| 在技术扩散问题上，我国学者立足于技术劣势国家，主要研究了发达国家通过技术转让、FDI等途径实现的扩散效应。沈坤荣等（2001）在Barro生产函数的基础上构建了一个动态化生产函数，通过考察1987-1998年中国29个省市及自治区有关数据，得出FDI是中国经济保持高速增长的重要原因，但受人力资本水平的限制，我国对FDI所带来的技术溢出的吸收能力不足[27]、；张海洋（2005）在控制自主R&D的情况下，研究发现FDI之所以没有带来生产率的增长，主要原因是过低的R&D吸收能力[28]；潘文卿（2003）[29]，李平（2007）[30]等的研究也得出了相似的结论。
近年来，我国学者童光荣、高杰（2004，2005a，2005b，2007）等对政府R&D支出与就业的研究具有一定的启示意义，特别是对政府R&D支出乘数效应、政府R&D支出对企业R&D支出诱导效应等的研究具有创新性。
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活动的研究通常将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）[31]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。因此毕业论文模板，在进行实证分析时，本文采用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。相关数据如表1所示：
表1 1991-2009年我国R&D经费支出的当期额
单位：亿元
|
年份
|
R&D经费
|
年份
|
R&D经费
|
年份
|
R&D经费
|
|
1991
|
159.46
|
1998
|
551.12
|
2005
|
2449.97
|
|
1992
|
198.03
|
1999
|
678.91
|
2006
|
3003.1
|
|
1993
|
248.01
|
2000
|
895.66
|
2007
|
3710.2
|
|
1994
|
306.26
|
2001
|
1042.49
|
2008
|
4616.0
|
|
1995
|
348.69
|
2002
|
1287.64
|
2009
|
5802.1
|
|
1996
|
404.48
|
2003
|
1539.63
|
|
|
1997
|
509.16
|
2004
|
1966.3
|
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[32]，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）。具体数据表2所示：
表2 1991-2009年我国就业人数
单位：万人
|
年份
|
就业人数
|
年份
|
就业人数
|
年份
|
就业人数
|
|
1991
|
65491
|
1998
|
70637
|
2005
|
75825
|
|
1992
|
66152
|
1999
|
71394
|
2006
|
76400
|
|
1993
|
66808
|
2000
|
72085
|
2007
|
76990
|
|
1994
|
67455
|
2001
|
73025
|
2008
|
77480
|
|
1995
|
68065
|
2002
|
73740
|
2009
|
77995
|
|
1996
|
68950
|
2003
|
74432
|
|
|
1997
|
69820
|
2004
|
75200
|
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）[33]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）[34]，吴延兵（2006）[35]，谢兰云（2010）[36]等人的研究方法，将R＆D经费支出分为劳务费、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毕业论文模板， 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[37]。
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。
根据以上数据处理，计算1991-2009年本文所用相关数据汇总如表3：
表3 R&D活动相关指标及就业水平指标
1991年为基期
|
年份
|
就业人数
（万人）
|
R&D存量
（亿元）
|
R&D流量
（亿元）
|
消除价格因素R&D流量（亿元）
|
|
1991
|
65491
|
583.03
|
159.46
|
159.46
|
|
1992
|
66152
|
677.18
|
198.03
|
181.60
|
|
1993
|
66808
|
761.84
|
248.01
|
186.24
|
|
1994
|
67455
|
844.16
|
306.26
|
196.6
|
|
1995
|
68065
|
916.93
|
348.69
|
199.39
|
|
1996
|
68950
|
1002.36
|
404.48
|
222.97
|
|
1997
|
69820
|
1131.13
|
509.16
|
279.13
|
|
1998
|
70637
|
1271.27
|
551.12
|
309.81
|
|
1999
|
71394
|
1469.93
|
678.91
|
389.35
|
|
2000
|
72085
|
1757.24
|
895.66
|
507.8
|
|
2001
|
73025
|
2088.08
|
1042.49
|
594.43
|
|
2002
|
73740
|
2517.59
|
1287.64
|
742.73
|
|
2003
|
74432
|
2012.85
|
1539.63
|
872.9
|
|
2004
|
75200
|
3621.34
|
1966.3
|
1060.42
|
|
2005
|
75825
|
4361.15
|
2449.97
|
1283.01
|
|
2006
|
76400
|
5247.23
|
3003.1
|
1540.25
|
|
2007
|
76990
|
6301.36
|
3710.2
|
1841.22
|
|
2008
|
77480
|
7585.73
|
4616
|
2229.57
|
|
2009
|
77995
|
9171.03
|
5802.1
|
2723.16
|
为消除直接回归造成的多重共线性，在实证分析中均对各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
|
变量
|
系数
|
T统计量
|
P值
|
|
lnrd
|
0.064335
|
17.86117
|
0.0000
|
|
c
|
10.69537
|
389.4922
|
0.0000
|
|
R2：0.949408 A-R2：0.946432 F统计量：319.0212
|
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1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。此外，基于LM检验可知（表5）：F统计量、 统计量在5%的显著水平下均拒绝原假设，回归方程的残差序列存在自相关中国期刊全文数据库。
表5 LM检验结果
|
F统计量
|
7.903060
|
Prob.F(2,15)
|
0.0045
|
|
Obs*R-squared
|
9.748591
|
Prob.Chi-Square(2)
|
0.0076
|
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，回归方程的残差序列存在自相关。
综上可知，自相关性可能导致回归方程的估计结果无效。为消除序列自相关，本文拟加入一阶滞后项，结果显示残差序列仍存在自相关。基于传统观点的分析模式无法解释R&D支出对就业的影响毕业论文模板，本文尝试从以下几点解释造成计量结果出现偏差的原因。
（1）理论方面：基于新增长理论的研究方法过于强调R&D活动、知识、人力资本等的影响，忽视了劳动、资本等生产基本要素；对R&D活动的研究不能仅仅集中在知识生产等方面，将知识生产函数与生产函数并列的理论可靠性有待进一步验证；
（2）实证方面：缺乏对技术落后国家基本情况的考察，忽视了企业作为R&D活动主体，受国家要素禀赋及制度安排等因素影响的实际情况。
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）传统投资导致资本广化，R&D活动加强资本深化。同时，企业进行以产品创新为目的的R&D活动动机不强[38]。就技术落后国家的实际情况而言，R&D活动主要通过资本深化来增强对外来技术的吸收、学习和模仿的能力，通过研发成果直接促进技术进步的效应并不明显[39]。因此，R&D活动的结果主要是提升了企业的资本密集度。
（2）R&D活动的扩散效应[40]提高了人力资本水平，进而导致劳动力市场就业结构发生变化，但人力资本水平的提高对就业总量的影响并不大。由于普遍存在劳动力过剩，用工成本较低[41]，为适应先进设备的需要，技术落后国家的企业倾向于通过深化分工而不是加强人力资本投资进行生产。
（3）技术落后国家倾向于技术模仿[42]，已有的研究均已发现，技术引入国R&D资本存量的增加有助于提高技术吸收能力，经济短期内会获得高速增长，就业水平相应得到提高；但当R&D资本存量积累到一定程度，一个适合技术模仿的制度安排，会成为制约技术发展的瓶颈，持续性的投入会导致研发效率降低，技术发展进入停滞状态，就业形势恶化。
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