科技投资、技术引进对经济增长集约化的动态效应<br/>——基于状态空间模型的变参数估计

科技投资、技术引进对经济增长集约化的动态效应
——基于状态空间模型的变参数估计

2014-08-22唐未兵1傅元海

中国软科学 2014年9期

唐未兵1，傅元海

(1.湖南工业大学，湖南株洲 412007；2.广州大学经济统计学院，广东广州510006)

一、引言

我国依赖投资驱动经济高速增长方式受资源和环境的约束而难以持续，转变经济增长方式以实现经济增长与资源和环境的相互协调已经刻不容缓。高投入、高排放、低产出的粗放增长方式本质上表现为技术进步对经济增长的贡献过低，转变经济增长方式就是要促进技术进步，提高技术进步对经济增长的贡献份额，实现经济集约化增长。一般而言，技术进步可以通过自主研发和技术引进两条途径实现。加大科技投入是促进技术进步的根本路径，也是提高自主创新能力的主要手段。

技术引进是推动技术进步的重要途径，特别是对发展中国家而言，引进技术对提升本国技术水平具有重要的意义。因为发展中国家技术水平低，远远落后于发达国家，引进发达国家先进技术可以低成本促进技术进步，快速地缩小与发达国家的技术差距。技术引进主要有国际技术转让、进口和国际直接投资(简称外资)。对东道国而言，引进国际直接投资获取技术有两方面的优势，第一，在跨国企业就业的东道国员工能近距离接触、了解、熟悉生产环节，容易获取更多生产环节的技术；第二，无论是占领市场还是降低成本的国际直接投资，跨国公司基于利润最大化目的，倾向于使用先进技术生产产品。因此，发展中国家通过引进国际直接投资获取技术可以避免购买专利和进口产品获取技术的不足。正是因为东道国通过引进国际直接投资获取技术的优势，包括发达国家在内的世界大多数国家大力鼓励国际直接投资的进入，期望获得发达国家的先进技术。

科技投资和技术引进是影响经济增长方式转变的两个重要因素。从现有研究看，主要有两方面的不足：一是研究内容方面，学者主要讨论科技投资和技术引进对经济增长或技术进步的影响，很少有学者讨论科技投资和技术引进对经济增长集约化水平的影响；二是研究方法方面，实证模型主要是静态模型或动态面板模型无法考察科技投资和技术引进对经济增长方式转变影响的时间特征。

为弥补现有研究的不足，本文拟在以下方面创新：第一，在区分全要素生产率和经济增长集约化的差异并揭示技术进步影响经济增长集约化机理的基础上，利用我国1978—2011年数据实证检验科技投资和外资技术溢出对经济增长集约化的影响；第二，借鉴现有实证检验科技投资和技术溢出影响全要素生产率的计量模型，运用状态空间变参数模型进行估计，以考察科技投资和外资技术溢出对经济增长方式影响的动态效应(即时间特征)。本文的结构安排如下：第二部分为理论分析和文献回顾；第三部分确定计量模型，介绍变量的测度和数据来源；第四部分进行实证分析，介绍实证结果并解释其原因；最后概述本文的结论及政策建议。

二、理论分析及相关文献

1.技术进步与集约型经济增长方式的关系

Solow-Swan的新古典模型强调外生技术对经济增长的长期作用，但不能解释技术进步影响经济增长的内在机理。Arrow(1962)则将技术进步内生化[1]；Romer(1986，1990)[2—3]、Lucas(1988)[4]等人不仅将技术进步内生为经济系统之中，而且认为技术进步是长期经济增长的关键因素，特别是，Romer和Lucas揭示了技术进步通过产生规模报酬递增和知识外溢促进经济增长的机理。纪玉山和吴勇民(2007)则进一步揭示了技术进步影响经济增长的微观机理[5]：科技创新通过降低企业平均成本而形成规模效应；科技创新在行业层面上形成以范围经济方式表达的集聚效应；科技创新在企业和行业间不断扩散与转移，形成以关联效应方式所表达的乘数效应；科技创新在三个层面的效应最终促进宏观层面的技术进步，表现为经济增长。

一般来说，技术进步影响经济增长方式转变的机理与技术进步影响经济增长的机理是一致的。但是，技术进步促进经济增长并不等于技术进步促进经济增长方式转变，技术进步促进经济增长与技术进步促进经济增长方式转变存在明显的差异，大多数研究成果却没有明晰二者的区别。经济增长集约化水平是反映经济增长方式的重要维度。厉无畏和王振认为(2006)[6]，增长集约化可以通过技术进步率对经济增长率的贡献份额与投入要素增长率对经济增长率贡献份额之比测度。这就是说，只有当技术进步率对经济增长率的贡献份额与投入要素增长率对经济增长率贡献份额之比不断增大，或者说技术进步率对经济增长率的贡献份额不断上升，才表明技术进步促进了经济增长方式转变；否则，技术进步即使推动了经济增长，也不能促使经济增长方式转变。进一步说，即使科技投资或技术引进提高了全要素生产率或促进了经济增长，但并不能判断科技投资或技术引进促进了经济增长方式转变。因为科技投资或技术引进促进全要素生产率提升或经济增长，并不意味着科技投资或技术引进导致了全要素生产率的增长率对经济增长率的贡献不断上升。

基于Solow-Swan模型，诸多研究主张用全要素生产率度量技术进步；同时，也有不少的研究甚至有影响的国际机构认为全要素生产率能综合反映经济增长方式，如刘国光和李京文(2001)指出[7]，转变经济增长方式的一般含义就是要提高全要素生产率。正是全要素生产率的多重定义，一些研究常常将技术进步与经济增长方式转变概念混淆。一般而言，二者是因果关系，技术进步是因，经济增长方式转变是果，因果不能简单等同。郑玉歆(2007)也指出[8]，全要素生产率增长并不能准确反映经济增长方式的转变，如1993年以后我国全要素生产率不断提高，但是全要素生产率的增长率不断下降，特别是全要素生产率对经济增长的贡献比例不断下降，即要素投入对经济增长的贡献比例不断上升，经济增长向粗放型方式发生逆转。因此，无论通过加大科技投资还是通过引进外资提高全要素生产率，都不能简单地认为科技投资或引进外资促进经济增长方式转变。

2.相关实证研究

从理论上厘清了技术进步与经济增长方式的关系后，我们可以简要地梳理相关的实证文献。国内外学者就技术进步对经济增长的贡献进行了广泛的实证检验。胡恩华等(2006)[9]、俞立平和熊德平(2011)[10]、胡振华和刘笃池(2009)[11]考察了科技投入对经济增长的影响；沈坤荣和耿强(2001)[12]、程惠芳(2001)[13]等学者则检验了外资技术溢出对我国经济增长的影响。由理论分析可知，从科技投入或外资技术溢出对经济增长的贡献无法确定科技投入或外资技术溢出对经济增长集约化水平的影响；虽然一些学者如杜传忠和曹艳乔(2010)[14]的研究依据研发投入和外资技术溢出对经济增长的贡献偏低，得出了我国经济增长方式是粗放型的结论，但是这并不能支持研发投入和外资技术溢出影响经济增长方式转变的结论。

国内外众多学者通过测算全要素生产率判断经济增长方式的转变。国外学者如Young(1994)[15]、OECD(2005)[16]测算了全要素生产率对经济增长的贡献；国内学者周绍森和胡德龙(2010)[17]、郭庆旺和贾俊雪(2005)[18]测算了全要素生产率对我国经济增长的贡献；这些研究虽然没有明确分析广义技术进步对经济增长方式转变的影响，但是从实证结论可以判断经济增长方式的类型。全要素生产率提升是技术进步结果，受制度、科技投资、技术引进等多种因素的影响；也即是说，科技投资和技术引进全要素生产率提升的原因，全要素生产率提升不一定是科技投资和技术引进的结果，也可能是制度优化、产业结构升级的结果。因此，全要素生产率对经济增长的贡献并不能准确反映科技投资和外资技术溢出对经济增长集约化水平的作用。

学者就国内研发和技术溢出对全要素生产率的影响进行了大量的研究。学者实证检验研发支出对全要素生产率的影响没有得出一致的结论。吴延兵(2006)[19]等发现国内研发支出促进全要素生产率的提高；谢里等(2011)[20]实证则发现，研发没有提高全要素生产率。一些学者检验了外资技术溢出对我国全要素生产率的影响，结论也存在争议。颜鹏飞和王兵(2004)研究发现，外资技术溢出对全要素生产率没有显著影响[21]。覃毅和张世贤(2011)实证表明，示范、竞争效应和后向关联效应提高内资企业全要素生产率，前向关联效应阻碍内资企业全要素生产率提高[22]。相当多的研究则将国内研发投资、外资技术溢出纳入一个分析框架，比较了国内研发投资、外资技术溢出对全要素生产率的影响，但是研究结论常常存在分歧。张海洋(2005)研究发现[23]，国内研发和外资技术溢出均抑制全要素生产率的增长。陈继勇和盛杨怿(2008)实证检验表明，我国自身的科技投入是提高全要素生产率的最主要因素，外资通过生产经营活动产生的国际知识溢出对全要素生产率的影响不显著，外资通过进口产生的国际知识溢出对全要素生产率的影响因样本不同而不同[24]。邱斌等(2008)[25]、王英和刘思峰(2008)[26]实证检验支持国内研发促进我国全要素生产率增长的观点，同时发现外资和出口的技术溢出显著提高我国全要素生产率。由于全要素生产率度量经济增长方式的局限，这些研究的结论无法反映国内研发投资、外资技术溢出对经济增长方式转变的影响。

综上所述，现有研究虽然测算了科技投入或者全要素生产率对经济增长的份额，或者检验了研发投入和外资技术溢出对全要生产率的影响，但是并不能反映科技投入和外资技术溢出对经济增长集约化水平的影响，因此利用实证模型检验科技投入和外资技术溢出对我国经济增长集约化水平的影响具有重要的价值，可以为各级政府制定利用科技和外资推动经济增长方式转变的政策提供参考依据。

三、模型、变量及数据

1.基本模型

以陈继勇和盛杨怿检验影响全要素生产率因素的计量模型为基础，构建国内研发支出和外资技术溢出影响经济增长集约化的实证模型。此外，刘舜佳(2009)认为国际贸易[27]、樊纲等认为市场化(2011)[28]、朱英明认为城市化(2009)[29]是影响全要素生产率的重要因素；周绍森和胡德龙(2010)认为市场化、产业结构、研发投入等5个因素可以反映全要素生产率。一般来说，国内研发投资、外资技术溢出等因素通过影响全要素生产率来影响经济增长集约化水平。上述文献回顾中一些学者将全要素生产率对经济增长贡献低的原因归结为结投资驱动的经济增长方式，其逻辑是投资水平越高，资本对经济增长的贡献份额越大，经济增长集约化水平越低，因此投资驱动水平也是影响经济增长集约化水平的重要因素。因此，可以初步构建如下实证模型：

gintt=c+β1·fdit+β2·stecht+β3·inst+

β4·indust+β5·invest+β6·urbt+β7·opt+μt

(1)

下标t表示第t(t=1978，…，2011)年。gint表示经济增长集约化水平，为被解释变量。stech表示科技投入，fdi表示外资技术溢出，二者为模型的核心解释变量。ins表示制度变量，indus表示产业结构水平，inves表示投资驱动水平，urb表示城镇化，op表示贸易水平，5个变量为模型的控制变量。μ为误差项。

2.变量测度及数据来源

(1)经济增长集约化水平

判断经济增长方式主要依据经济增长的动力，即哪些因素促进经济增长。如果是投资、劳动、原材料等投入劳动经济增长，则经济增长方式是粗放型；如果是技术、管理等提高生产要素的利用效率推动经济增长，经济增长方式则是集约型。基于经济增长方式的内涵，厉无畏和王振(2006)、云鹤等(2009)[30]将经济增长集约化定义如下：

gintt=(at/gt)/[(δkt+λlt)/gt]

(2)

a为全要素生产率增长率，g为GDP增长率，k、l分别为资本和劳动增长率，δ、λ分别为资本和劳动的产出弹性。其中，对C-D生产函数求导并整理后可得全要素生产率增长率a的公式：

at=gt-δkt-λlt

(3)

a实质上是模型gt=δkt+λlt回归的残差。1978—2006年资本增长率依据单豪杰(2008)[31]测算出的资本存量计算。2007—2011年资本增长率计算步骤：先依据单豪杰的方法测算存量资本，然后计算k。GDP增长率、2007—2009年的资本形成额、固定投资价格指数来自《中国统计年鉴》和中经网。

(2)科技投入等变量的测度

为避免科技投入与其他解释变量的共线性，科技投入用科技投入增长率测度；科技投入增长率采用可比性价格计算，由于缺乏相关价格指数，用城镇居民消费价格指数替代。外资技术溢出用外商直接投资存量*采用张天顶的方法按10%折旧率计算。见张天顶的《FDI对中国经济增长影响的实证研究》，《世界经济研究》2004年第10期第76页。占GDP的比例测度，外资按年均汇率折算为人民币。制度变量用国有企业就业占全部单位就业的比例衡量。产业结构用工业增加值占GDP的比例反映，而且这一比例还可以度量工业化进程。胡鞍钢等(2008)主张采用存量资本增长率度量经济增长方式[32]，这里采用固定资本形成增长率替代；固定资本形成增长率采用可比价格计算，1978—2004年固定资本价格指数依据单豪杰测算的资本存量计算，2005—2011年固定资本价格指数采用固定资产投资价格指数替代。为避免城镇人口比例度量城市化水平可能产生的内生性，借鉴陆铭和陈钊(2004)[33]的处理方法，采用滞后1期人口出生率作为城市化的工具变量。国际贸易用进出口额占GDP的比例测度。

科技支出数据来自《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》；1984—2011年外商直接投资数据来自《中国统计年鉴》和中经网，1984年前的数据来自联合国贸易和发展会议(UNCTAD)公布的数据；工业增加值采用GDP构成中工业增加值统计口径数据，工业增加值、GDP、就业、城镇居民消费价格指数、人口出生率、进出口、固定资产投资价格指数和1980—2011年汇率数据来《中国统计年鉴》，1978—1979年汇率来自金投外汇网。

3.共线性检验及模型修正

如果解释变量存在强共线性，模型可能因为出现奇异矩阵而无法估计；即使可以估计，结果也是有偏的。首先对解释变量的相关性进行分析，urb与fdi、ins、op、stech的相关系数分别为-0.76、-0.92、-0.8、-0.62，ins与fdi、op、stech的相关系数分别为0.79、0.89、0.63，op与fdi的相关系数为0.76，意味着一些解释变量的信息存在重叠，初步怀疑模型(1)存在较为严重的共线性。

表1 解释变量相关系数检验

进一步对模型进行共线性检验表明，7个解释变量主成分分析得到的特征根倒数之和为79，远远超过解释变量数量的5倍*Chatterjee et al.认为解释变量主成分分析的特征根倒数和大于解释变量数目的5倍，则模型存在严重的共线性，见Chatterjee,S.,A.S.Hadi,and B.Price,Regression and Analy sis By Example(3rd Ed),John Wiley & Sons,Inc,2000,p248。，这就是说，模型(1)存在严重的共线性。借鉴Kumar(2000)降低共线性的方法[34]，分别对部分相关程度较高的解释变量进行调整。具体地说，对inst=c+φ1·opt+φ2·fdit+εt和opt=c+γ·fdit+τt进行回归，得到残差ε和τ分别记为ains和aop，分别替代ins和op。然后对模型进行共线性检验，依据主成分分析得到特征根倒数和，从下表第4行可知，为58.67，超过解释变量数目的7倍，模型仍然存在严重共线性，原因是urb与多数解释变量的相关性程度较高。虽然可以对urb进行调整，但是urb无论调整与否，在后文状态空间模型回归中均不显著，因此删除urb变量。进一步对保留的fdi、stech、inves、indus、ains、aop等6个解释变量进行主成分分析，其特征根倒数和仅为8.97，表明调整后的模型不存在共线性。由于aop在状态空间模型回归中也不显著*aop回归系数的P值为0.175，且模型回归得到的AIC和SC分别为均大于1.86和2.04，分别大于删除aop后模型回归得到的AIC值1.44和SC值1.62，因此，删除aop后模型更优。，模型删除aop。

表2 模型共线性检验

四、实证结果及分析

为考察科技投入和外资技术溢出对经济增长集约化水平的动态效应，将模型(1)设定为状态空间变参数模型。其量测方程如下：

gintt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+

β4t·indust+β5t·invest+μt

(4)

β1t=α+ι·β1t-1+ν1t

(5)

βit=βit-1+νit

(6)

(5)式则为(4)式中解释变量fdi时变参数的描述，α为截距项，ι为待估参数；(6)式为(4)式中第i(i=2，…，5)个解释变量时变参数的描述；ν为扰动项。

1.协整检验

状态空间模型要求变量平稳且存在协整关系[35]。采用ADF检验法对模型(4)中所有变量进行单位根检验表明，gint、stech、inves不存在单位根，这些变量的一阶差分也是平稳的；fdi、ains、indus变量则存在单位根，fdi的一阶差分在10%显著水平下是平稳的，ains、indus的一阶差分在1%显著水平下是平稳的。因此模型(4)中的所有变量均是同阶平稳序列。

表3 变量的单位根检验

注：检验类型中c为截距，t为时间趋势，l为滞后阶。

表4 Johansen协整检验

进一步运用Johansen协整检验方法检验模型(4)被解释变量与解释变量是否存在协整关系，结果如表所示：迹检验和最大特征根值检验均在1%显著性水平下拒绝没有协整关系的原假设，在15%显著水平下接受存在最多5个协整关系的原假设，即被解释变量gint与5个解释变量存在协整关系，因此上述状态空间模型不会出现伪回归。

2.回归结果

运用卡尔曼滤波算法对模型(4)和模型(5)进行估计。由于Eviews6.0估计状态空间模型的初始结果不稳定，通过反复运用程序得到状态空间模型稳定的估计结果，见下表。从表可知，除了模型(4)的截距项不显著，模型(5)中固定参数α的显著水平为5%，其余固定参数和时变参数的显著水平均为1%。相对于保留urb和aop以及β2、β3、β4、β5状态空间方程其他设定形式而言，对数似然值为最大，如保留aop或保留aop和urb时，对数似然值分别为-27.7和-31.9，小于表中值-20.4；同时AIC和SC的值也是最小的，因此模型设定是合理的。

从图1可以看出，科技投入对我国经济增长集约化水平具有正向作用，但是1979—2011年科技投入的正向作用不断发生变化。1979—1993年科技投入的作用波动较大，其中1979—1986年呈波动上升趋势，系数从0.005上升到1.48，1986—1991年科技投入的作用不断下降，系数从0.99下降到0.47，1991—1993年科技投入提升经济增长集约化水平的作用迅速上升，系数从0.47上升至1.53；1994—2007年科技投入的作用不断下降，系数从1.52下降到0.98；此后科技投入的作用缓慢上升，2011年系数上升至1.1。具体地说，科技投入增长率提高0.1，1979—1986年经济增长集约化水平上升幅度从0.0005提高到0.148；1986—1991年经济增长集约化水平上升幅度从0.099下降到0.047；1991—1993年经济增长集约化水平上升幅度从0.047提高至0.153；1994—2007年经济增长集约化水平上升幅度从0.152下降至0.098；之后，经济增长集约化水平上升幅度提高至0.11。

表5 状态空间模型的估计结果

注：模型(4)和模型(5)没有c2，但是估Eviews6.0计量测方程和状态方程时，模型(4)的程序写为gintt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+β4t·indust+β5t·invest+?[var?=?exp(c2)]；模型(5)的程序可写为β1t=α+ι·β1t-1+[var=exp(c3)]，但是c3的p值为0.6718，且AIC值和SC值分别为1.4924和1.7169，大于删除var=exp(c3)后模型AIC值和SC值。因此，删除var=exp(c3)后模型更优。

外资技术溢出对经济增长集约化水平具有负向作用，外资技术溢出的负向作用具有明显的阶段特征。外资技术溢出的系数在1979—1992年期间波动幅度大，先是从1979年的-0.92下降1982年的-1.7，1983年迅速上升到-0.25，1984年又下降到-1.05，1985年上升到-0.24,1986年开始再次下降，从-0.26下降到1992年的-1.72；1993—2011年系数趋于稳定，约为-1.8。也就是说，外资存量占GDP的比例增加0.1，经济增长集约化水平1979年下降0.092，1982年下降幅度扩大到0.17，1983年下降幅度缩小到0.025，1984年下降幅度又扩大到0.105，1985年下降幅度缩小到0.024，之后，下降幅度再次迅速扩大到1992年的0.172；1993—2001年外资存量占GDP的比例提高0.1，经济增长集约化水平下降0.18左右。

图1 β2和β3的变化趋势

因此，科技投入促进了经济增长集约化水平提高，而外资技术溢出阻碍了经济增长集约化水平提高。科技投入对经济增长集约化的积极作用和外资技术溢出对经济增长集约化水平的阻碍作用随时间变化而不断变化。1979—1993年科技投入对经济增长集约化水平的作用总体上呈波动上升趋势，1994—2007年科技投入对经济增长集约化水平的作用不断下降，2007—2011年科技投入的作用缓慢上升。1979—1992年外资技术溢出对经济增长集约化水平的阻碍作用呈波动状态，1993—2011年外资技术溢出对经济增长集约化水平的阻碍作用没有明显变化。

3.结果解释

科技投入促进经济增长集约化水平提升主要是因为科技投入增加推动了技术进步，提高了技术进步对经济增长的贡献份额。特别是，科技投入增长促进技术进步，致使技术进步对经济增长的贡献份额超过要素投入增长对经济增长的贡献份额，科技投入就显著提高了经济增长集约化水平。科技投入对经济增长集约化水平的作用随时间不断发生变化，可能是科技投入对经济增长集约化水平的作用受制度、研发效率、科技成果产业化、经济发展水平以及产业结构水平等因素的制约。2001—2011年科技投入对经济增长集约化的作用较为稳定，可能与制度环境不断优化、科技成果转化机制不断完善和产业结构日趋合理等因素密切相关。

外资技术溢出阻碍经济增长集约化水平提升的主要原因可能有以下几点：一是外资进入产生的竞争效应，降低了本地企业市场份额，提高了经营成本，降低了企业创新能力，抑制了本地企业技术进步，导致技术进步对经济增长份额下降，经济增长集约化水平下降。二是外资企业良好的工作环境和优厚待遇吸引了内资企业的中高层次人力资本，不仅降低了内资企业技术创新能力，同时也导致内资企业的技术扩散到外资企业，结果导致技术进步对经济增长的贡献份额下降，经济增长集约化水平降低。三是外资进入并没有带来先进技术，以劳动生产率为例来说，我国外资工业企业的生产率明显低于对我国投资的主要国家或地区，如2000年和2003年，英、美、日、韩和香港的劳动生产率是我国外资工业企业的3至9倍*见傅元海的《中国外商直接投资质量问题研究》第52页表3—11，经济科学出版社，2009。，2004年以后外资工业企业生产率与内资企业接近甚至低于内资企业。外资企业没有带来先进技术可能是边际产业转移的结果，也可能是外资企业控制技术的结果。由图2可知，1993—2007年内资工业企业增加值率明显高于外资工业企业和外资高技术企业，大约为外资工业企业1.1倍至1.26倍，是外资高技术企业的1.11倍至1.18倍，因此即使是外资高技术企业也没有带来先进技术，其增加值率与外资工业企业增加值率基本一致。傅元海和王展祥(2011)指出[36]，外资企业常常将涉及核心技术或关键技术的生产环节放在国外，在中国的生产环节更多的是加工、组装或密集使用劳动的工序，同时通过进口包含核心技术或关键技术的中间投入品支持企业在中国的生产。这一点可以从我国利用外资中三来一补的比例较高得到佐证。外资企业增加值率低，不仅直接降低技术进步对我国经济(包含外资经济)增长的贡献份额，而且内资企业可能反向技术扩散到外资企业，阻碍了经济增长集约化水平的提升。与科技投资对经济增长集约化水平的作用不断变化的原因类似，外资技术溢出对经济增长集约化水平的阻碍作用可能受制度、知识产权保护、技术差距、本地企业技术能力等因素的制约，1993—2011年外资技术溢出对经济增长集约化水平的阻碍作用一直

图2 内外资工业企业增加值率比较

较稳定，可能主要是我国制度环境和相关政策等因素较为稳定，这些因素对外资技术溢出影响经济增长集约化水平的作用不显著。

五、结论与建议

促进技术进步是提高经济增长集约化水平的根本途径，科技投资和技术引进是促进技术进步的两条主要路径。虽然已有成果检验科技投资或技术引进对技术进步或经济增长的影响，但是由于经济增长集约化水平与经济增长、全要素生产率的差异，无法从科技投资或技术引进对对经济增长、集约化水平的影响准确判断科技投资、技术引进对经济增长集约化的影响。本文运用状态空间模型检验了1978—2011年科技投资和外资技术溢出对我国经济增长集约化水平的动态效应。结果表明，科技投资增长是促进我国经济增长集约化水平提高的主要因素之一，但是科技投资对经济增长集约化的正向作用随时间不断变化，科技投资增长0.1，1980—1993年经济增长集约化水平提高0.044～0.153，1994—2011年提高0.152～0.098。外资技术溢出却阻碍了经济增长集约化水平上升，外资存量占GDP的比例上升0.1，1979—1992年经济增长集约化水平下降0.092～0.176，1993—2011年下降0.18左右。

实证检验结果具有明确的政策含义：加大科技投资是提高经济增长集约化水平、加快经济增长方式转变的重大战略举措。因为增加科技投入是促进技术进步的主要途径，是改变高投入、低产出传统经济增长方式的根本途径。当前我国经济增长仍然依赖投资拉动，科技投资水平低是重要原因，只有提高科技投资水平才能有效地促进投资驱动经济增长方式向集约型经济增长方式转变。当然，重视科技投入的同时，也要重视研发效率、科技成果的转化和产业化，以提高科技投入促进经济增长方式转变的实效。另外，优化制度环境，加强知识产权保护，积极调整产业结构等等，可以提高科技投入对经济增长方式转变的正向作用。继续坚持通过利用外资引进技术的战略，虽然实证发现外资技术溢出阻碍经济增长集约化水平的提升，但是并不能否定引进技术促进技术进步的作用。引进国外先进技术不仅可以降低技术进步的成本，而且可以极大程度上缩短获得先进技术的时间。利用外资引进技术的关键是采取切实有效的措施鼓励外资企业在中国生产时使用先进技术，如参照西方发达国家规定外资企业在东道国创造新价值的最低比例；或者提高外资企业进口中间投入产品的关税，以提高外资企业进口高技术含量的中间投入产品支持企业在中国生产的成本，促使外资在中国运用先进技术生产；区别对待外资企业不同类型的研发活动，对新产品、新工艺或基础研究的创新性研发给予最优惠政策，对调试型研发、适应本地市场的研发和技术跟踪性研发给予一般优惠政策甚至国民待遇。引进技术要以自主创新为基础，既可以提高本地企业的竞争能力，促使外资企业转移技术；也可以提高吸收能力，促使外资技术加速转移。不断完善市场经济制度和投资环境，加大知识产权保护力度，维护有序的市场竞争秩序，抑制外资技术溢出的负面效应，诱使外资技术溢出的正向效应，促使引进技术对经济增长方式转变产生正面效应。

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