技術(shù)進步對經(jīng)濟增長影響的門檻效應(yīng)研究

秦騰+陳曦+張鐵英

內(nèi)容摘要：技術(shù)進步對實現(xiàn)我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要，本文以我國1990-2011年省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，構(gòu)建面板門檻模型實證分析技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果表明：技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，只有跨越相應(yīng)的經(jīng)濟發(fā)展水平門檻，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長才會產(chǎn)生積極影響；由于我國地區(qū)間發(fā)展的不平衡，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)首先在東部地區(qū)顯現(xiàn)，然后逐漸向中西部地區(qū)擴散。

關(guān)鍵詞：技術(shù)進步 經(jīng)濟增長 門檻效應(yīng)

問題的提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟高速增長，據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，1990-2012年我國的GDP增長率為270%。如此快的經(jīng)濟增長速度不禁引發(fā)人們的思考，是何種因素導(dǎo)致了我國經(jīng)濟奇跡的出現(xiàn)。早期的理論和經(jīng)驗雖然已經(jīng)意識到諸如勞動分工和勞動嫻熟等技術(shù)進步因素對經(jīng)濟增長的作用，但是更多的將經(jīng)濟增長的主要原因歸結(jié)于物質(zhì)資本和勞動力等要素的投入（宋承先，2002）。然而從長期來看，隨著資本邊際收益的遞減，僅依靠要素投入的增加，經(jīng)濟增長不可能具有持續(xù)性。由此，能夠長期持久推動經(jīng)濟增長的技術(shù)進步引起了越來越多學(xué)者的關(guān)注，尤其是在20世紀(jì)80年代中期出現(xiàn)的內(nèi)生增長理論，為人們分析技術(shù)進步如何影響經(jīng)濟增長提供了理論基礎(chǔ)，它是在Solow為代表的新古典增長理論的基礎(chǔ)上，進一步將技術(shù)進步內(nèi)生化（朱勇，1999）。目前，國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)進步為經(jīng)濟增長做出了很大貢獻，已經(jīng)成為經(jīng)濟增長的重要推動力。同時，也有少數(shù)學(xué)者提出了相反的觀點，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響很小，對經(jīng)濟增長的貢獻甚至呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。但是，這種觀點并未得到后來學(xué)者們的認(rèn)可。而后，部分學(xué)者開始思考，當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平出現(xiàn)差異時，技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的關(guān)系可能呈現(xiàn)出不同的特點，通過將這種思想用于實證研究，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展水平不高的改革開放初期，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻不大，甚至出了反向作用，隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長才開始出現(xiàn)正效應(yīng)，這一結(jié)論在我國經(jīng)濟發(fā)展水平不高的地區(qū)也得到驗證。

通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，雖然已經(jīng)有學(xué)者意識到當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展處于不同水平時，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響也不同。但是受制于研究方法，以往在研究技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的關(guān)系時，大多忽略兩者關(guān)系中的“門檻效應(yīng)”，并沒有對兩者的非線性關(guān)系進行分析。基于此，本文以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，結(jié)合1990-2011年我國省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建面板門檻模型，考察技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的門檻效應(yīng)。

模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建與估計檢驗

1.模型的構(gòu)建?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)得到大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可，被廣泛用于經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的研究中，本文亦借鑒其思想，將技術(shù)進步、資本、勞動及能源作為解釋變量，總產(chǎn)出作為被解釋變量構(gòu)建柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AθKαLβEγ （1）

其中，Y為總產(chǎn)出，A為綜合技術(shù)進步水平，K為資本投入，L為勞動投入，E為能源投入，θ 、α 、β 、γ 分別表示技術(shù)進步、資本、勞動及能源的產(chǎn)出彈性。對式（1）兩邊取對數(shù)，可得：

LnY=θLnA+αLnK+βLnL+γ*LnE+μi+εi （2）

其中，μi 為個體效應(yīng)，εi 為誤差項。

模型（2）為不考慮“門檻效應(yīng)”的模型，為全面考察技術(shù)進步與經(jīng)濟增長之間的門檻效應(yīng)，根據(jù)Hansen（1999）的非動態(tài)面板門檻回歸方法，在此假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”，在模型（2）的基礎(chǔ)上構(gòu)建單門檻模型（3），多門檻模型可由單門檻模型擴展得到。

LnY=θ1LnAI（thr≤η）+θ2LnAI（thr>η）+αLnK+βLnL+γLnE+μi+εi（3）

其中，thr為門檻變量，本文中為經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）；η為待估門檻值；I（·）為指示函數(shù)。

2.模型的估計與檢驗。運用門檻模型進行分析，需要解決兩個問題：一是門檻值η和斜率θ1、θ2的估計，二是門檻模型的相關(guān)檢驗。

任意賦一個初始值η0給η，用OLS對回歸系數(shù)進行估計，可求得殘差平方和S1（η）。在η取值范圍內(nèi)從小到大選擇η0，使得殘差平方和S1（η）最小的便是門檻值η*，即η*=argminS1（η） 。

估計完門檻值及斜率后，下面是對門檻模型的顯著性進行檢驗。首先進行門檻效應(yīng)的顯著性檢驗，原假設(shè)為：H0：θ1=θ2，檢驗統(tǒng)計量為：F1=（S0-S1（η*））/σ2 。其中，S0為原假設(shè)下得到的殘差平方和，σ2為門檻估計下的殘差的方差。檢驗方法為通過“自抽樣”模擬其漸進分布，并構(gòu)造其P值。然后進行門檻效應(yīng)的真實性檢驗，原假設(shè)為：H0：η*=η0 。相應(yīng)的似然比統(tǒng)計量為：LR1（η）=（S1（η）-S1（η*））/σ2 。根據(jù)Hansen提供的公式，當(dāng)時，即可拒絕原假設(shè)，α為顯著性水平。

（二）數(shù)據(jù)選取與來源

由模型（3）可知，本文涉及的變量為總產(chǎn)出、資本存量、勞動力數(shù)量、能源消費量及綜合技術(shù)進步水平。各變量的數(shù)據(jù)為1990-2011年間我國29個省、市及自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)（不包括港澳臺地區(qū)；因1996年以前重慶市沒有統(tǒng)計數(shù)據(jù)，故將其并入四川；西藏能源投入數(shù)據(jù)難以獲取，故將其剔除）。數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》及各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)處理原則是，2008年及以前的數(shù)據(jù)取自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，缺失的數(shù)據(jù)參考其他統(tǒng)計年鑒補齊。

總產(chǎn)出（億元）。本文以各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為總產(chǎn)出的指標(biāo)，2008年及以前的數(shù)據(jù)均可由《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》獲得，此后的數(shù)據(jù)來源于其他統(tǒng)計年鑒，所有數(shù)據(jù)均以1990年不變價格對名義GDP進行平減。

資本存量（億元）。資本存量采用永續(xù)盤存法進行估算，具體為：Kt=It+（1-δ）*Kt-1。其中，Kt是第t年的資本存量，It是第t年的投資，δ是固定資產(chǎn)折舊率?；A(chǔ)數(shù)據(jù)參考單豪杰（2008）的研究數(shù)據(jù)，并按照其方法將資本存量擴展到2011年。endprint

勞動投入（萬人）。核算勞動投入的理想指標(biāo)是勞動力素質(zhì)和勞動時間，但由于該數(shù)據(jù)無法獲取，故本文采用就業(yè)人員數(shù)量作為替代指標(biāo)。2008年及以前的數(shù)據(jù)均可由《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》獲得，此后的數(shù)據(jù)取自其他統(tǒng)計年鑒。

能源投入（萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）。本文使用能源消費總量作為能源投入指標(biāo)，2008年及以前的數(shù)據(jù)均可由《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》獲得，此后的數(shù)據(jù)取自其他統(tǒng)計年鑒。

綜合技術(shù)進步水平。通過對相關(guān)研究的歸納。本文采用Malmquist指數(shù)法，具體如下：

（4）

其中，（xt，yt） 和（xt+1，yt+1） 分別為第t期和t+1期的投入產(chǎn)出，Dt0和Dt+10分別為以第t期和t+1期的技術(shù)為參照的距離函數(shù)。對式（4）進行分解，可得：

（5）

其中，EHCH為技術(shù)效率變化指數(shù)，TECHCH為技術(shù)進步指數(shù)。需要指出的是，技術(shù)進步指數(shù)（TECHCH）只是描述了從t到t+1時刻技術(shù)邊界的移動，即技術(shù)變化的相對程度，則第t期綜合技術(shù)進步水平為第1到t期的技術(shù)進步指數(shù)的乘積，可以表示為 。

實證結(jié)果及分析

（一）實證結(jié)果

根據(jù)上文的模型及檢驗方法，本文使用stata12.0統(tǒng)計軟件進行分析。首先進行門檻效應(yīng)的檢驗，以確定門檻個數(shù)，結(jié)果如表1所示。從表1可以看出：在1%顯著性水平下，單門檻效應(yīng)和雙門檻效應(yīng)都是顯著的，而三門檻效應(yīng)在1%、5%及10%顯著性水平下均不顯著，故本文選擇雙門檻模型進行分析。

檢驗完門檻效應(yīng)后，要進一步估計雙門檻模型的門檻值，估計結(jié)果如表2所示。從表2可以看出：當(dāng)門檻值1和門檻值2分別為803.255和2012.578時，似然比值接近于0，且此時門檻1估計值位于[660.517，984.68]區(qū)間內(nèi)和門檻2估計值位于[1980.949，2358.64]區(qū)間內(nèi)時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，接受原假設(shè)，即兩個門檻值都與實際門檻值相等（η1=η2）；表2是雙門檻模型的門檻估計值及門檻值的95%置信區(qū)間。估計完門檻值后，就可以對雙門檻模型進行參數(shù)估計，結(jié)果如表3所示。

（二）結(jié)果分析

從表3中的雙門檻模型參數(shù)估計結(jié)果可以看出：

1.三個控制變量對經(jīng)濟的增長都有顯著的促進作用。從表3可以看出，無論是能源、資本還是勞動力，對經(jīng)濟的發(fā)展都有顯著的正向影響，且影響程度都超過了技術(shù)進步。說明我國高速的經(jīng)濟增長主要得益于要素投入的高增長，20世紀(jì)90年代以后，我國加快了改革發(fā)展的步伐，在一系列優(yōu)惠政策的背景下，大量外資涌入，為我國加工貿(mào)易的發(fā)展提供了堅實的資金基礎(chǔ)。因此，我國居民收入急劇增加，而且隨著資本市場的完善及融資方式的多樣化，資金已經(jīng)不再是稀缺資源；能源作為人類社會生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，其對經(jīng)濟的推動作用貫穿于經(jīng)濟發(fā)展的各個環(huán)節(jié)，據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，1990-2011年我國GDP增長了 6.89倍，能源消費相應(yīng)的增長了2.53倍，我國的經(jīng)濟增長已經(jīng)對能源產(chǎn)生了極大地依賴性；在三個控制變量中，勞動對產(chǎn)出的彈性最大，勞動投入每增加1%，產(chǎn)出就相應(yīng)的增加0.318%，這與我國擁有龐大的勞動力市場及相對廉價的勞動力這一現(xiàn)實情況較為吻合（李建平、謝樹玉，2007）。

2.技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”。從表3可以看出，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平低于門檻803.255時，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的彈性為-0.907，即技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，處于門檻803.255和門檻2012.578之間時，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的彈性增大為-0.375，但對經(jīng)濟增長的影響仍表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)；直到經(jīng)濟發(fā)展水平跨越門檻2012.578時，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長才開始產(chǎn)生促進作用。很顯然，技術(shù)進步不同于其他投入要素，其對經(jīng)濟增長的驅(qū)動效應(yīng)不僅表現(xiàn)為一個漸變的過程，而且受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。一方面，技術(shù)本身需要巨大的資源投入才能不斷發(fā)展和完善，這無疑會給當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展增加巨大的負(fù)擔(dān)；另一方面，將先進的技術(shù)運用到實際中，使其轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)力需要相對成熟的條件，如與之相匹配的設(shè)備、高科技人才和充足的資金儲備。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，地區(qū)雖然也在不斷的投入資源來進行技術(shù)的引進及創(chuàng)新，但是由于其經(jīng)濟發(fā)展水平較為落后而無法為技術(shù)的應(yīng)用創(chuàng)造成熟的條件，使得技術(shù)無法有效的轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，不能很好地為經(jīng)濟發(fā)展服務(wù)，這時技術(shù)進步對經(jīng)濟發(fā)展的效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)的。只有當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻（2012.578）后，較高的經(jīng)濟發(fā)展水平才能夠為技術(shù)的應(yīng)用創(chuàng)造成熟的條件和環(huán)境，比如高素質(zhì)的勞動者、充足的資本以及相對齊全的基礎(chǔ)設(shè)施等，這時技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的推動作用才會逐漸顯現(xiàn)出來。

3.我國技術(shù)進步對經(jīng)濟發(fā)展的正向影響首先在東部顯現(xiàn)，然后不斷向中西部擴散。由于只有經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻值（2012.578）時，技術(shù)進步才會對經(jīng)濟增長顯示出正效應(yīng)，因此，對本文研究期內(nèi)跨越第二個門檻值的省份進行篩選，結(jié)果如表4所示。1992-2000年期間，共有11個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平跨越了第二個門檻值，分別為廣東、山東、江蘇、浙江、河北、遼寧、上海、福建、四川、河南、湖北，除了四川、河南、湖北三個省份外，其余8個省份均來自東部；從2001年開始，新增了12個省份，除了北京和天津，其余10個省份來自中西部。之所以出現(xiàn)這種現(xiàn)象，原因在于我國的改革開放是從優(yōu)先發(fā)展東部沿海地區(qū)開始的，得益于國家的宏觀發(fā)展戰(zhàn)略，東部省份的經(jīng)濟獲得了快速發(fā)展，資本及人才不斷涌入，各種高新設(shè)備不斷被引進，為技術(shù)的發(fā)展和應(yīng)用奠定了成熟的基礎(chǔ)，技術(shù)進步對經(jīng)濟的正效應(yīng)開始顯現(xiàn)。而隨著地區(qū)間的差距越來越大，國家開始調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，不斷將發(fā)展重心向中西部轉(zhuǎn)移，從2001年開始，以“西部大開發(fā)”為標(biāo)志，國家制定了一系列方針來大力扶持中西部發(fā)展，如加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟合作，將東部地區(qū)的高新技術(shù)和人才不斷引入中西部地區(qū)，更好地發(fā)揮東部地區(qū)對中西部地區(qū)的輻射作用，采取優(yōu)惠政策吸引外資更多的投向西部地區(qū)。這些不但使中西部省份的經(jīng)濟得到了較快的發(fā)展，也為中西部地區(qū)的技術(shù)進步和應(yīng)用提供了較為成熟的條件，中西部地區(qū)中經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻值的省份不斷增多，技術(shù)進步對中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的推動作用越來越大。值得注意的是，直到2011年，仍然有海南、貴州、甘肅、青海、寧夏、新疆6個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)]有跨域第二個門檻值，說明在這幾個地區(qū)，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長仍然產(chǎn)生負(fù)面影響，因此應(yīng)加大對這幾個地區(qū)的扶持力度，為其技術(shù)與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展創(chuàng)造成熟的條件。endprint

結(jié)論與建議

本文運用門檻回歸方法，結(jié)合我國29個省級單位的面板數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，系統(tǒng)研究了技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果表明，能源投入、資本及勞動投入對經(jīng)濟增長的拉動作用均超過了技術(shù)進步。而技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響存在基于經(jīng)濟發(fā)展水平的“雙門檻效應(yīng)”，只有當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻（2012.578）時，技術(shù)進步才會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。雖然不同省際之間存在較大差異，但是目前技術(shù)進步對我國大部分省份經(jīng)濟發(fā)展都產(chǎn)生了積極影響。

基于上述分析，要想實現(xiàn)我國技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展，需要做到以下幾點：繼續(xù)深化經(jīng)濟體制改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，取消資源流動限制，為經(jīng)濟的快速增長提供更好的條件和環(huán)境；促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟合作，將東部地區(qū)的資金、人才、技術(shù)等優(yōu)勢引入中西部地區(qū)，促進中西部地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展；完善科技服務(wù)公共設(shè)施建設(shè)，加強科技人才培養(yǎng)力度，增強我國企業(yè)對先進技術(shù)的吸收能力，加快科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化速度。

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17.原毅軍，劉浩，白楠.中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度—基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)方法的研究[J].中國軟科學(xué)，2009（1）endprint

結(jié)論與建議

本文運用門檻回歸方法，結(jié)合我國29個省級單位的面板數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，系統(tǒng)研究了技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果表明，能源投入、資本及勞動投入對經(jīng)濟增長的拉動作用均超過了技術(shù)進步。而技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響存在基于經(jīng)濟發(fā)展水平的“雙門檻效應(yīng)”，只有當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻（2012.578）時，技術(shù)進步才會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。雖然不同省際之間存在較大差異，但是目前技術(shù)進步對我國大部分省份經(jīng)濟發(fā)展都產(chǎn)生了積極影響。

基于上述分析，要想實現(xiàn)我國技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展，需要做到以下幾點：繼續(xù)深化經(jīng)濟體制改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，取消資源流動限制，為經(jīng)濟的快速增長提供更好的條件和環(huán)境；促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟合作，將東部地區(qū)的資金、人才、技術(shù)等優(yōu)勢引入中西部地區(qū)，促進中西部地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展；完善科技服務(wù)公共設(shè)施建設(shè)，加強科技人才培養(yǎng)力度，增強我國企業(yè)對先進技術(shù)的吸收能力，加快科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化速度。

參考文獻：

1.宋承先.西方經(jīng)濟學(xué)名著提要[M].江西人民出版社，2002

2.朱勇.新增長理論[M].商務(wù)印書館，1999

3.李建平，謝樹玉.基于技術(shù)進步的經(jīng)濟增長因素分析[J].經(jīng)濟數(shù)學(xué)，2007（3）

4.何國民.技術(shù)進步對湖北經(jīng)濟增長貢獻的測算與分析[J].統(tǒng)計與決策，2008（7）

5.劉媛媛，梁曉勇，郝曉燕.技術(shù)進步對內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長的作用分析[J].科技管理研究，2011（12）

6.李曉寧.經(jīng)濟增長的技術(shù)進步效率研究：1978-2010[J].科技進步與對策，2012（4）

7.陳巖，李興緒.經(jīng)濟增長中技術(shù)進步貢獻的測算[J].統(tǒng)計與決策，2010（2）

8.周紹森，胡德龍.科技進步對經(jīng)濟增長貢獻率研究[J].中國軟科學(xué)，2010（2）

9.范秋芳，孫旭杰.基于主成分回歸的中國經(jīng)濟增長影響因素的實證研究[J].統(tǒng)計與決策，2012（17）

10.張雄輝，范愛軍.基于全要素生產(chǎn)率的中國經(jīng)濟增長因素分析[J].科技管理研究，2009（10）

11.仇怡.技術(shù)進步對我國經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].沈陽工業(yè)大學(xué)學(xué)報，2010（7）

12.牛永澤，孫茂輝.欠發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的實證研究—以甘肅省為例[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2013（9）

13.Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels： estimation，testing，and inference[J]. Journal of Econometrics，1999（ 2）

14.單豪杰.中國資本存量的再估算：1952-2006[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（10）

15.孫廣生.全要素生產(chǎn)率、投入替代與地區(qū)間的能源效率[J].經(jīng)濟研究，2012（9）

16.孫久文，年猛.中國服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度與空間差異分析—基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)方法的研究[J].山西大學(xué)學(xué)報，2011（6）

17.原毅軍，劉浩，白楠.中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度—基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)方法的研究[J].中國軟科學(xué)，2009（1）endprint

結(jié)論與建議

本文運用門檻回歸方法，結(jié)合我國29個省級單位的面板數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，系統(tǒng)研究了技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響。研究結(jié)果表明，能源投入、資本及勞動投入對經(jīng)濟增長的拉動作用均超過了技術(shù)進步。而技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響存在基于經(jīng)濟發(fā)展水平的“雙門檻效應(yīng)”，只有當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨越第二個門檻（2012.578）時，技術(shù)進步才會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。雖然不同省際之間存在較大差異，但是目前技術(shù)進步對我國大部分省份經(jīng)濟發(fā)展都產(chǎn)生了積極影響。

基于上述分析，要想實現(xiàn)我國技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展，需要做到以下幾點：繼續(xù)深化經(jīng)濟體制改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，取消資源流動限制，為經(jīng)濟的快速增長提供更好的條件和環(huán)境；促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟合作，將東部地區(qū)的資金、人才、技術(shù)等優(yōu)勢引入中西部地區(qū)，促進中西部地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展；完善科技服務(wù)公共設(shè)施建設(shè)，加強科技人才培養(yǎng)力度，增強我國企業(yè)對先進技術(shù)的吸收能力，加快科技成果向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化速度。

參考文獻：

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5.劉媛媛，梁曉勇，郝曉燕.技術(shù)進步對內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長的作用分析[J].科技管理研究，2011（12）

6.李曉寧.經(jīng)濟增長的技術(shù)進步效率研究：1978-2010[J].科技進步與對策，2012（4）

7.陳巖，李興緒.經(jīng)濟增長中技術(shù)進步貢獻的測算[J].統(tǒng)計與決策，2010（2）

8.周紹森，胡德龍.科技進步對經(jīng)濟增長貢獻率研究[J].中國軟科學(xué)，2010（2）

9.范秋芳，孫旭杰.基于主成分回歸的中國經(jīng)濟增長影響因素的實證研究[J].統(tǒng)計與決策，2012（17）

10.張雄輝，范愛軍.基于全要素生產(chǎn)率的中國經(jīng)濟增長因素分析[J].科技管理研究，2009（10）

11.仇怡.技術(shù)進步對我國經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].沈陽工業(yè)大學(xué)學(xué)報，2010（7）

12.牛永澤，孫茂輝.欠發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)進步與經(jīng)濟增長的實證研究—以甘肅省為例[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2013（9）

13.Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels： estimation，testing，and inference[J]. Journal of Econometrics，1999（ 2）

14.單豪杰.中國資本存量的再估算：1952-2006[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（10）

15.孫廣生.全要素生產(chǎn)率、投入替代與地區(qū)間的能源效率[J].經(jīng)濟研究，2012（9）

16.孫久文，年猛.中國服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度與空間差異分析—基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)方法的研究[J].山西大學(xué)學(xué)報，2011（6）

17.原毅軍，劉浩，白楠.中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度—基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)方法的研究[J].中國軟科學(xué)，2009（1）endprint