一、引言

技术创新是制造业全要素生产率的重要来源，早在20世纪60年代早期就有学者对R&D在经济增长中的作用进行探讨，Minasian(1962)、Mansfield(1965)等学者从计量角度分析发现R&D对全要素生产率有显著正向影响。吴延兵(2008)研究发现制造业的技术创新对制造业全要素生产率有显著促进作用。近年来中国制造业技术创新取得了显著成就，专利申请数量大幅上升，2015年制造业发明专利23.3万件占全部发明专利的94.8%，但关键核心技术外部依赖性高的情况并没有得到根本性改变，大量的关键零部件、系统软件和高端装备基本都依赖进口。例如，中国的芯片长期以来一直依赖进口，根据2013年的统计数据中国80%的芯片都依赖进口，与2012年相比进口额增长了20.5%，已经是中国第一大进口产品。中国基础研究投入不足，严重制约了制造业技术创新能力。2015年中国基础研究比重首次突破5%，仅仅达到发达国家1/4的水平。技术创新能力弱使中国仍处在技术含量低、产品附加值低的“制造—加工—组装”环节。为了应对中国制造业全要素生产率增速下降的严峻问题，亟需提高制造业技术创新水平。

技术创新动力主要是自主创新和国外技术溢出。自主创新能力取决于现有技术水平和企业对创新活动的投入——劳动和资本，所以制造业资源配置的状况对其技术创新有重要影响，如果制造业存在劳动和资本的错配，即劳动和资本的要素边际产出在截面上不相等，那么企业的技术创新活动势必受到影响。Hsieh&Klenow(2009)的研究是资源错配相关研究中影响最大的成果之一，他们提出了以“全要素生产率价值”的离散程度衡量资源配置效率的方法，设定了以价值形式表示的全要素生产率TFPR，将存在资源配置扭曲情况下TFPR与潜在TFPR之间的差距作为资源配置扭曲的表现，他们测算了中国和印度的资源错配情况，结果发现如果中国资源错配能够很好的改善,中国制造业TFP将提高86.6%-115%。从Hsieh&Klenow(2009)开始国内外许多学者都对资源错配和全要素生产率之间的关系进行了分析，如陈永伟、胡伟民(2011)，Kalemli-Ozcan&Sorensen(2012)，Restuccia(2013)，龚关、胡关亮(2013)等。这些学者的研究都得到和Hsieh&Klenow(2009)类似的结论。Oberfield(2013)对 Hsieh&Klenow(2009)的研究进行了一定的扩展，额外测算了中间产品的扭曲。

国外技术溢出方面，大多学者的研究都是以外商直接投资作为国外技术溢出的指代变量，通过引进外资带来先进的生产技术或者先进的管理技术能够促进制造业生产效率提高，推动制造业整体的技术进步。姚洋(1998)，冯跃(2007)，夏业良、程磊(2010)，任毅、丁黄艳(2014)，张彦博、潘培尧(2015)，罗良文、梁圣蓉(2017)等学者的研究都得出国外技术溢出会促进本国技术创新。还有一些学者研究认为由于中国面临的资源、环境问题以及政府规制等会抑制国外技术溢出的效果，使国外技术溢出不能促进本国技术创新甚至会阻碍本国技术创新，持这种观点的学者有 ，Alfaro(2004,2009)，蒋殿春、张 宇(2008)，张中元 、赵国庆(2012)，景维民、张璐(2014)等

通过对国内外学者相关研究的梳理不难发现，资源错配研究大都集中于错配对制造业全要素生产率的扭曲方面，通过测算估计改善扭曲带来的全要素生产率的增长，而针对资源错配程度对制造业技术创新的影响很少有学者涉及。技术引进方面，学者们都认可国外技术溢出会对本国的技术创新造成影响，至于影响的程度和方向取决于具体的经济、政治、生态环境，但是从外资配置方面来分析其技术溢出效应的研究尚在少数。本文研究的目的就是想从资源配置的角度，从新技术的产生过程而非结果方向，从技术创新的主要来源自主创新和国外技术溢出方面，研究中国制造业技术创新问题。

近年来，随着家政服务需求不断增多，家政服务业发展迅猛，逐渐成为解决妇女就业的有效途径。通化市妇联将以实施“通化五姐”项目为载体，把家政服务技能培训作为提升城乡妇女就业技能的重点，促进妇女姐妹实现更高质量就业。

二、模型构建

（一）理论模型构建

1、封闭经济环境下。假设垄断竞争市场中有多种产业，每种产业包含M个行业，产业的产出Y是M个行业的产出Yi的CES加总，即：

产业价格P（产业产出Y为计价物，所以p=1）：

其中下标i表示行业，t表示时间；指新技术；F表示外资；τL指引起劳动资源边际产出变化的扭曲；τK指引起资本边际产出变化的扭曲；Y表示行业产出，根据前文分析行业产出和产业产出都对行业技术创新有影响，所以将产出因素作为控制变量引入回归模型，同时引入行业产出和产业产出会导致多重共线性问题，此处仅引入各行业产出作为控制变量。

lnY=βTX (23)

根据 P.Romer(1990)，Grossman&Helpman(1991)等人建立的研发与增长模型，在连续时间内，构建包含产品生产部门和研发部门两个部门的内生增长模型。模型中包含四个变量：劳动（L）、资本（K）、技术（A）和产出（Y）。 劳动力中有 aL的比例用于研发部门，资本中有aK的比例用于研发部门。在生产部门中，行业i采用资本(1-aK)Ki和劳动(1-aL)Li作为投入，同时由于技术是非竞争性的（即在一种场合使用并不会导致他们无法用于其他场合），因此两个部门使用全部知识存量A。则行业生产函数为：

研发部门新技术的生产取决与用于研究的资本和劳动的数量以及技术水平：

其中B为转换参数，θ为现有技术水平对研发成功率的影响。

假定行业i以固定利率R使用资本和固定工资ω雇佣劳动，此时行业i面临利润最大化问题为：

①内源性融资不足。我国中小企业普遍缺乏良好的自我积累机制，缺乏长期经营理念，没有建立完善的融资管理机制，不注重自身积累造血功能，内部积累的资金远远不能满足企业生产经营和发展的需要。

构建拉格朗日函数求解利润最大化的一阶条件可得：

俗话说，噱在头，蹩在脚。譬如，某君被人踩了一脚，这种事，最好不开口，否则，真理往往溜向对方。有位先生坐公交车回家，上车后看到尾部宽敞，便从人缝中往后挤。由于车晃动得厉害，此先生伸了三次腿才挤过去。谁知刚站稳，一位女士就指着他的鼻子大骂：“你故意踩了我三次了，哼，不正经，要占我便宜是吧？”先生赶紧道歉，可对方仍大骂不止。先生强忍着怒气向对方道歉：“对不起，我错了，向你赔罪……”没想到，该女子竟变本加厉地谩骂……可见，脚下“无德”的时候，可能引得无素质者口中无德。

其中，Rit、Ri(t－1)分别表示行业 i第 t和 t－1 年的 R&D经费内部支出存量。δ为资本折旧率，根据多数研究的普遍做法设定δ=15%。Iit表示行业i第t年R&D经费内部支出，参照朱平芳、徐伟民（2003）的做法用科研支出价格指数对R&D经费内部支出做可比价处理②，基期为2000年。2005年R&D经费内部支出存量Ri2005的计算公式如下：

从公式可知，包含生产部门和研发部门的行业i中，新技术的产生受现有技术水平（Ai(t)）、行业产出（Yi(t)）、产业总产出（Y(t)）、劳动力中用于研发的比例（aL）、资本中用于研发的比例（aK）、劳动错配（1+τLit）和资本错配（1+τKit）的影响，其中产出、劳动力中用于研发的比例和资本中用于研发的比例与技术创新是正相关的，新技术的生产与生产部门生产一样，研发要素投入增多，无论新技术生产式规模报酬递减、不变或者递增，产出都会增多。现有技术水平对新技术生产的影响不明确，参数θ刻画了现有知识存量对研发成功率的影响，这种影响可能是双向的，一种可能是行业基由过去研发中得到的创意和技巧能够更有效率地取得新发现；另一种可能则是，越简单的技术发现越早，随着时间的推移，技术储备不断增加，取得新的发现会愈发困难。所以现有技术水平对技术进步的影响是不明确的。劳动力错配和资本错配对新技术的生产有负向影响，资源错配使行业要素边际产出偏离了资源有效配制时的状态，扭曲了要素价格，挤压了行业利润，抑制行业技术创新。行业产出和产业加总产出对技术创新的影响是正向的，更多的产出能够有利支撑技术创新，而技术创新反过来又能促进产出更高效。

2、开放经济环境下。根据前文对技术溢出相关研究的梳理可知：其一，外资对我国制造业企业的技术创新行为有重要影响，在进行制造业技术创新的相关研究时需要考虑外资因素。其二，外资以不同的方式影响东道国的技术创新。外资可能“携带”先进技术，跨国公司通过技术转让的方式促进东道国技术创新，外资也可能作为创新资源进入东道国技术创新过程。基于这两点启示对前文理论模型进行扩展引入外资因素F以反映技术溢出，并假定aF比例的外资投入研发部门，其他假设条件不变。行业i生产部门的生产函数由公式变为：

研发部门新技术生产函数变为：

其中B为转换参数，θ为现有技术水平对研发成功率的影响。

本文首先在Hsieh&Klenow（2009）资源错配相关研究的基础上，与包含研发部门的内生增长模型相结合，分析了开放经济条件下资源错配对制造业技术创新的影响机制。其次利用2000-2015年行业层面的宏观数据，对制造业各行业资源错配的程度进行了测量，并分析了资源错配对制造业技术创新的影响程度，结论显示：

假设行业i以固定价格使用外资，此时行业i面临的利润最大化决策为：

其中求解利润最大化一阶条件得：

结合公式(12)、(14)和(15)得：

其中C=B从公式(16)可知，引入技术溢出项后新技术的产生受现有技术水平（Ai(t)）、劳动力中用于研发的比例（aL）、资本中用于研发的比例（aK）、外资中用于研发得比例（aF）、外资投入（Fi(t)）、劳动错配（1+τLit）和资本错配（1+τKit）的影响，其中劳动力中用于研发的比比例、资本中用于研发的比例、外资中用于研发的比例和外资投入与技术创新是正相关的，新技术的生产与生产部门生产一样，研发要素投入增多，无论新技术生产式规模报酬递减、不变或者递增，产出都会增多。现有技术水平对新技术生产的影响不明确，参数θ刻画了现有知识存量对研发成功率的影响，这种影响可能式双向的，一种可能行业基由过去研发中得到的创意和技巧能够更有效率地取得新发现；另一种可能则是，越简单的技术发现越早，随着时间的推移，技术储备不断增加，取得新的发现会愈发困难，所以现有技术水平对技术进步的影响是不明确的。劳动力错配和资本错配对技术创新有显著负向影响，与前文分析并无太大出入。

（二）回归模型构建

结合公式(10)和(16)建立如下计量模型：

消费者效用最大化时：

对于输变电工程来讲，成本管理贯穿前期的准备阶段，具体的施工过程，以及施工后的工资结算。而在此过程中，成本管理工作最重要的是依赖于专业人员的核算，但是绝不仅仅只是企业财务人员的事情，参与项目的每一个员工都应该作为企业价值的直接创造者，都应该努力在自己的施工岗位上做好本职工作以便于保质保量完成工程，降低成本。

在当今世界政坛群星之中，拉加德绝对是极其独特的存在：她是国际货币基金组织历史上的第一位女总裁，上任前却饱受争议，但凭借多种因素成功连任；她曾被讥讽为“失言部长”，后来却成为法国近代以来任职时间最长的财政部长；她是地道的法国人，学业却在美国完成，更曾在美国工作了几十年，思维方式严重“美国化”。

三、变量设计与数据处理

（一）变量设计

1、被解释变量。与研发与增长模型中新技术或新知识比较接近的指标是企业专利申请数，但专利申请数并不能完全反映制造业技术创新状况，为了全面反映制造业技术创新选定制造业技术创新能力作为被解释变量

R.A.Burgelman(1996)从战略管理角度将企业技术创新能力定义为包含资源的利用及分配、对行业发展和技术发展的理解、企业结构和企业文化、企业战略管理在内的综合能力。这一定义虽稍显笼统，但也揭示了企业技术创新并非只有研发，还需要综合考虑市场运行、资源配置等多种因素。魏江、寒午（1998）对创新能力有更详细的定义，他们认为狭义的创新能力指企业技术创新能力，广义的创新能力应该包括企业的管理创新、制度创新、技术创新、组织创新等不同要素创新能力的总和。评价企业技术创新仅考虑技术研发环节是不够的，从技术研发到成果转化再到获得收益，这相互“串联”的多个环节才是企业创新活动的全部，根据本文研究目的并借鉴相关研究本节定义企业技术创新能力指企业研究开发、技术转化、产品实现、产生收益多个环节的能力的综合，参考罗良文、梁圣蓉(2017)的做法定义研究开发为新技术研发阶段，技术转化、产品实现和产生收益为新技术成果转化阶段，建立制造业技术创新能力评价指标体系。

新技术研发阶段主要考察企业研发部门的研发效率，企业研发部门进行研发活动主要有两种形式R&D相关活动和新产品开发，所以新技术研发阶段选取R&D人员数量和R&D经费内部支出作为R&D活动的投入；选取新产品开发经费支出作为新产品开发活动的投入；选取专利申请数和新产品开发项目数作为研发产出，建立新技术研发能力的评价体系。

新技术成果转化阶段考察企业消化吸收新技术的能力和研发成果产品化的能力，这一阶段涉及企业研发和生产两个部门，所以将第一阶段的研发效率作为新技术成果转化的投入，以反映研发部门对成果转化的影响；选取引进技术经费支出、消化吸收经费支出、购买境内技术经费支出、技术改造经费支出4个指标作为企业消化吸收新技术的投入；选取新产品销售收入和主营业务收入作为新技术成果转化的产出，建立新技术成果转化能力的评价体系。制造业技术创新能力评价指标体系见表1。

表1 制造业技术创新能力评价指标体系

注：数据来源于本文整理

技术创新能力阶段新技术研发阶段新技术成果转化阶段类别研发投入研发产出消化吸收新技术投入成果转化产出指标X1:R&D经费内部支出X2:R&D人员数X3:新产品开发经费支出X4:专利申请数X5:新产品开发项目X6:引进技术经费支出、消化吸收经费支出、购买境内技术经费支出、技术改造经费支出之和X7:新产品销售收入X8:主营业务收入

2、核心解释变量。本章分析资源错配对制造业技术创新的影响，所以核心解释变量是劳动错配和资本错配，结合理论模型推导，选取劳动扭曲和资本扭曲作为资源错配的指代变量①。

其中，a1n、a1n指行业劳动产出弹性和资本产出弹性；Pi(t)Yi(t)指行业i在t时刻的产出；σ是不同行业产品的替代弹性；R为资本使用成本；Li(t)指行业i在t时间的劳动要素投入，Ki(t)指行业i或地区D在t时间的资本要素投入。

3、其他变量。指现有技术水平，根据P.Romer(1990)、Grossman&Helpman(1991)等人的设定，此处的指狭义的技术水平而非全要素生产率，所以选取技术创新滞后一期即(t-1)指代；F指外资，选取外商和港澳台投资制造业企业固定资产合计指标指代；Y指行业产出，选取制造业行业工业销售收入指标指代；aL、aK、aF分别指劳动中用于研发的比例、资本中用于研发的比例和外资中用于研发的比率，aL=R&D人员数/全部从业人员，aK=R&D经费内部支出存量/固定资产合计（不包含外商和港澳台商投资企业），aF=外商和港澳台商投资企业R&D经费内部支出存量/外商和港澳台商投资企业固定资产合计。

（二）数据处理

本章使用2005-2015年中国规模以上制造业企业27个行业规模以上工业企业的面板数据，原始数据主要来自《中国工业统计年鉴》、《工业企业科技活动统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》，其中2004年制造业行业数据来自《中国经济普查年鉴2004》。所有原始利用相应的价格指数以2000年为基期进行可比价处理，工业销售总值以工业出厂品价格指数平减，固定资本合计以固定资本投资价格指数平减，工人平均工资以消费者价格指数平减。

为了测算制造业分年度分行业的产出弹性，本章采用27个制造业行业的超对数生产函数进行测算，计量模型如下：

从专利申请情况的回归结果看，主要解释变量和其他变量系数的显著性和符号与技术创新能力回归结果相同，表明本章进行的回归分析是稳健的。不同的是制造业劳动力错配对专利申请的负面影响大于资本错配，分析原因可能是：专利申请和技术创新能力的性质不同，专利申请是指企业在报告年度内向专利行政部门提出发明专利申请并被受理的件数，是成果性的技术创新。成果性的技术创新并非资源集聚就能达成的，更多是取决于整个社会的知识存量、行业的技术层次、市场的需要等，一方面劳动投入增对并不一定导致专利申请的提升，另一方面劳动错配导致劳动边际产出提高，使专利研究投入成本提高，更不利于专利申请。两次回归分析都表明，资源错配对制造业的技术创新的负面影响较大。

采用超越对数生产函数的进行估计的优点在于估计结果随时间和行业（地区）的不同发生变化，更能反映行业（地区）特征，但缺点也是明显的，直接采用超对数生产函数进行估计会存在严重的多重共线性问题，得出的结果并不可信。为了消除多重共线性本节采用主成分分析的方法，首先对数据进行降维处理，之后利用提取出来的主成分进行回归分析。主成分分析虽然会损失一部分信息，但对原始数据的解释程度在90%以上，因此回归结果相对可信。

将（20）转化为矩阵形式：

整理可得：

提取公因子后得到得回归方程为：

③阴极保护系统失效。由于人为因素、意外或施工等原因会造成阴极保护系统的物理性破坏，使得阴极保护系统失散，常见的情况有：新建立的牺牲阳极系统、阴极系统，其中有一个系统未设置，使阴极保护不能运行；阴极保护系统设置不正确，未能提供足够的保护电流；阴极保护系统部件遭到破坏，一个或多个部件失效；阴极保护系统部件失效，有20%以上的时间未运行；施工单位未按设计要求施工或擅自修改设计施工。

其中，Z1、Z2是对9个变量主成分分析提取的两个主成分，γ1,γ2是以 Z1、Z2为解释变量、lnY 为被解释变量进行面板回归分析得出的系数， 是旋转后的因子载荷矩阵，β'T指经过主成分分析调整后得到的原有自变量的估计系数。

行业i的产出根据统计指标的变化，最终选取《中国工业统计年鉴》和《中国经济普查年鉴2004》中制造业各行业规模以上工业企业工业销售产值指代。行业生产中的劳动力投入L以《中国工业统计年鉴》和《中国经济普查年鉴2004》中的全部从业人员年均数指代，使用全部从业人员而非职工数，主要因为中国有大部分的隐形就业人口，这些人口并不包含在职工数内，为了更准确地表示劳动力投入情况，故选择全部从业人员指标。行业生产中的资本投入K以《中国工业统计年鉴》中的固定资合计表示，固定资产合计指企业为生产商品、提供劳务、出租或经营管理而持有的，使用寿命超过一个会计年度的有形资产，能够全面反映固定资产现状。外资F以《中国工业统计年鉴》中外商和港澳台商投资企业的固定资产合计表示。

劳动使用成本ω根据《中国劳动统计年鉴》各行业就业人员平均工资加权平均得出。资本使用成本R，参照Hsieh&Klenow(2009)的做法，本文设定资本使用成本R为0.1（包含5%的利率和5%的折旧）。σ是不同行业产品的替代弹性，参照Broda&Weinstein(2006)的做法，竞争性制造业的产品替代弹性一般在3-10之间，为了得到一个较为保守的估算结果，本文将产品替代弹性σ设定为3。

研发部门劳动力占比aL指R&D人员占全部从业人员的比例，以R&D人员数与劳动力投入L的比值表示。研发部门资本占比aK以不包括外商和港澳台商投资企业的R&D经费内部支出存量与资本投入K1的比值表示。外资中研发资本占比aF以外商与港澳台商投资企业R&D经费内部支出存量与资本投入K2的比值表示。R&D相关数据来自《工业企业科技活动统计年鉴》，资本投入K1和K2以《中国工业统计年鉴》中制造业各行相对应的固定资产合计表示。

R&D经费内部支出存量的计算方法参照吴延兵（2006）的做法：

由式(8)和(9)可知，随着资源扭曲程度上升，企业要素投入量下降，将(8)和(9)代入(6)可得新技术的生产：

其中，gi为各行业R&D经费内部支出2000-2015年间的算术平均增长率，使用平均增长率目的是消除因宏观经济或政策变化而导致的R&D支出的大幅波动。新产品开发经费以同样的方法进行处理，计算新产品开发经费存量。经过处理和计算后主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

注：数据来自《工业企业科技活动统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》

变量1+τLit 1+τKit Fit Yit aLit aKit aFit X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8定义劳动扭曲资本扭曲外商和港澳台商投资企业固定资产合计(亿元)工业销售产值(亿元)R&D人员数/全部从业人员数(%)R&D经费内部支出存量/行业固定资产合计(不包含外资企业，%)R&D经费内部支出存量/行业固定资产合计(仅外资企业，%)R&D经费内部支出(亿元)R&D人员数(万人)新产品开发经费支出(亿元)专利申请数(件)新产品开发项目数(项)技术消化吸收支出(亿元)新产品销售收入(亿元)主营业务收入(亿元)观测值297 297 297 297 297 297 286③297 297 297 297 297 297 297 297均值9.97 8.64 1471.89 19432.91 2.28 4.11 6.39 477.08 7.34 576.91 10930.20 7788.81 950.58 2916.07 17032.53标准差3.40 3.09 1583.46 20148.82 1.90 3.39 5.85 742.07 9.87 918.13 18406.34 10293.53 2399.69 5635.72 20723.16最小值3.16 3.47 0.78 1354.46 0.10 0.15 0.14 3.36 0.11 4.96 100 145 4.39 46.28 472.87最大值20.38 19.20 8532.36 129564.53 8.81 15.03 33.85 4570.24 51.87 6100.82 103504 45860 18383.29 43469.07 129759.13

四、实证分析

（一）制造业技术创新能力的测度结果

根据前文建立的制造业技术创新能力评价体系，利用SPSS22.0进行因子分析得出制造业各行业技术创新能力得分，结果见表3。

表3 部分制造业行业技术创新能力测度结果

注：数据来源于本文整理

低端技术中端技术高端技术行业代码13 14 15 25 30 31 27 38 39 2005 2.08 2.04 2.13 2.31 2.26 4.19 2.42 3.47 5.43 2.54 2006 2.12 2.09 2.14 2.26 2.27 4.14 2.43 3.46 5.53 2.56 2009 2.14 2.07 2.14 2.20 2.30 4.12 2.48 3.67 5.33 2.57 2010 2.15 2.08 2.13 2.21 2.30 4.07 2.49 3.77 5.30 2.58 2014 2.27 2.05 2.04 2.12 2.47 3.85 2.61 3.99 5.11 2.60 2015 2.29 2.06 2.03 2.13 2.49 3.74 2.63 4.01 5.14 2.61制造业平均

总体看我国制造业技术创新能力波动上升，由2005年的2.54上升至2015年的2.61，提升约2.52%，制造业技术创新能力总体保持上升态势，印证了我国制造业创新能力显著增长的分析；2008年、2011年整体技术创新能力有明显下降，2007年-2008年平均增速-0.1%，2010-2011年平均增速-0.42%，分析认为受2008年金融危机的影响，内需不足出口乏力影响了制造业最终产出，直接影响了技术创新的资源投入，导致2008年技术创新能力出现下降的情况，2008年后受政府应对金融危机的一揽子计划的影响，制造业发展状况短暂回暖，但制造业发展乏力的根本状况并未改变；2011年我国贸易顺差显著收窄，突显了世界经济整体下行态势，我国制造业不可避免受到影响，发展的乏力也降低了企业创新资源投入的意愿和能力，技术创新能力再次出现下降。技术创新能力增加较为强劲的阶段出现在2010年、2014年、2015年，2010年正处在政府调控强刺激阶段，创新投入增多；2014年和2015年的提升得益于政府对创新活动的大力引导，2014年在“大众创业，万众创新”号召下，社会创新资源投入增多，各种新产业、新模式、新业态不断涌现，有效激发了社会活力，释放了巨大创造力，有利促进了制造业技术创新能力的增强。

分行业看，技术创新能力排名前5的行业比较稳定，分别是通信设备、计算机及其他电子设备制造业，交通运输设备制造业，黑色金属冶炼及压延加工业，电气机械及器材制造业，通用设备制造业（化学原料及化学制品制造业），其中高端技术制造业占据多数。2005年高端技术制造业平均创新能力为3.16，是中端技术制造业的1.18倍、低端技术制造业的1.54倍，2015年比值增大为1.28和1.66，表明高、中、低端技术制造业技术创新能力的差距在拉大，受到产能过剩的影响中端技术制造业平均技术创新能力连续下降，同样受到内需不足外需乏力的影响低端技术制造业的创新能力也呈现持续下降态势，制造业整体技术创新能力增强得益于高端技术制造业创新能力的显著增强，高端技术制造业创新能力增强的动力一方面来源于高端技术制造业的行业特性，高端技术制造业各行业属于技术密集型行业，具有高技术含量和高附加值，进行创新活动的意愿最强，另一方面制造业的低迷突显出高端技术制造业较强的竞争优势，加之政府对高端技术制造业的扶持，高端技术制造业成为资本追逐的热点行业。高、中、低端技术制造业技术创新能力差距的拉大降低了制造业平均技术创新能力的提升速度，表明行业间非均衡发展对整体发展效率有负向影响。

石柱县财政局谭文会副局长告诉记者，扶贫基金对于发展实体经济、助推全县产业发展、建立脱贫攻坚长效机制具有积极作用。企业通过实施基金项目，既扩大了生产经营规模，提高了产能，提升了经济效益，同时也实现了较好的扶贫带动效应，实现了重点贫困户的增产增收。

（二）资源错配与制造业技术创新的回归分析

本节按照前文建立的回归模型，运用SYS-GMM估计方法对制造业行业资源错配的技术创新影响效应进行回归分析。与面板OLS估计相比SYS-GMM方法可以很好的解决变量间内生性问题，估计结果更准确。本节选用stata14.0软件进行分析。经过平稳性分析所选变量均为平稳序列，经过协整检验面板数据存在协整关系，符合进行回归分析的要求单位根检验和协整检验结果见表4。

表4 单位根检验和协整检验结果

注：⑴（C,T）代表单位根检验方程中的常数项和时间趋势项，0表示无常数项或者无时间趋势项；⑵***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著

lnAi(t)lnFit lnYit ln(1+τLit)ln(1+τKit)lnaLit lnaKit lnaFit检验形式（C,0）（C,0）（C,0）（C,0）（C,0）（C,T）（C,T）（C,0）LLC-8.57***-6.29***-5.45***-5.12***-5.84***-11.27***-7.17***-2.69***Im-Pesaran-Skin-1.6**-2.64***-1.94**-2.38***-2.78***-1.66**-0.03-1.71**Fisher-ADF 66.7*82.38***70.42**79.47***91.15***85.03***58.75 74.23**Fisher-pp 101.04***143.58***110.11***177.61***125.83***88.89***101.96***109.57***结论平稳平稳平稳平稳平稳平稳平稳平稳协整检验检验方式 T统计量 Prob. 结论KAO -9.99 0.00 存在协整关系

表5是制造业动态面板的估计结果，从Arellano-Bond test的结果看AR（1）和AR（2）都通过了误差项序列自相关的检验；从Sargan test的结果看选取的工具变量是有效的，不存在过度识别问题。

表5 动态面板回归结果

注：括号中数值为P值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著

被解释变量lnA(t)核心解释变量-0.425***(0.000)-0.302***(0.008)其他解释变量0.520***(0.000)0.058(0.401)0.344**(0.003)0.221**(0.033)0.084*(0.075)0.341***(0.000)-0.335(0.305)-3.22(0.001)0.96(0.338)78.90(0.357)260 Ln(1+τLit)Ln(1+τKit)lnYit lnFit lnaLit lnaKit lnaFit lnAi(t-1)Cons AR(1)AR(2)Sargan test Obs

资源扭曲对制造业技术创新能力的影响显著为负，说明制造业资源扭曲的存在使行业技术创新能力受损，资源扭曲使企业面临的要素价格发生改变，导致要素价格高于不存在错配时的情况，存在扭曲的企业将面临更高的要素价格增加了企业生产和研发的成本，降低了企业创新资源投入，削弱企业创新能力。劳动扭曲每提高1%导致行业技术创新能力下降0.425%，资本扭曲每提高1%导致行业技术创新能力下降0.302%。劳动扭曲影响较大，表明现阶段劳动成本上升是制约我国制造业技术创新的重要因素，根据中国信息化百人会与德勤联合发布的报告，中国劳动力成本自2005年以来的十年间上升了五倍，严重制约了中国全球制造业竞争力的提升，劳动成本的提高会进一步挤压企业利润空间，通过技术创新能够有效缓解劳动成本上升的压力，但技术创新的高成本并非每个企业都能承受的，这就陷入了进退两难的境地，一种偏激的说法认为企业创新是跳入深渊，不创新是滑向深渊，而改善劳动错配无疑为这种两难境地提供了新的选择，通过改善劳动错配既不需要增加新的劳动投入又降低了劳动成本，对企业的发展和创新都有极大促进作用。资本扭曲对行业技术创新同样有重要影响，根据清华大学经管学院中国金融研究中心发布的《中国社会融资环境报告》，中国社会融资企业融资成本为7.16%，越来越高的融资成本使企业融资困难，尤其对中小企业而言企业利润甚至不足以支付资金的利息，资本成本高涨严重影响企业技术创新能力的提升，改善资本错配能够缓解资本成本上升压力。

现有技术水平指标ln(t-1)的系数显著为正，表明中国制造业技术水平还处在“基由过去研发中得到的创意和技巧能够更有效率地取得新发现”的阶段，尚未进入“随着时间的推移，技术储备不断增加，取得新的发现会愈发困难”的时期，这与本章对我国制造业技术创新的现状分析一致，此时加大技术创新的要素投入取得技术创新的可能性更大。劳动力和资本中用于研发的比例lnaLit和lnaKit的系数都显著为正，研发劳动占比每提升1个百分点能够促进行业技术创造能力提高0.344%，研发资本占比每提升1个百分点技术创造能力提高0.221%，表明用于技术创新的要素投入越多，技术创新的成果也会越多，这也印证了目前制造业还处在技术水平的上升期。行业产出变量lnYit的系数也显著为正，其影响是所有变量中最大的，行业产出每提升1%技术创新能力提高0.52%，这说明技术创新的基石还在于经济的健康发展，更多的产出意味着更高的经济激励，企业有更大的意愿进行创新活动，而技术创新反过来又能促进产出更高效，这样企业才能实现可持续发展。

外资中用于研发的比例lnaFit对技术创新能力的影响显著为正，外资中用于研发的资本每提升1个百分点，技术创新能力提高0.084%，表明外资对我国制造业技术创新有促进作用但作用并不高，这也印证了前文关于我国制造业技术创新越来越多靠自主创新而非技术引进。对技术创新的促进可能有两种不同的原因，一是外资带来了更先进的管理技术、研发流程、更新的技术知识等，正如一些学者进行的相关研究得出的结论那样，外资的技术溢出效应对中国的技术创新有促进作用；二是外资和其他资本一样，都是以要素投入的角色进入技术创新过程，中国制造业正处在技术创新的上升阶段，加大要素投入促进技术创新也在情理之中。外资项对技术创新的影响并不显著，与理论模型推导结果不同，但与多数学者的研究结论相仿，外资技术溢出虽然能够带来先进技术，但由于国际社会对中国的技术封锁、企业间的技术壁垒等，技术溢出带来的更多的只是管理方面的新理念，真正涉及核心的关键技术并未通过外资进入我国，外资对我国制造业技术创新并未产生显著促进作用，同时还表明lnaFit对制造业技术创新的促进作用更多的是第二个原因。对外资项的相关分析表明，想依靠外来力量获得真正意义的技术创新是不可能的，只有努力提高自我创新能力才能长期持久地促进技术创新能力的提升。

（三）稳健性检验

为了验证回归分析的稳健性，以专利申请数作为被解释变量进行回归分析，同样采用SYS-GMM估计方法，回归结果见表6。

在创新型国家战略指引下，我国各级政府和各类高校对创新创业教育的扶持力度不断增强，高校社会创业教育生态不断优化。但我国高校社会创业教育还存在一些亟待解决的问题，具体表现在以下几个方面。

表6 专利申请数回归结果

注：括号中数值为P值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著

被解释变量lnp核心解释变量-1.094***(0.000)-0.615**(0.014)其他解释变量0.840***(0.000)-0.006(0.960)0.245*(0.072)0.527***(0.003)0.190**(0.025)0.181**(0.049)-0.547(0.567)-3.18(0.001)-0.81(0.418)56.02(1.000)260 Ln(1+τLit)Ln(1+τKit)lnYit lnFit lnaLit lnaKit lnaFit lnAi(t-1)Cons AR(1)AR(2)Sargan test Obs

求导可得劳动和资本产出弹性计算公式：

五、结论与启示

该试验参考了JGJ 52-2006中关于“人工砂及混合砂中石粉含量试验（亚甲蓝法）”的相关试验内容。MB值检测的试验原理是向集料与水搅拌制成的悬浊液中不断如入亚甲蓝溶液，每加入一定量的亚甲蓝溶液后，亚甲蓝被细集料中的多孔物质所吸附，用玻璃棒沾取少许悬浊液滴到滤纸上观察是否有游离的亚甲蓝放射出的浅蓝色色晕，判断集料对染料溶液的吸附情况。

第一，制造业整体存在较严重的资源错配。制造业资源错配中劳动错配程度高于资本错配程度。依据黄桂田(2009)的研究，中国制造业各行业在1997年及之前都是劳动密集型产业，1998年开始一些行业逐渐转为非劳动密集型行业，劳动集聚是制造业的特征，所以劳动的错配相对资本更高。产业发展初期要素集聚是有利于整个产业的发展的，但中国制造业已经走过了要素集聚推动发展的阶段，尤其是2008年金融危机之后，全球经济下行，国内一些行业产能过剩，内外双重压力更是不利于制造业发展。从文中测量结果看，在考虑了统计口径带来数据波动的前提下，样本区间内中国制造业各行业的全要素生产率略有下降。全要素生产率一直是衡量一国技术水平的重要指标之一，制造业各行业全要素生产率的变化趋势反映出中国制造业技术水平较低，技术驱动发展的能力较弱。资源错配与全要素生产率低迷同时存在更证实了制造业继续依靠要素投入的发展道路是不可取的，需要不断提高自我创新能力，由要素驱动转向创新驱动。

第二，资源错配对技术创新的影响显著为负。理论推导和实证验证都表明制造业资源错配对技术创新有显著的负作用，资源错配表现为生产要素的不正常集聚，这种不正常集聚既会对产业总体甚至整个经济系统造成负面影响，又会削弱产业技术创新的能力。要素集聚使要素价格低于市场平均水平看似能够降低生产经营成本，其实无异于杀鸡取卵。

（6）管理功能薄弱。多数平台把重点放在实验项目的虚拟仿真技术上，而对仿真实验平台的管理功能研发投入精力较少，导致管理功能较弱。学生的实验预习、预约、操作、记录、书写报告、提交成果，教师的实时审批、监管、指导、批阅等各环节都应在仿真平台中实时进行，平台不仅要有仿真试验功能，更应具有实验全过程实时管理功能，这样才能更好的提高实验教学质量。

第三，国外技术溢出对制造业技术创新影响不显著，但用于研发的外国资本显著促进了制造业技术创新。与前文提到的观点类似，本文也得出国外技术溢出并未明显促进国内技术提升的结论，说明依靠外资或者依靠国外技术促进国内技术实现真正的进步是不现实的。从用于研发的外国资本促进制造业技术创新可知，只有不断加强自我创新能力才能从根本上解决中国制造业技术水平低的问题。

第四，制造业技术创新投入不足。资源错配对技术创新有负面影响，而用于研发的劳动力、资本和外国资本却又促进制造业技术创新。这看似矛盾的结论其实恰恰说明制造业技术创新投入的不足，制造业的资源错配的确使要素集聚，但集聚来的要素都廉价地投入到生产部门，研发部门投入与生产投入相比都是以千分之几计算的，虽然创新并不代表技术的跨越升级，但是没有创新技术一定不可能进步。

高校对大学生进行思想政治教育时应改革教育方式，在制定教育目标时应将中国传统文化融入进去，将原有教育体系进行改革，专门修订思想政治教育教材，将中国传统文化内容进入到其中，丰富思想政治教育内容。并在教育时借助多媒体对大学生传授思想政治教育知识，提升大学生对思想政治学习兴趣，以此提升中国传统文化影响力，培养大学生民族意识。

与地志相比，陆游感悟式的概括虽非推理性论证，却有着诗人的亲历亲证与直观领悟；其艺术性的描绘虽非绘图般真实，却优雅地传达出山水的姿态、物产的美感、习俗的特性、史迹的遗存，令人感同身受；其情绪化、个性化的书写让人在地域文化书写中时时看得到陆游的多种形象与精神风貌。

综上所述，本文认为：首先，减少要素流通障碍，健全要素市场价格机制，使要素价格能真实反应要素配置的情况，更好的发挥市场对要素的配置作用，优化制造业行业间的要素配置。其次，增加技术创新的要素投入，既包括劳动、资本等实体要素，也包括政策等软要素，“软硬兼施”提高制造业技术创新能力。最后，加强对企业创新的扶持和保护。对企业创新的扶持并非通过财政转移、税收减免等措施，而是为企业自主创新创立良好的环境。正如“让世界爱上中国造”，树立中国制造业的品牌形象，先让国人都以用国货为荣，有了市场利益的驱使企业才会自发进行创新活动，输血扶持只会使中国制造业越扶越弱。对企业创新的保护体现在知识产权保护上，制造业发展初期靠模仿、山寨的确是迅速降低技术差距的好方法，但面对全球工业进入3.0甚至4.0的形势下，通过外来技术使中国工业由2.0进入3.0是不现实的，只有激励企业进行自我创新才是根本，所以要保护好企业的创新成果，规范中国知识产权市场。■

分析了双单元法模拟构件梁与构件柱的可行性与误差来源，结果表明：双单元法模拟构件梁结果偏安全。简要分析了双单元法与实体单元模型加固层边界条件对构件计算结果的影响，引出加固层边界条件模拟方法的讨论。提出以双单元法梁单元模拟分析增大截面加固技术，加固层辅助原结构承担内力，按相应设计规范对原结构作用效应与抗力进行验算，结合工程实例具体说明了计算过程。

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注释：=W(1+τL),由于篇幅所限具体推导过程可参考Hsieh&Klenow（2009）的相关研究或向作者索要。

②朱平芳,徐伟民（2003）认为R&D经费内部指出主要由固定资产指出和R&D人员的消费构成，所以消费价格指数和固定资产投资价格指数的加权平均作为R&D经费指数，消费价格指数占比55%，固定资产投资价格指数占比45%，本章沿用这一做法。

③烟草制品业外商和港澳台商投资企业数据缺失。

参考文献

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