R&D、技术进步与就业_D支出

三、变量选取与测算

（一）变量选取

本文旨在研究R&D活动对就业的影响，所选分析对象是中国经验数据，因此，选择R&D支出指标和就业水平指标，直观探讨两者的关系。

1.R&D支出指标

国内学者对有关R&D投入的研究通常将R&D投入的当期值及其滞后项纳入分析框架，借鉴Griliches（1980）、Coe和Helpman（1995）等人的研究成果，笔者认为技术进步主要取决于前期研发的积累。因此，本文在进行实证分析时，采用R&D资本存量数据（计为rd）。《中国科技统计年鉴》中涉及到研发活动的主要有四组指标：国家财政科技拨款、科技经费筹集额、科技经费内部支出额及R&D经费，本文相应地选取R&D经费作为计算R&D资本存量的基础数据。相关数据如下表所示：

表1 1991-2009年我国R&D经费支出的当期额

亿元

数据来源：中国科技统计年鉴。

2.就业水平指标

就业人员指在16周岁以上，从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人员[③]，由于该指标反映了一定时期内劳动力资源的实际利用情况，因此，本文直接选取就业人员作为就业水平指标（计为jiuye）。具体数据如下所示：

表2 1991-2009年我国就业人数

万人

数据来源：中国统计年鉴。

（二）变量测算

期的R&D存量等于前期所有R&D支出的现值与期资本存量的现值之和，即：

（1）

其中，为期的R&D资本存量，为滞后期，为R&D支出滞后贴现系数，为R&D支出，为R&D资本存量折旧率。借鉴吴延兵（2006）的研究方法，假定平均滞后期为，；则公式相应转化为：

（2）

（3）

由式（3）可知，R&D资本存量主要取决于以下四个变量：为消除价格变化因素的R&D价格指数；当期R&D支出；基期R&D资本存量；折旧率。

I．R&D价格指数：借鉴朱平芳和徐伟民（2003），吴延兵（2006）D支出，谢兰云（2010）等人的研究方法，将R＆D经费投入分为劳务费、原材料费和固定资产投资费三部分，以各部分所占比重为权重，并分别以商品零售价格指数、工业品出厂价格指数及固定资产价格指数为价格指数，以1991年为基期计算我国R&D价格指数，计算公式如下：

（4）

其中，表示R&D价格指数，表示研发支出中各部分所占权重，表示各部分的价格指数；

II．的选取：结合表1所列数据，以1991年为基期，按R&D价格指数平减得到可比数据[④]。

III．基期R＆D资本存量：通过对1991—2009年当年R＆D支出数据的考察，本文选取了固定年均增长率，即，相应地代入公式（３），则基期R＆D资本存量可以表示为：；

IV．折旧率：本文选取目前通用的15%的折旧率论文格式。

根据以上数据处理，计算1991-2009年本文所用相关数据汇总如下表：

表3 R&D支出相关指标及就业水平指标

1991年为基期

为消除直接回归造成的多重共线性，在实证分析中均对个参数进行了对数化处理。

四、实证结果及分析

（一）基于传统观点的中国经验数据检验

为消除序列自相关的存在，避免最小二乘估计的参数估计量失效，首先需要进行序列相关性检验。回归结果如下：

表4 回归结果

估计回归方程残差序列的Ljung-BoxQ统计量，以此检验序列的相关性：

原假设：序列不存在p阶自相关

备选假设：序列存在p阶自相关

图1 残差序列相关图

图中虚线间的区域是正负两倍于估计标准差所形成的，如图所示，一阶自相关系数和偏自相关系数拖尾，且Q统计量前3阶的P值均小于5%，说明在5%的显著性水平下，拒绝原假设，残差序列存在自相关。

表5 LM检验结果

另有LM检验可知，F统计量、统计量在5%的显著水平下拒绝原假设D支出，回归方程的残差序列存在自相关。

由以上分析可知，回归方程的估计结果无效。为消除序列自相关，加入一阶滞后项，经检验依然存在自相关。基于传统观点的分析模式无法解释R&D支出对就业的影响，本文认为造成计量结果出现偏差的原因主要有以下几点：

（1）理论方面：基于新增长理论的研究方法过于强调R&D支出、知识、人力资本等的影响，忽视了劳动、资本等生产基本要素；

（2）实证方面：缺乏对处于技术劣势国家基本情况的考察。

本文以下将结合发展中国家的实际情况对R&D活动与就业之间关系进行理论与实证方面的拓展。

（二）基于技术劣势的分析框架

1．基本观点

（1）R&D活动在资本要素方面的作用主要体现在资本深化及设备多样化，对于处于技术劣势的国家，该效应发挥主要作用；

（2）R&D活动主要是通过溢出效应提升人力资本水平，而对发展中国家而言，由于普遍存在劳动力过剩，企业获得用工成本较低[⑤]，通过深化分工可以弥补人力资本不足的劣势，但同时会在长期内抑制人力资本水平的提升。

（3）后发技术国家倾向于技术模仿[⑥]，对于一个适合技术模仿的制度安排，在R&D资本存量积累到一定程度的情况下，会成为制约技术发展的瓶颈，技术进步、经济发展进入停滞状态。

基于以上观点，本文认为，R&D活动的就业效应呈现S型趋势。从性质上看，R&D活动属于资本密集型，初期，技术落后国家主要处于资本积累阶段，通过R&D活动带来的就业效应影响有限，曲线较为平缓；当R&D存量积累到一定程度，资本深化及设备多样化导致技术落后国家分工得到深化，社会整体就业情况得到改善，且就业弹性逐渐增大D支出，曲线相对陡峭；在制度安排不发生改变的条件，RD活动对就业的促进效应会趋于平缓，如果考虑到如沃森等人所说的“后发经济诅咒”[⑦]，就业水平可能会恶化，曲线向右下方倾斜。

图2 R&D活动的就业效应曲线

2．中国数据的实证检验

基于以上分析并结合实际情况，构建二次方程模型如下：

（5）

由于本文数据已选用了R&D资本存量，因此不再加入滞后项。结合表3所列数据，回归结果如下：

表6 模型回归结果

依据前文所用检验方法，检验序列相关性得：

图3 残差序列相关图

三阶自相关系数与偏自相关系数都分布在虚线之间，且三阶Q统计量在5%的显著性水平下，均接受原假设，不存在自相关。LM检验也显示相同的结果。

表5 LM检验结果

估计方程如下：

T=(12.04581) (8.193465)(-7.257776)

在原有理论分析的基础上，实证研究可以进一步看出，R&D活动对就业的影响是多方面：一方面，R&D活动造成的资本深化在一定程度上对就业产生了替代作用论文格式。另一方面，从技术进步角度看，R&D资本积累间接促进了分工的深化，就业水平得到提升；从资本投入角度看，在直接扩大了R&D人员就业数量同时，通过投资效应，引起了与R&D活动相关的原材料、基建设施等产业的生产规模的扩大，就业情况得到改善。

五、主要结论

本文立足于发展中国家R&D活动特点，从理论上分析了处于技术劣势、劳动力普遍供应过剩情况下R&D活动对就业的影响，并结合中国的经验数据进行了实证分析。主要结论如下：

（1）企业作为研发活动的主体，主动进行R&D活动的动机不强。发展中国家普遍是技术相对落后国家，对发达国家进行技术模仿的空间较大，降低了企业进行研发的积极性；同时在R&D存量达到一定程度的条件下D支出，国家尽管拥有较强的技术实力，一个适合技术模仿的制度安排也会进一步抑制企业R&D投入，制度成为制约技术发展的瓶颈，技术进步、经济发展进入停滞状态，就业情况恶化。

（2）R&D活动主要通过资本深化、设备多样化、分工细化等影响就业。R&D活动所引起的技术进步反映在生产函数中表现为资本利用率的提高。技术劣势国家普遍存在劳动力过剩，企业获取劳动力的价格较低，对于R&D活动带来的资本深化、设备多样化，企业通过深化分工可以尽快地获得短期利润，人力资本投入受到抑制。

（3）中国的经验数据显示，对R&D活动的研究不能仅仅局限在知识生产、人力资本提高等方面。技术进步是经济长期增长的重要推动力，但将其作为生产函数的投入要素还有待研究，古典理论中对于资本和劳动投入的考察仍具有重要的意义，对技术进步的研究也应该与资本投入、劳动投入相联系。由于我国尚处在工业化发展阶段，技术的影响更多地还是体现在资本方面，这也是本文分析R&D活动与就业之间关系的基本指导思路。

参考文献
[①]联合国开发计划署在《2006亚洲太平洋地区人类发展报告》中将就业弹性下降或者经济增长的就业创造能力下降的现象称为“无就业增长”。
[②]在1930年的国际劳工组织报告中，给技术性失业的定义是“技术进步引起的小部分失业，在特定时期，由于技术进步的作用、变化或经济系统自发发展而无法达到（劳动市场）平衡。”。但有许多学者认为，与其他类型失业的概念相比，技术性失业的概念仍相当模糊。
[③]《中国统计年鉴》主要统计指标解释。
[④]一国R&D支出，除本国自身投资外，还包括他国R&D支出通过FDI、国际贸易、技术转让等方式的一处效应，本文将这部分排除在外，主要是借鉴张海洋（2005）的研究成果，由于本国人力资本的限制，降低了对国外RD溢出的吸收能力。
[⑤]既包括企业获取劳动力资源时用于支付员工的工资偏低，同时包括就工制度缺失造成的企业解雇员工相对更加容易。
[⑥]假定发展中国家企业仍存在对发达国家的技术模仿空间。
[⑦]英文是“curse to the late comer”：在没有好的制度的条件下，发展中国家通过对发达国家技术和管理模式的模仿，取得发达国家必须在一定制度下才能取得的成就。特别是落后国家模仿技术比较容易，模仿制度比较困难，因为要改革制度会触犯一些既得利益。落后国家虽然可以在短期内取得非常好的发展，但是会给长期的发展留下许多隐患，甚至长期发展可能失败。
 

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