001
年的1．07％、2002年的1．23％、2003年的l‘32％。但与世界其他国家相比，无论
是绝对量还是相对量都不是很高。OECD成员国家的平均水平达到2．26％，其中最
高的以色列达到4．72％，瑞典达到4．27％，芬兰、日本、冰岛、韩国和美国比重
都在3％左右，而欧盟15个成员国家的平均水平也在1．9％。中国R&D经费投入
总量虽然已经接近甚至超过部分发达国家，现在已经上长到第6位，比印度、巴
西要高出很多。排在中国之前的国家有：美国、日本、德国、法国和英国。但相
对国民经济整体水平而言投入强度还有待更大的提高，GERD／GDP的比值仅高于
印度，略高于意大利。《世界竞争力年鉴》中关于“R&D人力资源”的指标共有
6项“全国R&D总人数”、“人均R＆I)人数”、“企业RSd)人数”、“人均企业R&D人
数”、“合格工程师”、“信息技术熟练工人的可获得性”。其巾“国内劳动力市场
上是否有合格的工程师”和“国内劳动力市场上是否有合格的信息技术人才”是
从1999年新加，中幽企业家对这两个指标的打分在参评各国中位次都不高，特
别是2002年位列第49位，即最低位次，2004年这两项指标排名58位，倒数第
3。本文图5．8已分析表明，在构成中国技术创新能力的要素中，1991至2003
年综合因子相对值增长最为迅速，年均增长率达到13．55％；而人力资本因子(主
要是进行R&D的人力资本)相对值增幅为55．16％，年均仅增长3．73％，成为影响
中国科技竞争力进·步提升的重要因素。我们必须加大对R&D的投入力度，从而
更好地发挥R＆D对技术创新的推动作用。
在信息技术方面，中国对信息技术的投资和国人对信息技术的使用和偏好上
都在世界上是领先的。中国在对信息技术的投资上，列在世界的第2位，在人均
拥有计算机数量上，已经在世界处于前列，排名世界第3位，充分反映了中国对
新技术的重视和中国公民对掌握和使用新技术的积极态度。但在另一个有灭掌握
信息技术技能的人是否满足市场需要这一指标上，中国排名58位，落在了世界
的后而。
食业的技术创新能力彳i足。在中国科技竞争力方面排名世界40名以后指标
中，有8项是反映企业技术创新能力的，其中相关硬指标有三个：有效专利数量、
浙#l大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
人均企业R&D经费和人均全围R&D总经费；软指标5个，包括国内劳动力巾I场上
是否有合格的IT人才、国内劳动力市场上是否有合格的工程师、企业与大学问
的知识转移是否充分、企业间是否进行普遍的技术合作、法律环境是否支持技术
开发与应用。这些指标的排名说明了中国企业技术创新的产出效率较低，企业与
政府部门、大学、科研机构之间构成的系统的运行效率不高，还未真JF发挥技术
创新主体的作用。
技术引进过多而消化吸收不足。中国仍存在着重引进、轻开发，重新建、轻
改造等现象。在过去的20年间，大约花了4000亿美元引进国外的设备和技术，
从而有效地提高了生产能力。但是，中国的技术装备总体上仍处于落后境地。技
术引进对缩小同先进国家的差距相当重要，但引进后的自我开发，吸收和创新，
则是赶上并超过技术先进国家的根本所在。中国在引进设备、技术方而投资很大，
但对于消化吸收与创新则往往不能相应地加大投入，2003年，中国花在引进技
术上的费用与消化吸收费用之比为15比1，而日本、韩国分别为l比5与1比8。
中国的教育竞争力较弱。中国的公共教育经费投入只占GDP的3．14％，位居
第54位；小学的师牛比是1：21．6，中学是1：18．3，排名都在40位以外；25’34
岁的人群中接受高等教育的仅占5％排名52位；中斟的教育系统以及大学教育的
排名分别为47位、46位；文盲占全部人口的14．2％，排名56位；大众的经济学、
金融等专业知识掌握水平低，缺乏，排名58位，倒数第三。
本文的研究也表明，2003年中国5岁以上人口受教育年限为8．42年，只相
当于初中三年级的教育程度，与1999年美国人均12．7年相当于大学一年级水平
相比，相差了4年；与后发型国家韩国相当于高中三年级(11．48年)比较，也
落后了3年。这说明，中国国民的平均素质较国际先进国家水平还有相当差距，
还难以满足我国现代化发展的要求。由表4．24可以看到中国教育投资(公共教
育经费支出占GDP的比重)即使与发展中国家的平均水甲比较也差很多，与世界
平均水平相比差距就更大，仅为发达国家的50％左右。而且，中国教育投资强度
在1985—1995年期间还有所下降，1996年开始才逐年增长。教育投资氏期不足
将是相当长一段时问内制约中国教育发展的一个较严重的问题，将会中长期制约
中国科技竞争力的增强。
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
6实证研究：
广义资本投入与技术创新能力的相关关系
根据本文广义资本的测度及技术创新能力的评价结果，可以获得反映中国
1991年至2003年问技术创新能力指数与以1990年不变价格计量的广义资本的
相关数据。经与技术创新能力评价指标相J司的无量纲化处理方法，即采用公式
Z．．=x。／max．。对数据进行值域为[0，100]的无量纲化处理后，得到F表：
表6 1 技术创新能力指数与广义资本投入相对量
年份技术创新能力指数固定资本R&D资本人力资本
1991 37．68 19．34 1 5 89 57 39
1992 40．7l 23．96 2098 59 38
1993 44．37 29．9l 22．64 6l 72
1994 46．42 35．19 22．48 64．33
1995 47．56 39．99 22．06 66．96
1996 51．71 44．22 24．12 68．78
1997 54．36 46．87 30．10 73 04
1998 5672 5249 33．“ 75 41
1999 6240 55．11 42．50 79 04
2000 68 83 60 35 56．92 83 93
2001 75．67 67．84 66．76 89 45
2002 85．53 77．53 83．55 93．64
2003 98．56 100．00 100．00 10000
资料来源：本论文相关章节的计算。
表中用固定资本形成来代表发挥作用的物质资本，是因为考虑到对技术创新
产生直接影响的主要是物质资本中的固定资本部分。
6．1 广义资本投入与技术创新能力的相关性分析
6．1．1 Pearson简单相关系数分析
使用SPSS 12．0 for Windows统计软件中Pearson简单相关系数计算功能对
表6．1的技术创新能力指数及组成广义资本的各资本相对数据进行相关性分析，
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
结果如下
表6．2 技术创新能力与固定资本投入的相关系数Correlations
技术创新能力固定资本投入
技术创新能力Pearson Correlation 1 089(”)
S Jg．(2-tailed) 000
N 13 13
固定资本投入Pearson Correlation 989(”) 1
Sig(2-tailed) 000 ●
N 13 13
”Correlation is significant at the 0 01 level f2-tailed)．
表6 3 技术创新能力与R&D资本投入的相关系数Cormlatlons
技术创新能力R&D资本投入
技术创新能力Pearson Correlation 1 988(”)
Sig(2-tailed) 000
N 13 13
R&D资本投入Pearson Correlation ．988(”) 1
Sig(2-tailed) ．000
N 13 13
”Correlation is significant at the 0 01 level(24ailed)
表6 4 技术创新能力与人力资本投入的相关系数Correlations
技术创新能力人力资本投入
技术创新能力Peamon Correlation 1 989(“)
s岣(2-tailed) 000
N 13 13
人力资本投入Peamon Correlation ．089(“) 1
Sig(2-tailed) 000
N 13 13
”Correlation is significant at the 0．01 level(24ailed)
由表6．2、6．3、6．4可知，中国技术创新能力与中国固定资本、R＆D资本及
人力资本投入的简单相关系数分别为0．989、0．988、0．989，它们的相关系数检
验的概率P值近似为0。因此，当显著性水平a为0．01时，都应拒绝相关系数
检验的零假设。
初步结论：中国技术创新能力与我国固定资本、R&D资本及人力资本投入高
度相关。
浙江大学博十学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
6．1．2偏相关分析
相关分析中研究两事物之间的线性相关性是通过计算相关系数等方式实
现，并通过对相关系数值的大小来判定事物之间的线性相关的强弱。然而，就相
关系数本身来讲，它未必是两事物间线性相关强弱的真实体现，往往有夸大的趋
势。因为，这种关系中可能渗入了其他相关变量的影响。因此，在分析研究两因
素之间的净相关关系时，需要剔除其他相关因素影响，也就是要用偏相关分析。
偏相关分析，是在控制其他变量的线性影响的条件下分析两变量问的线性相
关，所采用的工具是偏相关系数(或称净相关系数)。控制变量个数为1时，偏
相关系数称为一阶偏相关；当控制两个变量时，偏相关系数称为_阶偏相关。前
面所用的简单相关系数实际上就是控制变量的个数为零时的偏相关系数，也称为
零阶偏相关。
变量问偏相关分析一般分两步完成：第’一步，计算样本的偏相关系数。在分
析变量x，和y之间的净相关时，当控制了X。的线性作用后，XI和Y之问的一阶
偏卡H关定义为：
0l一027"12 rvI，=—j===============
。’√(1一喝)(1一_j)
其中，r，。、r。r1：分别表示y和x。的相关系数、y和x。的相关系数、x。和x：的
相关系数。偏相关系数的取值范围及大小含义与相关系数相同。
第二步，对样本来源的两总体是否存在最著的净相关进行推断。①提出零假
设H。，即两总体的偏相关系数与零无显著差异；②选择检验统计量。偏相关分
析的检验统计量为t统计量，它的数学定义为：
竹、厉『ji寺i
其中，r为偏相关系数，Yl为样本数，q为阶数。t统计量服从n—q一2个自由度
的t分布；③计算检验统计量的观测值和对应的概率P值；④决策。如果检验统
计量的概率P值小于给定的显著性水平n，应拒绝零假设，认为两总体的偏相关
系数与零有显著差异；反之，如果检验统计量的概率P值大于给定的显著性水平
n，则不能拒绝零假设，可以认为两总体的偏相关系数与零无显著差异。
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新自＆力相关关系研究
使用SPSS 12．0 for Windows统计软件菜单中Analyze—correlate—
Partial功能，对技术创新能力与组成广义资本的各资本进行：阶偏相关分析
得到下列各表：
表6 5 技术创新靛力与固定资本投入的二阶偏相关系数Correlations
Control Variables 技术创新能力固定资奉投入
R&D资本投入技术创新能力Correlation 1 OOO 926
人力资本投入Significance(2-tailed) 000 ●
df 0 9
固定资本投入Correlation ．926 1 000
Significance(2-tailed) 000
df g O
表6 6 技术创新能力与R&D资本投入的二阶偏相关系数Correlations
Control Variables 技术创新能力R&D资本投入
吲定资本投入技术创新能力Correlation 1 000 972
人力资奉投入Significance(2-tailed) ．000
df 0 9
R&D资本投入Correlation 972 1 000
Significance(2-tailed) 000
df 9 0
表6 7 技术创新能力与人力资本投入的二阶偏相关系数Correlations
Control Variables 技术创新能力人力资本投入
固定资本投入技术创新能力Correlation 1 000 ．629
R&D资本投入Significance(2-tailed) ．038
df 0 9
人力资奉投入Correlation 629 1 000
Significance(2-tailed) ．038
df 9 0
在表6．5中，在R＆D资本与人力资本投入作为控制变量的条件下，技术创新
能力与固定资本投入的二阶偏相关系数为0．926。这说明，剔除了R&D资本与人力
资本投入因素的影响，技术创新能力与固定资本投入呈高度的正净相关关系。同
样，在表6．6中，固定资本与人力资本投入作为控制变量，技术创新能力与固定
资奉投入的二阶偏相关系数为0．976。这说明，剔除了固定资本与人力资本投入
因素的影响，技术创新能力与R&D资本投入有密切的正净相关关系。
表6．7反映出，如果剔除固定资本与R&D资本投入的影响因素，技术创新能
浙江大学博十学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
力与人力资本投入相关性有所减弱，从相关系数为0．989下降为二阶偏相关系数
为0．629，这说明人力资本对技术创新的相火灭系部分是通过影响同定资本或
(与)RID资本形成的。可以通过只控制固定资本或R＆D资本，获得技术创新能
力与人力资本投入一阶偏相关系数，来分析人力资本除了直接与技术创新有关
外，主要是部分地影响固定资本还是R&D资本再来与技术创新相关的。见下表：
表6 8 技术创新能力与人力资本投入的一阶偏相关系数(控制变量：固定资本投入)CorrelaUons
Control Vadables 技术创新能力人力资本投入
同定资奉投入技术创新能力Con'elation 1 OOO 583
Significance(2-tailed) 047
df 0 10
人力资本投入Correlation 583 1 000
Significance(2-tailed) 047 ●
df 10 0
表6 9 技术创新能力与人力资本投入的一阶偏相关系数(控制变量：R&D姿本投入) Correlations
ControI Vadables 技术创新能力人力资奉投入
R&D资本技术创新能力Correla石on 1 000 866
Significance(2-tailed) 000
df 0 10
人力资奉投入Correlation 866 1 OOO
Significance(2-tailed) 000
df 10 0
从上面2表可以发现，人力资本投入对技术创新能力有直接的相关关系(在
剔除同定资本与R＆D资本后，它们的二阶偏相关系数为0．629)，同时，也部分
地通过固定资本(主要方式)及R＆D资本(次要方式)的因素与技术创新能力相
联系，也就是说，人力资本通过与固定资本及R＆D资本结合与技术创新相关。
6．2广义资本投入与技术创新能力因果关系分析
广义资本投入与技术创新能力相关关系分析的结果，只能证明同定资本、R＆D
资本与人力资本投入与技术创新能力相关，并不表明它们是否存在因与果的关
系。为此，有必要用Granger因果检验方法，对它们的关系作进一步的分析。
Granger因果检验法足目前最常用的检验变量之问因果关系的实证方法。
Granger因果关系不同于哲学意义上的因果关系，仅指统计意义上的因果关系。
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
它是基于“如果一个事件Y是另一个事件x的原因，则事件Y应领先于事件x”
这‘原理而提出的。根据此定义，Granger在1969年对变量之问的因果关系做
了如卜界定：如果x是引起Y变化的原因，则x应该有助于预测Y，即在Y关丁J
x过去值的同归中，添加x的过去值作为独立的解释变量，应该显著增加回归的
解释能力。此时，称x为Y的原因。如果添加x的滞后变量之后，没有显著增加
回归模型的解释能力，则称x不是Y的原因。
根据格兰杰的因果关系界定，Y和x之间有以下四种关系：x是Y变化的因，
Y不是x变化的因，则为单向因果关系；Y是x变化的因，X不是Y变化的因，
则为单向因果关系；X是Y变化的因，Y是x变化的因，为双向因果关系；x不
是Y变化的因，Y不是x变化的因，则：者之间不存在凶果关系。
广义资本投入与技术创新能力是否存在因果关系的分析需分3个步骤完成：
第一步，利用单位根检验确定时问序列技术创新能力指数T与固定资本K、R＆D
资本R、人力资本H的平稳性；第二步，利用Johansen协整检验法来确定技术
创新能力指数T与固定资本K、R&D资本、人力资本II之间是否具有协整关系；
第三步，采用Granger凶果检验法考察技术创新能力指数T与固定资本K、R&D
资本、人力资本H之间的因果关系。
6．2．1 变量间的平稳性检验
为了避免对非平稳时间序列进行回归时，造成虚假回归等问题的出现，需要
在回归分析之前进行时间序列的平稳性检验。
半稳序列围绕一个均值波动，并有向其靠拢的趋势，而非平稳序列则没有这
一性质。若变量序列是平稳序列，表示为I(O)；若变量经一阶差分后变为平稳
序列，表示为I(1)；若变量经j：阶差分后变为平稳序列，表示为I(2)。检验
变量序列是否平稳的方法称为单位根检验，本文采用ADF(TheAugmented Dickey
Fuller Test)方法，其模型是：
p
△n=c+Qt+B Ytl+ΣY；AyH+ut (6—1)
P
△yt=c+B Yt l+Σ以AyH+ut (6—2)
l-1
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
P
△yt=B YtI+ΣH缈。+ut (6—3)
l_1
(6 1)式是有截距，有时间趋势的回归方程；(6—2)式是有截距，无时间
趋势的回归方程；(6--3)式是无截距，无时间趋势的回归方程。其中，e表示常
数项，t表示时间趋势，u。为白噪音。原假设为：H。：B=O，Y。非平稳；备择假
设为H，：S≠O，y。甲稳。根据回归方程中系数B的t检验值进行判断，若t检
验值小于A D F分布的临界值，则拒绝原假设，接受备择假设，说明序列(Y。)是
平稳过程；如果t检验值大于临界值，则接受原假设，说明序列(Y。)存在单位根。
对h的差分进行重复检验，直到平稳。若Y。的d阶差分平稳，则Y。是d阶单整，
即yt-I(d)。
利用EViews软件的0uick-÷Statistics_÷Unit root test进行计算，根据AIC和
sc准则评价检验效果，改变Lagged Difference的数值，找到使AIC和sc达到最
小的方程。
6．2．1．1技术创新能力的ADF检验
技术创新能力ADF检验的结果是，因变量ADF检验值大于临界值，即序列存
在单位根，因此接受原假设：H。：B=O，技术创新能力T是一个非平稳序列。
为了确定其单整阶数，必须对技术创新能力T进行。阶差分，进行同样的ADF
检验，结果显示：其一阶差分也是非平稳序列。继续对其进行二阶差分，最后得
到在Lagged Difference-1时，ADF Test Statistic=一9．68<一5．48(显著水平为1％
时的临界值)。所以拒绝原假设：H．：B≠O，说明技术创新能力T是二阶单整，
I(2)。
表6 lO 技术创新毹力的ADF检验
ADF Test StatisUc ．9．683841 1％ CriticaI Value’ 一5 4776
5％ CriticaI Value ．4．0815
1 0％CriticaI Value ．3 4901
‘MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root．
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable：D(T，3)
Method：Least Squares
Sample(adjusted)：1995 2003
Included observations：9 aEer adjusting endpointS
浙江人学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
Variable Coefficient Std Error t—Statistic Prob
D(T(一1)，2) -2．737386 0．282676 ．9．683841 0．0002
D(T(-1)，3) 0．946402 0．165483 5 719039 0 0023
C ．4．498422 0．92171 1 ．4．880514 0．0046
@TREND(I 991) 0 832996 0．123545 6 742454 0 0011
R-squared 0．958727 Mean dependent var 0．531111
Adjusted R-squared 0．933963 S．D．dependent var 2．777343
S．E．of regression 0 713714 Akaike info criterion 2．464433
Sum squared resid 2 546936 Schwarz criterion 2 552088
Log likelihood ．7．089947 F-statistic 38 71459
Durbin_watson stat 3．039932 Prob(F-statistic) 0 000695
6．2．1．2广义资本的ADF检验
对固定资本K、R&D资本R、人力资本H分别进行ADF检验，它们的结果都
是，变量的ADF检验值大于临界值，即序列存在单位根，因此接受原假设：H。：
B=O，固定资本K、R＆D资本R、人力资本H是一个非平稳序列。
为r确定固定资本K的单整阶数，必须对固定资本K进行一阶差分，进行同
样的ADF检验，结果恩示：其一阶差分也是非平稳序列。继续对其进行二阶差分，
在Lagged Differcnce=O时，ADF Test Statistic=一2．05>一3．44(显著水平为10％时
的临界值)，所以不能拒绝原假设，即固定资本K是非平稳序列。
表6 11 固定资本的ADF检验
ADF Test Statistic ．2 053835 1％ CriticaI VBlue+ ．5．2735
5％ Critical Value ．3．9948
1 0％Cdtical Value -34455
’MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root
Vadable COe怖cient Std Error t-Statistic Prob．
D(K(-1)．2) ．1．317939 0．641697 ．2．053835 0 0791
C -6 077035 3 334806 ．1．822305 0．1112
@TREND(1 991) 1 052031 0431400 2438641 0．0448
R—squared 0．516706 Mean dependent var 1 145000
Adjusted R-squared 0 378622 S D dependent var 4 618293
S E．of regression 3 640487 Akaike irlfo cdtedon 5．665437
Sum squared resid 92．77200 Schwarz cdterion 5 756212
Log Iikelihood —25 32718 F—statistic 3．741967
Durbin_watson stat 1 597361 Prob(F-statistic) 0 078477
对R&D资本R、人力资本H进行相同步骤的ADF检验。结果是：在Lagged
176
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力丰日关关系研究
Difference=0时，R&D资本R的ADF Test Statistic=3．87<一2．86(显著水平为1％时的
临界值)，所以拒绝原假设，说明呦资本R是二阶单整(见表6．12)；在Lagged
Difference=O时，人力资本H的ADl7 Test Statistic=5．31<一2．86(显著水平为1％时的
临界值)，所以拒绝原假设，说明人力资本H也是二阶单整(见表6．13)。
表6 1 2 R&D资本的ADF检验
ADF Test Statistic -3．876307 1％ Critical Value’ ．2 8622
5％ CriticaI Value —1 9791
10％CriticaI Value ．1 6337
‘MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable：D(R，3)
Method：Least Squares
Sample(adjusted)：1994 2003
Included observations：10 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std．ErrorI t-Statistic Prob．
D(R(-1)，2) 一1 216454 0．3138181．3．876307 0 0038
R-squared 0．624533 Mean dependent var 0．309000
Adjusted R-squared 0．624533 S D dependent var 6．762589
S E of regression 4143801 Akaike info criterion 5 775744
Sum squared resid 154．5398 Schwarz criterion 5．806002
Log likelihood —27 87872 Durbin-watson stat 2．056777
表6 1 3 人力资本的ADF检验
ADF Test Statistic -5．314280 1％ Critical Value’ ．28622
5％ Critical Value ．1．9791
10％Critical Value ．1 6337
‘MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable：D(H，3)
Method：Least Squares
Sample(adjusted)：1 994 2003
Included observations：10 after adiusting endpoints
Variable Coefncient Std Errorl t．Statistic Prob．
D(H(-1)，2) ．1 650713 0．31 061 81 —5．314280 0．0005
R-squared 0．756909 Mean dependent var 0182000
Adjusted R-squared 0 756909 S．D，dependent var 2497754
S．E．of regression 1231499 Akaike info criterion 3 348981
Sum squared resid 13 64931 Schwarz cdtedon 3 379239
Log likelihood —15 74490 Durbin．Watson stat 2 095465
177
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
6．2．2协整关系检验
卧整的意义在于其揭示了一种长期稳定的均衡关系，满足协整的经济变量之
间不会相互分离太远， 饮冲击只能使它们短时问内偏离均衡位置，在长期中会
自动回复到均衡位置。协整关系检验是建立经济模型的先决条件，也是研究变量
问冈果关系的基础。需要说明的是，尽管本文在对固定资本进行ADF检验时，得
出固定资本是非平稳序列，然而当变量非平稳但具有协整关系时，基于VAR(向
量自回归)模型作出的推断也是可靠的(姚耀军，2005)。
枪验变量问是否存在协整关系的主要方法有两种：Engle Granger二阶段协
整检验法与Johansen协整检验法。Engl e—Granger二阶段协整检验法足由Eng]e
和Granger(1987)提出的，仅考虑了双变量过程，这个过程只可能具有零个或
+个协整向量；当长期模型中有两个以上变量时，协整关系就可能不止一种。此
时若采用Engle—Granger协整检验，就无法找到两个以上的协整向量。Johansen
和Jusel{US(1990)提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量之
间协整关系的方法，称为Johansen协整检验法。Johansen协整是基于VAR模型
的检验方法，在进行协整检验前，必须要确定VAR模型的结构。如果把VAR模型
转换为VECM(向量误差修『F模型)，有两种形式：
F 1
△Y。=c+Σ，，；缈。+B yt—u t (6—4)
i=1
p 1
AYt=c+at+ΣH缈。+B Yt p+Bt (6—5)
i-1
Y。为m维向量，P为VAR滞后阶数，u。为误差项。(6—4)式对应于时间序列
没有线性趋势，(6 5)式对应于全部或部分时间序列具有线性趋势。由于变量协
整关系中包含时间变量是相当少见的，因此，(6—4)式最为常用。
本文采用Johansen协整检验法来检验广义资本投入与技术创新能力的协整
关系。本文选择(6-4)式作为VAR的设定模型。
利用EViews软件的View—Cointegration Test功能，对技术创新能力T
及同定资本K、R&D资本R、人力资本H进行Johansen协整检验法检验，结果如
下：
浙}I：大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
表6 14 广义瓷本与技术创新能力的Johansen协整检验
Sample：1 991 2003
Included observations：12
Test assurrlption：Linear deterministic trend in the data
Series：技术创新能力T 划定资本K R&D资本R 人力资本
Lags interval：No lags
Eigenvalue Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
Ratio Critical ValMe CritJcaI Value No．ofCE(s)
0．974337 81．23679 4721 5446 None+’
0 863854 37．28435 29 68 35 65 Atmost 4’+
0．597379 1 3．35600 1541 20 04 Atmost2
0．183917 2．438869 376 6．65 Atmost 3
+(”)denotes rejection of he hypothesis at 5％(1％)significance level
L¨R．test indicates 2 cointc．=grating equation(s1 at 5％significance level
Unnormalized Cointegrating Coefficients：
SER01 SER02 SER03 SER04
0．066156 ．0 061520 ．0 055487 0 084897
0．539317 ．O 253905 ．0 199675 0 066653
．0．241 831 0 017185 0 036795 0 219026
0 006446 ．0 115860 0 002709 0153562
表6 15 技术创新能力T与固定资本K、R&D资本R、人力资本H的Johansen协整检验
Lags interval：No lags
Series： Eigenvalue Likelihood 5 Percent 1 Percent HYI：Iothesized
技术创新能力T Ratio Critical Value CriticaI Value No．ofCE(s)
固定资本K 0 894703 30．33661 1541 20 04 None‘’
0．24201 0 3 325021 3 76 6 65 Atmostl
Series： Eigenvalue Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
技术创新能力T Ratio CriticaI Value Cdtical Value No ofCE(s)
R&D资本R 0 897603 30．92651 15 41 20 04 None++
0 257928 3 579702 3 76 6 65 Atmostl
Series： Eigenvalue Likelihood 5 Percent 1 Percent HYI：Iothesized
技术创新能力T Ratio Critical Value Critical Value No ofCE(s)
人力资本0 914401 29．50826 15 41 20．04 None+’
0 000939 0 011274 3．76 6 65 Atmostl
。(”)denotes rejection of the hypothesis at 5％(1％)significance level
L¨R．test indicates 1 cointegrating equation(s1 at 5％significance level
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创靳能力相关关系研究
Johansen协整检验结果表明，技术创新能力T与固定资本K、R&D资本R、
人力资本H这四个变量两两之间都存在着在1％显著水平上的一个协整天系，并
且这川个变量存在1％显著水平上的一个协整关系。这验证了技术创新能力T与
固定资本K、R&D资本R、人力资本H之间存在长期稳定的关系。其表达式为：
T=14．972+0．327K-I-0．312R+O．198H
(3．838) (7．380)(12 428) (2．426)
括号内的数字为T检验值。该式反映了长期中技术创新能力与广义资本投入
之间的函数关系，再次验证了技术创新能力T的提高与固定资本i、R＆D资本R、
人力资本H投入正相关。固定资本K、R＆D资本R、人力资本H投入对技术创新
能力的弹性分别是：0．327、0．312、0．198，即固定资本K、R＆D资本R、人力
资本H投入每增长1％，技术创新能力就分别提高0．327％、0．312％、0．198％。
6．2．3 Granger因果关系检验及结论
由于协整分析得出的结论只能表证变量之间是否存在长期的稳定关系。即使
变量之间长期的稳定关系存在，也只能说明它们至少存在一个方向上的因果关
系，并不能说明变量之间因果关系的方向。因此，还有必要对技术创新能力与广
义资本进行Granger因果关系检验，以分析验证广义资本投入增加是技术创新能
力增强的原因。
Granger(1969)和Sims(1972)提出了两变量单方程线形因果关系检验的
数学模型：
Y。=c+Σ口。Y，+Σ岛y¨+IX t (6—6)
检验零假设为：x是Y的非格兰杰原因，即H。：131_B。一c B。-0，检验统计
量为： F-型坠黑~F(q,T-p-q-1)RSU／(T P q 1
(6_7)
一一一)
其中，RSS。是限制性变量13。=O(j=l，2，⋯，q)时，(6—6)式的OLS估计的残差
平方和；RSS。是非限制性方程(6-6)式OLS估计的残差平方和：P，q分别为y和X
180
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
的滞后阶数，可以根据AIC来确定；T为样本容量。
Granger(1988)指出，如果变量之间是协整的，那么至少存在‘个方向上
的格兰杰原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。本文前面已经分
析验证了技术创新能力T与固定资本K、R&D资本R、人力资本H这四个变量存
在1％显著水平上的一个协整关系，所以符合Granger因果分析的要求。
在EViews软件中建立工作文件与相应的数据组，点击View键，选择6ranger
Causality计算功能，选择滞后期Lags=l一3后，得到技术创新能力与广义资本
投入的Granger因果关系检验值(见下表)。
表6 1 6 技术创新靛力与广义资本投入的Granger因果关系检验值
Pairwise Granger Causality Tests
Sample：1 991 2003
Null Hypothesis： Lags F．Statistic Probability
固定资本K does not Granger Cause技术创新能力T 2．99854 0．11738
技术创新能力T does not Granger Cause同定资本K
1
154666 0．00344
R&D资本R does not Granger Cause技术创新能力T 615015 0 03499
1
技术创新能力T does not Granger Cause R&D资本R 0 87765 0 37330
人力资本H does not Granger Cause技术创新能力T 0 89137 0 36976
1
技术创新能力T does not Granger Cause人力资本H 2．54265 014527
固定资本K does not Granger Cause技术创新能力T 0 80633 0．48960
技术创新能力T does not Granger Cause固定资本K
2
227521 0．18393
R&D资本R does not Granger Cause技术创新能力T 1 34490 0．3291l 7
2
技术创新能力T does not Granger Cause R&D资木R 1．77598 0．24784
人力资本H does not Granger Cause技术创新能力T 041001 0．68092
2
技术创新能力T does not Granger Cause人力资本H 5．63350 0 04196
固定资本K does not Granger Cause技术创新能力T 941332 0 04904
技术创新能力T does not Granger Cause固定资本K
3
0 75362 0．58915
R&D资本R does not Granger Cause技术创新能力T 14 3610 0．02764
3
技术创新能力T does not Granger Cause R&D资本R 7．71616 0 06365
人力资本H does not Granger Cause技术创新能力T 0 86412 0．54636
3
技术创新能力T does not Granger Cause人力资本H 2．88777 0 20350
由表6．16可知，滞后期Lags=l时，在1％显著性水平下，原假设“技术创新
能力不是固定资本投入的Granger原因”被推翻，即技术创新能力与固定资本投
入存在Granger因果关系，说明我国技术创新能力提高后短期内促进_厂固定资本
投入的增加；I司时，在5％显著性水甲F，原假设“R&D资本小是技术创新能力提
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
高的Granger原因”被推翻，即R＆D资本投入与技术创新能力提高存在Granger
因果关系，说明我国R&D资本投入增加后可在较短的时期内推动技术创新能力的
提高；人力资本与技术创新能力之问不存在Granger因果关系，说明人力资本投
入发挥作用存在一定的时滞，在短期内未能对技术创新能力的提高产生直接的影
响。
当滞后期Lags=2时，技术创新能力与固定资本投入、RSI)资本投入不存在
Granger因果关系；在5％显著性水平下，原假设“技术创新能力不是人力资本投
入的Granger原因”被推翻，即技术创新能力与人力资本投入存在Granger因果
关系。这意味着，从中期来看，技术创新能力提高有助于人力资本的形成，促进
人力资本增长。
当滞后期Lags=3时，在5％显著性水平下，原假设“固定资本不是技术创新
能力的Granger原因”、“R&D资本不是技术创新能力的Granger原因”被推翻，
即固定资本投入与技术创新能力存在Granger因果关系，R&D资本投入与技术创
新能力存在Granger因果关系。说明从较长的时期来看，固定资本投入与R＆D
资本投入的增加导致我国技术创新能力的增强；同时，在10％显著性水平下，原
假设“技术创新能力不是R&D资本投入的Granger原因”被推翻，即技术创新能
力的提高反过来推动R&D资本投入的进一步增加。在10％显著性水平下，技术创
新能力与R＆D资本投入存在Granger双向因果关系。
这里，我们发现不能从表6．16得出人力资本投入与技术创新能力之间存在
Granger因果关系的结论，当然并不是说人力资本投入与技术创新能力不相关。
在本文对技术创新能力与广义资本偏相关分析时已经发现，人力资本部分地通过
与固定资本与RSD资本结合再对技术创新能力产生影响。用Granger因果关系检
验法检验人力资本与固定资本及R&D资本的关系，得到下表：
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相灭苁系研究
表6 1 7 人力资本与固定资本及R&D资本的Granger因果关系检验
Pairwise Granger Causality Tests
Sample：1 991 2003
Null Hypothesis： Lags F．Statistic Probability
同定资本does not Granger Cause人力资本1 0．06214 0．80874
人力资本does not Granger Cause同定资本1．22230 O 29759
R&D资本does not Granger Cause人力资本1 0．68469 042937
人力资本does not Granger Cause R＆D资本1．59790 0 23796
心定资本does not Granger Cause人力资本2 0．78563 0 49768
人力资本does not Granger Cause固定资本0．22335 0．80620
R&D资奉does not Granger Cause人力资本2 2．79844 013849
人力资本does not Granger Cause R&D资本3．02073 012371
固定资本does not Granger Cause人力资本3 1．13574 0．45957
人力资本does not Granger Cause固定资本4 43946 0．12618
R&D资本does not Granger Cause人力资本3 1 50880 0．37178
人力资奉does not Granger Cause R&D资本18．7034 0 01911
从表6．17中我们l叮以得知，当滞后期Lags=3时，在5％显著性水平下，人力
资本与R&D资本存在Granger因果关系；当Lags=2或3时，在12％显著性水平
F，人力资本与固定资本存在Granger冈果关系。这再次验证了，人力资本除丫
直接对技术创新产生作用外，更是部分地通过与固定资本、R&D资本投入的结合
再传导到技术创新能力的增强上。
浙江人学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
7．1 全文总结
7总结与展望
1．本文认为，不能将所有对经济活动产生影响的因素都理解和定义为资本。
如果资本的含义过于泛化，将使资本这一概念失去其本质意义。对资本的理解，
应该把握四个基本要点：①资本属于经济学的范畴；②资本是经济资源投入的形
成物；③资本具有增值和收益属性；④形成资本的经济资源投入量、资本的增值
和收益量都可以用不变货币价值来计量。资本应具备卜述本质特征，但同时因(叮
以用不变货币价值来计量的)经济资源投入区域不同，有不同的资本形式。鉴于
此，本文提出广义资本的概念，本文所指的广义资本是以(可以用不变货币价值
来计量的)经济资源投入区域来划分的，包括：物质资本、研发资本(R&D)和
人力资本。经济资源投入在机器设备等物质形态上，形成物质资本；经济资源投
入在R&D活动上，形成飚D资本；经济资源投入到人身上，形成人力资本。本文
将“社会资本”、“精神资本”及其他形式的“资本”排除在广义资本之外。把
R&D资本从物质资本中单列出来，是因为考虑到R&D资本对技术创新的作用与贡
献最为直接。
2．就技术进步与技术创新的关系而言，幽内外大部分学者对两者关系的分
析论述，实际上套用的是广义的技术进步概念与狭义的技术创新概念。本文埘此
有不同的看法。本文认为，从技术本身来讲，技术进步有两种含义：技术知识的
进步和技术应用的进步。前者表现为各种技术原理、思想、方法的不断丰富、完
善和更新，后者表现为技术不断转化为社会生产能力和社会生活条件。所有技术
知识的进步都增加了人类改造、利用、控制自然的町能性，即增加了可能有用的
技术储备。技术知识的增长和技术能力的扩大，为提高生产效率奠定r基础，是
技术系统的潜在效能。这种可能性及可用性扩大的程度标志着技术进步的大小。
而广义技术创新的概念应该是融技术与经济为一体的系统概念，它包括技术的创
造、改进和技术水平的提高以及技术的扩散与技术在市场上的实现。因此，可以
说技术进步是属于技术的范畴，而技术创新既属于技术的范畴，更属于经济的范
畴。技术创新比技术进步内涵更广。技术创新是一个从新思想的产生，到产品设
浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
计、试制、生产、营销和市场化的一系列活动，也是知识的创造、流通和应用的
过程，其实质是新技术的产生和商业心用。
3．技术创新与制度创新关系有i种基本观点：要素决定论强渊以技术为代
表的生产要素对经济增长的决定作用，经济增长的核心因素是技术创新；马克思
理论认为经济增长是由技术创新为标志的生产力发展水平决定的，但在一定的技
术条件卜的制度创新对经济增长也存在促进或制约作用；新制度经济学理论虽然
也承认技术创新对经济增长有促进作用，但认为经济增长的核心因素是制度创
新。本人认为，上述三种答案都有一定的合理性，但都不够全面和完整。因为它
们的答案只有基于一定的前提条件下才是正确的，这个条件就是分析问题的时间
跨度。根据时间跨度的不同，可以将对经济增长的分析分为短期经济增I==分析、
中期经济增长分析和长期经济增长分析。短期内，制度创新通过降低交易费用，
从『而直接提高生产效率和实现经济增长。但‘定技术条件下的制度创新的绩效递
减；长期内，制度从属于技术创新的要求，其绩效通过对技术创新的作用而间接
地体现出来。技术大跨度跃升时，制度绩效递增，技术处于缓慢发展阶段时，制
度绩效递减。
4．资本与技术I刊为经济增长的要素，但它们之间存在内在的联系，广义资
本投入在推动经济增长的同时，通过相应的传导机制促进了技术创新能力的增
强。
本文认为物质资本投入增强技术创新能力的基本传导途径有二：一是物质资
本积累自接提升技术创新能力。在进行物质资本投入时，出于降低成本，提高均
衡利润流的内在冲动，投资新形成的物质资本的生产效率必然高于原有的资本，
因此增加的物质资本的必然会反映技术创新的成果，同时反过来又进一步刺激、
促进技术创新能力的增强。这里，物质资本发挥对技术创新的“共生效应”；二
是物质资本通过与其他资本结合再一起推动技术创新能力的提高。广义资本内部
各资本之问存在效率比例，物质资本与R＆D资本及人力资本须有效结合，才能提
高技术创新的产出效率。这里，物质资本发挥“匹配效应”。
R&D活动与技术创新密切相关，是技术创新的核心环节；R&D投资促进技术
创新的传导机制可用R&D对技术创新的种子效应、R&D对技术创新的牛长效应、
R&D对技术创新的引致效应和R&D对技术创新的自我增强效应来阐释。R&D的这
浙江人学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
四种效应一方面都直接作用于技术创新，推动技术的产生与扩散；另一方面，技
术创新的种子效应、生长效应和引致效应还足‘条效应链，存在着依次的传导秩
序，并与技术创新的自我增强效应一起作为一个整体将R&D活动传导至技术创新
并促进技术创新能力的增强。
人力资本投资促进技术创新的传导机制可用下述的七个效应米阐释：①人力
资本具有“创造力”。人力资本的创造力对技术创新发挥着“孵化效应”，构建新
技术产生的知识基础，催生新技术的问世及成长；②人力资本具有“学习力”。
人力资本在学习中自我增殖，发挥人力资本的“正强化效应”，为技术创新的重
要环节——技术传播与技术扩散得以有效进行提供了良好的条件，促进了技术创
新的加速推进；③人力资本具有“协作力”。人力资本个体之间具有相互依存性，
高水平人力资本中所产生的高协作力，使人力资本群体所具有的技术创新能量倍
增，此时人力资本在技术创新活动中发挥了“聚合效应”，可以大大促进技术创
新的效率；④人力资本具有“外在力”。人力资本投资增加，一方面通过劳动者
技能的提高，技术操作能力的增强而增进物质资本的利用效率；另一方面可以提
高其它生产要素的生产效率。这时，人力资本发挥了“外溢效应”，推动节省资
本的知识(技术)密集型产业的发展；⑤人力资本具有“能动力”。人力资本的能
动力水平足人力资本存量的函数。人力资本具有“能动效应”，人力资本存量越
大，人力资本的“能动力”对技术创新作用力也就越强；⑥人力资本具有“传承
力”。从长期、动态的角度看，人力资本存在一定的传承联系。使人力资本存量
递增，人力资本发挥“时际效应”，从而对技术创新产生长期持续的推动力；⑦
在技术创新过程中，研究、开发、掌握和使用技术等都离不开人，需要人的知识
和能力等综合而成的人力资本。反过来，这一过程又使人的知识不断得到积累和
丰富，人的能力得到增加，技术创新产生“派生效应”，使人力资本存量得以提
高。
5．物质资本存量是一定时点下安装在牛产单位中的物质资本资产的价值。
对物质资本存量进行度量主要解决不同年代物质资本品的加总问题。本文运用永
续盘存法，在设定1952年我国固定资本的存量为当年GDP的2．6倍的基础E计
算得到中国1952—2003年每年的固定资本形成和存货增加、物质资本形成总额、
物质资本存量、年均物质资本存虽。
浙江大学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力桐关关系研究
中国统计体系中把R＆D支出定义为用于R＆I)活动(基础研究、应用研究、实
验发展)的全部实际支出，包括用于R&D活动的直接支山和间接用于R&D活动的
支出(如研究院、所管理费，维持研究院、年正常运转的必需费用和与研究发展
有灭的基本建设支出)。本文统计计算了中国1952—2003年每年的R&D资本投入
额、R&D支出占6DP的比重及R&D投入增长率，并将中国R&D资本投入水平与国
际R&D水平高的国家相比，提出了中国R&D资本投入中尚存在的问题及对策。
本文认为，与物资资本存在产生资本折旧一样，人力资本也存在“折旧”一
一既定存量部分的人力资本也会随时问而产生损减。导致这种人力资本损减原因
包括：人力资本的拥有者由于知识、技能陈旧与老化而发生人力资本的“精神”
损减；或者人力资本的拥有者由于疾病、衰老、死亡等而发生人力资本“物质”
损减。本文只考虑后者，并引入人力资本损减率的概念来说明人力资本随时间而
损减的程度。人力资本存量测度的基本思路有二：一是从人力资本的产出角度度
量，这种方法由于估计准确率较低、数据的可获得性较差，在我国实际计算人力
资本存最时采用不多；二是比较常用的从人力资本的投入角度度量，其中受教育
年限法和成本法是两种主要方法，这两种方法各有利弊。本文将受教育年限法与
成本法结合起来，对中国的人力资本存量进行测算。测算结果显示，1978年至
2003年这二十六年来，中国的人力资本发展成绩注目。但与此同时，与人力资
本的国际水平相比较，存在的问题也同样突出。要改变中国经济增长方式，提高
知识技术型产业在经济结构中的比例，就要求中国完成从教育大国到教育强国、
从人口大国到人力资本强国的根本转变。
6．中国作为‘个发展中国家，同时又是一个大国的地位所决定了中国的技
术发展应走自主创新与技术引进相结合的平衡创新之路。
鉴丁二自20世纪80年代明确提出技术创新能力并展开研究至今，困内外不少
学者为确定测度技术创新能力的指标体系和方法作了大量的尝试工作，但目前仍
没有一套大家公认的比较完善的评价指标，本文遵循科学性、系统性、可行性的
基本原则，预选并使用SPSS 12．0 for Windows统计软件中Pearson简单相关系
数计算功能，对所选具有相同或类似信息的评价指标进行相关性分析来筛选技术
创新能力评价指标。运用因予分析方法确定影响技术创新能力的主成分与评价指
标的权重系数，构建出中国技术创新能力的评价模型。利用曲线估计进行本质线
187
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
性模型分析，对中国技术创新能力指数随时间增长进行曲线拟合估计，获得中国
技术创新能力增长函数的三次曲线拟合方程式，揭示从1995年开始，中国技术
创新能力出现加速增长趋势。
通过中国技术创新能力的因素贡献率，发现1991年至2003年中国技术创新
能力的提高牛要得益于综合因子贡献率的增长，人力资本因予对技术创新能力的
贡献率增长缓慢，这说明要进一步增强未来中国技术创新能力，必须要加大人力
资本投入的力度，提高人力资本因子相对值对中国技术创新能力的贡献比重。
对中国技术创新能力构成的进一步分析，本文揭示组成评价中国技术创新能
力指数的技术创新基础资源、技术创新投入、技术创新直接产出、技术创新实现
这四个技术创新区域贡献值中，技术创新实现贡献值的贡献增长速度最快，技术
创新基础贡献值与技术创新投入的贡献值增长相对比较平稳。可以预计，技术创
新直接产出与技术创新实现对我国技术创新能力提高的贡献率将进一步增加，也
就是说，我国未来的技术创新能力将表现为由更多的投入逐步向由更多的产出转
化。
7．对中国1991年至2003年的技术创新能力指数及组成广义资本的各资本相
对数据进行Pearson简单相关系数分析，可以得出中困技术创新能力与我困固定
资本、R&D资本及人力资本投入高度相关的初步结论。
二阶偏相关分析的结果表明，剔除了R＆D资本与人力资本投入因素的影响，
技术创新能力与固定资本投入呈高度的正净相关关系；同样，在固定资本与人力
资本投入作为控制变量的条件下，技术创新能力与R&D资本投入有密切的正净相
关关系；剔除固定资本与R&D资本投入的影响因素，技术创新能力与人力资本投
入相关性有所减弱，这说明人力资本对技术创新的相关关系部分是通过影响固定
资本或(与)R&D资本形成的。本文进一步的分析，发现人力资本投入对技术创
新能力有直接的相关关系(在剔除固定资本与R&D资本后，它们的二阶偏相关系
数为0．629)，同时，也部分地通过固定资本(主要方式)及R&D资本(次要方式)
的因素与技术创新能力相联系，也就是说，人力资本通过与固定资本及R&D资本
结合与技术创新相关。
对中国1991年至2003年的技术创新能力广义资本投入相对值的平稳性检验
得出，技术创新能力、R&D资本、人力资本是_阶单整，固定资本为非平稳序列。
188
浙江大学博+学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
采用Johansen协整检验法米检验广义资本投入与技术创新能力的协整关系表明，
技术创新能力与固定资本、R&D资本、人力资本这四个变量两两之间都存在着在
1％显著水平上的一个协整关系，并且这四个变量存在1％显著水平上的一个协整关
系。这验证了技术创新能力与固定资本、R&D资本、人力资本之间存在长期稳定
的关系。
通过对技术创新能力与广义资本进行Granger因果关系检验，本文得出如下
结论：
短期内，技术创新能力与固定资本投入存在Granger因果关系，说明我国技
术创新能力提高后短期内促进丫同定资本投入的增加；R&D资本投入与技术创新
能力提高存在Granger因果关系，说明我国R&D资本投入增加后可在较短的时期
内推动技术创新能力的提高；人力资本与技术创新能力之间不存在Granger因果
关系，说明人力资本投入发挥作用存在一定的时滞，在短期内未能埘技术创新能
力的提高产生直接的影响。
而在中期，技术创新能力与人力资本投入存在Granger冈果关系。这意味着，
从中期来看，技术创新能力提高有助于人力资本的形成，促进人力资本增长。
长期内，固定资本投入与技术创新能力存在Granger因果关系、R&D资本投
入与技术创新能力存在Granger因果关系。说明在较长的时期来看，固定资本投
入与R&D资本投入的增加导致我国技术创新能力的增强；同时，技术创新能力与
RSJ)资本投入存在Granger因果关系，即技术创新能力的提高反过来推动RSD资
本投入的进一步增加。这说明技术创新能力与R&D资本投入存在Granger双向因
果关系。
虽然不能直接得出人力资本投入与技术创新能力之间存在Granger因果关
系的结论，但通过用Granger因果关系检验法检验人力资本与固定资本及R&D
资本的关系，可以揭示人力资本与R&D资本存在Granger因果关系，人力资本与
固定资本也存在某种程度的Granger因果关系，这表明了，人力资本除了直接对
技术创新产生作用外，更是部分地通过与固定资本、R&D资本投入的结合再传导
到技术创新能力的增强上。
7．2进一步研究的展望
浙江大学博十学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
在对广义资本内部各资本形式内在联系进行进一步分析研究的基础上，提出
广义资本效率构成理论。初步设想是：假定经济中存在两类生产部门来生产广义
资本品和最终消费品。两类生产部I、J采用两种不同的技术方式，其中一类生产部
门采用以物质资本和人力资本相结合的技术方式；另一类生产部门则采取R＆D
资本与人力资本相结合的技术方式。根据有效的生产决策，两类生产部门的物质
资本、R&D资本和人力资本的边际产品价值分别相等并分别等于物质资本投资、
R&D资本投资与人力资本投资的边际要素成本，且各资本形式的投资回报率等于
各自的边际生产率。在无套利的完备资本市场匕，各资本是完全可以替代的，因
此这三种资本的回报率必须相等，从而可以得出广义资本中物质资本、R&D资本、
人力资本的有效率构成理论模型。根据广义资奉有效率构成理论模型，推算出我
国现阶段物质资本、R&D资本与人力资本投入的最佳比例，指导我国总量资本的
有效率投向(物质资本、腿D资本、人力资本)，提高资本资源的配置效率。
选择比较深圳、香港、上海、北京等典型区域的技术创新能力与广义资本投
入相关度及其差异，分析成因并进行评价；建立我国典型【jii=域技术创新与广义资
本投入相关关系的模型，确定广义资本各形式对提升区域技术创新能力的贡献
率，为区域政府或有关经济决策部门制订高新技术产业发展的投资政策提供理论
工具、决策依据和政策建议。
浙江人学博上学位论文广义资奉投入与技术创新能力帽关关系研究
一、技术创新评价指标的原始数据
附录
199l 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2∞0 200l 2002 猢
固定资本形成额
594n0 83170 129800 1685矗0 20301D 2333h1 251542 ”㈣8 2鲥75 5 32623 8 36剐3 3 555666
(亿元，率论文)
GDP(亿元)(I) 216178 266381 346344 m594 58478l 678846 74463 78345l 82W5 89468l 973148 105172 117252
人均GI)P(元)
1879 2287 2939 3923 5576 6054 6308 655l 7086 765l 8214 9101
(1)
国家财政收入
3149 5 34834 43490 52181 6242．2 740810 865ll 9875l 11444l 13395上163860 18903 6 2j7t53
(亿兀)(1)
人均财政收入
271 9 297 3 36矗9 4354 5154 ∞3 699 8 791 5 ”8 】0569 1283 9 1471 6 16804
(元)
出u贸易总额
{j494 9170 121n1 1487 8 15105 18381 1949 3 24920 266l 5 32560
(亿美元)(1)
进¨贸易总额
6379 8059 103咀6 1156I 1320 8 13883 1423 7 I蚰24 1舒7 22509 2435 5 2951 7 41276
(亿美元)(J)
争业技术人员
1716 8 175争7 1812 3 l斛59 19134 2㈣5 2091 3 2143 2165l 21以8 21740
(一人)(3)
每万人IA专业技
1482 1502 152 9 1540 1580 162 8 165 8 1676 17n2 171D 170．0 1702 1682
术人员(人)(3)
甲均受教育年限
6．64 669 678 6．88 7．00 712 7．29 741 758 7 79 796 8m
(年，本文)
伞国教育总经费
731-5 8677 10E；00 1端88 18780 2262 3 253l 7 2949l 33490 384吼1 46377 5480．0 62傩3
(亿元)(4X5)
国家财政性救茸
6lz8 7287 86—8 11747 141I 5 1轴25 20324 22872 25＆6 3057m 349{4 3l；5旺6
支出(亿元)(4)
全国科拽经费内3885 E；22 8 7387 846．9 933 1065 2 1128 5 128电9 20502 23125 267l 5 312l 6
部支m额(亿元)
(6)
今日人均科技经33 5 4l 8 52 5 61 6 69．9 7矗2 靴905 102l 161 8 18l 2 2080 24l 6
费内部支}H(元)
围家财政科技拨16n7 189 3 225 6 Ⅻ3 3观4 3486 4089 438石543 9 703 3 816 22 975 5
款(亿元)佃)
全国科技活动人2”由“52 257．6 2625 29n3 28&6 281 5 290 6 3224 314l 3222 32{j4
员(力人)(6)
全国科技活动科1321 1372 137 2 】53 9 1554 l㈣16矗8 149由159 5 2(146 Ⅻ2 21" 225．5
学家和上程师
(万人)(6)
全国R＆D择费1595 198抑2A80 306 3 3487 404 5 509工551l 678．9 8957 】(m5 12876 153争6
支卅(亿元)(7)
仝国人均R＆D 13 8 169 2n9 256 288 33．1 4l 2 442 540 7n7 81 7 1002 lI殳l
经费(元)
全国R＆D人员671 674 698 783 752 804 83l 75 5 822 922 95．7 l仍5 10争5
(万人年)(7)
全同R＆D科学4Z J 412 4＆9 跚52卫54．8 5&9 嘏6 53l 6舅5 743 8ll 8丘2 家和—r划m(万
人年)(7)
伞围万劳动力R 7 30 720 7．40 820 7珈800 850 690 750 9帅1020 1080 ll 30
＆D科学家手u工
程师(人年)(7)
研究与开发机构73上70 66l 644 品2 61_4 588 53j 422 427 40．6
科技活动人员
(万人)(8)
研究1_了开靛机构40 8 39 5 38 6 38 385 375 36 3 33击29 7 276 ”I
科学家与T程帅
(万人)(8)
研究与丌发机构1707 266 308 9 353．9 409l 467 479J 491 7 495 7 5579 62n2 681 3
科技经费内部支
出(亿元)(8)
研究与开发机构9l 5 “1l 128 7 】464 2060 234 3 260 5 258 288j 35l 3 39899
H＆D经费支山
(亿元)(8)
191
浙江人学博上学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
研究与开发机构27』28 3 25 9 257 “5 23 254 22 7 23 3 22 7 20 5 20 38
R＆D人员(万
人年)(8)
研究弓开发机构20 0n7 19 3 192 161 16 7 15 148 J52 1555
R＆D科学家和
工程师(万人
年)(8)
高等学校科技活29上29 9 3l 4 31．9 324 332 326 342 35 2 366 38 3 4ll
动人员(万人)
(蚋
高等学校科技}‘ 27 3 281 296 30l 3n8 3l 6 312 3ll 32 9 31 5 35 9 376 404
动科学家和上程
师(TJ人)(9)
高书学校R＆D 145 13 9 172 144 14 8 166 169 176 15 9 171 189
人员(万人年)
(9)
高等学校R＆D 13 3 ll 8 128 15 8 132 16l 168 147 1矗8 IZ8 18^
科学家和工程师
(万人年)(9)
高等学校科技经13．9 208 301 376 444 5l 2 63 851 137l 165．9 2042 253 9
费支出(亿元)
(9)
高等学校R＆D 13 7 1争2 278 387 42 3 478 57．7 544 63 5 1024 130 5 153 8
经费支出(亿
元)(9)
大中型T_ql金'tk 8289 8856 10458 145 5 14742 14l 04 1454 138 7 136 8 1367
科技活动人员
(，|丁人)o西
大巾开蛆』：企业
50 3 55由53 8 690 7I．0 796 m 63 7 769 7争1 81 3 87 3
种崮帝自科学家
T程师OJ人)
(4)
大·}-砒上业企业13 9 149 176 249 26 33．8 322 411 44 55 8 424 47 8
R＆D人员(万
人)35a0 、
大中型工业盘业
603 6．59 6—5 10 5 1038 1吼88 1奠85 23 99 2矗1 2749 28工8 29肺3463
R＆D科学家丁
倒m(万人)∞
大中型工业企业1660 2088 24nO 321 3 3贷8 3849 438．4 4787 5672 ％7 9779 11641 1467 8
科技经费支山
(亿元)(4㈣
大中型丁业企业586 76l 952 122 141．7 160．5 191．3 1971 2499 353 4 4423
R＆D经费支m
(亿元)00
大巾刑工业企业n49 O 5 0 5 0 5l 0舶O鹕053 n53 n6 07l 076 0 83 n75
R＆D经费占销
售额比例(％)
G0
大中型T业企业322 8 472 5 6222 880由11378 12499 11024 919．6 845 6 11326 1264 8 1492．1 18964
技术改造经费支
出颧(亿元)”(4)
人中型工业企业902 1247 1592 260．1 36n9 322l 236 5 2148 2454 285 9 372 5 4054
技术引进经费支
出额(亿元)(4)
大中型工业企业
41 52 6卫9 7 131 136 13五14五l＆1 182 196 27l
技术消化吸收经
费支卅额(亿元)
(4)
"统计资料缺少1991年、1992年人中型工业企业R＆D人员数据，缺少1991年、1992年、2001年、2002
年的人中型工业企业R＆D科学家工程师数据。本文根据1991午、1992年人中犁工业企业科技活动人员
的变动情况柬推算1991年、1992午人中型工业企业R＆D人员数；根据1991年、1992年、2001年、2002
年大中型工业企业科技活动科学家工程师的变动情况来推算1991年、1992年、2001年、2002年的大中型
T业企业R＆D科学家T程师人数。
妯《中国科技统汁年攀》中缺少1992年、1994年的大中犁上业企业技术改造经费支出额、大中型工、『k企业
技术引进经费支出额、太中型工业企业技术消化吸收经费支出额、大中型工业企业购买国内技术支⋯额的
数据；本文取相邻两年的平均值。
192
浙江大学博士学位论文广义瓷本投入与技术创新能力相关关系研究
大Ih刊上业企业3J 42 47 15l 255 25．8 14五182 13 8 264 36 3 429 543
购买国内技术支
山额(亿元)(4)
人中型工业企业714 87 3 132 7 1648 207 3 2240 2452 3889 4220 5092 63争0
新产．目．开发经费
支出额(亿瓦)
(^1
专利中请数(项) 5咖啪67135 77276 77735 83045 102735 114208 121989 134239 170682 203573 252631 308487
dD
每十万凡专利申4 32 5 73 矗船6』9 矗86 839 p24 旦蔼】n67 1347 15筛J967
请数
擘年I股权数(项) 24616 31475 62127 4Ⅲ 45064 43780 50992 67889 100156 105345 114251 1323鲫182226
n1)
每十万^号利授213 524 3 6l 3 58 412 5q4 Z96 8 31 8 95 10 3l
权数
国际二系统117龆15700 20218 245s4 26395 27569 353II 35003 46188 49678 64526 77395 93352
(SCI、EI、
IsTP)收录我国
科技论文总数
(篇)∞
国内中文期刊刊94435 98575 101983 107492 107991 116239 12085l 13334l 162779 180848 a03229 2加117 274604
登论义数(篇)
d自
全固技术变易金151 0 2胛6 2289 268 3 3002 3514 435 8 523 5 6508 782S 884 2 1M7
额(亿元)∞
；}动年产率<元2洲34338 478237 1764S 18477 22018 2519s 3{3469 371482 45679 52c62 5辨贷?3845
人年)d∞
高技术产品进卅1232 147l 2059 2694 319立351 3 4945 ∞0 l105 7 15069
u额(亿美元)
(4X15)
高投术产品进出9l &9 10j 11 4 1l 4 121 124 15 3 173 189 21J M3 ”由
口额占商一5^进出
Ij额的比重(％)
(4Ⅺ自
高技术产．讯出u 288 蚰0 46 8 634 100．9 1266 163l 202 5 247Io 3704 4646 6786 1I∞2
额(亿美元)f4Ⅺ9
高技术产品出口4．o 4 7 5卫6 8 84 8 9 11 0 12J 149 20 8 252
额占商品山【I额
的比露(％)(4X15)
大中型T业企业1186 1595 2034 2444 蚴3382 363l 4367 5550 7641 8794 14098
新产品销售收入
(亿元)(4)
大tI·刑』业企业99 1n7 102 100 1n0 11 7 132 150 16l 146
新产．I^销售收八
占产品销售收入
比重<％)(4)
高新区企业产品83．7 23n9 563五m6 1529．0 2300 3 33878 483¨ 6774．8 9Ⅻ3 119284 153264 209：|87
销售收入(亿元)
∞
资料来源：
(1)bttp：／／www．sts org cn／KJNEW／maintitle／MamMod asp?Mainq=13&Subq=l
(2)http：／／www．sts org en／KJNEW／maintitle／MainMod asp?Mainq=13&Subq-=4
(3)http：／／www．sts．org cn／ICrNEW／maintitle／MainMod．asp?Mainq=l&Subq=3
(4)《中国科技统计年鉴》2004
(5)http：／／www．moe edu．cn／edoas／websitel8／inf08804 htm。2003年的全国教育总经费与国家财政性教育支出数
据来自(5)；其余米自(4)
(6)http：／／www．sts．org．cn／KJNEW／maintitlefMainMod asp?Mainq=1&Subq=1
(7)http：／／www．sts．org crffKJNEW／maintitle／MainMod asp?Mainq2l&Subq=2
(8)http：／／www,sts org cn，K"卫：lv／maintitleMalnMod．asp?Mainq=6&Subq=l
(9)http：／／wvew．sts．org cn／KJNEW／maintitle／MainMod，asp?Mainq=7&Subq=l
O．O)http：／／www．sts．org．cn．qrONEW／maintitle／MainMod asp?Mainq=8&Subq=1
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关哭系研究
01)http：llwww,sts．org．cn／KlNEW／maintitlefMainMod．asp?Mainq=12&Subq=3
∞http：／／www．sts．org cn／KJNEW／maintitle／MainMod asp?Mainq=1l&Subq 1
(13)http：／／www．sts org cn／KJNEW／maintitle／MainMod asp?Mainq212&Subq=6
(14)http：／／www．sts org cn／KJNEW／maintitle／MainMod asp?Mainq=13&Subq 3
⑩《中国科技统计年鉴》1993
(10http：／／www．chinatorch．gov．cn／default．aspx
二、以1990年不变货币价值计量的技术创新评价指标数据
199l 1992 1993 】994 1995 1996 1997 199R 1999 2∞0 2()01 2(102
固定资本形成
额(亿元，奉54747 6778 3 84671 99622 113161 12505 9 132670 148553 15鲫38 17。8n5 192036 2195l 2 2船070
论文)
GDP(亿元) 102她3 231292 26263．8 29583 9 X：6999 358160 389877 420481 45034 3 486511 52286 5 564598 62840．3
人均GDP(元) 174{j7 19740 2216由24684 26998 2％4 31537 3370 3 35802 3{i386 409矗8 43954 4862 8
国家财政收人11312 13011
3060．7 32135 3544A 3492 7 3酤98 4m6 4717l 5526l 鲫74 785l 8 9m7
(亿元) 7 O
^均财政收入
26电2 274 3 2990 29l 4 ，∞．5 332．8 381 6 4429 蹦3 6195 7584 8807 IOO矗8
(元)
m口贸易总额
6982 8100 1871 3 2521 7
(亿美元)
进口贸易总额
6199 743 5 847 3 m8 74祀7363 Ⅲ7 753 9 9191 12673 1381 5 16964 23752
(亿美元)
专业技术人员
17168 1759J 1812 3 1845 9 1913 4 1992 2㈣5 2091 3 2143 2165．1 2169 8 2186 2174
(万人)
每万人口号业
152 9 154 170上170 17n2 168上
技术人员(人)
平均受教育年
矗64 669 678 矗88 7 712 仂741 758 779 796 816 8 42
限(年)
垒国教育总经
7109 8∞．5 863 9 996．5 10950 1m 7 1380A 1650 3 1933 6 22562 2739．3 3279 5 37198
费(亿元)
国家财政性教
6004 m2 ％0 10155 11373 18057 2089』2m1
育支出(亿元)
垒国科技经费3776 451．4 507．6 4944 493．8 5t2．9 5帅8 舒l 5 7419 1201．8 13659 15987 187n3
内部支出额
(亿元)
令围人均科技326 386 42 8 41 2 ㈣4l 9 470 5n6 589 94 8 1070 124 5 144．8
经费内部支出
(元)
国家财政科技183 9 179 6 3140 3374 415A 488 5 Ⅲ5 掀(亿元)
仝国科技}^动228 6 227 2452 2576 262 5 290．3 288．6 28l 5 m6 m4 314l 322 2 3勰4
』、员(万人)
牟国科技活动1321 1372 137上153 9 1554 1688 1668 149 15争5 20电6 2072 217上2255
科学家和工程
师(万凡)
全国R＆D经155 0 182J 202l 2050 Ⅻ3 2224 2776 3084 3920 5250 615 8 77n6 9225
费支i【；(亿
全国人均R＆ 134 15．6 171 lZl 168 182 22 5 24．7 3l 2 41A 482 600 7l 4
D经费(元)
全国R＆D人671 698 78 3 75上80』82上922 95 7 1∞5 109 5
员(万人年)
全国R＆D科47l 472
学家和工程师
(万人年)
全国万劳动力7 3 7 2 74 92 77 8 85 69 7 5 98 1n2 10 8 ll 3
R＆D科学家
和T程师(人
午)
194
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相笑灭系研究
研究与升发机797 732 70 66l 64A 63 2 61 4 588 53 5 472 4上7 4l 5 40．6
构科技活动人
员(打人)
研究与开发机276 27l 26 7
构科学家与工
程师(万人)
研究与开发机1659 197 3 2168 2068 2骶4 2249 2546 2680 283 9 2906
构科技经费内
部支出(亿
研究与丌￡扫乩766 844 90 5 86l 854 95l 112j 13ll 15n4 1512 1704 21n2 239l
构R＆D经费
支fIj(亿元)
研究与开发机25 9 25 7 245 23 254 22 7 23 3 笠J 20 5 2n6 2038
构R＆D人员
(力凡年)
研究与开发机20 2嘎7 193 194 18 4 179 】92 16l
构R＆D科学
家和工程J『_1j
tbJ＼茸)
高等学校科技292 29．9 3l 4 3l 9 324 332 326 34 5 342 35 2 3^6 383 4ll
?5动凡员(7／
人)
高等学校羊}圭支273 281 296 30l 30 8 31 6 3l卫311 329 31．5 35 9 37．6 40．4
活动科学家和
T程师(万
人)
高等学校R＆ 17上144 148 1＆6 169 176 15 9 17l l&1 189
D人员(万人
年)
高等学校R＆ 133 1l 8 128 15 8 132 132 15J 16l 168
D科学家和__r=
程师(万^
年)
高等学校科挫J3 5 192 245 252 259 281 344 4l 0 491 8n4 1222 152l
璺费支山(亿
高等学校R＆ 133 J77 227 259 247 26 3 3】j 304 367 45 0
D经费支卅
(亿元)
人中型工业企8289 8856 104 58 117 87 12341 145 5 147 42 141．04 1454 138 7 13矗8 1367 141l
业科技活动人
员(万人)
大中型工业企8n2 637 66 8 769 住1 8l 3 87 3
业科技活动科
学家工程JJ_|j
(万人)
大中型I一、『k企13 9 149 176 249 26 33 8 322 44 55 8 424 478
业R＆D人员
(万人)
大巾型工业企6．03 6 59 645 1n5 1038 1鱼88 19舟5 23 99 26l 27舶28．28 29瞒34 63
业R＆D科学
家T程师(7／
人)
大中型工业：i}= 1 6l 3 1956 215l 213j 211 6 23争0 2619 m5 抛8 5776 6966 8794
业科技经费直
出(亿元)
大中型1。、lk企569 702 776 81 7 826 船2 10t3 207上26l_3 3352 43l 9
业R＆D经费
立出(f乙元)
大rf|型工业企0．49 O 5 n5 0．51 046 0．48 0 53 053 06 n71 076 083 qls
业R＆D经费
占销售额比例
(％)
大巾型工业企313 7 4359 507l 5890 ∞4 鹋71 601．1 5146 4882 ∞9 7471 8929 11362
业技术改造经
195
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
费支m额(亿
元)37
人中JH工业食877 115 0 2104 177l 1290 Im 11鱼8 143 8
业技术引进经
费支}Ii额(亿
太中酗工业企40 4 8 51 &5 7 5 74 82 t05 16上
业技术消化吸
收经费支出额
(亿元)
人中型工业，f}= 3 8 101 149 142 8D 102 8 0 155 214 25 7 325
业购买国内技
术殳出额(亿
大中型工qk企694 805 847 8融8 961 “40 122l 1372 1759 2280 249 3 3047 3救9
业新产品开发
经费支出颧
(亿元)
专利申请数50040 67135 77276 77735 83045 102735 114勰121∞ 134239 170682 203573 252631 308487
(项)
每}力人专利4 32 5 73 t52 6瑚8 39 9到978 1067 13』7 15撕1967 23 87
申请数
专利授权数24I；16 31475 62127 43297 45064 43780 50992 67889 l∞156 105Ⅻ 11425l 132399 182226
(项)
每十万人专利213 269 5．24 3石1 3m 3 58 412 5．44 796 8jl ＆95 10 31 1电10
授权数
国际二系统117蹋15700 20218 24584 26395 27鲫353ll 35003 46188 49678 64526 77395 93352
(SCI、Ⅱ、
ISTP)收录我
国科技论文总
数(篇)
国内中文新刊94435 98575 101983 107492 107991 116239 120851 133341 162779 180848 203229 240117 274“
刊登论文数
(篇)
全国技术交易92l 139 3 1692 153 2 156．4 165由19l 6 掷9 3023 381 5 4624 529l 649．9
金额(亿元)
劳动生产率27螂． 31677． 38976 11812 10773 12104 1373Z 17541 21448 26775 30751． 35766 43765
(元八年)
0 1 1 6 8 5 7 6 2 5 3 6 7
高技术产品进1197 J35．7 l以8 1803 l帅3 1863 210 8 265 8 3455 504上627上8660 1321 3
}lj口额(亿美
高技术产品进争1 89 1(U ll 4 15 3 243
出丌额占商品
进出门额的比
重(％)
高技术产品出28由369 67l 855 1089 1370 208j
几额(亿美元)
高技术产砧出47 5．1 52 68 8．4 8．9 11 127 149 175 20 8 25 2
u额占商品出
U额的比重
(％)
大中型¨脸11526 14714 1657．7 l舒5．9 15277 1859 3 197争8 2443 8 32044 44789 51舛3 64859 84470
业新产^6销售
收入(亿元)
上中型工业盘9 9 10 5 1n7 102 10 ll 7 1 3_2 15‘3
业新产品销售
收入占产品销
售收入比重
(％)
高新区企业产813 213-0 459 3 6309 7045 7 91720 12545 7
品销售收入
(亿元)
37《中国科技统汁年攀》中缺少1992年、1994年的大中型工业企业技术改造经费支出额、人中型工业企业
技术引进经费支出额、人中型工业企业技术消化吸收经费支¨j额、大中型工业企业购买国内技术支出额的
数据；本文取相{K两年的平均值。
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
三、无量纲化后的技术创新评价指标相对值及权重
1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 20(m 2001 2002 2003 权重
大中型【、Ik套№ 56 23 70 94 79 96 83 71 98 70 100 0 95 67 98 63 94．08 92 80 92 73 95 71 0 974
科技ji助A员
0
专业技术凡员78 54 82 90 84 44 87 53 9113 93 76 95 67 98 03 9904 99 26 100 0 99 45 0 896
全国科技活动人69 6l 6912 74 67 7844 79．93 8840 87 88 85 72 88 49 9817 95 65 9811 100 0 0 844
大中型T、lk企业17』l 19 03 18 63 30 32 29 97 574l 57 32 69 28 75 37 79．38 81 66 83 92 100 0 0 83
R＆D科学家工
利Ⅲ
GI)p(亿元) 32 23 36 81 41 79 47 08 52 04 57 00 62 04 66 9l 7l 66 7742 83．2l 100 O 0 764
研究与开发机构96 62 100 0 93 24 93．72 88 89 8647 92 75 80 68 7246 7l 50 73 43 7512 0 76l
R＆D科学家和
工程师O
平均受教育年限78 86 79．45 80 52 8l 7l 8314 84 56 86 58 88 00 90 02 92 52 94 54 96 9l 100 O
高等学校R＆D 63 44 68．82 84 95 70 97 70 97 844l 86 56 90 32 79 03 90 32 95 70 100 0 0．678
科学家和]j自靴¨
高技术产品进出9 06 10 27 12 70 13 65 1410 15 95 2012 2615 3816 4747 100 0 0905
几额
大中型T_、lk企业1317 1625 17 97 18 92 1912 20 42 2415 25．54 47 97 60 50 77 6l 100 0 0 892
R＆D经费支出
同定瓷撕成颧19 34 23 95 29 9l 39 98 4418 46 87 52 48 5512 60 34 67 84 77 55
日家财政收入23 52 24 70 27 24 26 84 27 97 3l 30 42 47 5078 60 35 74 39 86．95 100 0 0．839
Ⅲ口贸易总额27 69 29 65 3212 ”33 31 77 38 0l 3918 42 88 59 87 74 2l 100 0 0 887
国家财政性教育
2602 2914 3066 39 83 4402 49 30 5724 6511 78 27 90 56
支出
全国科技经费内2019 2414 2714 26 43 26 40 27 42 招76 39．67 64 26 73．03 85 48 100 O 0 873
部立出额
全国R＆D经费19 80 21．91 22 22 22．04 24ll 30 09 33 43 56 9l 66 75 83 53 100 0 0．864
支出
研究与丌发机构40 64 48 33 5066 50 56 5510 62 37 65 75 69．55 7119 8072 90 94 100 0 0 772
科技经费内部支
出
0
研究与开发机构32 04 35 30 37盘5 36 0l 35 72 47 05 54 83 62 90 6324 7l 27 87 9l 100 0
R＆D经费支出
高等学校R＆D 14 43 19 20 24 62 28．09 26 79 28．52 32 97 39 80 48 8l 65 62 84 7l 100 0 0 855
努费支出
大叶1型T业企业27 6I 38 36 44 63 51 84 58 39 6047 52．90 45 29 42 97 58．43 78 59 100 0 0 723
技术改造经费支
m额
大中型工业企业36儿47 34 53 40 71 68 86．62 72．9l 5311 49．49 49 32 59 20 100 O 0．559
技术引进经费支
出额
大中型T_、lk企、lk 29 63 31 48 4012 46 91 46 30 45．68 5062 64 81 66 05 71．60 95 06 100 0 0 74I
技术消化啦收经
费支出额
大中型工业企业ll 08 12 00 11 69 31 08 45 85 43 69 24 62 31 38 24 62 47 69 65 85 79 08 100．O 0 746
购买国内挫术支
山额
人中】鹎工业企业1812 21 02 2212 2319 31 89 35 83 45 94 59 55 65Il 79．58 0 842
新产品开发经费
芷出额
专利申涛数16 22 21 76 25 05 25 20 26 92 33 30 37 02 43 52 55 33 65 99 81 89 100 0 O 83
专利授权数17 27 34 09 23 76 24 73 2403 27 98 37 26 54．96 57 8l 62 70 72 66 100 0 O 83
国际三系统(SCI、12 62 16 82 21 66 26 33 28 27 29 53 37 83 37 50 4948 53 22 6912 82 9l 100 0 0 799
BI、ISTP)收录我
国乖H童论立总数
国内中文期刊刊34f39 35 90 3714 3914 39 33 42 33 44 01 59 28 65 86 74 0l 87．44 100．O O．842
登沧文数
97
浙江大学博十学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
全国技术交易金1417 2l 43 26 03 23 57 24 07 25 39 37 53 46 51 58 70 7115 8l 4I 100 O 0 85
额
，#曲生产率63 74 89 06 26 99 24 62 27 66 31 39 4008 49 0l 61 18 81 72 100 0 0 866
大巾型T卅企业13 65 17 42 19 37 18 09 22 Ol 2344 28 93 37 94 53 02 6I 49 76 78 0 881
新产晶销售收入
高新区企业产品
0 65 1 70 3，66 5 03 7ll l008 14 72 31_18 43．03 5616 7311 100 0 0 857
销售收入
198
浙江大学博士学位论文广义资奉投入与技术创新能力相关关系研究
中文部分
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浙江大学博士学位论文广义资本投入与技术创新能力相关关系研究
后记
凝结了大量心血的博士论文终于完稿了。作为一名在职博士生，由于承担着
相当繁重的教学和科研任务，也由于获得论文所需相关资料和完整数据存在着的
困难，我备感博士论文写作的艰辛。同时，心中充满着对所有在我攻读博士学位
期间给予我指导、支持与帮助的老师、家人、同仁和朋友们深深的感激。
本论文从选题、拟定写作提纲到修改定稿的整个过程，都是在导师金雪军教
授的悉心指导和帮助下完成的。导师宽厚为人、关爱学生，为我提供了进行博士
论文开题与撰写的便利条件。导师严谨的治学态度、敏捷的学术思维、渊博的专
业学识、为人师表的高尚风范令我敬佩，使我终身受益。在此论文完成之际，谨
向恩师致以深深的敬意和诚挚的感谢。
在浙江大学攻读博士学位期间，我有幸得到姚先国教授、史晋川教授、金祥
荣教授、张小蒂教授、宋玉华教授等老师的指导，使我能够把握经济学发展的前
沿方向，他们的学识开阔了我的学术视野，在此向他们表示衷心的感谢。我也感
谢经济学院研究生科老师们的支持与帮助。
我要感谢苏东斌教授、陶一桃教授、韩彪教授对我在撰写博士学位过程中的
帮助与指导，他们在论文开题时提出的意见和建议给了我许多启发，使我受益非
浅。同时，我还要感谢曾珠老师等深圳大学经济学院同仁在本文写作过程中提供
的帮助。
在本文撰写过程中，引用了大量的文献，在此还要对本文中所引用文献的作
者表示感谢。
最后要特别感谢我的家人。爱妻刘新馨女士在我攻读博士学位期间承担了教
育辅导女儿的责任，在生活上、精神上给予了我无微不至的关心和支持，并协助
我校对了全部论文。女儿鲁玫村聪明优秀、懂事可爱，她是激励我继续努力、不
断进步的恒久动力。
由于本人知识和能力有限，论文难免存在一定的不足与漏洞，恳请各位专家
教授批评指正。
鲁志国
2005年10月