购物车(0)
前沿技术论文篇1
1我国国立科研机构的知识产权管理现状和存在的问题
1.1知识产权管理机构情况
目前，我国国立科研机构设置知识产权管理机构主要采取了挂靠式和独立式两种管理模式。挂靠模式下，知识产权管理部门一般都挂靠在科技主管部门内，没有专门的知识产权办公室或专业管理人员。管理人员一般管理科研成果的奖励、鉴定等，并在原有管理模式之下兼管知识产权管理。独立模式是成立专职的知识产权管理机构，配备必要的设备和一定的经费，并确定一定数量的专业管理人员。智力成果的产生及知识产权的形成、转移、许可和转化都由知识产权管理机构来统一管理。
笔者对我国64个国立科研机构的调查显示，设有专职知识产权管理机构的单位有7个，占总数的11％左右；由科技部门(如科研开发处、科技处、计划财务处、科技投资管理处等)管理的46个，约占总数的73％；由外事部门兼管的4个，占6％；由科技部门和外事部门共管的3个，占4％；由其他部门兼管的4个，占6％。关于知识产权管理人员的配备，在被调查的科研院所中，配备专职管理人员的有5个，占8％；配备兼职人员的单位有42家，占66％；个别单位既有专职人员，又有兼职人员，专兼职人员都没有的单位有17家，占总数的26％。有许多知识产权工作量大、面广、任务艰巨的科研机构也没有设置专门的管理机构和专职的管理人员。根据访谈中了解的情况，目前许多科研机构所从事的知识产权工作都是停留在专利统计、奖励申报和审查等流程性、事务性的管理层面。知识产权管理兼职人员往往未经专门学习和培训，缺乏工作经验，并且常因人员变动而难以保证。
1.2知识产权管理制度建设
根据笔者调查，在64家国立科研单位中，制定了知识产权管理内部规章制度的有20家，占31％，这说明，有2／3以上的调研对象正在建立或根本没有建立单位内部知识产权规章制度。根据对科研机构的管理制度所做的具体调研，除了少数知识产权工作开展较好的科研机构制定了知识产权管理规章制度，且内容比较全面之外，其他绝大多数科研机构的知识产权制度本身存在很多问题，如制度建设滞后、修订不及时、偏重知识产权的申请和授权等。以某科研机构为例，其关于科技成果的管理制度，基本上都是20世纪90年代末制定的，部分内容亟待更新。
1.3知识产权管理激励机制
1.3.1经费支持知识产权机构健全的科研机构每年都有一笔经费(大约在10万至30万元)，用于申请国内专利以及维持专利所需的年费。一般课题组支付专利申请费，科研机构支付维持费。有的研究院所每3年进行一次专利评审，如果某专利有效益，则继续支付专利维持费，否则研究院所就不再支付专利维持费了。根据调研结果，在对专利申请的激励方面，64个参与调研的国立科研机构中有48个制定了支持专利申请的经费补助政策，并且政策的规定比较具体，操作性强，基本上的得到了落实。
1.3.2科技奖励在对科研人员的奖励(主要是专利法规定的针对获得专利授权的奖励)方面，调研结果表明，绝大部分的科研机构对科研人员获得知识产权都进行了奖励，一般是针对不同的成果方式事先制定不同的奖励标准，并定期兑现。
1.3.3利益分配在知识产权利用(主要是专利的实施)过程中，科研机构通过对知识产权的转让或许可使用可以获得相应的报酬，这部分报酬一般可以按照一定比例在科研机构和科研人员之间进行分配，不同单位有不同的规定。但是，关于支付科研人员专利实施报酬方面不容乐观。许多科研机构都没有落实对科研人员报酬的支付，只有少数科研机构以变通的方法进行了一定程度的支付。这一方面是由于国家相关法律规范的缺失；另一方面也不能排除资金限制和部分科研机构管理方面存在的问题。
1.4我国国立科研机构知识产权管理机制存在的问题分析
1.4.1知识产权管理意识偏颇我国国立科研机构在知识产权管理中呈现重数量、轻质量，重申请、轻利用的特点。之所以重视知识产权，一方面，在很大程度上是因为科学论文和专利数量正在成为科研人员升职、晋级、评聘的关键要素，也成为科研机构彰显其科研实力的重要指标。因此出现了科研人员为求数量而将一些市场前景不明，价值不大的成果申报专利，或者将一个专利分拆成多个专利的情况。另一方面，目前我国国立科研机构的知识产权管理在很大程度上还停留在专利统计、奖励申报和评审等事务性工作方面，而对知识产权的开发利用和产业化等知识产权管理下游阶段的工作还远没有提上日程，导致我国专利技术应用转化率远低于发达国家水平，从整体上来说影响了我国的科技竞争力。这些简单化的认识曲解了知识产权制度的社会意义。
1.4.2缺乏专职知识产权管理机构和专业知识产权管理人才目前我国国立科研机构的知识产权管理通常属于科技处的职能，科技处工作内容繁多，对知识产权管理重视程度不够，这就使知识产权工作往往局限在成果管理的工作层面，缺乏对知识产权的申请、保护和利用上中下游管理工作进行有机结合的统筹考虑，难以进行全过程的管理。此外，负责知识产权管理的工作人员中很多都没有法律背景，也不具备相关专业知识，难以实现知识产权的高层次管理。
1.4.3知识产权管理制度不健全根据上文对国立科研机构知识产权制度建设情况所作调查，目前2／3以上的科研机构还没有形成规范的内部知识产权管理规章制度。而在已经制定规章制度的科研机构中，除了少数几个单位制度建设比较成熟、可操作性强之外，其他绝大多数科研机构的知识产权制度本身也存在诸多问题，有待完善。
2国外著名科研机构的知识产权管理策略
2.1德国马普学会(MPG)
马普学会(TheMax-Planek—Gesellschaft，MPG)是德国也是国际知名的综合性学术科研机构，成立于1948年，旨在推动科学领域的研究，下设80个科研机构和一些临时研究中心。
MPG在众多研究计划中积累了相当多的研发成果，其中不乏有商业价值者。因此，MPG在1970年设立了马普学会专利办公室，后转制为嘉兴创新公司(GarchingInnovationGmbH，GI)，负责对研发成果的管理和知识产权的应用。
GI的工作人员包括科学家、经济和法律专家以及专利工作人员，主要任务是：向研究所提供知识产权应用方面的信息；向科学家提供知识产权方面的建议；评估发明人的知识产权及其商业价值；聘请专利律师确定专利申请范围、谈判专利许可和优先协议；引导发明人与企业合作；在评价发明人思路、风险基金申报、支持的获取等方面给予指导；在知识产权应用过程中提供数据库、保护期限、商业利益划分、会谈和发明人联系方面的帮助等。
GI非常重视专利申请的审查与评价，认为专利申请的审查有利于对专利转化的可行性进行研究和审查，从而可以促进专利的后期转化，同时也有利于对非专利信息和专利信息的收集和分析，并借此判断专利是否能反映技术发展的趋势。GI的知识产权管理工作在实际操作中取得了很好的效果，不仅提高了MPG的专利申请数量和质量，而且通过专利技术许可和创办新公司等方式加快了专利技术的产业化过程，实现了专利技术的经济效益。
2.2法国国家科研中心(CNRS)
法国国家科研中心(CentreNationaldelaRecher—cheScientifique，CNRS)成立于1939年，是欧洲最大的基础研究机构，下辖7个学部和2个国家研究所。
1992年，CNRS协同其他国家科研机构成立了法国科学发明和转化公司(FISTS.A)，作为管理其科研成果的专门机构。FISTL6j的服务包括：评价和选择创新项目、制定和执行保护战略，并将新技术进行直接的或在线的产业合作研究、资金注入和技术转化合同谈判、帮助发现和管理初创企业等。
CNRS采取了一系列措施来促进知识产权的应用，包括：①制定创新法(InnovationLaw，1999)，以此来鼓励研究人员成为企业家，并通过孵化器和其他鼓励措施对其进行支持；②建立信息中心，促进实验室研究信息的传递，鼓励向缺乏研发能力的中小企业进行技术转让；③进行专业培训，通过对科技人员与产业界的合同关系、知识产权管理和其他相关培训来增强实验室创新成果向私营部门的转化应用。
2.3美国国立卫生研究院(NIH)
美国国立卫生研究院(NationalInstitutesofHealth，NIH)是世界上最大的医学研究及资助机构，成立于1938年，目前共拥有27个研究所及研究中心。
NIH非常重视科技成果的管理和转化，专门成立了技术转让办公室(TheOffice0fTechnologyTransfer，OTT)，对NIH的发明资产进行评价、保护、监控和管理。OTT的职责包括对每个研究项目进行评估、跟踪和管理，监督专利实施、谈判、许可证合同，提供合作研究和开发合同(cRADAS)政策回顾等。
在NIH中，OTr占有重要地位，直接受NIH主任管辖。OTT的办公室虽然设在NIH总部，但实际上所有的运作却是渗透到NIH每一个组成机构之中。OTr在NIH的每一个机构和研究中心都设有“技术发展协调员”，负责与具体项目科学家进行联系，了解项目情况。为了促进技术转让，OTr在美国的许多大学都设有自己的技术转让办公室，如加州大学、马里兰大学、华盛顿大学等。技术转让成功后，OTT会给予大学一定比例的许可费收益。
在经费支持方面，与马普学会各研究所承担专利申请费用不同，NII-I的专利中请费用不需研发机构承担，而是由OTT统一负责，而且对于任何有商业应用价值的产品，OTr都会尽力促进其商业化运作。另外，为促进研发机构的成果产出，OTT还规定，成功实现技术转让后将技术转让费的15％或25％返还给技术研发机构，但不得超过15万美元。
从以上案例可以看出，国际著名科研机构非常重视知识产权管理工作，都设立了独立的知识产权管理机构，这些机构逐渐发展演化成专职的知识产权管理公司，配备了具有多种学科和知识背景的管理人才。一方面对科研机构的科技成果产出进行评估，选择合适的知识产权保护方式；另一方面积极开展科技成果和知识产权的商业和产业转化与利用，促进先进科技在各创新单元之间的流动，既实现了自身的经济利益也发挥了知识产权的价值。
3完善我国国立科研机构的知识产权管理机制的对策建议
3.1树立正确的知识产权管理意识
要积极开展对科研人员和其他管理人员的教育和培训，一方面要明确保护知识产权的重要性；另一方面也要树立正确的知识产权价值观。政策制定者也要从有利于科学发展和技术创新的角度来制定政策，引导科研机构以更加合理的方式来评价科技成果和知识产权在机构科技评估和人员竞聘中所发挥的作用。
3.2加快建立专职的知识产权管理机构
知识产权管理机构是知识产权管理的“作战部”、“参谋部”和“后勤部”，设立专职的知识产权管理机构有利于集中人力、物力和资金从整体上规划和组织知识产权的创造、申请、保护和利用的全过程，有利于充分调动管理人员的积极性，使其集中精力专职服务于知识产权管理工作。
3.3实行知识产权管理人员从业资格证书制度
知识产权管理人员的素质能力直接决定了知识产权管理水平的高低。随着科技发展和新型科研合作方式的形成，科技成果产出和知识产权管理工作将变得越来越复杂，特别是在全球研发网络背景下，知识产权管理工作可能会涉及多国利益，因此要求知识产权管理人员不仅要具有法律背景和相关专业技术知识，还要能够灵活处理涉外知识产权事务。实行从业资格证书制度有利于培养更高层次的综合型知识产权管理人才。
3.4完善知识产权管理制度
对知识产权的有效管理依赖于合理的知识产权管理制度，知识产权管理制度应该包括以下方面：科技成果登记制度；评估、选择申请专利的种类及保护方式的制度；科技成果及专利资助和奖励制度；知识产权质量评估制度；科技保密制度；对职工调入和离职人员签订知识产权保护协议制度；职工离职后的竞业限制制度等。此外，知识产权管理制度的建设是一个不断完善的过程，应该与时俱进，根据实际操作情况及时进行调整和补充。
3.5为知识产权管理提供充足的资金支持
前沿技术论文篇2
1 数据来源与研究方法
1.1 数据来源
第一步，选取国际上被美国ISI(科学情报研究所)的SCI、SSCI数据库(科学引文索引、社会科学引文索引)收录的10个技术创新创新理论研究方面比较具有代表性的期刊(见表1)。
第二步，从SCI、SSCI中下载2001―2005年间英语语言的文章3 066篇，提取3 233个关键词，依出现频次的高低提取186个关键词。
第三步，确定国内技术创新理论研究的期刊。首先，在中国全文数据库中，输入关键词“技术创新”，搜索登载“技术创新”方面文章居多的期刊(2001―2005年)；其次，在第一步的基础上，统计出的期刊，同时被CSSCI收入及包括在国家自然科学基金委员会管理科学部指定的管理类、经济类、科学学期刊范围内，或只包括在国家自然科学基金委员会管理科学部指定的管理类、经济类、科学学期刊范围内的期刊(见表2)。
第四步，利用CSSCI数据库，将由表1所示期刊中得到的关键词，对应地输入所得到的中文期刊中，最后得到纯文本格式的文章共有41 869篇(次)。
1.2 研究方法
从下载的41 869篇次的文章中，提取关键词26 083个，出现总频次为134 925次，平均每个关键词出现5，17次。同时提取出现频次为112次以上关键词97个，其出现总频次为23 775，占出现总频次的17.6％，平均每个关键词出现245.1次。由平均出现频次可知，97个高频关键词基本上代表了当今中国技术创新理论研究前沿。
运用科学计量学方法，通过自编软件，对出现频次居前97位高频关键词(见文后附表)进行共词分析，生成共词矩阵，然后利用SPSS软件，进行多维尺度分析、聚类分析和因子分析，分别绘制以高频关键词为内容的中国技术创新理论研究前沿知识图谱。
2 前沿图谱与研究领域
2.1 多维尺度分析与聚类分析
从中国技术创新理论研究前沿的高频关键词知识图谱(图1)，可以看出由高频关键词聚类而成的8个前沿知识群。这8个前沿知识群亦是当代中国技术创新理论研究前沿的8个前沿学术领域。
从这8个前沿知识群所构成的前沿研究领域频次居于前列的关键词(见表3)与其他高频关键词(见附表)，可以了解当代中国技术创新理论研究前沿的基本内涵。
从知识图谱中各知识群的分布态势来看，知识群1、2、3处于核心知识“地带”，其中，知识群1与知识群2的知识含量最大，占据着主导之地位，知识群3发挥着“桥梁”的功能；知识群4、5、6、7、8虽然规模较小，但是，它们却聚集在一起，存在非常密切的关系。
・知识群1中，“技术创新”、“知识管理”、“信息技术”、“战略联盟”、“可持续发展”、“指标体系”、“企业文化”、“核心竞争力”、“人力资源管理”、“供应链管理”、“电子商务”、“核心能力”、“人力资本”、“产品创新”、“评价指标”、“绩效评价”、“人力资源”、“信息系统”、“风险管理”、“知识共享”、“全球化”、“网络经济”、“互联网”、“学习型组织”、“竞争战略”等关键词高频出现，这表明该知识群主要关注在全球化与网络经济的背景下，以提高企业的核心竞争力，促进可持续发展为目标，围绕技术创新的主线，以产品创新为核心，集中于基于知识共享的企业知识管理、战略联盟的建立、人力资本开发与人力资源管理、供应链管理、企业文化的建设、电子商务的发展、技术创新绩效的评价等领域。
・知识群2中，“企业”、“风险投资”、“经济增长”、“跨国公司”、“中小企业”、“知识产权”、“制度创新”、“高新技术产业”、“知识创新”、“R&D”、“激励机制”、“企业技术创新”、“管理创新”、“国有企业”、“资源配置”、“实证分析”、“技术进步”、“产业结构”、“区域经济”、“科技政策”、“基础研究”、“中国企业”、“信息不对称”、“企业家”、“市场结构”、“组织创新”、“科学哲学”、“评价方法”、“企业创新”、“层次分析法”、“合作创新”、“国际创新系统”、“技术能力”等关键词高频出现，这表明该知识群首先着眼于企业的有关问题，包括跨国公司、中国企业中的国有企业、中小企业中的技术创新与知识创新、制度创新、组织创新、激励机制及R&D的关系，企业技术创新与经济增长、风险投资、知识产权的关系，企业家在企业技术创新中的地位与作用。其次，立足国家创新系统的视角，涉及区域经济发展中技术进步与产业结构的关系、市场结构与信息不对称的关系、企业创新与合作创新的关系等问题。再者，科学哲学的视角对技术创新的研究、反思，技术创新的有关评价方法，特别是层次分析法的运用，也是该知识群的―个研究亮点。
・知识群3中，“企业管理”、“供应链”、“战略管理”、“组织学习”、“WTO”、“知识经济”、“高新技术企业”、“产业集群”、“企业竞争力”、“组织结构”、“项目管理”、“企业战略”、“创新能力”、“信息化”、“制造业”、“高技术企业”等关键词高频出现，表明该知识群的注意力集中在WTO、知识经济与信息化的背景下，以提高企业竞争力为核心，从企业战略的角度，加强企业管理，这涉及到战略管理、组织学习、组织结构、项目管理等内容。其中，高新技术企业、产业集群、制造业的创新能力尤受瞩目。
・知识群4中，“上市公司”、“综合评价”、“国际竞争力”、“技术创新能力”等关键词高频出现，表明该知识群主要集中在有关上市公司的综合评价、国际竞争力与技术创新能力等问题上。
・知识群5中，“公司治理”、“股票市场”、“证券市场”、“高新技术”、“资本市场”、“实证研究”等关键词高频出现，表明该知识群主要聚焦在高新技术公司的公司治理及其与资本市场中的股票市场、证券市场等方面。
・知识群6中，“科学技术”、“科技创新”、“评价指标体系”等关键词高频出现，表明该知识群主要集聚在科学技术的发展与创新及其评价等领域。
・知识群7中，“管理模式”、“企业绩效”、“经济全球化”等关键词高频出现，表明该知识群主要集中于
经济全球化的条件下，企业的管理模式与其绩效的关系问题。
・知识群8中，“企业信息化”、“科研管理”等关键词高频出现，这表明企业的科研管理与企业信息化存在一定的关系，即某种程度而言，企业信息化为企业良好的科研管理创造条件，而企业有效的科研管理可以促进企业信息化的发展与建设。
2.2 因子分析
在高频关键词的多维尺度分析、聚类分析基础上，再利用因子分析对研究前沿进行进一步的论证，以利于解释。根据因子分析的结果，得到累计方差贡献率占71.599％的前8位主成分，如表4所示：
考察高频关键词因子分析中的原始特征值与方差贡献率可知：
在中国技术创新理论研究前沿中，最为活跃的研究前沿是知识群1，这表示企业技术创新中的知识管理、人力资源管理、企业文化的建设，特别是信息技术的应用以及信息技术的创新与产业化，极为引人注目。第二活跃的研究前沿是以高新技术产业、企业的风险投资、制度创新、知识创新、R&D管理、跨国公司的管理等为主导的知识群2，这说明在国家创新系统的维度下，区域经济发展与技术进步、企业创新的核心――技术创新的复杂性等问题，已引起学界的高度关注。知识群3是居于第三活跃的地位，亦即高新技术企业的战略管理、组织学习及供应链管理、产业集群、制造业的创新能力等呈热点趋势。其中，制造业的技术创新的发展在中国现代化建设中的作用与地位，已取得普遍的共识与肯定。这三个知识群在知识图谱中占据的地带最为“庞大”，知识含量也最为可观，知识群1与知识群2引领着中国技术创新理论的前行，知识群3则在其中起着一定程度的“贯通”作用。
知识群4、5、6、7、8在知识图谱中，虽占据的位置有些“偏僻”，学术活跃性偏弱，但其在技术创新理论的研究中，所占分量不可小视，对整体研究的进展，发挥着积极的促进与完善作用。
前沿技术论文篇3
一、目前高校化学专业英语课程教学现状
对化工专业英语教学进行改革，加强学生在实用英语方面的能力，培养外语、化工与涉外领域全面发展的新时代人才，是目前化工专业英语教学的当务之急的。但对于各高校的化工专业课程教学来说，很多教师都以专业课本为纲，将教学重点局限于研究、发展国内化学专业经典学术科研理论成果上，而对化工专业英语课程教学重视不够，或在专业英语教学中只局限于基本语法词汇的听说读写，而对国际行业领域的前沿科研成果理论教学不够重视。对于化工专业学生而言，熟练掌握本专业英语，积累前沿学术成果理论知识，可提高其对专业英语文献信息的获取能力，是学生扩大学术视野，吸收、借鉴西方发达国家在该领域内最新科研成果理论的前提条件[1]。对于专业教师而言，广泛关注、引入国际、国内前沿学术成果理论，可以丰富其教学内容体系，启发其学术研究思路，提高其学科专业教学效果。
二、引入前沿学术成果理论可提高专业英语课程的教学效果
1、前沿学术成果理论与经典学术理论的关系
在专业英语教学课堂上，经典学术理论教学中的基础词汇、表达方式及其口语听力是化工专业英语课程的基础，也是从事化工相关专业科研活动中必备的语言工具。在经典学术理论基础上引入前沿学术成果，促进二者在专业英语教学中有效结合，可以形成学术深度、学术广度和学术形态上的互补。但引入前言成果并非完全取代经典学术理论教学，而不合理的引入行为反倒会影响专业英语的教学效果。
2、前沿学术成果理论与经典学术理论的结合方法
在专业英语教学课堂上，针对基础词汇部分，可将新发表的学术文献作为基础，再围绕专业词汇构成构词方法与固定搭配等展开教学。针对表达方式部分，在这一方面经典教材表达方式是通过漫长的推敲过程才最终形成的，它表达方面的漏洞可以说是几乎没有，但是因为科技论文时态与语态会随着时间推移而变化，两者相互融合，让学生从模仿角度出发，最终形成特定表达的风格[2]。针对口语与听力，因为相关讲座的效果是根据人不同而随时变化的，所以，通过经典专业教材对口语以及听力进行强化，对课程听力与新近讲座进行学习，对英文科技的口语语体与使用场合进行掌握，提问方式学习、口语错误修订与手势会话使用等对策，最终的目的是让化工专业英语经典内容与前沿成果合理融合，激发学生学习的积极性，进而提升教学的效果。
三、化工专业前沿学术成果的引入途径
1.教师在科研方面的工作
科技创新水平日新月异的提升，科技资源的总量也在飞速上涨，在这种环境下想要把所有前言成果收入囊中，对于单一个体来讲恐怕是可望而不可及的。凭借教师针对科研方面展开的工作，一面是对教学范围进行拓宽，让它对发展沿革与科研动态进行充分了解。另一面，结合科研方面的工作，可将化工专业当中的英语使用情况引入到课堂教学当中来，让学生对学习目的与学习必要性做充分了解。
2.其它作用
教师在科研工作当中可以轻松的将前沿成果引入进来，但是这很大程度要受个人科研的方向所左右。想要把本学科前沿动态全部带入到课堂教学中来，要对科技论文的数据库进行查阅。在这方面有很多检索网站的服务做的是很到位的，它们对前沿成果做了仔细的收集与整理工作[3]。Wiley数据库，美国化学协会，德国化学协会等各组织门户网站都会对最新前沿科技的动态进行了及时的。中西方每个国家的实验室，国家重点发展实验室与大课题组对自己科研进展也会时时更新。东西方国家在高水平的化工化学会议当中对科研成果的，更是对该领域未来发展趋势的一种展示。这些前沿科技成果是对化工专业英语教学进行拓展与丰富的体现。
结语：综上所述，化工专业英语是带有特殊目的进行的英语教程，它的主旨目的是为了学生更好的与外界沟通交流。所以，改革化工专业英语教学这一现状的重任就压在了教师身上，教师据此更应该紧随时代潮流、加强自身素质能力的培养，积极探索教学方法，注重实践化、趣味化与切实可操作化为一体的教学活动，通过对化工专业前言成果的合理引入，对教学理念的合理探索，对课堂内容的更新与丰富，对教学质量的综合提升，对学生学习兴趣的培养等最终实现化工专业英语教学科学发展的理想效果。
参考文献：
前沿技术论文篇4
[文献标识码]A
[文章编号]1005－6432(2011)19－0171－01
1 当前我国煤矿生产沿空留巷支护的主要问题
因为我国煤矿的地质状况差异较大，所以使得进行沿空留巷围岩控制时需要进行复杂的研究，巷旁支护技术处于初步使用阶段，技术层次和水平等没有很好的适合生产的需要。当前在沿空留巷的支护设计，巷旁支护的实践和理论方面存在着一些问题。
1.1沿空留巷支护设计思路问题
我国采煤生产以往使用的沿空留巷技术，其设计的思路存在一定的不合理性，多数都将工作面回采之前的巷道掘进以及回采之后的留巷进行独立的设计，没有从系统的角度进行考虑，更没有实现把沿空留巷作为一个系统工程进行支护，例如在进行需要保留巷道掘进之前，巷道支护形式和支护参数的确定时，对后期沿空留巷技术的实际需要，没有进行预先的考虑，致使沿空留巷后巷里面的支护体强度不符合两次采动影响的要求，巷内和巷旁支护匹配度不够，致使达不到预期的留巷目标。
1.2巷内支护存在的问题
很多的理论和采煤生产实践的研究表面，提高留巷围岩的强度，正确地进行巷内支护方式的选择，是实现煤矿所留巷道在留巷后发挥作用的关键。随着我国的综采综放技术的不断进步，工作面的采煤越来越多，因为工作面采煤能够估出厚度较大的煤层，上覆岩层的活动程度和波及范围也有了一定的增加。回采巷道内的压力随着采煤高度的增加而增大，加上已采区、工作面的采动引起的支承压力的叠加，使得巷道围岩的应力变大，造成了工作面超前支承压力受影响的距离增加，矿压显现更加的急剧。沿空留巷的顶板下沉量，在开采厚度增加的情况下也慢慢的增大，在采煤面的前方，巷道断面收缩率较大，如果不采取及时合理的巷内支护，把巷道的变形控制在合理的范围下，则可能会影响所留巷道进行下区段回采时候的正常使用。
1.3巷旁支护存在的问题
沿空留巷技术的难点之一就是巷旁支护，这一技术在我国的煤矿生产中，没有得到很好的处理和解决。传统的巷旁支护容易产生支护阻力以及可缩性等，不符合沿空留巷围岩变形，其密闭性和机械化程度较低等一些缺点，这些缺点的存在，对巷道的维护以及采空区漏风和自燃的预防是不利的。因此，一段时期以来，沿空留巷技术基本上都是在条件较好的中厚或者薄煤层的采煤工作中应用，采煤条件较差或者厚煤层的开采时候，使用沿空留巷技术的实际困难较大，效果不理想，多数的留巷需要进行翻修才能使用。传统的巷旁支护方式只能够用在中厚及以下煤层的低瓦斯煤矿以及没有自燃发火倾向的稳定煤层。高水速凝材料和高水灰渣材料巷旁填充，硬石膏等风力进行填充，需要进一步建立较为复杂的填充体系。
1.4沿空留巷理论研究问题
与一般的回采巷道相比沿空留巷具有不同的特点，留空巷道的一侧是煤体层，另一侧是巷旁支护体，与此同时，还要承受两次强烈的采动和掘进时候产生的叠加应力的作用，造成剧烈的矿压显现，这些特点决定了这一技术的复杂性，到现在为止，对煤矿空留巷围岩控制的理论研究没有到达深入的层次，对于留巷所处的应力环境和矿压显现的规律把握不全面，构件的沿空留巷受力分析还不完备，没有研发出一套行之有效的参数设计值，不能较好的应用到沿空留巷实践作业中去。
2 沿空留巷技术的发展对策
2.1将沿空留巷技术视为一项系统工程
对于沿空留巷技术保留的巷道要受经过掘进和两次强烈的采动影响，因此对所要留设的巷道，要从掘进前的各项参数的设计，到施工期间的巷旁支护方式和参数选择，以及采煤工作面回采时候的超前加强支护、日常的生产管理等要予以全面、系统的决策，只有系统的设计才能保证留巷施工的顺利有效进行。
2.2使用锚网索支护作为沿空留巷巷内的基本支护
锚索网支护的优点是成本低，操作简便易行，节省时间等，而且锚索网的作用力一方面作用于围岩的表面，另一方面在围岩的内部也能够起作用，每一根锚杆在杆的周围形成了一个锚固体，使得锚固体内岩体的受力改变，围岩自身的强度也得到了提高。在沿空留巷中进行锚网索的支护，可以有效地解决金属支架被动支护的不足，实现充分的适应顶板的下沉，从而保证巷道顶板的稳定性能。
2.3因地制宜，提高沿空留巷技术在我国煤矿生产中的应用
因为我国煤矿地理条件、支护原材料的使用、矿井大小等存在的差异，所以进行因地制宜的使用不同的技术来完成留巷支护，一方面符合我国煤矿差异的实际，另一方面有利于留巷技术的使用。从增强我国煤矿巷旁支护的水平和采煤的机械化程度来讲，针对现代化的大型煤矿，实现巷旁填充技术成为了一个重要的研究内容。首先要加强对填充所用材料、充填的技术以及充填工作使用的设备进行深入的研究，降低充填材料的成本，使充填工艺更加的简便易行，满足充填材料运输和传送的施工要求。
2.4加强沿空留巷围岩控制理论的研究
前沿技术论文篇5
科技跨步到今天，计算机应用可谓包罗万象、景象万千。尤以教育事业的无处不在的广泛应用惹人耳目，而作为竞业前沿的高职院校计算教育更是别具风采。纵观其教学历程，无论日益更新的多领域使用，还是教学模式与技术手段的互动创新，均以意义深远的现实性达成世人共识。如今，可以这样说，传统“一言堂”的身影逐渐在淡出高职教学视野，取而代之的计算机技术“媒体”已经走上职业“讲台”。也可以如此理解，计算机前沿技术教育以其前瞻性的潜能发挥，已经“越厨代庖”，成为最具强大功能和成效的科技教育手段与时代教学工具。依据其前沿性的技术发挥，对提高教学质量功在当代，对打造教育形象品牌则利在千秋。比较之下，传统教学的人才培养模式相形见绌，所发挥着的作用难以与计算机前言技术同日而语。问题的关键之处在于计算机前沿技术教育的“一机多能”与“身兼数职”：计算机创设“课堂”。作为一种形象化的教学工作工具，可为教学全过程随时随地提供教学管理与教学工作的“一揽子”服务；计算机是认知“孵化器”。作为学生万能的学习助手，学生可充分利用计算机的简捷高效增强求知欲，开阔无限量的学习视野；计算机是知识成长的“实验田”。学生通过计算机可随时检验一些教学思想是否脱离实际，某些教学活动是否具备科学合理性，并经过“实验”检测，使其“成长”为某领域的教学软件工具等。这些高职院校计算机前沿技术教育应用的现实意义非同凡响。
2高职院校计算机前沿技术教育应用的具体探讨
教学中，如何以科学合理的教育手段达到良好的育人效果，过程非常重要，也是执教者不遗余力探索追求之所在。而整体教学过程倘若离开有效教学管理，必将大打折扣。教学的管理内容可概括为学生日常学习的掌控与监督，学生成绩的检测与评定，以及日常学习生活中学生的一些琐事管理等。若应用教学传统手段，不仅管理效率难以提升，对执教者创造性展开教学活动，也是一个负面影响。如今，伴随科学技术的介入，基于计算机前沿技术管理系统应时而生。如集成教学系统、综合学习系统及计算机测验软件等，雨后春笋般充斥着视野。于潜移默化中改变着传统教学模式，不仅对执教者的教学水平形成有力推促，也使他们卸下包袱、轻装上阵，以更对的经历的精力投身教学当中。
（一）计算机多媒体教学视野的“绚丽多彩”。多媒体教学的视野互动作为计算机前沿技术一项形象应用，首先向我们扑面而来。计算机前沿技术在进步，高职院校的教学资源也在不断的丰富。如校园网络创设、知识库构建，以及琳琅满目计算机类教学课件的层出不穷等，展现出绚丽多彩的多媒体教学视野。概括而言，教学资源事无巨细均离不开前沿性的计算机技术应用。为达成提高教学水平的目的，多媒体应用可作为执教者教学演绎的重头戏，来形象策划自身的教学思路。如此，可将学生置身于形象兼备、声色俱佳的多媒体演绎中，全面领悟知识的深邃与宽广。并在教学课件创设中，适时介入计算机的前沿技术应用，便于师生互动交流，及时互通有无，便于执教者及时调整教学思路。
（二）网络远程通信技术平台的“风光无限”。在高职院校计算机前沿技术教育应用中，远程通信于网络技术平台的打造，也是计算机育人工程风光无限。此项技术即是将计算机现代通信与网络技术、多媒体技术交相融合，再通过计算机的网络交互与多领域覆盖，从而达成更为广泛的远程教育网络信息化服务。这样的做法已经举世瞩目，得到众多教育界与理论界的广泛认可，并有各高职院校孜孜不倦的鼎力推崇与实践。此情此景中，网络平台与远程通信技术的通力协作，不仅为学生提供大有可为的学习天地，可以养成良好的学习习惯，可按照自身的实际状况灵活调整作息时间，科学安排学习进度。执教者也可随时将教学课件放到网站，以灵活的方式达成教学资源互动与共享。
3高职院校计算机前沿技术教育应用的前景思考
（一）有的放矢，倾力而为，打造高职院校计算机前沿技术教育应用“硬环境”。其中心议题，在于学习控制能力的硬环境。学生学习中，对学习环境的控制力至关重要。只有执着于广泛的射猎追求，才能厚积薄发，有所见地。在特定领域的探索追求中，唯有不断实现推测性理论的沟通，所感所惑理论问题才能通过不断寻求探索中，困难才能迎刃而解。有许多靠这样的环境条件，成长越发成熟，其最大的特点在于集合思维勇与计算机的科学应用，不断磨练自己。相对而言，久而久之学习认知力必成气候。并在材料学习的灵活运用中，不断完成认知升华，获取知识的认知能力会攀升新的高度。
（二）运筹帷幄，通力协作，发展高职院校计算机前沿技术教育应用“超媒体”。其中心议题，在于社会、院校、学生等广义上的多维互动，发展高职院校计算机前沿技术教育应用“超媒体”。让学生在不断的互动学习进程中，逐步将计算机前沿技术“纳为己有”，以积极地应对院校教育、参与社会实践。
引用：
前沿技术论文篇6
然而，我国目前在前沿科技研究方面，真正优秀的、有影响力的媒体很少，一定程度上制约了我国基础研究和前沿研究的发展。因此，《环球飞行》推出“科技前沿”专刊，可谓恰逢其时，也是《环球飞行》办刊发行的一项重大创新和贡献。 出版“科技前沿”专刊，目的就是要提供一个很重要的平台，面对全行业、乃至全国前沿科技的研究者，发表他们的独到见解，以此来丰富我国基础科学研究和前沿科技研究的理论舞台。
“科技前沿”专刊要立足前沿，做到“百花齐放、百家争鸣”
我国在基础科学研究和前沿科技技术方面与世界先进水平的差距仍然较大，主要表现为原始创新能力不足，在可能发生科技革命的重要方向上，基本上采取的仍然是以跟踪、模仿为主，真正由我国科学家率先提出和开拓的新问题、新理论和新方向很少。因此，要办好“科技前沿”专刊，一定要解放思想，不能墨守成规，不能受现有科技体系和理论框架的约束，不要动辄就把一些有创建性的、有突破性的观点通通排斥为伪科学。尤其是在西方已经树立起科学权威的领域，即便在西方也轻易不愿突破，因为这背后有他们的战略利益。所以，要大力鼓励那些有开拓性、有创新性、有原创性的研究观点，尽我们的力量保护和鼓励原始创新，因为“原始创新是我国科技发展的灵魂，是民族发展的不竭动力，是支撑国家崛起的筋骨”。中国人很聪明，但是受到的传统意识的束缚特别严重，要敢于突破传统的束缚，敢于挑战权威，敢于不断创新，中国的科学发展才有希望。
“科技前沿”专刊要面向未来，为科学猜想、科学假想提供一个舞台
对于那些带有一些科幻性的、假想性的、猜想性的理论，我主张拿出来供大家去探讨和研究，只有这样，才能形成原始创新、基础创新、自主创新的大好局面。我记得北京航空航天大学航空动力专家高歌教授曾经以科幻小说的形式撰写过《蓝星科技畅想》，这本书与一般科幻小说作品不同，这是一本前沿科技的大展览、未来的预言书，我在该书的序言里曾写道：“科学是过去的幻想，幻想是未来的科学”，要让科学家敢于幻想、敢于假想，敢于质疑定式、敢于否定权威，才有可能推动我们的科学技术的不断发展和进步，这是我国科技工作者的使命，完成这一使命很重要。
前沿技术论文篇7
长期以来，经济学家对导致经济增长原因的研究和探索从未中断，生产率作为经济增长的有效测量指标，也成为经济学界关注的重点。在《国富论》中，作者将劳动生产率作为生产的核心决定要素。定量研究生产率对经济增长的作用始于道格拉斯提出的生产函数理论，早期的生产率的研究主要是单要素的生产率分析，如劳动生产率、资本生产率等。丁伯格（1942）提出了全要素生产率问题，并将经济增长的原因分为投资和生产率两大类，但他提出的全要素生产率中只包括劳动与资本的投入，没有考虑研究与发展、教育与培训等无形要素的投入。戴维斯（1954）首次明确了全要素生产率的内涵，认为全要素生产率要包括所有的投入，即包括劳动、资本、原材料、能源等。索洛（1957）扩展了生产函数的概念，使其能够容纳技术进步的作用，建立了全要素生产率增长率的可操作模型，从数量上确定了产出增长率、全要素生产率与各投入要素增长率的产出效益之间的联系。丹尼森将索洛模型用于全要素生产率增长率的测算，把全要素生产率的增长率定义为产出增长率扣除各生产要素投入增长率的产出效益的“残余”。在全要素生产率理论获得巨大发展的同时，劳动生产率指标以其固有的优势继续在经济管理的理论和实践领域保存着重要的地位，部分学者利用全要素生产率相关理论，对劳动生产率进行分解，以提炼影响劳动生产率的因素并获得了一定的成果。本文将对全要素生产的增长率测算理论研究和劳动生产率变化分解的已有成果进行总结。文章安排如下：第一部分介绍全要素生产率增长率测算的两种主要方法――增长核算法和前沿生产面法，并详细分析了确定前沿生产面的DEA方法率和随机前沿函数法；第二部分总结了利用增长核算法和前沿生产面理论对劳动生产率分解的已有成果；最后是总结性评述。1.全要素生产率增长率测算理论的发展
早期的全要素生产率的研究重点是全要素生产率的测算和分析。从上世纪60年带以来全要素生产率增长率作为度量技术进步的指标成为关注重点，其测算方法也获得了巨大发展。最早的增长核算测算法是丹尼森在索洛的增长核算理论基础上发展而来的。
1.1 增长核算法。设技术进步的生产函数为Y（t）=F(A(t),K(t),L(t))：Y(t)表示t时期的产出，A(t)表示t时期的技术，K(t)表示t时期的资本投
入，L(t)表示t时期的劳动力投入。则对生产函数两边对时间t求导，并进行适当变换可得索洛残余计算公式
A•A=Y•Y-αK•K-βL•L
其中α是资本的产出弹性，β是劳动力的产出弹性。
在规模报酬不变和希克斯中性技术进步假设下，该全要素生产率的增长就为技术进步。增长核算法通过巧妙地转换提供了简单的技术进步的测量方法，是新古典增长理论的一个重要贡献。但该方法也存在许多缺陷。首先表现为假设苛刻，要求完全竞争、规模报酬不变和希克斯中性技术进步；其次在具体计算中难以准确估算要素的投入量，如实际服务资本的难以获取，往往用存量资本代替服务资本，将劳动力投入同质化，忽略了个体素质的差异。
1．2 前沿生产面法。前沿生产面法是Malmquist生产率指数计算的核心，该指数首先由Caves、Christensen and Diewert(1982)引人，由Fare(1994)等人进一步发展而来。该指数法是在距离函数的基础上定义的， 其思想来源于法雷尔(Farrell，1957)效率理论，Shephard(1970)给出距离函数定义的。记由M维投入向量空间和K维产出向量空间所构成的生产空间为 ，该空间上的距离函数可定义为：
在此距离函数的基础上定义Malmquist生产率指数：
并进一步分解此指数，可得
即生产率变化可分解为技术进步变化（TC）和技术效率变化（TE）。由于技术进步变化测算是前沿生产面的改变，技术效率变化是测算生产单元实际生产水平与前沿生产面的差距的变化，故Malmquist生产率指数的计算关键是确定前沿生产面。
目前用得最多的前沿生产面的确定方法主要有数据包络分析（DEA）法和前沿生产函数法。数据包络分析法由Charnes，Cooper, Rhodes（1978）创立，被广泛用于效率的计算。该方法利用线性优化理论直接给出前言生产函数和距离函数的估算。不必对生产函数和分布作出假设，也就没有了参数的估计和分析，故也称为非参数法。CCR模型和BCC模型是两个广泛用于确定前沿生产面的模型，CCR模型是基于规模报酬不变的生产效率评价模型。
设有n个企业，每个企业都有m种类型的投入指标z和s种类型的产出指标Y, 记
Xj=(x1j,X2j,…,xmj)T,j=1,…,n；Yj=(y1j,y2j,…ymj)T,j=1,…,n
输入指标的权向量v={v1,…,vm}，产出指标的权向量u={u1,…,um}
若第k个评价单位为DMUk，其效率评估为CCR模型，有
v0作为评定DMU规模报酬递减、规模报酬固定及规模报酬递增的指标。其中：
v0
v0=0代表规模报酬固定，表示DMU在最适规模状态下生产。
v0>0代表规模报酬递增，表示DMU在小于最适规模状态下生产。
为更方便从实际数据根据DEA方法获取前沿生产面，Coelli（1996）组织编写了专业软件DEAP Version2．1。由于DEA法无须对生产系统输入输出之间进行明确的生产函数表达式的假定，仅仅依靠DMU的实际观测数据，利用线性规划方法将有效的DMU线性组合起来，构造出包络整个观测样本点的分段超平面即生产前沿面，并由此来评估DMU的相对效率。
DEA构造的生产前沿面紧紧包络着全部观测数据，它反映了生产系统输入输出之间的最优关系。但DEA方法更适合同质的决策单元的横向比较，在比较时间序列数据方面存在不足，而且在分析过程中忽视了随机误差的影响。
按照前沿函数的发展过程，可将前沿生产的发展大致可分为以下几个阶段。首先是确定性前沿生产函数的发展，确定前沿生产函数最早由Aigner andChu(1968)首先提出确定性前沿生产函数模型Y=f(X)e-u，其中u≥0。exp(-u)介于0和1之间，反映了实际技术效率与前沿技术效率的距离。由于确定性前沿生产函数没有考虑生产活动中存在的随机现象，针对这一缺陷，Aigner, Lovell and Schmidt(1977)和Meeusen，van den Broeck（1997）在确定性前沿生产函数的基础上引入随机误差项，分别提出了随机前沿生产函数，其基本模型为Y=f(X)exp(v-u)，v表示影响生产者的随机误差。u作为大于零的随机变量，一般假设它服从指数分布、截尾正态分布、半正态分布、Gamma分布等，生产函数f(x)常用C―D生产函数和Translog生产函数。在此基础对模型Y=f(X)exp(v-u)用极大似然法（ML）或调整最小二乘法（MOLS）估计参数和，进而得到技术效率TE=exp(-u)。
目前广泛使用的随机前沿函数数据处理软件是frontier version 4．1（Coelli1996）。
2． 劳动生产率的分解
和其他单要素生产率的计算一样，劳动生产率的计算公式为：产出劳动投入，产出和劳动投入都可以以数量为单位或以金额为单位，在实际应用中往往根据具体的需要和数据的可获得性选择单位。
作为衡量劳动生产效率的方法之一，劳动生产率不仅可以反映技术进步所造成的效率提高，也可衡量其他替代生产因素对生产效率的影响，所以劳动生产率不仅是衡量企业乃至国家竞争力的一项重要的经济统计指标，亦可帮助经济决策者分析当前经济状况、预估所需劳动力及了解促进经济成长方法。 由于劳动生产率指标包含了丰富的经济信息，通过对劳动生产率指标的分解以分析指标背后对劳动生产率的影响因素，也就具有积极的意义。对劳动生产率分解主要借助于全要素生产率研究的已有成果，目前的研究成果主要有以下几方面：
2.1 经济合作与发展组织统计局根据Robert Solow的增长率测算方法和C-D生产函数Q=AKαLβ得出了劳动生产率变动的一个分解等式：
等式左边表示劳动生产率的变动是通过产出增长率的变动减去劳动投入增长率的变动来计算的。等式右边第一部分表示资本强度（劳均占有的资本数量）变化对劳动生产率变动的影响，第二部分表示其他多因素对劳动生产率变动的影响。由以上等式可看出，虽然资本强度的变化有很直观的经济意义，但多要素生产率的变化仍然是个十分综合的指标。
2.2 Naodhaus(2001)以当前产出为权重的各行业生产率增长率的连锁加权指数作为生产率的测度。在此基础上他将总生产率变动分为三个部分。一是纯生产率效应，以基期产出或支出为权重计算不同行业生产率的增长率。二是包莫效应，表示一段时期内各行业生产率增长的变动和行业权重变化之间相互影响的结果。三是丹尼森效应，表示基期权重和当期权重间的差异引起的生产率变动，即不同生产率水平行业间再分配的影响。设总产出为Xt，总投入为St，生产率为At=XtSt，则At=∑ni=1AitWit，n为总行业数，Wit为行业i产出占全部产出的份额，等于Xit∑nj=1Xjt生产率的增长可以写为：
g(At)=∑ni=1σikA(it)+∑ni=1(σit-σik)g(Ait)+∑ni=1Rit(Wit-Wit-1)
其中k表示基准期；σit=XitXt，如果时间跨度小并且序列平滑则σit近似等于SitSt×Xn-1Xt-1×Sit-1St-1；Rit=AitAt，表示相对生产率。上式右边第一项是纯生产率效应，第二项是包莫效应，第三项是丹尼森效应。在此的生产率既可以是全要素生产率，又可以是单要素生产率。但其后使用此方法的大部分文献是使用劳动生产率指标。
2．3 Subodh Kumar和R．Robert Russell（2002）利用前沿生产理论将劳动生产率的变化分解为技术进步变化、技术效率变化和资本深化三部分。假设t期和t+1期劳动生产率的前沿面分别是ft和ft+1（如图1），对某一生产单元，t时期的人均资本占有量为kt，t+1时期的人均资本占有量为kt+1，其所对应的劳动生产率、前沿劳动生产率分别是St、yt和St+1yt+1。ut是在t+1时期人均占有资本为kt时，对应的前沿劳动生产率；ut+1是在t时期人均占有资本为kt+1时，对应的前沿劳动生产率。
图1
等式左边表示劳动生产率的变化，右边第一个括号表示技术效率变化对劳动生产率的影响，第二个括号表示技术变化对劳动生产率的影响，第三个括号表示资本深化对劳动生产率的影响。在此基础上作者分析了57个国家从1965年到1990年的劳动生产率的演化特征。
由已有的研究成果可以看出，通过适当的处理可以将技术进步对劳动生产率的影响分解出来，分解出来的这一部分，也可以作为技术进步的度量。由于劳动生产率的直观意义很明显，利用已有的全要素生产率的研究成果对劳动生产率进行研究，可以更深层次挖掘劳动生产率数据的经济和管理意义，同时可以为经济理论界已获得的全要素生产率研究成果提供一个在现实经济和管理领域更广泛的应用空间。
3．总结
从已有的研究成果可以看出，增长核算方法的演变对生产率的影响具有以下几方面的特征：（1）从单要素生产率到全要素生产率的研究，为描述技术对经济增长的影响，索洛提出了增长核算理论，在此基础上产生了度量技术进步的全要素生产率。(2)全要素生产率理论的运用从宏观到中观和微观，生产率的前沿生产面理论抛弃了增长核算法所需要的假设，极大拓展了理论的运用范围。(3)利用全要素生产率测算的研究成果对单要素生产率进行分析，将进一步促进生产率测算理论的实际应用。
参考文献：
［1］Aigner，J．，Lovell，K．and Schmidt，P．Formulation and estimation of stochastic frontier production function models．Journal of Econometric，1977，Vo1．6：2l―-37．
［2］Banker ,R. , Charnes , A. , Cooper , W. W. Some Models for Estimating Technical And Scale Inefficiencies in Data Envelopment Analysis［J ］ .Management Science ,1984 ,30 :1078 - 1092.
［3］Caves，D．W.，L．R．Christensen and W．E．Diewer. The Economic Theory of Index Numbers and the Measurement of Input，Output，and Productivity［J］．Econometrical，1982，(50)．
［4］Chames A．Cooper W W-Rhodes E．Measuring the efficiency decision making unites Europeans Journal of Operational Research，1978．2:429～444．
［5］Coelli，T．A guide to frontier version 4．1：A computer program for stochastic frontier production and cost function estimation．CEPA Working Paper 96／07，Armadillo：Australia，1996．
［6］Coelli, T . A Guide to DEAP Version2．1：A Data Envelopment Analysis Program. Mimeo Department Econometrics，University of New England，Armadillo．1996
［7］Ennsfellner, K.C., D. Lewis D and R.I. Anderson. Production efficiency in the Austrian insurance industry: A Bayesian examination." Journal of Risk and Insurance 71, 2004. 135-159.
［8］ Farrell , M. J . The Measurement of Productive Efficiency ［J ］ .Journal of the Royal Statistic Society ,1957 , Ser. A 120. 253 -281.
［9］Fare , R. , Lovell , C. A. K. Measuring the Technical Efficiency of Production［J ］ . Journal of Economic Theory ,1978 ,19 :150 -162.
［10］Fare，R．，S．Grosskopf，M．Norris，Z．Zhang．ProductivityGrowth，Technical Progress and Efficiency Changes in Industrialized Countries［J］．American Economic Review．1994，(84)．
［11］Fernandez, C., J. Osiewalski, and M.F.J. Steel, 1997, On the use of panel data in stochastic frontier models. Journal of Econometrics 79, 169-193
［12］Greene, W.H., 2001, New developments in the estimation of stochastic frontier models with panel data, Department of Economics, Stern School of Business. New York University, NY.
［13］Grifiths，E．and ODonnell，J．Estimating Variable Returns to Scale Production Frontiers with Alternative Stochastic Assumption．Working Paper，2003
［14］Karagiannis，G．，Midmore，P．and Tzouvelekas，V．Separating Technical Change from Time．ying Technical Inefficiency in the Absence of Distributional Assumptio118．Journal of Productivity Analysis，2002，Vo1．18：23_ 38．
［15］Koop, G, M.F.J. Steel and J. Osiewalski Posterior analysis of stochastic frontier models using Gibbs sampling. Computational Statistics, . 1995. 10, 353-373.
［16］Kumbhakar，S．，Ghosh，S．，McGuckin，J．A generalized production frontier approach for estimating determinants of inefficiency in U．S．dairy farms．Journal of Business and Economic Statistics，1991，Vo1．9：279―-286．
［17］Kumbhakar，S．Estimation and decomposition of productivity change when production is not efficient： panel data approach．Econometric Reviews，2000，Vo1．19(4)：425---460．
［18］Kumbhakar，S．and LoveH，C．Stochastic Frontier Analysis，New York：Cambridge University Press．2000．
［19］Kumar and R．Robert Russell．Technological Change，Technological Catch ― up，and Capital Deepening：Relative Contributions to Growth and Convergences ， American Economic Review，June．，2002
［20］Meeusen，W． Broeck，J．，van den．Efficiency estimation from Cobb-Douglas production functions with composed error．International Economic Review，1977，Vo1．18：435―444．
［21］Naodhaus,William D. , Alternative Methods for Measuring Productivity Growth, NBER working paper2001.
［22］Nishimizu，M．and Page，J．M．Total Factor Productivity Growth．Technological Progress and Technical Efficiency Change．The Economic Journal，1982，Vo1．92：92O―-36．
［23］Pires，J．，O．and Gatica，F．Productivity of Nations：a Stochastic Frontier Approach to TFP Decomposition．Econometric Society，Latin American Meetings，2004，No．292．
［24］Reifschnieder，D．and Stevenson，R．Systematic Departures from the Frontier：A Framework for the Analysis of Firm Inefficiency．International Economic Review，1991， Vo1．32：7l5―-723．
［25］Rolf Fare，Shawna Grosskopf， Mary Norris， and Zhongyang Zhang，1994，“Productivity Growth．Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries”，American Economic Review，March，84(1)，pp．66―83．
［26］Rolf Fare Malmquist Productivity Indexes and Biased Technical Change，Discussion Paper Series,1994, No．94 ―03，Department Of Economics，，Carbondale，Illinois．
［27］Seiford，Lawrence M．Thrall，Robert M，Recent Development in DEA ［J］，Journal of Econometrics 46，1990，7～ 32．
［28］Shephard , R. W. The Theory of cost and Production Functions ［M］ . Princeton University Press , Princeton , N. J . , 1970.
［29］Solow ,R.M. , ,Technical Change and the Aggregate Production Function,Review of Economics and Statistics 1957, 39.
［30］Stevens，P．A．Accounting for Background Variables in Stochastic Frontier Analysis．NIESR Discussion Paper，2004，No．239．
［31］Ten Raa，T．and Mohnen，P． Neoclassical Growth Accounting and Frontier Analysis：A Synthesis．Journal of Productivity Analysis，2002，Vo1．18：l1― 128．
［32］Tsionas, E. G.. "Stochastic Frontier Models with Random Coefficients." Journal of Applied Econometrics, 2002, 17, 127-147.
［33］ Wu，Yanri．Productivity Growth，Technological Progress，and Technical Efficiency Change in China：A Three-Sector Analysis．Journal of Comparative Economics，1995，21：207-229．
前沿技术论文篇8
1引言
资本配置效率，是指在资本要素自由流动的前提下，资本可以配置到边际效率最高的区域、行业或企业之中（Wurgler，2000；吕冰洋，2007；李青原等，2010等等）。资本配置效率水平的高低是决定一国经济发展程度的重要因素（韩立岩，2002）。
既有理论较为关注制度环境对资本配置效率的影响（Levine，1997；Rajan 和Zingales，1998；Wurgler，2000；Beck 等，2000；方军雄，2006，等等），而较少关注资本配置效率水平的统计描述与区域间的差异分析，即便有些学者，如许开国（2009），尝试性地探讨了中国整体资本配置效率水平及地区性差异问题，但讨论比较宽泛，并且资本配置效率的测算方法值得商榷。具体而言，目前对资本配置效率测算的方法可以归纳为如下四种：
（1）生产函数法。首先，通过利用资本、劳动等投入要素来设定宏观上的总量生产函数（通常为C-D生产函数）；其次，基于生产函数的计量结果得到资本边际产出；最后，以资本的边际产出率来判断地区或行业的资本配置效率。基于该思路，龚六堂和谢丹阳（2004）首先采用了“函数估计法”测算我国省际资本边际产出，然后通过使用边际产出的离差来度量资本配置效率。但是，该方法有其固有的缺陷。一方面，面临生产函数的选择问题，由于行业不同，生产函数的形式也不相同，函数形式选择恰当与否直接关系到行业资本产出率的准确性；另一方面，该方法无法得到资本配置效率的具体数值，仅仅只能考察某项政策实施后，资本配置效率提高与否。
（2）线性回归法。该方法以投资作为因变量，选取一个最能影响投资的经济因素作为自变量进行回归，然后通过回归系数值来判断资本配置效率水平。Wurgler的资本配置效率模型正是这种方法的具体体现。基于Wurgler的模型，国内学者对中国的资本配置效率进行了大量的研究。自变量通常选取工业增加值（韩立岩、王哲兵，2005；李青原、李江兵等，2013）和实现利润额（韩立岩、蔡红艳，2002）。但是，自变量的选择具有随意性，由于影响投资的因素众多，从而使得选取一个经济因素来测算资本配置效率的这种做法说服力减弱。
（3）基尼系数法。该方法简洁直观，既可以使用资本利润率（李果，1999），也可以使用资本平均产出（王宏伟，2004）作为衡量资本配置效率的指标。但是，仅仅通过资本的投入和产出来测算资本配置效率，经济实际无法充分得到反映。
（4）数据包络分析法（DEA）。基于生产函数法、线性回归法和基尼系数法的局限性，吕冰洋（2007）提出一种测算资本配置效率的新方法――数据包络分析方法（DEA）。通过采用数学优化方法，DEA技术计算出前沿产出边界，优点是无需明确生产函数的结构形式，但缺陷在于其将随机冲击和随机误差因素都归结于技术非效率，由此会带来测度和估计上的偏误。为克服这一缺点，本文提出基于超越对数生产函数形式的随机前沿模型，来测算资本配置效率。
2资本配置效率测算
2.1随机前沿模型
比利时的Meeusen和Broeck（1977）、美国的Aigner，Lovell和Schmidt（1977）与澳大利亚Battese和Corra（1977）几乎同时发表了关于SFA的学术论文，研究者们一致认为，这三篇论文的发表标志着随机前沿方法的诞生。自20世纪70年代随机前沿分析诞生以来， 模型最初主要是针对截面数据的生产函数，通过先估计随机前沿生产函数，再利用得到的技术效率指标对选择的影响技术效率的变量进行回归，从而确定这些因素对技术效率影响方向和程度。但是，这种两阶段估计得到的参数通常是低效和有偏的。因而，本文借鉴Battese和Coelli（1995）提出的适用于面板数据的随机前沿生产函数模型，其基本模型可以表示为：yit=f（xit， ）exp（vit uit）
其中，yit为生产者i第t时期产出； xit代表要素投入； 为技术参数；vit为传统对称误差项，表示各种随机的环境因素对前沿产量的影响，且vit服从标准正态分布N（0， ）；uit≥0，是一个独立于统计误差非负变量，用以衡量技术非有效性，通常假定服从零处截尾（truncations at zero）正态分布N（mit， ）；f（xit， ）exp（vit）表示随机前沿的标准线，若反映生产者状况的点落在前沿线上，则uit=0，若低于前沿线，则uit>0。因为各种因素都会影响生产者的生产活动，且总是存在技术无效率的现象。所以，通过将确定性模型中的残差项假设为无效率项和随机误差项的混合结构，来保证被估效率项的有效且一致，并同时考虑了随机误差项对生产者个体效率的影响。可以用该生产者产出的期望与随机前沿的期望比值来确定生产者的个体技术效率，即生产者实际产出比潜在产出，即
TE==exp（）
因为技术有效性是指在现有技术不变的前提下，如果在不增加其它投入（或减少其他产出）的情况下，（下转第148页）（上接第134页）技术上不可能增加任何产出（或减少任何投入），则称该投入产出向量是技术有效的。所以用TE值来测度技术有效性，反映了生产者有效利用资源的程度。因而，作为一个投入-产出系统的资本配置，本文以TE值作为资本配置效率的测度指标以展开对资本配置效率的实证研究。
2.2资本配置效率的函数模型
通常采用Cobb-Douglas生产函数和超越（Translog）对数生产函数进行随机前沿分析。鉴于超越对数生产函数更具有一般性，本文将基于Battest和Coelli（1995）随机前沿生产函数模型，并借鉴吕冰洋（2007）测算资本配置效率时所采用的指标，构建资本配置效率的超越对数前沿生产函数模型：
其中，i=1，2，…，29，表示各个省、直辖市、自治区；t为样本时间，从1997-2012年16个年份。本文借鉴吕冰洋（2007）测算资本配置效率时所采用的指标，DK为资产负债率，RK为（工业部门）资本平均利润率，FK为（工业部门）资本平均产出，MAR为市场化指数，INV为劳均民间部门投资额。并对以上各变量取自然对数。遵循一般处理方法，本文用时间变量T表示技术，技术的变化表现为生产函数整体平移，技术进步（如工业部门生产效率的提高等）是的各地区资本配置效率的提高；同时，设定资本配置效率模型为技术非中性，用时间T和资本配置效率各投入要素的交互项来衡量；时间参数T，1997-2012年分别取1，2，…，16。vit为随机误差项，uit为资本配置非效率，如上所述，分别服从标准正态分布和截尾正态分布； 1， 2… 20为待估参数。其中，资本平均产出通过各地区工业总产值和工业固定资本总额之比来衡量；资本平均利润率通过各地区工业部门利润总额和固定资产总额之比来测算；资产负债率通过企业负债（长期负债加短期负债）总额与企业资产（流动资产加固定资产）之比来衡量。
参考文献
[1] 吕冰洋.中国资本积累：路径、效率和制度供给[M].北京：中国人民大学出版社，2007.
前沿技术论文篇9
Key words: coal city；stochastic frontier；technical efficiency
中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）02-0141-02
0引言
想要全面地考察一个地区的经济发展水平，不仅需要考察它的经济增长数量，还需要考察它的经济增长质量。黑龙江省是一个资源丰富的地区，经济的长期增长不能单纯依靠传统的资源输出的方式来实现，更需要效率的不断提高来支持。1995年9月，《中共中央关于制定国民经济和社会发展“九五”计划和2010年远景目标的建议》就明确指出:“实现今后的奋斗目标，改变中国国民经济素质低、产业结构不合理、经营粗放、浪费严重、效益不高是关键，必须实行两个根本性转变：经济体制由传统的计划经济向社会主义市场经济转变，经济增长方式由粗放型向集约型转变”。要想全面提升黑龙江省的经济实力，就要不断提高黑龙江省的经济增长质量，其重点在于提升技术效率和资源配置效率。因此，对黑龙江省4个煤炭城市的技术效率展开研究，并提出有针对性的政策建议就显得尤为重要和迫切。
1相关文献综述
技术效率的概念最早是由法瑞尔（Farrell）[1]提出来的，他从投入角度给出了技术效率的定义，认为技术效率是指在相同的产出下生产单元理想的最小可能性投入与实际投入的比率。勒宾森（Leibenstein）从产出角度认为技术效率是指在相同的投入下生产单元实际产出与理想的最大可能性产出的比率。吴诣民认为技术效率是用来衡量在现有技术水平条件下，生产者获得最大产出的能力，表示生产者生产活动接近其前沿边界的程度，也反映了现有技术的发挥程度。但是，在现实中并不是所有的生产单元都可以达到最大产出。因此，在现有技术水平下生产者的产出能否达到其前沿边界依赖于技术效率水平的高低。若技术效率为1，则表明现有技术得到了充分发挥，产出量将处在前沿边界上，此时要想继续提高生产单元的技术效率则要考虑从提高技术进步角度出发使前沿边界上移；若技术效率小于1，则说明产出量不在前沿边界上，其差额是由于现有技术未充分得到发挥而引起的损失，此时应当采取措施使得在现有的技术水平下技术效率得到提高，使现有技术得到充分发挥。
目前技术效率水平的测算主要有非参数和参数两种方法，其中，又以数据包络分析法（DEA）和随机前沿函数分析法（SFA）最为常用。许多学者采用不同方法对不同地区的技术效率进行了测量，侯强、范爱军采用DEA方法测算了辽宁省和中国的技术效率；周春应[2]等采用SFA法测算了中国区域技术效率；徐琼[3]则同时采用两种方法测算了浙江省的区域技术效率。参数法的优点在于无需估计生产函数，并且可以处理多投入多产出的生产方式，但是非参数方法没有考虑到统计误差，而且不能对生产过程进行描述。而参数方法不仅可以对生产过程进行描述，还可以利用计量经济学的方法进行假设检验和推断。所以，本文利用随机前沿生产函数从产出的角度来对技术效率进行分析。
2研究方法和数据处理
2．1 理论模型随机前沿生产函数是Aigner，Lovell和Schmidt（1977）[4]以及Meeusen和Vanden Broeck（1977）[5]分别独立提出来的。最初的模型是专门针对具有横截面数据的生产函数，并将生产函数中的误差项分为两部分：一个是随Y机误差项，另一个是技术无效部分。该模型可用如下函数表示：
Y=xβ+V-U，i=1，2，…，N （1）
公式（1）中i表示样本，xi表示解释变量向量，设Vi～（0，σv），β表示待估参数向量，Ui表示非负随机变量，该变量与生产的技术无效率相关联，设其服从截尾（在0点处截断）正态分布Nm，σ。公式（2）说明了Ui即技术无效率影响的界定：
Ui=δ0+δizi+Wi （2）
其中zi表示与生产期间的技术无效率相关联的解释变量向量，δ表示待估系数向量，设Wi服从截尾正态分布N（0，σ2）。第i家企业的生产技术效率被定义为：
TEi=E（-Ui）=E（-ziδ-Wi） （3）
该模型起初并没有处理综列数据的能力，但是Battese和Coelli[6]在1992年提出了一个针对综列数据的随机前沿生产函数模型，使该模型处理跨时间段的数据成为可能，极大的提升了应用范围。本文在借鉴Battese和Coelli（1992）的模型的基础上，使用较为灵活的超越对数函数。
有人批评随机前沿生产函数方法使用了先定函数形式以及假设随机误差项和无效率的分布。然而，恰恰是随机误差项和无效率的分离，才使被估技术效率有效且一致。因此本文采用随机前沿生产函数方法来测算黑龙江省及其四个煤炭城市的的生产效率。
2．2 应用模型在借鉴Battese和Coelli（1992）的模型的基础上，使用较为灵活的超越对数函数，建立实证测算黑龙江省各煤炭城市技术效率的随机前沿生产函数模型，具体如下：
lnGDP=β+βlnK+βlnL+βlnK
+βlnL+βlnKlnL+ε（4）
ε=v+u（5）
TE=exp-u（6）
u=β*u（7）
β=exp[-η（t-T）]（8）
γ=（9）
v～iidN0，σu～iidN0，σi=1，2，…，N；N=5t=1，2，…，T；T=10
式（4）中，i为各煤炭城市的排列序号，t为时期序号，β0为截距项βK、βL、βKK、βLL、βKL为待估计的参数。式（5）中，ε代表第一个公式中的误差项，由两部分组成：一是表示噪声的系统随机误差vit；二是表示技术无效的非负随机误差uit。本文采用v～iidN0，σ、u～iidN0，σ且vit与相互独立来作为随机前沿模型的分布假设。式（6）中，TEit表示样本中第i个城市第t年度的技术效率水平。显然，当uit=0时，则TEit=1，此时该城市处于技术有效状态；而当uit＞0时，则0＜TEit＜1，此时该城市的生产点位于生产前沿之下。在公式（7）和（8）中，βt描述了时间因素对uit的影响。η是待估计的参数，用来反映技术效率变化率的大小。式（9）中，待估计的参数γ表示随机扰动项中技术非效率所占的比例。如果γ=0，则σ=0，也就是说样本中不存在着非效率状态，此时，使用最小二乘法（OLS）即可进行有关分析。反之，就说明样本中一定存在着技术非效率，此时，使用随机前沿技术（SFA）就显得十分必要。
2．3 数据处理
2．3．1 数据说明本文选择了黑龙江省及鸡西、鹤岗、双鸭山和七台河四个煤炭城市作为样本，时间跨度为1999-2008年共十个年度的相关数据，1999-2003年的数据来自于《黑龙江省城市统计年鉴》（2004年），2004-2008年的数据来自于《黑龙江省统计年鉴》（2005-2009年）。
所取的三个指标为：
GDP为各地区的生产总值；
K为各地区按行业分城镇固定资产投资；
L为各地区的年末从业人员。
2．3．2 实证测算应用Frontier（4.1）软件，得到模型的最大似然估计结果（见表1）和黑龙江省各煤炭城市的技术效率水平（见表2）。
3结果分析
从实证估计结果可以看出：
3.1 γ值为0.9861，且通过了极大似然检验，较高的估计值说明公式（4）中的误差项有着十分明显的复合结构，因此使用SFA技术是十分必要的。
3.2 η参数为0.0578，即时间因素对误差的影响将以递增的速率下降，这说明，黑龙江省各煤炭城市所面临的随机因素将随着时间的推移加速下降。
3.3 从总体（表3）来看，黑龙江省煤炭城市这10年的平均技术效率水平仅为0.7538，说明黑龙江省煤炭城市并没有充分发挥现有的技术水平，投入要素使用效率不高，实际产出与前沿生产面的距离较大。说明黑龙江省煤炭城市的经济增长更应该选择从内部挖掘潜力的集约式增长，避免过分依靠增加投入的外延式的增长。
3.4 从各年度来看，无论是煤炭城市的还是全省平均的技术效率都呈现出一种稳步上升的趋势。这说明在经济发展过程中，投入要素的使用效率在逐年提高，实际产出与前沿面的距离在不断缩小。
3.5 从各煤炭城市的角度分析，全省煤炭城市间的技术效率不存在显著的差异。说明全省煤炭城市的发展模式及技术投入的差别不大。
4主要结论
从总体（表3）来看，黑龙江省煤炭城市的技术效率水平普遍不高，没有充分发挥现有的技术水平。从发展趋势（如表2）来看，无论是煤炭城市还是全省都呈现出稳步上升的态势。但4个煤炭城市与全省的技术效率水平有一定的差距，存在发展不均衡。技术效率水平较低的城市和地区应该选择从内部挖掘潜力的集约式增长方式；技术效率水平较高的城市和地区需要注重技术创新以使得技术前沿面上移，促使技术效率持续提高；技术效率水平居中的城市和地区则需要技术效率潜力开发和技术创新并重。在要素投入不变的情况下，改变经济增长方式，提高技术效率水平，将成为黑龙江省今后经济发展的一个重要方向。
参考文献：
[1]Farrell，M.J，The Measurement of Production Efficiency[J].Journal of Royal Statistical Society，Series A，General，1957，120(3):253-281.
[2]周春应.基于SFA模型的我国区域经济技术效率的实证研究[J].科技进步与对策,2008,（4）.
[3]徐琼.技术效率与前沿面理论评述[J].财经论丛,2005（2）.
前沿技术论文篇10
文章编号：1002－0594－(2006)0071－05
收稿日期：2006－04－07
国内对跨国公司直接投资的研究，一般集中在以下三个方面：一是影响跨国公司直接投资因素的研究；二是对跨国公司直接投资的经济影响研究：三是对跨国公司投资战略行为的研究。这些研究从不同的角度和层面诠释了跨国公司对华直接投资的内部特征与外部影响，但是，这些研究无一涉及对跨国公司本身投资效率的评价。利用一个前沿生产函数模型，Wu(2000)研究了跨国公司对华投资的技术效率，Wu认为，跨国公司对华投资的技术效率呈现一种逐步提高态势，而且，各省市的技术效率差异在逐年缩小，Wu研究的一个缺陷就在于，尽管Wu构建的是一个生产函数模型，但估算时却采用了成本函数的估算方式，从而有可能影响文章的结果。而且，Wu的研究只涉及到1983-1995年期间跨国公司对华投资，而中国的外商直接投资直到20世纪90年代中期以后才开始大幅度增长，其中，1979-1993年的累计外商直接投资额为618．7亿美元，只占1979～2004年累计外商直接投资额的12．6％，而1995年以后的外商直接投资额却占了87．4％，因此，有必要对1995年以后的跨国公司对华投资的技术效率做一个全新的评估。
利用Wu的方法，本文重新对1995～2004年中国东部沿海北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东等10省市的跨国公司对华直接投资的技术效率进行了评估，并分析了地区间跨国公司投资技术效率差异的原因。跨国公司对华投资呈现一种不均匀分布特征，东部沿海10个省市集中了跨国公司对华投资的85％左右的份额，同时，这些省市涵盖了中国最大的三个经济区：长三角经济区、珠三角经济区以及环渤海经济区，研究跨国公司在这些区域的投资效率与投资行为无疑具有代表意义。
一、直接投资技术效率的度量
在新增长理论的分析框架内，跨国公司直接投资被看作与劳动、国内资本一样，是一种重要的投入要素，因此，直接投资的经济效率就可以在生产函数框架内进行分析。有关投入要素的生产技术效率问题，目前已经建立起了各种不同的分析方法，Farerall(1957)提出的参数随机前沿分析，与传统的生产函数分析方法不同的是，参数随机前沿分析允许生产处于最佳生产前沿的下方进行，也就是说，生产存在非效率性。技术非效率指数度量了实际产出边界与理论最大产出边界的距离。对于投人距离函数来说，技术非效率则度量了实际投入与理论最小投入的距离。
考虑一个Shephard投入距离函数，定义如下：
D(y，X)=max{θ：X／θ∈L(y)}
其中，L(Y)为投入组合，有：L(Y)={x：x能够生产Y}，其中，x为投入向量，Y为产出向量，对所有的投入要素x来说，距离函数D(Y，X)为一正向、非减的凸函数，满足我 。对产出来说，为一个非增函数，即，其经济含义为在投入不变的情况下，产出越高，实际产出越接近理论产出，即距离函数越小。
考虑一个Cobb Douglas生产函数，则距离函数就可以定义为：
其中u为一非负值，假定u服从均值为0，方差为O2v截尾的半正态分布，它度量了实际产出(投入)与理论最大产出(最小投入)的差异，在参数前沿模型中，它代表了技术非效率效应。
前沿生产函数模型与技术非效率模型的参数可以用极大似然法来估计，在确定了生产函数与技术非效率模型的参数值之后，技术效率指数(technical efficiency)就可以表示为：
TEit=E[exP(-Uit)l(Vit-Uit)]
由技术效率指数的定义可以看出，技术效率指数为距离函数的倒数。
二、实证分析及结果
(一)投资技术效率分析方程考虑一个包括有劳动、资本与外商直接投资三种投入要素的柯布一道格拉斯生产函数，投入距离函数形式为：
InD=α0+α1+βkInk+ηInPDI+γInGDP+v
其中GDP表示总的国内产出，由一阶齐次生产函数假定，有：αι+βκ+η=1，代入到投入距离函数，变形，有：
当生产位于前沿生产边界时，距离函数D等于l，当生产处于前沿生产边界下方时，距离函数D大于l，令υ=InD，移项，可以得到前沿生产函数：-InFDI=αo+αιIn(L/FDI)+βκIn(K/FDI)+γInGDP+v-u (1)
通过估算(1)式，我们就可以得到跨国公司直接投资的技术非效率效应u，利用技术效率指数TE的定义，我们就可以得到跨国公司直接投资的技术效率指数。
(二)数据来源及说明本文数据样本为东部沿海北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东10个省市1995-2004年面板数据。本文分析所用的所有数据来自《中国统计年鉴》1995～2004年有关各期。进入模型分析的有关数据如下：
国民生产总值Y：以1995年不变价格水平衡量的实际国民生产总值，以名义国民生产总值除以以1995年不变价格水平衡量的GDP平减指数获得。
劳动投入L：由于没有各省区劳动投入时间的统计资料，因此，本文劳动投入采用各省区三次产业总的劳动从业人员代替。
资本存量K：资本存量的度量是一个复杂的过程，由于中国的统计资料未能提供有关资本存量的统计，本文采用的资本存量的测算公式为：
其中Kι为t年的实际资本存量，Kt-l为t-1年的实际资本存量，pt为t年的固定资产价格指数(以1995年为基年)，lt为t年的名义投资，以t年的固定资本形成总额代替，6为资本折旧率，在估算资本
存量时，资本折旧率设为5％。在对初期的资本存量进行测算时，使用的测算公式为：
其中
通过使用1995～2004年名义投资通过线性回归估算出来，估算的结果为：
InIt=9．567979+0．115366t。
即θ=0．115366，Inlo=9．567979，可以算得初期(1995年)的全国资本存量为K1=139138亿元。
跨国公司年末投资总额FDI：以各省区跨国公司年末注册资本总额代替，把以美元计价的跨国公司年末主持资本总额乘以当年人民币汇率均价换算成以人民币计价的跨国公司年末投资总额FDI。
模型分析时，以上所有变量均为原始数据的对数值。
(三)回归结果及分析利用Frontier4．1对公式(1)所构造的参数随机前沿生产函数进行最大似然估计，结果见表1。
回归结果的各项系数值均通过了5％显著性检验。其中，γ为变差系数，随机前沿模型的变差系数γ定义为：γ=
，当γ趋向于l时，说明产出的偏差主要由技术非效率效应Uit，决定，而当y趋向于O时，则说明产出的偏差主要由随机误差项Vit决定。如果σ2在统计意义上不显著的异于0，则说明生产函数模型不存在技术非效率效应，那么选取普通最小二乘法(OLS)估算生产函数是合适的，前沿生产函数无效，但是，如果生产函数模型中存在技术非效率效应，那么OLS回归是有偏和不一致的，而前沿生产函数有效。模型回归的结果表明。在东部沿海10省市的外商直接投资前沿生产函数中，存在明显的技术非效率效应。
利用表1，可以计算出东部沿海10省市1995―2004年外商直接投资技术效率的变动情况。如表2所示。
表2结果显示：
1．1995至2004年，中国东部沿海外商直接投资技术效率有逐步下降的趋势，平均效率指数从1995年的0．902下降到2004年的0．851．下降了5个百分点。由于效率指数度量的是实际产出与理论最大产出的距离，因此，这一结果也显示，在1995至2004年间，中国东部沿海外商直接投资距离有效的生产边界还存在10％到15％的差距，而且这个差距还在逐年扩大。外商直接投资技术效率的变动，与中国全要素生产率的变动方向基本相同，胡鞍钢(2003)、涂正革(2005)等人对中国工业企业全要素生产率变动进行了估算，结果发现，中国工业企业的全要素生产率从90年代中期开始有逐年下降趋势。外商直接投资技术效率的下降可能原因有两个：一是中国外商直接投资企业技术水平的地区差异日益扩大，从而降低了各个地区相对前沿的技术效率平均水平；另外一个原因在于近几年投资的高速增长，资本过度深化，导致投资的边际报酬递减，使得投资技术效率系统性下降。据胡鞍钢等人(2004)估算，1995年以后，中国的资本存量高速增长，年均增长率比1978-1995年的平均增长率高出2．5个百分点，过高的投资增长率使得中国的人均资本量迅速上升，由于资本存量的上升并没有伴随人力资本及劳动力素质相应的提升，从而导致了投资技术效率的下降。
2．上海仍然是中国外商直接投资技术效率最高的地区，而广东的外商直接投资技术效率则处于一个较低的位置。由表2可以看到，在1995～2004年间，上海外商直接投资的平均效率指数为0．993，基本处于前沿生产边界之上。这个结果与Wu(2000)的研究结果完全相同。比较Wu(2000)的研究结果，可以认为，在实行对外开放政策以来，上海一直保持着相对较高的生产效率。与上海相比，作为最早实施对外开放政策的广东省的外商直接投资技术效率1995年以来却处于一个较低的水平，平均效率指数为0．814．在东部沿海10省市中，仅仅高于福建的0．803，处于第9位。
3．长三角地区的江苏与浙江的外商直接投资有较高投资技术效率，其中，浙江的投资技术效率略高于江苏的投资技术效率，但这种差异并不显著。1995～2004年，江苏外商直接投资的平均效率技术指数为0．873，浙江为0．881。浙江与江苏是两个具有完全不同经济结构的省份，浙江经济以民营企业及家族企业为主体，其特点为内向、民营，而江苏则是以外向、外资为主体，外资经济占有重要的地位，两省的经济结构完全不同，但外资投资的技术效率却表现出同一性，说明两省的制度与文化等外部环境具有高度的一致性。
4．京津地区保持了较高的投资技术效率，其中辽宁的外商直接投资技术效率指数仅次于上海，位列第二，为0．925，显示了该地区较好的投资潜力与势头。
计算长三角、珠三角以及环渤海三大经济区外商直接投资技术效率的算数平均值，可以得到如下结果(见表3)：
表3结果显示：在1995―2004年问，长三角外商直接投资技术效率最高，其平均效率指数为0．916，其次为环渤海地区，其外商直接投资技术效率指数为0．883，而珠三角的外商直接投资技术效率最低，为0．814。这个结果表明，经过80年代与90年代初期的高速发展后，长三角与环渤海地区已经开始取代珠三角地区成为中国外资最有投资潜力的地区，而珠三角在改革开放初期建立起来的投资优势有丧失的危险。而且，珠三角与长三角跨国公司投资技术效率的差距仍在扩大，1995年珠三角与长三角投资技术效率差为7．2个百分点，2004年这一差异上升到12．3个百分点。图1显示了这种趋势。
三、讨论
跨国公司投资技术效率的变动，反映了不同地区跨国公司直接投资潜力与投资地位的变动，本文的研究结果表明，在90年代中期以后，长三角继续保持了较高的投资技术效率，而珠三角在改革开放以来建立的投资技术效率优势有逐渐丧失的危险。
理论上分析，投资技术效率的变动，首先取决于投资外部环境的影响。张为付(2002)比较了江浙沪三省与广东省的经济水平、科技实力、劳动力素质以及金融实力等投资环境指标，认为江浙在这些指标方面均强于珠三角地区。较高的人力资源素质以及较好的制度环境使得江浙沪三省相对于广东省具有更强的产业竞争力，而广东在90年代以后，在资金、技术、人才与制度环境等方面缺少必要的更新，从而导致了外商直接投资技术效率低下，影响了地区的经济发展。其次，跨国公司本身的投资结构与产业导向也是影响投资技术效率的重要原因之一。长三角地区外国投资额占其HDI总额的60％左右，这些投资主要集中于电子及通讯设备、机械、交通运输等资本、技术密集型行业。这些跨国公司实力雄厚，投资规模大，注重长期发展，不但投资生产，也投资研发、培训等环节，这些研发与培训与长三角丰富的人力资源相结合，使得长三角地区在
引进外资的同时积累了相关的技术和知识，实现了技术的升级与产业的更新，提高了当地的投资效率。而在珠三角地区，来自港澳台的投资占到了当地FDI总额的80％强，这些投资多集中在电子产品、塑料制品、食品加工及服装业等劳动密集型产业，尽管这些行业与产业在短期对当地经济增长与就业的改善具有较大的促进作用，但是在国内劳动力成本上升的情况下，将直接导致这些劳动密集型产业竞争力下降，使得珠三角地区跨国公司投资技术效率有进一步下降的趋势。因此，对珠三角地区来说，在引进外资的同时实现产业的升级换代，引导跨国公司直接投资从劳动密集型产业向技术密集型与资本密集型产业转移，是改变当前不利局面的有效手段。
前沿技术论文篇11
随着科学技术的不断发展,测量技术对经济贡献的传统方法为索洛余值法,即将要素投入贡献以外的部分全部归结为技术进步。假定所有生产者均达到了最优生产状态是运用索洛余值法的前提之一,但现实的情况是大部分生产者没有达到生产函数的产出边界(Farrell,1957)。前沿生产函数准确度量了现实中生产者的实际产出与最优技术生产函数产出边界之间的差距。即使两个完全一样的生产者,均采用最优技术且投入同样的生产要素,但由于不确定因素的影响,其产出也可能不一样,因而有必要在生产函数中引入随机项。这也正是随机前沿生产函数与确定性生产函数之间的主要差别之一,即考虑了随机误差的影响。Aigner, Lovell 和 Schmidt(1977)以及Meeusen 和 Van Den Broeck(1977)提出随机前沿生产函数模型的基础形式为:其中 Yi是指第 i 个生产单位的产出;Xi是要素投入向量;Ui是度量技术效率损失的非负随机变量,即度量实际所利用技术与最优生产技术之间的差距;Vi为随机变量,刻画的是不确定性因素的影响。除了尽可能准确地描述生产函数外,确定技术效率的影响因素也十分重要。传统的做法是在随机前沿生产函数的基础上首先估算技术效率,然后计量分析技术效率与其影响因素之间的关系,此种两阶段方法所估计出来的参数是有偏和低效的。Bat tese, Coell(i1992)提出了同时估计随机前沿生产函数和技术效率损失影响因素的方法,很好地解决了两阶段方法中参数估计的有偏和低效问题。函数形式如下:(2)式中各经济变量的含义与(1)式一样,但其所适用的对象主要是面板数据。需要强调的是:Vit是独立同分布的随机变量,均值为0,即Vit~N(0,σ2v);由于Uit是非负随机变量,其服从半正态分布,对应的均值为 mit,方差为 σ2u,即Uit~N |(|mit,σ2u),显然,当Uit=0,随机前沿生产函数没有效率损失,达到了最优的生产状态,mit值越大,生产单位与生产前沿面差距也越大,技术效率也就越低。(3)式为效率损失函数,度量的是技术效率损失 mit的影响因素;zit即为 mit的影响因素;δ 是对应的参数向量,当其估计值为正时,反映的是该系数所对应的自变量对技术效率有负的影响,若其估计值为负,则说明该变量能很好的促进技术效率水平的提升。由于随机前沿生产函数的随机项不满足最小二乘法估计的假定条件,可以利用极大似然估计法估计(2)式和(3)式联合组成的模型。Battese 和 Corra(1977)建议:令 γ=σ2u/σ2,其中,σ2=σ2u+σ2v显然,γ的取值范围为〔0,1〕,首先在此范围内对 γ 赋初始值,再利用非参数估计技术估计各系数的最大似然估计量。当 γ 值接近于1时,反映的是随机前沿生产函数的误差主要是由技术利用的非有效性造成的;反之,当 γ 值接近于0时,反映的是前沿生产函数的误差主要是由随机误差引起的。 γ 值的统计显着性可以反映技术效率变动是否具有统计上的显着性。正如前所述,当Uit=0时,生产单位达到了最优的生产状态,因而可以用实际的生产产出比上最优的生产产出来衡量技术效率,Uit值越大,技术利用有效性越差,实际产出越低,技术效率值就越小。令技术效率为TEit,其表达方式为:由于 Uit是非负随机变量,因而0 3 指标说明、数据来源与计量经济模型
3.1 指标说明与数据来源
本文的研究样本为2002~2009年间30个省区的面板数据,由于数据缺失,研究样本中不包括。本文的产出变量以各省区的林业总产值表示;投入变量包括劳动力和资本,其中劳动力数据指的是林业系统各地区从业人员年末总人数;资本数据根据各地区林业固定资产投资完成情况推算,由于固定资产投资将在很长的一段时间内发挥作用,本文依据永续盘存法的原理确定每年的资本投入量,主要包括两部分:一部分是上年扣除折旧后的林业资本存量,二是每年新完成的林业固定资产投入量,根据张军、吴桂英和张吉鹏(2004)中国省际物质资本存量估算的研究,本文确定基期2002年的资本存量为当年的固定资产投入额除以10%作为当年的资本存量,以后各期的资本存量按照永续盘存法推算,对应每年固定资产的折旧率为9.6%。林业总产值数据按照居民消费价格指数进行调整,以2002年为基期,把各年以名义价格计量的林业总产值调整为实际价格;固定资产数据也按照固定资产投资价格指数进行了调整。本文选取影响(3)式效率损失函数 的变量主要有人力资本、各地区森林病虫鼠害的发生率和防治率。Luca(s1988)认为人力资本是技术效率最重要的影响因素,本文参考傅晓霞、吴利学(2006)的处理方法,以各地区基层林业工作站的平均文化程度代表人力资本水平,平均文化程度以平均受教育年限表示,假定大专、高中或中专和初中以下文化的教育年限分别为16年、12年和9年,以各层次文化程度的基层林业工作站人数为权数进行加权平均。森林病虫鼠害的发生率反映一个地区自然灾害对技术效率的影响,采用此指标的文献有亢霞、刘秀梅(2005),宋长鸣、胡兴明(2011)等。森林病虫鼠害的防治率反映的防治技术水平对产出技术效率的影响,一般而言,防治率越高,对随机前沿生产函数中技术效率的负面影响就越小。文中林业总产值、林业系统年末从业人数、林业固定资产投资、基层林业工作站人员文化程度、森林病虫鼠害发生率和防治率的数据均来自于各年的《中国林业统计年鉴》。
3.2 计量经济模型
一般而言,随机前沿生产函数需要确定函数的具体形式,柯布道格拉斯生产函数和超越对数生产函数是常见的形式,相比较而言,后者放宽了对固定弹性和技术进步中性的假设,但可能存在严重的多重共线性问题。由于本文的投入变量只有两个,采用的函数形式为柯布达哥拉斯生产函数,具体形式如下:(5)式中,Yit代表第i个地区第t年的林业总产值;Lit和 Kit分别代表劳动力投入和资本投入量;FSLit、FZLit和EDUit分别代表森林病虫鼠害的发生率、防治率和人力资本。 β1和 β2分别为劳动力和资本投入的产出弹性。
4 实证分析结果
4.1 随机前沿生产函数误差来源
模型估计的结果显示,σ2和 γ 值分别为2.7177和0.8766,对应t值分别在0.05和0.01的显着性水平下通过检验,说明林业产业存在明显的技术效率损失。 γ 值趋近于1,说明随机前沿生产函数的误差主要是由技术效率损失所引起,即没有达到生产前沿面的87.66%是由技术非效率所引起,而随机因素引起的误差仅为12.44%,林业产业的实际技术利用水平有一定的提升空间。显然,随机前沿生产函数有利于我们进一步区分生产函数中的误差,准确地刻画了实际生产过程中可以进一步改进的技术水平程度。
4.2 林业产业生产要素产出弹性分析
随机前沿生产函数系数估计的结果显示:劳动力产出弹性 β1和资本产出弹性 β2分别为0.5844和0.4717,对应 t 值均在 0.01 的显着性水平下通过检验。表明目前林业产业中劳动力和资本投入的增加均能显着的提高林业产业总产值,当劳动力投入和资本投入增加100%时,对应的产出分别增加58.44%和47.17%。要素投入的增加能够有效的提升最终的产出水平,若要提高林业总产值,林业系统目前还需要进一步的资本和劳动力投入。实际情况表明,虽然资本投入年年在增加,但林业系统从业人数却逐年下降。计量模型估计的结果表明劳动力的产出弹性为正,理论上增加劳动力投入有利于产出的增加,但实际情况与理论相反,对此可能的解释是固然劳动力数量投入影响最终的产出,但劳动力质量决定了产出的效率水平,舒尔茨(1987)也指出若要改造传统农业,迅速的持续增长更主要依靠向农民进行特殊投资,以使他们获得必要的新技能和新知识,从而成功地实现农业的经济增长。实际情况也表明基层林业工作站人员文化程度正逐年上升,因而林业系统应提高“人力资本”较高的劳动力比重。 β1与β2之和为1.0561,略大于1,说明目前的林业产业呈现规模报酬递增的特点,但递增程度十分微弱,当资本和劳动力投入分别增加1倍时,产出除同时增加1倍外,额外的增量还有5.61%,这进一步说明目前整个林业产业要素投入的前景非常可观,林业系统应进一步吸纳高素质的劳动力,加强对现有从业人员的培训,并加大资本投入的力度。
4.3 技术效率的影响因素
技术效率损失函数估计的结果表明:森林病虫鼠害的发生率对应的系数 δ1的值为12.3813,对应的t值在0.01的显着性水平下通过检验,说明病虫鼠害对林业产业技术效率造成显着的负面影响。戴利(2003)指出,病虫害是作为生态建设主要载体的森林所面临的三大顽敌之一;刘于鹤、林进(2008)也明确指出由于森林经营不善,人工林树种单一,抚育管理跟不上,每年森林病虫害发生面积达 733.33 万hm2,因森林病虫害而减少林木生长量1700万m3;齐联(2005)中国绿色时报报道显示:我国林业专家估算出近年每年因森林病虫害造成的损失约 880 亿元,损失的计算包含森林病虫害发生前后的防治与管理无效投入损失和关联产业损失等间接损失。森林病虫鼠害的发生严重影响林业的生产,是目前效率损失的重要原因。防治率对应系数 δ2的值为-0.6832,虽然其表明防治率能够提高技术效率,但对应的t值不显着。以基层林业工作站人员文化程度表征的人力资本对应的系数 δ3为-0.7785,对应的t值在0.05的显着性水平下通过检验,说明基层林业工作站人员文化素质的提高能够有效的降低技术效率损失,改善技术效率水平,这与亢霞、刘秀梅(2005),傅晓霞、吴利学(2006)等关于人力资本有效改善技术效率的结论一致。基层林业工作站人员素质的提高有利于掌握林业生产的新技术,提高其对林业生产的管理水平,从而提高林业产业的效率,促进林业产值的增长。因而,应加大林业系统人员的培训力度,有效的改进林业产业技术效率的损失。
4.4 各省区林业技术效率估计结果
表 2 显示,全国平均的林业技术效率水平由2002年的0.8930缓慢上升至2009年的0.9559,说明林业产业的技术效率正逐步改善,在向技术前沿面靠近。各省区中,内蒙古、辽宁、吉林、江苏、上海、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、山西和甘肃这21个省区的林业产业技术效率在8年间均呈现出明显的上升趋势,其余9个省区呈现出明显的波动特征。各省区这8年间平均的技术效率差距不是很明显,除天津、甘肃、青海、宁夏这4个省区外,其余省区的技术效率均超过了0.9,这说明林业系统中地区间的技术扩散是有效的。值得注意的是:天津和青海这两个省区的技术效率水平低于0.8,这两个省区的技术效率水平有进一步改进提高的空间。
5 结论、政策含义与讨论
5.1 结论与政策含义
前沿技术论文篇12
一、会议主题
本次会议主题为：沿海防护林体系建设与防灾减灾
二、征文内容
1、沿海防护林体系结构、功能与布局研究；
2、沿海防护林与防灾减灾；
3、沿海防护林与促进农民增收和社会主义新农村建设及地方经济发展；
4、沿海地区森林资源保护及相关政策研究；
5、沿海防护林体系建设工程管理；
6、沿海防护林体系建设技术标准；
7、沿海湿地保护和自然保护区建设；
8、海岸基干林带与红树林、柽柳为主的消浪林带建设和可持续经营；
9、海岸带土壤改良与土壤肥力维护；
10、沿海防护林树种选择、培育、低效林改造及其它重大技术；
11、沿海防护林病虫害防治及外来有害生物防治；
12、沿海防护林综合效益监测及效益评价；
13、信息技术在沿海防护林体系建设中的应用等。
14、国外沿海防护林体系建设现状和发展趋势；
三、征文要求
1、应征论文应是未正式发表过的研究成果，字数（含摘要、关键字与参考文献）不超过5000字。论文应包括题目、摘要、关键字、正文和参考文献。论文后请务必注明作者姓名、单位、职务/职称、电话、传真、电子信箱、通讯地址及邮政编码。
2、作者可书面或电子投稿：书面投稿一式3份，无论录用与否均不退稿，请自留底稿。电子投稿的稿件请采用Word文档或rtf格式。邮寄投稿时请在信封注明“沿海防护林学术研讨会征文”
3、论文格式参见《林业科学》稿件格式有关要求，《林业科学》
4．征文截止时间：*年7月31日（以寄出地邮戳为准）。论文录用通知*年8月20日前发出。
5．被本次会议录用的学术论文将以会议论文集的形式正式出版，出版费用由作者自理。
6．书面投稿地址：*，北京市颐和园后，中国林学会学术部刘根凤曾祥谓（收）
前沿技术论文篇13
文章编号：1000-176X（2015）06-0078-09
一、引 言
改革开放以来，中国农业生产获得了迅猛发展，农业产值从1980年的1 922.61亿元增加到2012年的10 844.74亿元（按1980年不变价格）。在农业产出增加464.15%的同时，农业生产的两个重要投入要素播种面积和农业劳动分别增加11.64%和-11.56%。在投入要素增长有限的条件下（农业劳动甚至出现负增长），技术进步成为解释农业产出增长的最主要源泉。此外，对中国这样一个农业人口比重大的国家而言，农业技术进步还有利于促进农村劳动力向非农产业转移，从而提高农民收入，并进一步提高对农业的投资水平，促进农业经济增长，形成良性循环[1]。因此，合理解释不同时期农业技术进步和技术效率提高的主要途径和作用机制，对于促进农业可持续发展、增加农民收入以及减缓城乡收入分配差距等具有重要现实意义。
从现有研究来看，中国尤其是实行家庭联产承包责任制之后的农业全要素生产率增长得到了学者的广泛关注，并认为在20世纪80年代初期，土地制度创新带来的农业TFP的提高解释了农业产出快速增长的绝大部分[2-3]。而制度因素的作用会随时间推移逐渐减弱，在此之后，关于中国农业TFP的研究则关注于制度以外的增长来源。其中，部分研究关注技术进步和技术效率的测度，如Yao 等[4]基于中国30个省的农业面板数据，采用随机前沿生产函数分析粮食生产的技术效率。Jin等[5]对中国1985―2004年23种农产品的全要素生产率进行了分解和比较分析。钱良信[6]对1978―2008年中部6省农业技术效率变化进行研究，发现样本期间内中部地区的平均技术效率为0.46，总体上处于较低水平。另一部分文献则关注技术进步和技术效率变化的影响因素，如石慧等[7]利用省际面板数据实证研究1985―2005年中国地区间农业生产绩效的动态表现，发现生产要素流动是农业TFP波动的首要推动力。Ito[8]利用SCD生产函数对中国农业BC和M技术进步率变动的影响因素进行实证分析。方鸿[9]运用面板数据的随机效应Tobit模型实证研究地区农业技术效率的影响因素，发现农村劳动力受教育程度的提高与农业科技力量的加强对技术效率的改善具有正效应。陈飞[10]基于农业生产技术的功能性特征及随机前沿理论，对影响中国粮食生产技术效率变化的各类因素进行理论分析和实证检验。此外，少数学者考虑到生产决策单元（DMU）可能会面对不同的生产可能性边界，如Tian和Yu[11]利用Battese 等[12]提出的共同边界生产函数（Meta-Frontier Production Function），在对全要素增长率测算的基础上，对目前中国生产率增长研究中存在的争论问题给出解释。杜文杰[13]采用时不变面板随机前沿模型，考虑地区间的生产技术差异性，测算不同阶段的农业技术效率。梁流涛和耿鹏旭[14]在方向性距离函数和共同边界框架下，测度了中国31个省（市）农业生产的共同边界效率、群组边界效率以及达到整体理性最佳农业技术效率的追赶程度。
上述文献对于分析中国农业技术进步特征具有重要的理论价值和借鉴意义。但在多数研究使用的随机前沿生产函数中，存在的主要问题是不同耕地规模使用的前沿生产技术可能不同，因为农场式的规模经营允许大范围使用现代农业机械并降低单位产量的平均成本，而耕地规模过小或过于分散使得大型机械设备无法投入使用。这使得研究者不能确定较大耕地规模的高农业产出是由于使用了先进的生产技术，还是在同样的技术水平下仅仅是更有效地利用了投入要素。共同边界分析方法虽然能够考虑到，当耕地规模不同时生产决策单元将对应不同的技术前沿面，但该方法面对的一个关键问题是如何将所有样本合理地划分为k个子群组，这在实证研究中是一个挑战。而门限面板随机前沿模型能够有效地解决这一问题。因此，为解决由耕地规模差异造成的前沿生产技术的异质性问题，本文采用门限面板随机前沿模型分析中国农业前沿技术和技术效率的变动机制。
本文的第二部分介绍耕地规模与农业生产技术采用的理论关系；第三部分构建基于门限面板模型测度技术进步和技术效率的随机前沿框架，包括门限面板模型估计、门限效应检验、门限值及其置信区间估计；第四部分利用2001―2012年我国20个主要农业省份275个地级市样本数据，实证研究耕地规模影响农业生产技术采用的门限效应及作用机制；第五部分给出了基于门限面板模型测算的农业技术效率汇总结果；最后给出结论与政策建议。
二、耕地规模与农业生产技术采用的理论联系
以家庭联产承包责任制为中心的土地产权制度是由其行为主体为改变土地低效配置、获取潜在的组织效率而引发的自下而上的制度变迁，其优势在于以户为单位的生产组织方式实现了利益主体细化，避免了集体劳动监督成本，发挥了个体农户精耕细作优势和生产积极性，从而产生巨大的制度绩效。但受到土地资源限制，家庭联产承包责任制不可避免会导致单个农户所拥有的耕地规模呈现小型化和细碎化特征。当前，世界农业已经逐渐向机械化、技术化和市场化的现代农业发展，而中国小规模农业种植方式远远落后于世界发达国家水平，严重制约了中国农业生产力水平的进一步提高，如何调整农业生产规模、提高农产品单位产量已成为农业发展的重中之重。
农业适度规模是指在一定的生产技术水平下，农业生产投入要素（土地、劳动力和机械等）之间实现最佳配置，从而保证各投入要素的产出效率或者整体经济效益达到最大的生产经营规模。在理论上，不同投入要素之间具有替代关系，生产者可以根据要素的相对价格和资源优势来选择要素投入数量。但由于土地是农业生产中的最稀缺资源，其他要素投入需要与土地相匹配，因此，农户所拥有的土地数量决定其农业生产规模。图1显示了在一定生产技术水平下耕地规模与农业产出间的理论关系，其中，横轴S表示耕地面积，纵轴Q表示农业产出，TP为总产出曲线，AP为平均产出曲线，MP为边际产出曲线。当耕地面积小于S1时，农业生产的机械技术效率、规模报酬收益和资源配置效率均受到限制，因此，在此阶段扩大土地规模能够有效提升农业产出（产出沿曲线OA变动）。当耕地面积处于S1处，边际产出曲线MP交于平均产出曲线AP的最高点A*，此时平均产出最大，即投入要素的产出效率最高。当耕地面积为S2时，边际产出曲线MP与横轴相交于点B*，此时总产出达到最大值，即整体经济效益最高，理性农户会根据生产决策目标（最大化要素产出效率或者是整体经济效益），在区间[S1， S2]内决定土地投入。区间[S1， S2]称为一定生产技术下的农业适度规模。当耕地面积大于S2时，总产出、平均产出和边际产出均处于下降阶段，资源配置无效率。农业适度规模并不是一成不变的，随着科技水平的发展，各种要素投入量均会发生变化，农业适度规模也在不断变化。假设某生产者采用的农业生产技术用曲线TP表示，其拥有的耕地面积为S3，处于资源配置无效率状态。此时，该生产者的理性选择或者是出租土地（当土地流转市场不完善时也会出现土地撂荒情况），或者是采用由曲线TP*所表示的更为先进的农业生产技术进行生产，从而实现其收益最大化。可见，对于拥有不同耕地规模的生产者，不仅可能存在着技术效率差异，而且生产者所采用的技术前沿面也可能存在显著不同。
三、门限面板模型的随机前沿分析框架
由于技术效率估计依赖于一个同质生产函数定义的技术前沿面，而我们无法确定不同耕地规模的农业全要素生产率差异是由技术前沿面不同还是由技术效率差异所导致的。门限面板模型是解决这一问题的有效方法。本文构建一个包含多个门限值的固定效应面板数据模型，基于格点搜索方法估计门限参数，并利用Hansen[15]提出的自助程序法和LR统计量检验门限效应的存在性。下面仅以存在两种前沿生产技术（对应一个门限值）为例，介绍门限面板随机前沿模型：
3.门限参数的置信区间
在门限效应存在的情况下，对门限参数提供一个置信集是非常有用的，因为这将增强结果的解释能力。然而，由于门限参数估计值的渐进分布是高度非标准的，导致对于有限样本，基于t统计量的置信集并不可靠。Hansen[18]提出了基于反转似然比检验的参数γ的置信集估计，考虑在零假设H0（γ0）：γ=γ0下的检验，γ0是γ定义域内的任意给定值。定义LR统计量为：
LRF（γ0）=（SF（γ0）-SF（F））/2vF（13）
统计量LRF（γ0）的渐进分布为F（x）=（1-exp（-x/2））2，在显著水平α（0
CS（γ；α）={γ0：LRF（γ0）≤c（α）}（14）
单一门限面板模型的参数估计和检验过程可以很容易推广到多个门限的情况，其基本思路为：在门限参数γ的定义域内，首先按由小到大次序搜索第一个门限值，其次对定义域内大于第一个门限值的参数γ的子集，继续按由小到大次序搜索第二个门限值，继续此过程，直到检验不再存在门限值为止。详细内容不再累述，证明参见Hansen[15]的文献。
四、农业前沿生产技术采用的门限效应
由于耕地规模会影响到农业生产技术采用，假设所有生产决策单元面对相同的生产可能性边界将导致模型设定误差[11]。因此，在经验研究中，利用实际数据检验耕地规模门限效应的存在性，并基于不同技术前沿面测算技术效率更具合理性。
1.变量选择及数据描述
为检验农业生产技术采用的门限效应，考虑到不同省份农业的相对重要性及数据可获得性，本文选取2001―2012年20个主要农业省份（分别为江苏、浙江、广东、辽宁、福建、山东、河北、吉林、湖北、湖南、河南、江西、内蒙古、陕西、黑龙江、山西、新疆、四川、安徽和广西。）275个地级市样本作为研究对象，数据集中共包括3 300个观测值。产出变量为农业增加值Y（亿元），用农产品收购价格指数（2012年=100）对其进行平减从而消除价格因素影响；投入变量包括农作物播种面积S（万公顷）、农业从业人员数L（万人）、农用机械总动力K（万千瓦）和化肥施用量V（按折纯量计算，万吨），有效灌溉率x被用作控制变量，选择劳均耕地面积S（亩/人）作为衡量耕地规模的门限变量，数据来源于各省相应年份的《统计年鉴》。表1给出各变量的描述性统计分析结果。
农业生产受耕地面积、自然资源、气候条件和生产投入等诸多因素影响，其中，耕地面积是影响地区农业发展的最关键要素。然而，由于中国地级市领土划分主要依据于历史继承和行政管理的需要，致使不同地区的耕地面积差别很大。表1中的数据显示，最大播种面积为228.75万公顷（黑龙江齐齐哈尔），最小的仅为0.45万公顷（湖北神农架）。自改革开放以来，中国一直实行以户为生产单位的农业土地制度，农村家庭所拥有的耕地面积是由其所在村庄的耕地总面积按家庭人口数平均分配得到，这导致不同地区农户的生产规模亦存在巨大差异。其中，劳均耕地面积最大的为137.51亩/人（黑龙江大兴安岭），而最小的仅为0.59亩/人（四川南充）。由于中国存在大量的农业劳动力，导致劳均耕地面积远小于世界发达国家，且其分布呈现出明显的左偏特征，除少部分地区耕地资源较为富裕外，大多数地区家庭耕地规模偏小，2012年劳均耕地面积3亩以下的占30.35%，劳均耕地面积3―9亩的占53.04%。不同的农业生产规模不仅导致要素投入和产出存在巨大差异，而且也会间接影响农户的生产技术采用决策。
2.门限效应检验与模型设定
本文利用柯布-道格拉斯生产函数构建门限面板模型。考虑到在现实农业生产中化肥施用量对耕地规模的依赖性较弱，因此，设定播种面积、劳动力和机械总动力三种投入要素为自变量，农田灌溉为控制变量。另外，门限面板模型形式的具体设定还依赖于门限值的个数，基于从一般到特殊的原则，首先，估计包含三个门限参数的门限面板模型（由于该模型与下文给出的两门限面板模型形式类似，这里不再给出该模型具体形式），以及式（9）给出的不具有门限效应的面板模型。其次，利用式（10）计算各门限参数对应的似然比（LR）统计量。最后，基于式（11）定义的自助抽样法过程和式（12）定义的p值计算公式确定LR统计量临界值，重复抽样次数B=500。门限效应检验结果如表2所示。
表2的最后三列分别给出了在10%、5%和1%的显著水平上利用自助抽样法获得的LR统计量的临界值，第二列为利用实际数据计算的似然比（LR）统计量值，第三列为各LR统计量对应的自助p值。表2中的结果表明，对于第一个和第二个门限值，在5%的显著水平上拒绝原假设H0：不存在门限效应；对于第三个门限值无法拒绝
原假设，即不存在第三个门限值。本文基于两门限面板模型（即整个样本集合中存在拒绝原假设，即不存在第三个门限值）。因此，本文基于两门限面板模型（即整个样本集合中存在三种不同的生产技术前沿面）来测度农业技术效率，模型的具体形式由式（15）给出：
lnYit=α+βVlnVit+（βS1lnSit+βL1lnLit+βK1lnKit+βx1xit）I（sit≤γ1）+（βS2lnSit+βL2lnLit+βK2lnKit+βx2xit）I（γ1γ2）-ui+vit（15）
其中，i=1， 2， …， N表示个体；t=1， 2， …， T表示时间；Yit为农业增加值，Sit为播种面积；Lit为农业从业人员数，Kit为农用机械总动力，Vit为化肥施用量，xit为有效灌溉率，劳均耕地面积sit为门限变量。参数βSj、βLj、βKj和βxj，j=1， 2， 3，分别为不同模式下的投入要素产出弹性，其他相关说明与式（1）相同，这里不再赘述。
3.门限面板模型参数估计
本文利用2001―2012年中国20个主要农业省份275个地级市的农业面板数据，使用格点搜索方法，基于式（5）和式（6）估计模型（15）中的参数β，基于式（7）和式（14）估计门限参数γ及其95%水平上的置信区间。由于样本量较大NT=3 300，在整个定义域内优化搜索门限参数γ对运算过程有很大限制，本文在这里采用一种简化但对结果几乎没有影响的搜索方法，可以大幅减少搜索执行回归分析的数量。对门限参数的搜索仅限于劳均耕地面积sit的特定分位数，实证中使用的网格{1.00%， 1.25%， 1.50%， 1.75%， 2.00%， …， 99.00%}共包括393个分位数。使用Matlab程序估计模型参数，计算结果如表3所示。
表3中的结果显示，第一个门限参数值为4.76，第二个门限参数值为10.54，两参数值均在1%的水平上统计显著，两个门限参数将柯布-道格拉斯生产函数的影响机制区分为三种情况。上述结论符合经济学直观，当一个劳动力需要耕种的土地面积较小时（小于4.76亩），由于其可以通过传统方式来完成生产，出于降低投入成本角度考虑，他将选择减少农用机械投资的决策（当耕地过于细碎时，使用大型农用机械也是不可行的）；而单个劳动力耕种土地面积较大时（大于10.54亩），通过传统方式来完成生产已经不再现实，且规模化生产诱使农民对投入回报具有较高预期，其有必要也有动力采用更为先进的农业生产技术。化肥施用量对产出的影响作用与门限变量无关，影响系数为0.22，且统计显著，这与理论预期相一致。农作物播种面积、农业从业人员数、农用机械总动力和有效灌溉率对产出的影响作用被门限
变量区分为三种机制。其中，农作物播种面积在三种不同机制下对产出影响均显著为正，表明对于三种区制，农业生产在各自的技术前沿面下均未达到土地投入的最优点，因此，增加土地要素投入有助于提高产出。当4.7610.54时影响系数最小为0.48。对于拥有中等耕地规模的农户而言，已经具备使用先进生产技术的自然条件，但生产规模相对不足限制了农民的增收能力，需要根据预期的收支情况有选择性地增加技术投入。因此，当其有条件扩大生产规模时，将同时产生资源配置优化效应和技术扩张效应，有利于促进产出增长。当农户拥有的耕地规模较小时（sit≤4.76），传统农业生产方式要求耕地投入增加与劳动投入增加相匹配，否则将造成耕地的粗放式经营。而此类农户的农业收入已不再是家庭收入的主要来源，农民更愿意将劳动投入到回报率更高的非农活动中，从而导致土地的回报率下降。当农户拥有的耕地规模较大时（sit>10.54），土地已不再是制约农业生产发展的瓶颈，土地的产出效应更多取决于各种资源的配置效率，而这恰好是中国从传统农业向现代农业过渡过程中急需解决的一个关键问题。大规模农业生产的资源配置无效率是导致土地产出弹性偏低的主要原因。在三种机制下，农业从业人员数增加对产出具有负向影响（或者不显著），表明中国农村劳动力过剩情况仍较为严重。统计资料显示，2012年中国人均耕地面积仅为0.53公顷，日本为2.64公顷，美国为63.82公顷，加拿大为132.36公顷，数据来源于2013年《中国农村统计年鉴》。耕地资源短缺将是长期抑制中国农业发展的最主要因素。农用机械总动力在三种机制下的作用效果差别较大，对于大、中等耕地规模的农业生产情况，机械资本投入能够显著促进产出增加，且有Sit>10.54时的资本产出弹性（0.33）要大于4.76
进一步，本文利用估计的门限值对样本城市分类，表4中给出了2001―2012年样本中国275个地级市劳均耕地面积变动的统计分析结果。从表4可以看出，对于情形Ⅰ，地级市数量虽然在总体上呈现出略微减小的规律但波动特征也较为突出；对于情形Ⅱ，地级市数量下降的趋势非常明显，在整个样本区间内城市数量共减少53个；对于情形Ⅲ，地级市数量从2001年的65个增加到2012年的131个，整体农业生产规模不断扩大已是不争的事实。2000年以来，随着工业化、城镇化进程加快，大量农业劳动力为获取更高的要素回报开始向二三产业部门流动，部分农村家庭由于缺少劳动力导致了土地的粗放经营甚至撂荒现象，这是劳均耕地面积增加的一个原因。同时，在中国耕地资源总体趋紧的大前提下，农民基于理性考虑会选择租赁方式来重新配置土地，种粮和养殖大户为追求规模效益和提高生产效率向其他农户承租土地，这是导致劳均耕地面积增加的另一个原因。近年来，中国政府一直在大力倡导土地流转以提高土地利用效率，各地区纷纷出台相关的土地政策和措施，并对土地流转进行经济补贴，各地区的土地流转速度明显加快，一些地区较大规模的农业生产模式正逐步形成，为先进生产技术采用提供了条件。
五、农业技术效率测算结果的汇总分析
本文利用表3中的门限面板模型的参数估计结果以及式（8）计算不同耕地规模情况下的农业技术前沿（经过标准化处理）和技术效率，汇总结果如表5所示。另外，在表5的最后一列还给出了利用线性面板模型测算的技术效率汇总结果，用来对比分析基于不同技术前沿假设和基于单一技术前沿假设下，测算的技术效率结果的差异特征。
表5中的统计结果显示，情形Ⅰ、情形Ⅱ和情形Ⅲ的技术前沿面分别为0.56、0.91和1.00，越大的劳均耕地面积对应于越高的技术前沿水平，上述结论与本文的理论预期相一致。情形Ⅰ的技术前沿水平要远低于情形Ⅱ和情形Ⅲ，表明耕地规模过小确实对农户采用先进生产技术具有明显的抑制作用。21世纪以来，随着非农收入占农村家庭收入比重的大幅提升，农户（尤其是耕地规模偏小的农村家庭）将更多的精力投入到非农生产经营活动中，这一方面有利于农民增收，但另一方面，由于中国土地流转市场还有待完善，农民很难将自己承包的土地流转出去，使得农村“半工半耕”、“男工女耕”的农户兼业化现象较为普遍。兼业生产在某种程度上阻碍了农业发展，削弱了农民对生产投资和先进生产技术采用的积极性。规模化生产有助于促进前沿技术采用，但相比较而言，情形Ⅲ的技术前沿水平仅略高于情形Ⅱ，表明与更大规模（情形Ⅲ）农业生产相匹配的技术采用情况并不理想，主要原因在于中国粮食生产的比较收益长期偏低，为降低成本并减少风险，农民对投资量大、见效时限长且预期收益不确定的现代农业技术采用的动力不足。
比较门限面板模型在三种情形下测算的技术效率，我们发现小规模农业生产（情形Ⅰ）的技术效率均值（0.93）最大，且分布较为集中（极差为0.13），这一结果与中国农业现实并不违背，家庭联产承包责任制实行以来，小农生产方式经过多年发展，在小规模耕地上的技术应用基本上已经成熟，接近技术前沿水平，进一步提升的潜力相对较小。大规模农业生产（情形Ⅲ）的技术效率均值（0.77）最小，且分布的离散程度更高（极差为0.45）。目前，中国正处于由传统农业向现代农业转变的过渡时期，适用于大规模农业生产的先进技术的普及与应用急需政府支持，此外，大量农村中受教育程度较高的中青年劳动力向城市迁移，使得生产中的管理问题较为突出。而各地区间经济发展水平的不均衡以及地方政府对农业的重视程度不同会导致地区间农业投入和技术应用的巨大差异，经济欠发达地区农业技术采用受到诸多限制，对整体技术效率提升具有负向贡献，是造成大规模农业生产技术效率偏低的主要原因。进一步，考察三种情形下的全要素生产率（定义为技术前沿面与技术效率的乘积），其值分别为0.52、0.73和0.77，这表明尽管大规模农业生产的技术效率偏低，但由于采用了更为先进的前沿技术，导致其对农业产出的正向促进作用更强并且具有更大的提升空间。表5的最后一列给出了利用线性面板模型计算的技术效率结果，其技术效率均值（0.51）要远小于门限面板模型的测算结果，且分布的离散程度也最高（极差为0.73）。出现这一结果并不意外，因为线性面板模型假设不同耕地规模对应相同的技术前沿面，而对于具有低的技术前沿面的个体而言，这一错误设定使得测算的技术无效率项中不仅包含效率损失，还包含了两个技术前沿面间的技术差距。
六、结论与政策建议
测算农业生产技术效率时，在横截面或者面板数据集中耕地规模的异质性已成为影响估计结果准确程度的一个主要问题。笔者通过构建门限面板随机前沿分析框架来解决这一问题，统计推断方法是由Hansen[15]提出的，该方法允许有多个门限值存在。影响门限效应检验的主要问题是门限参数在零假设下没有定义，笔者利用自助法来模拟似然比检验统计量的非标准分布，并基于检验反转方法确定门限参数的置信区间。
利用2001―2012年中国20个主要农业省份的275个地级市样本数据估计固定效应门限面板模型，发现门限效应确实存在，两个门限值（4.76和10.54）将农业生产规模区分为三种情况。对比分析结果显示：第一，化肥施用量、灌溉率和播种面积等要素投入对产出具有显著的正向影响，而劳动力要素对产出具有负向影响，资本要素对小规模农业生产的作用不显著，但对中、大等规模农业生产具有正向作用，且耕地规模越大作用效果越显著。第二，总的来看，各地区的农业生产规模均呈现出不断扩大的变动趋势，劳均耕地面积大于10.54亩的地级市个数从2001年的65个增加到2012年的131个。第三，越大的耕地规模对应于越高的技术前沿面，但同时也具有更多的技术效率损失。在整个样本期间，农业生产规模不断扩大，而与之相适应的现代生产技术和管理手段还不完善，因此，造成技术效率损失是在所难免的。但总的来说，耕地规模越大则农业TFP对产出的拉动作用越强。第四，基于线性面板模型测算的技术效率要远远小于门限面板模型，这是由线性面板模型设定所有地区的技术前沿面均相同所导致的。
为扩大农业生产规模，促进前沿技术进步和技术效率提高，进而实现农民增收和粮食增产，结合本文的研究结论，基于此笔者给出如下政策建议：
1.促进农村土地承包经营权流转，建立以家庭农场为生产单元的现代农业模式
通过土地流转改善农业生产结构，促使承租土地农户实现规模化经营，采用先进的农业技术和科学管理手段，从而提高种粮收益和国际市场竞争力。为此，政府应该实施和完善以下内容：第一，规范土地流转市场，建立与土地流转相关的评估、咨询和公证机构，为土地供求双方提供信息服务，降低土地流转成本。第二，为吸引更多农民进入流转，财政应该对流出土地的农户进行补贴，相当于国家承担了一部分地租，从而增加土地流转供给。第三，健全和完善农村金融体系，鼓励土地流转与金融领域改革相结合，为农户实现土地流转提供资金支持。
2.在促进农业技术推广的基础上，着力于提升农民的劳动技能和管理能力
第一，充分发挥各级农业研究机构对农业生产的技术支持功能，鼓励农业技术人员深入到农村基层，负责先进农业生产技术的推广与普及工作。第二，大力发展农村的职业技术教育，不仅要注重农民的劳动技能培训，更需要注重提升农民的规模化经营意识，以及与现代农业生产相匹配的生产组织能力和管理能力。
3.加强农业基础设施建设，降低生产技术采用成本
作为一种公共物品，农村基础设施长期缺失和不足使得农户采用前沿生产技术的机会成本过高，而经济欠发达地区在短期内没有能力提供与现代农业生产相适应的基础设施服务，这是经济欠发达地区技术效率偏低的主要原因。解决这一问题的途径包括：第一，建立农业基础设施投资的长效机制，加强中央和地方各级政府的财政转移支付力度。第二，完善政府与私营部门的合作模式，制定相关政策调动社会资源向经济欠发达地区农业基础设施投资的积极性。第三，组织农户参与基础设施管理，建立和完善村级管理制度，是提高农村基础设施建设和管理效益的重要途径，也是实现公平与公正的有效措施。
参考文献：
[1] 赵蕾，杨向阳，王怀明.改革以来中国省际农业生产率的收敛性分析[J].南开经济研究， 2007，（1）：107-116.
[2] McMillan，J.，Whalley，J.，Zhu，L.The Impact of China’s Economic Reforms on Agricultural Productivity Growth[J]. Journal of Political Economy，1989，97（4）： 781-807.
[3] Fan，S.G.Effects of Technological Change and Institutional Reform on Production Growth in Chinese Agriculture[J]. American Journal of Agricultural Economics，1991，73（2）：266-275.
[4] Yao，S.，Liu，Z.，Zhang，Z.Spatial Differences of Grain Production Efficiency in China，1987-1992[J]. Economics of Planning，2001，34（2）：139-157.
[5] Jin，S.Q.，Ma，H.Y.，Huang，J.K.，Hu，R.F.，Scott，R.Productivity，Efficiency and Technical Change： Measuring the Performance of China’s Transforming Agriculture[J].Journal of Productivity Analysis， 2010，33（3）：191-207.
[6] 钱良信.中部地区农业技术效率及其影响因素研究[J].安徽农业科学，2010，38（18）：9826-9828.
[7] 石慧，孟令杰，王怀明.中国农业生产率的地区差距及波动性研究――基于随机前沿生产函数的分析[J].经济科学，2008，（3）：20-33.
[8] Ito，J.Inter-Regional Difference of Agricultural Productivity in China：Distinction between Biochemical and Machinery Technology[J].China Economic Review，2010，21（3）：394-410.
[9] 方鸿.中国农业生产技术效率研究：基于省级层面的测度、发现与解释[J].农业技术经济，2010，（1）： 34-41.
[10] 陈飞.我国粮食生产的技术推进模式及影响机制研究[J].数学的实践与认识，2014，44（7）： 147-160.
[11] Tian，X.，Yu，X.The Enigmas of TFP in China： A Meta-Analysis[J].China Economic Review， 2012，23（2）：396-414.
[12] Battese，G.E.，Rao，D.S.P.，O’Donnell，C.J.A Meta-Frontier Frameworks Production Function for Estimation of Technical Efficiency and Technology Gap for Firms Operating under Different Technology[J].Journal of Productivity Analysis，2004，21（1）：91-103.
[13] 杜文杰.农业生产技术效率的政策差异研究――基于时不变阈值面板随机前沿分析[J].数量经济技术经济研究，2009，（9）：107-118.
[14] 梁流涛，耿鹏旭.中国省域农业共同边界技术效率差异分析[J].中国人口・资源与环境，2012， 22（12）：94-100.
[15] Hansen，B.E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing， and Inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.
