陳紹剛，易彩君，曾 翎

(電子科技大學(xué)數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院，四川 成都 611731)

研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部發(fā)展規(guī)律，探索其與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，對政府的宏觀調(diào)控、國民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展都是至關(guān)重要的，近年來人們對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)問題的研究逐步深入，如牛勇平、劉光彥通過分析發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)品出口是帶動我國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素[1].隨后趙玉林運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)方法發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長最為密切，認(rèn)為大力發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定的關(guān)鍵戰(zhàn)略[2]；鐘鳴長等發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)溢出作用明顯[3].由于早年缺少足夠的數(shù)據(jù)，上述文獻(xiàn)并沒有運(yùn)用相關(guān)模型測算出高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的具體貢獻(xiàn)值，數(shù)據(jù)逐漸完善后，趙健運(yùn)用多元回歸方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有明顯的發(fā)展優(yōu)勢與前景[4].可見高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長密不可分，對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有很大的影響，是研究經(jīng)濟(jì)增長的一個重要切入點(diǎn).高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的靜態(tài)研究日益成熟，相關(guān)研究者開始對兩者關(guān)系的趨勢進(jìn)行研究.張華平對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行動態(tài)檢驗(yàn)[5].之后張進(jìn)銘、高雪萍發(fā)現(xiàn)，在江西省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用在逐漸加大[6].文獻(xiàn)中對高技術(shù)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的趨勢進(jìn)行初步探索，但是并不全面，都是比較粗略的判斷.隨后蘇娜對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展問題進(jìn)行了全面系統(tǒng)的研究[7]；系統(tǒng)的研究能更好地發(fā)現(xiàn)問題與解決問題.張彩江發(fā)現(xiàn)銀行集聚和證券集聚可以顯著地促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提高[8]；給解決高技術(shù)創(chuàng)新效率問題提供一個突破口.但與大多數(shù)人的結(jié)論不同的是，蔡鋒偉經(jīng)過實(shí)證分析認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)并不大，而反過來，經(jīng)濟(jì)增長對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)很大[9]，兩者之間的關(guān)系需要進(jìn)一步研究.管理，政策等多種因素使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生地域性差異，人們開始研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)間的關(guān)系如：李秉憲發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用呈不斷擴(kuò)大趨勢[10]. 隨后李洪偉、任娜發(fā)現(xiàn)中國東、中、西部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有顯著的地區(qū)差異[11]. 文獻(xiàn)中從空間角度出發(fā)研究兩者之間的關(guān)系，并在區(qū)域間檢驗(yàn)出顯著的差異，那么從時間角度研究其是否有差異性是很有必要的，也是急需填補(bǔ)的知識空缺.

很多研究證明菲德模型能有效地測量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù).張平發(fā)現(xiàn)關(guān)于技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的測度模型已不能有效地解釋基于信息技術(shù)的高技術(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，于是提出運(yùn)用菲德模型進(jìn)行測量[12].之后李津運(yùn)用菲德模型，探討了勞動力、資本、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的效應(yīng)對社會總產(chǎn)值與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)之間的差異性[13]. 戴志敏等運(yùn)用菲德模型對江西省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)[14].進(jìn)而華銳、莊子銀將其運(yùn)用到研發(fā)領(lǐng)域中，并分離出研發(fā)的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)[15]. 運(yùn)用菲德模型能探索不同的衡量指標(biāo)，如高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的總貢獻(xiàn)，直接貢獻(xiàn)，外溢效應(yīng)，以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與非高技術(shù)部門的要素邊際生產(chǎn)率差異，這是以往測度模型難以做到的.

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的總貢獻(xiàn)可以稱為貢獻(xiàn)系數(shù)，而貢獻(xiàn)系數(shù)又分為直接效應(yīng)和外溢效應(yīng). 直接效應(yīng)即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；而外溢效應(yīng)是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)通過影響非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長.目前研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的方法主要是線性模型，多數(shù)文章在探索高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)時一般先構(gòu)建菲德模型或根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)如：柯布—道格拉斯和C -D 生產(chǎn)函數(shù)，然后采用古典線性回歸，根據(jù)回歸方程的系數(shù)，判斷高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)系數(shù)大小及正負(fù)情況；總的結(jié)論是高科技產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要因素. 然而，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的還沒有特別突出的研究，研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù)的變化情況，可以進(jìn)一步了解高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的系統(tǒng)機(jī)制，而變參數(shù)模型中的狀態(tài)方程能很好地反應(yīng)參數(shù)隨時間變化的情況，因此本文將菲德模型與變參數(shù)模型相結(jié)合，構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的動態(tài)變化模型，進(jìn)一步了解其對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的趨勢及其穩(wěn)定狀況.

1 模型構(gòu)建

1.1 菲德模型

菲德模型最初應(yīng)用在出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系中，按照菲德德思想，出口對經(jīng)濟(jì)增長中的作用可分為直接效益和間接效益，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，菲德模型能有效地度量出口對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)[16].由于菲德模型成功地解釋了出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，其分析框架得到了廣泛的應(yīng)用[17]. 借鑒菲德的兩框架思想，本文將經(jīng)濟(jì)部門簡單地分為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門與非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門，最后建立以下生產(chǎn)函數(shù)：

借鑒Bruno[18]的假設(shè)有

其中S 代表社會總產(chǎn)值， G 表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門，N 表示非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門，LG為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門勞動力投入，KG為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資金投入. 相應(yīng)地LN為非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門勞動力投入， KN為非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資金投入； σ 是兩個部門間相對邊際生產(chǎn)力的差異，σ 大于0 說明邊際生產(chǎn)力從非高技術(shù)部門流入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門，σ 小于0 說明邊際生產(chǎn)力從高技術(shù)部門流入非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門. 對(3)式進(jìn)行求導(dǎo)并將(4)(5)(6)式代入得：

模型中假設(shè)非高技術(shù)部門的產(chǎn)出彈性系數(shù)不變；兩邊同除以S 推導(dǎo)出以下方程：

按模型假設(shè)，方程中的各個系數(shù)不變并且有

其中α 為非高技術(shù)部門資本的邊際產(chǎn)出；β 為非高技術(shù)部門勞動力的彈性系數(shù)；γ 為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的所有貢獻(xiàn)，包括直接貢獻(xiàn)和間接貢獻(xiàn). 若γ＞0 說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)系數(shù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，若γ ＜0 則說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)效應(yīng)阻礙經(jīng)濟(jì)增長. γ 值的大小對應(yīng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)大小.

1.2 變參數(shù)模型

運(yùn)用古典線性回歸估計高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)固然可以，但是隨著時間變化，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷改變，外界的種種沖擊，政策改革等，經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系也可能會發(fā)生改變.于是考慮運(yùn)用變參數(shù)模型探索高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的動態(tài)變化.變參數(shù)的狀態(tài)空間模型如下：

其中假定ut和εt服從均值為0 方差為σ2和協(xié)方差矩陣為Q 的正態(tài)分布[21]即有：

且有cov(ut，εt) = g，將菲德模型與變參數(shù)模型結(jié)合起來得：

貢獻(xiàn)系數(shù)γt的狀態(tài)方程設(shè)定為一階自回歸模型即：γt= φγt-1+ εt，其中分別表示國民總產(chǎn)值增長率，勞動增長率，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率，資產(chǎn)增長與國民總產(chǎn)值的比例， α 與β 為固定參數(shù)，γt是會隨著時間變化的時變參數(shù)，是反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的動態(tài)指標(biāo).

2 數(shù)據(jù)處理與分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

表1 數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計局》.根據(jù)(14)式對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理時，消去了量綱對模型的影響，因此文章中的各個變量不進(jìn)行歸一化處理，而是根據(jù)模型表達(dá)式處理各個時間序列. 本文根據(jù)菲德思想所建立的變參數(shù)模型中S 用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為代表變量， L 為勞動力投入，用全國就業(yè)人數(shù)作為代表變量，K 為資金投入用全國固定資產(chǎn)投資作為代表變量，為了數(shù)據(jù)的完整性和結(jié)果的準(zhǔn)確性G 變量采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)收入替代.

表1 各個指標(biāo)原始數(shù)據(jù)Table 1 Raw data of each indicator

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

為了使得實(shí)證的結(jié)果更加可靠，并避免偽回歸，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析前需要對各個變量的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).本文采用ADF 方法檢驗(yàn)各個時間序列的平穩(wěn)性，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各個變量的時間序列是非平穩(wěn)的，一階差分后在0.005 水平下均為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果見表2. 各個變量的時間序列自身是非平穩(wěn)的，但在一階差分后是平穩(wěn)序列，若其線性組合存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，稱變量間具有協(xié)整關(guān)系[19]；本文采用單位根檢驗(yàn)法，發(fā)現(xiàn)各個變量是一階單整序列，所選時間序列可以進(jìn)行變參數(shù)模型分析.

3 模型結(jié)果及實(shí)證分析

3.1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀分析

20 世紀(jì)80 年代，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅速興起與發(fā)展給世界經(jīng)濟(jì)、軍事、政治帶來了深刻的影響. Lawrence M.Rausch 認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)產(chǎn)品的全球市場增長速度是其他制成品的兩倍多，并推動全球經(jīng)濟(jì)增長.如今，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為衡量一個國家綜合國力的重要指標(biāo)，也是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力之一[20-21].自改革開放以來我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)日益壯大，在國民經(jīng)濟(jì)中扮演著越來越重要的角色，1995 年到2012 年，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值明顯放大，由1995 年的4 098 億元增長到2012 年的77 399 億元，平均每年翻了一翻，其主營業(yè)收入由1995 年的3 917 億元增長到2016 年的153 796 億元，平均每年增長1.7 倍.衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的各個指標(biāo)在增長，而國內(nèi)生產(chǎn)總值幾乎每年也在增長這是否說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增長帶動經(jīng)濟(jì)的增長；還是經(jīng)濟(jì)的增長促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展；這是非常值得研究的兩個問題.由圖1 可以看到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與GDP 之間的百分比隨著時間的增長出現(xiàn)一定的波動，但從整體來看是呈現(xiàn)上升趨勢的，兩者的百分比由1995 年的6.4%增長到2016 年的20.6%，在短短22 年內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在中國迅速發(fā)展. 面臨1997年后的通貨緊縮，其主營業(yè)收入與GDP 的百分比并沒有下滑，在2008 年金融危機(jī)后有所回降；但幅度并不大，可見高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有充沛的生命力，對經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長具有特殊的貢獻(xiàn).于是本文收集高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)，通過分析與整理基于菲德思想建立變參數(shù)模型以進(jìn)一步探索兩者之間的關(guān)系.

表2 各個時間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)Table 2 Stationarity test of each time series

圖1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)收入占GDP 的百分比Fig.1 The proportion of the main operating income and GDP of high-tech industries

3.2 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的動態(tài)演變的實(shí)證分析

將各個指標(biāo)代入變參數(shù)模型，運(yùn)用卡爾曼濾波算法估計狀態(tài)方程，結(jié)果顯示各個回歸系數(shù)顯著，R 方高達(dá)0.987，擬合效果較好，本文主要關(guān)注的是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù)即γt，根據(jù)模型估計結(jié)果繪制γt的圖像，發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)彈性系數(shù)在不同時間段內(nèi)出現(xiàn)較大波動，根據(jù)γt增減情況將其分成兩個階段如圖2、圖3.第一階段即1996 ～2004 年，其出現(xiàn)較大幅度的遞減現(xiàn)象，貢獻(xiàn)彈性系數(shù)由1996 年的0.876 下降到2004 年的0.170，前4 年下降速度較大，出現(xiàn)這一趨勢的一個原因可能是：我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)受稀缺生產(chǎn)要素的限制.雖然我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展很快，但關(guān)鍵技術(shù)還掌握在發(fā)達(dá)國家中，創(chuàng)新能力、自主研發(fā)能力不足并且關(guān)鍵性人才稀缺，企業(yè)需要花大量的資金補(bǔ)上這些短板，隨著企業(yè)長時間的發(fā)展，高投入并沒有按一定比例高產(chǎn)出.另一方面可能是由高技術(shù)企業(yè)本身的性質(zhì)所決定的，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是一個高收益高風(fēng)險的行業(yè)，由于其高創(chuàng)新性，技術(shù)開發(fā)，生產(chǎn)開發(fā)，市場開發(fā)等存在諸多不確定性，對風(fēng)險投資依賴性很強(qiáng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在不同階段對資金都有不同的需求，創(chuàng)辦高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的成本是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的10 到20 倍，而成功率相對較低[19]，也有可能導(dǎo)致其貢獻(xiàn)值的階段性下降.

圖2 第一階段高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)彈性系數(shù)趨勢Fig. 2 The contribution of the first stage high-tech industry to economic growth

第二階段即2005 年到2016 年，其貢獻(xiàn)彈性系數(shù)變化如圖3，由曲線圖可以看出，貢獻(xiàn)彈性系數(shù)出現(xiàn)一定的波動，呈現(xiàn)“波浪”型曲線，但波動幅度不大，2005 年到2009 年處于上升趨勢，2009 年達(dá)到峰值，可見高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在2008 年發(fā)生金融危機(jī)時也沒有下滑，多年來我國沒有出現(xiàn)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)衰退，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的高速成長是一個重要的決定因素.2010 年彈性系數(shù)有所回降，但下降程度較小，之后曲線逐漸趨于平穩(wěn)；第2 階段總體上是處于上升趨勢但上升的速度較慢.所選取的時間序列內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)系數(shù)都為正，說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在長時間內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長.從實(shí)證分析的結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中產(chǎn)生了前所未有的影響，是經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定的關(guān)鍵因素.

圖3 第二階段高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)彈性系數(shù)趨勢Fig. 3 The contribution of the second stage high-tech industry to economic growth

4 結(jié)論及啟示

4.1 結(jié)論

本文基于1995 ～2016 年的相關(guān)數(shù)據(jù)利用菲德思想與變參數(shù)模型，構(gòu)造測量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的動態(tài)變化模型，間接反應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化，及社會沖擊等因素對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的影響.從理論模型及實(shí)證分析中，本文得出以下幾個結(jié)論：

1)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系存在長期的均衡關(guān)系；

2)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)彈性系數(shù)大體歸為2 個階段：第1 階段1996 ～2004 年呈下滑趨勢，且前4 年遞減速度較快；第2 階段2005 ～2016 年出現(xiàn)一定的波動但總體趨勢是在上升，但增長幅度較慢.

3)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的正作用逐漸趨于平穩(wěn)狀態(tài).

4.2 啟示

改革開放以來我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，但是我國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與國外相比還存在較大的差距，國內(nèi)很多高技術(shù)產(chǎn)業(yè)還處在模仿和探索階段，很多關(guān)鍵性技術(shù)對外依賴性極高，大多數(shù)都依靠進(jìn)口，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面臨的最大障礙是缺少創(chuàng)新能力和自主研發(fā)能力，很多研究過多注重理論意義，缺少實(shí)際可行性.并且很多研究新方向仍然處于模仿階段，因此我國政府應(yīng)該大力培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力人才，改善培養(yǎng)人才方式，使我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)更加健康地成長，關(guān)鍵技術(shù)不受制于人，也為我國經(jīng)濟(jì)長遠(yuǎn)穩(wěn)定發(fā)展奠下基礎(chǔ). 其次我國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R＆D 投入雖然每年都在增加，但是投入強(qiáng)度不高，發(fā)達(dá)國家的R＆D 與GDP 的百分比高達(dá)20%，而我國僅在6%左右[20]，中國可以加大R＆D 投入突破瓶頸，為大力發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)打下穩(wěn)定的基礎(chǔ).