國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步影響的實(shí)證分析

多淑杰

（中山職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣東 中山 528404）

隨著產(chǎn)業(yè)分工的深化，產(chǎn)業(yè)鏈分工成為當(dāng)前國(guó)際分工的新型形態(tài)，并逐漸起著主導(dǎo)作用。伴隨著產(chǎn)業(yè)鏈分工的發(fā)展，國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移模式發(fā)生了深刻的變化，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不再局限于整體產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，可只轉(zhuǎn)移部分生產(chǎn)工序和環(huán)節(jié)。新型分工下產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移模式的轉(zhuǎn)變對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了新的影響，一方面發(fā)展中國(guó)家通過(guò)承接部分環(huán)節(jié)嵌入全球產(chǎn)業(yè)鏈分工網(wǎng)絡(luò)體系，基于產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)聯(lián)關(guān)系和發(fā)達(dá)國(guó)家建立更加緊密的分工合作關(guān)系，獲取信息技術(shù)的溢出。另一方面由于發(fā)達(dá)國(guó)家占據(jù)產(chǎn)業(yè)鏈高端和關(guān)鍵環(huán)節(jié)，具有強(qiáng)大的產(chǎn)業(yè)技術(shù)壟斷優(yōu)勢(shì)，發(fā)展中國(guó)家容易形成技術(shù)鎖定，缺乏自主創(chuàng)新。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)充分利用政策優(yōu)勢(shì)和地理優(yōu)勢(shì)以及勞動(dòng)成本優(yōu)勢(shì)承接了國(guó)際加工制造環(huán)節(jié)的轉(zhuǎn)移，嵌入到全球產(chǎn)業(yè)鏈分工體系中。產(chǎn)業(yè)鏈分工下國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步具有什么的影響，是促進(jìn)作用還是抑制作用？影響程度和影響方式如何等成為人們關(guān)注的重要問(wèn)題。

1 中國(guó)及各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的估算

1.1 模型建立

技術(shù)進(jìn)步估算是一項(xiàng)比較復(fù)雜的事情。作為簡(jiǎn)潔的方法，全要素生產(chǎn)率常被作為來(lái)衡量技術(shù)進(jìn)步變化的主要指標(biāo)。全要素生產(chǎn)率衡量的是單位投入的產(chǎn)出效率，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心要素。比較有代表性的把全要素生產(chǎn)率作為衡量技術(shù)進(jìn)步水平的為索洛，其在索洛經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析模型中，將產(chǎn)出增長(zhǎng)中扣除資本、勞動(dòng)力帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)所得的“余值”看作技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，賦予其技術(shù)變化或技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)涵。隨著一些學(xué)者利用這一指標(biāo)對(duì)一國(guó)或區(qū)域技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行衡量。平新喬在《市場(chǎng)換來(lái)技術(shù)了嗎？》一文中，比較外資和內(nèi)資的全要素生產(chǎn)率差異來(lái)表明中國(guó)和世界先進(jìn)技術(shù)的差異，這里外資的全要素生產(chǎn)率代表了世界先進(jìn)技術(shù)水平。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Krugman認(rèn)為東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)完全可以用投入增長(zhǎng)來(lái)解釋，全要素增長(zhǎng)率比較小。因此，其推斷東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中沒(méi)有技術(shù)進(jìn)步的成分。在全要素生產(chǎn)率的測(cè)度方面形成了不同的方法，林毅夫、任若恩將通用的全要素生產(chǎn)率估算方法分為兩種：增長(zhǎng)核算方法和經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)方法。前者不需要估計(jì)參數(shù)，而后者需要。本節(jié)根據(jù)經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)方法通過(guò)回歸來(lái)估計(jì)索洛余值，計(jì)算全要素生產(chǎn)率。

采用參數(shù)回歸需設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式，這里我們假定為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

其中Y代表產(chǎn)出；K和L分別表示資本存量和就業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量；A0是基年綜合生產(chǎn)效率系數(shù)，它反映產(chǎn)出的增長(zhǎng)扣除投入增長(zhǎng)之外的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，被視作廣義的技術(shù)進(jìn)步。由于技術(shù)進(jìn)步具有時(shí)間趨勢(shì)，因此這里加上了時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)ert，A0ert反映的是第t年的全要素生產(chǎn)率；α1和α2為資本和勞動(dòng)投入的產(chǎn)出彈性，假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，則α1+α2=1。

借鑒李國(guó)章等做法，對(duì)公式（1）兩邊同時(shí)除以L，然后取對(duì)數(shù)，在加上誤差項(xiàng)，就可得到線性的生產(chǎn)函數(shù)計(jì)量模型：

由于一般的線性模型只能單獨(dú)處理橫截面數(shù)據(jù)或者時(shí)間序列數(shù)據(jù)，而不能同時(shí)分析和對(duì)比它們。面板數(shù)據(jù)模型相對(duì)于一般的線性回歸模型，其長(zhǎng)處在于它既考慮到了橫截面數(shù)據(jù)存在的共性，又能分析模型中橫截面因素的個(gè)體特殊效應(yīng)，因此本文采用面板數(shù)據(jù)分析的技術(shù)來(lái)具體分析各個(gè)省份之間的全要素生產(chǎn)率。建立面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，yit=Yit/Lit，kit=Kit/Lit，i表示不同的省份；t代表年份。

這里采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量法確定確定產(chǎn)出彈性系數(shù)。通過(guò)回歸便可以得到資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α1。由此得到各省份考察時(shí)期的全要素生產(chǎn)率為

1.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文采用了28個(gè)省市（重慶、云南和西藏由于數(shù)據(jù)的缺失，本文把這三個(gè)省市排除在外）1978～2008年的面板數(shù)據(jù)對(duì)上述模型進(jìn)行回歸。在各指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取中，Y選擇各省份的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，以1978年為基期。勞動(dòng)投入選擇各省份歷年的從業(yè)人員。兩項(xiàng)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。資本投入的度量不但是全要素生產(chǎn)率分析的難點(diǎn)，也是實(shí)證經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域的難點(diǎn)。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界普遍采用的測(cè)量資本存量的方法是Goldsmith在1951年開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤存法，基本公式為：Kt=It+(1-δt)Kt-1。本文引用中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組2010年發(fā)表在《經(jīng)濟(jì)研究》上的各省份固定資本存量測(cè)算結(jié)果數(shù)據(jù)作為本模型資本存量投入。

1.3 變量平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)

一般來(lái)說(shuō)，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型應(yīng)當(dāng)建立在變量為平穩(wěn)序列的基礎(chǔ)上。這里我們首先對(duì)人均產(chǎn)出和勞均資本的對(duì)數(shù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)主要分為兩類：一類為相同根情形下的單位根檢驗(yàn)，這類檢驗(yàn)方法假設(shè)面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有相同的單位根，主要包括LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)。另一類為不同根情形下的單位根檢驗(yàn)，這類方法允許各截面序列數(shù)據(jù)具有不同的單位根過(guò)程，主要包括Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)等。為了節(jié)省篇幅，這里只分別給出相同根情形下的LLC檢驗(yàn)和不同根情形下的Fisher-ADF檢驗(yàn)結(jié)果，如表1。從各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，變量log(yit)、log(kit)均為I（1），即變量本身不具有平穩(wěn)性，但其一階差分后均為平穩(wěn)序列。

表1 log（yit）、log（kit）、△log（yit）、△log（kit）的單位根檢驗(yàn)

表2 Kao檢驗(yàn)結(jié)果（滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定）

根據(jù)協(xié)整理論，不具有平穩(wěn)特征的變量之間的某種線形組合卻有可能是平穩(wěn)的。具有協(xié)整性意味著這些平穩(wěn)變量之間可能具有某種長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法也主要有兩類，一類是建立在Engle-Granger的“兩步法”檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，具體方法有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；另一類建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。這里分別給出Kao檢驗(yàn)和Jonansen面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表2、表3 。

表3 Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從上表檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平上人均產(chǎn)出和勞均資本的面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

1.4 模型形式確定

面板數(shù)據(jù)模型通常包括三種類型：混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析的時(shí)候，需要首先確定模型的設(shè)定形式，因?yàn)槟Ｐ托问皆O(shè)定不正確，估計(jì)結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)偏離甚遠(yuǎn)。因此我們運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析技術(shù)的第一步是確定究竟采取哪種面板數(shù)據(jù)模型，從而避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性。我們使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)。F檢驗(yàn)的計(jì)算方法為：

其中，R2為判決系數(shù)，u為非約束模型（此處為固定效應(yīng)模型），p表示合并或約束模型，n為樣本容量，T為樣本的期間，k為自由度，等于解釋變量的個(gè)數(shù)（不包含截距項(xiàng)）。將F統(tǒng)計(jì)量與F臨界值進(jìn)行對(duì)比，如果F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型；反之，則選擇混合模型。通過(guò)計(jì)算分析，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為96.178，在5%的水平上大于F的臨界值。因此，相比應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。我們采用用H統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)應(yīng)該是建立固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。計(jì)算H統(tǒng)計(jì)量為11.89，在5%的水平上大于H的臨界值，因此，模型存在固定效應(yīng)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

根據(jù)前面綜合比較，我們應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。為了消除異方差，這里選擇橫截面加權(quán)估計(jì)方法，并對(duì)模型進(jìn)行序列自相關(guān)修正，得到方程估計(jì)結(jié)果：

據(jù)此，我們可以計(jì)算出全國(guó)范圍內(nèi)資本與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，分別為α1=0.47，α2=0.53。

2 中國(guó)技術(shù)進(jìn)步影響的實(shí)證分析

地區(qū)技術(shù)進(jìn)步受到多種因素的影響。歸納起來(lái)包括技術(shù)進(jìn)步來(lái)源于兩個(gè)方面：自主創(chuàng)新與學(xué)習(xí)模仿。承接地的學(xué)習(xí)模仿主要建立在國(guó)際產(chǎn)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散與溢出的基礎(chǔ)之上，而國(guó)際產(chǎn)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散與溢出主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)行。在國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工下，我國(guó)尤其是東部沿海地區(qū)通過(guò)承接外包業(yè)務(wù)和吸收外商直接投資承接了大量的加工貿(mào)易，且具有“兩頭在外”的特征，即加工貿(mào)易進(jìn)出口規(guī)模都比較高。自1981年以來(lái)，加工貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進(jìn)口所占總貿(mào)易值的比重在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)呈明顯的上升趨勢(shì)，1995年加工貿(mào)易進(jìn)出口所占比重超過(guò)一般貿(mào)易進(jìn)出口所占的比重。并且在1996～2005年間加工貿(mào)易出口所占比重達(dá)到55%左右。加工貿(mào)易快速發(fā)展在很大程度上受到外商在中國(guó)投資的驅(qū)動(dòng)。在中國(guó)加工貿(mào)易出口的企業(yè)中，外商直接投資企業(yè)加工貿(mào)易進(jìn)口、出口占總加工貿(mào)易進(jìn)口和出口比重均達(dá)到了80%左右。同時(shí)，外包也占有一定的份額。無(wú)論是在FDI下，還是在外包下，加工貿(mào)易成為中國(guó)承接產(chǎn)業(yè)鏈分工下國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的直接衡量。以加工貿(mào)易為特征的國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)承接地技術(shù)進(jìn)步具有一定的影響，其中加工貿(mào)易出口對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響主要來(lái)源于：一是基于產(chǎn)業(yè)鏈后向關(guān)聯(lián)所產(chǎn)生的技術(shù)溢出和擴(kuò)散，即從采購(gòu)商獲得相關(guān)技術(shù)信息的支持。二是通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的專業(yè)化程度和規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而能夠提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率。三是出口中學(xué)習(xí)。而加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)技術(shù)擴(kuò)散與溢出的渠道主要包括：一是通過(guò)中間產(chǎn)品尤其是技術(shù)密集型和高端中間產(chǎn)品或零部件的進(jìn)口的學(xué)習(xí)，二是來(lái)自國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)商技術(shù)擴(kuò)散和技術(shù)溢出。但同時(shí)還也存在著技術(shù)擠出效應(yīng)和壓制效應(yīng)。下面以加工貿(mào)易作為衡量中國(guó)承接國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工下國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移特征的指標(biāo)，分析其對(duì)中國(guó)各區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的影響。

2.1 模型建立和數(shù)據(jù)說(shuō)明

在對(duì)各省份全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算的基礎(chǔ)上，從加工貿(mào)易進(jìn)、出口兩方面建立面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來(lái)考察國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工下的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)中國(guó)各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響。由于除了加工貿(mào)易外，技術(shù)進(jìn)步還受到研發(fā)投入、人力資本以及制度等因素的影響，因此在模型中還選擇了研發(fā)支出、政府財(cái)政支出和人力資本水平作為模型的控制變量。我們選取全國(guó)27個(gè)省、市（因?yàn)閿?shù)據(jù)缺失，西藏、青海、重慶、云南除外）2002～2008年相關(guān)變量數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于2003～2009年《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)年鑒》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》、國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)等。本文建立如下面板數(shù)據(jù)模型形式：

其中，i表示各省或直轄市，t表示時(shí)間，α，β表示待估參數(shù)。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從獨(dú)立同分布。T代表技術(shù)進(jìn)步率，采用前面計(jì)算的全要素生產(chǎn)率表示；I為加工貿(mào)易進(jìn)口，采用進(jìn)口貿(mào)易量占GDP的比重表示；E代表加工貿(mào)易出口，采用出口貿(mào)易量占GDP的比重；R代表研發(fā)投入水平，用研發(fā)支出占GDP的比重表示；F代表制度變量，采用地方財(cái)政支出占GDP的比重表示。H代表地區(qū)人力資本水平，采用各地區(qū)受高中及以上學(xué)歷從業(yè)人員比重表示。

2.2 模型的估計(jì)與回歸結(jié)果分析

首先需要檢驗(yàn)該采用混合模型還是采用固定效應(yīng)模型。這里采用F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量為32.204,在5%水平上顯著，拒絕原假設(shè)，因此我們可以采用固定效應(yīng)的模型。 采用Hansman檢驗(yàn)判定是應(yīng)建立固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，通過(guò)計(jì)算H統(tǒng)計(jì)量為76.157,在5%的水平上顯著，拒絕原假設(shè)，因此，我們應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

采用橫截面加權(quán)估計(jì)法（Cross-Section Weights）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如下：

從回歸的結(jié)果可以看出，總體顯著性水平比較高，擬合度比較高。除人力資本外，各變量系數(shù)都在1%的顯著水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。各變量對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步具有一定的影響，但影響程度存在著一定的差異,加工貿(mào)易進(jìn)口與地區(qū)技術(shù)進(jìn)步呈負(fù)相關(guān)，加工貿(mào)易出口、研發(fā)支出和人力資本對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步均呈正相關(guān)。其中研發(fā)支出影響程度相對(duì)最大，回歸系數(shù)為0.2476,意味著研發(fā)強(qiáng)度變化一單位，技術(shù)進(jìn)步率將提高0.2476單位。加工貿(mào)易出口回歸系數(shù)為0.0207，意味著加工貿(mào)易出口比重增加一單位，技術(shù)進(jìn)步率提高0.0207單位。而加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)影響，加工貿(mào)易進(jìn)口所占比重每提高一單位，技術(shù)進(jìn)步率則下降0.0325單位。而財(cái)政支出對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步具有正影響，而人力資本對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步影響則相對(duì)比較小。

2.3 實(shí)證結(jié)論

首先分析加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響。實(shí)證結(jié)果表明我國(guó)各地區(qū)加工貿(mào)易出口有助于促進(jìn)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步，而加工貿(mào)易進(jìn)口則在一定程度上阻礙了地區(qū)技術(shù)進(jìn)步。這在一定程度上說(shuō)明了我國(guó)嵌入國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工的后向關(guān)聯(lián)有助于實(shí)現(xiàn)技術(shù)的擴(kuò)散和溢出。企業(yè)通過(guò)加工貿(mào)易出口可以獲得國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈中采購(gòu)商或客戶的技術(shù)信息的支持或具有出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)，從而促進(jìn)了地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的實(shí)現(xiàn)。張杰、李勇、劉志彪從微觀層面上通過(guò)分析中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口對(duì)其生產(chǎn)率提高的影響也證實(shí)了這一點(diǎn)，認(rèn)為中國(guó)制造企業(yè)具有出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)，這種效應(yīng)可以促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)工業(yè)流程與組織管理方式的改善以及外部制度環(huán)境的改進(jìn)，從而最終提高企業(yè)生產(chǎn)率。而加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)出負(fù)影響，表明了我國(guó)嵌入國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工中的前向關(guān)聯(lián)并沒(méi)有促進(jìn)技術(shù)溢出。其可能原因在于，從國(guó)外引進(jìn)技術(shù)含量較高的設(shè)備、零部件或中間產(chǎn)品往往以“物化”形式存在，這不能直接導(dǎo)致技術(shù)擴(kuò)散和外溢，最重要的是有效消化、吸收，而忽視了對(duì)產(chǎn)品技術(shù)的消化吸收，則不能有效引進(jìn)獲得國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)；和國(guó)家產(chǎn)業(yè)鏈上供應(yīng)商技術(shù)合作交流的缺失也不利于中國(guó)地區(qū)技術(shù)的進(jìn)步。同時(shí)定位于國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈的低端環(huán)節(jié)，而對(duì)高端先進(jìn)設(shè)備和高端零部件的引進(jìn)，相反在某種程度上可能還會(huì)抑制地區(qū)自主創(chuàng)新，形成低端技術(shù)鎖定，從而阻礙其技術(shù)進(jìn)步。

其次，考察其他相關(guān)變量的影響。如研發(fā)支出、地方政府財(cái)政支出以及人力資本水平對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步具有正的影響。尤其是研發(fā)支出，在所有變量中其對(duì)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響程度最高。研發(fā)支出、人力資本等這些因素是促進(jìn)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的重要保障和支撐，是促進(jìn)地區(qū)自主創(chuàng)新的重要源泉。研發(fā)投入的加大、勞動(dòng)力素質(zhì)的提高和制度環(huán)境的改善都有助于提高知識(shí)技術(shù)的積累。因此，各地區(qū)在通過(guò)承接國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，更應(yīng)注重本地區(qū)要素條件的改善和提高，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力。

[1]Dimelis S,Louri H.Foreign Owership and Production Efficiency:A Quantile Regression Analysis[D].Oxford Economic Paper,2002,(54).

[2]Blalock G,Gertler P.Welfare Gains from Foreign Direct Investment through Technology Transfer to Local Suppliers[J].Journal of Interna?tional Economics,2008,(74).

[3]Tsou M.，Jin-Tan Liu.The Spillover Effect From FDI:Empirial Evi?dence from Twaiwan Manufacturing Industries[J].Taiwan Economic Review,1997,(25).

[4]姜瑾,朱桂龍.外商直接投資行業(yè)間技術(shù)溢出效應(yīng)實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2007,(1).

[5]博文廣.外商直接投資對(duì)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于地區(qū)層面的研究[J].財(cái)經(jīng)研究,2007,(6).

[6]邵軍,徐康寧.外商直接投資、人力資本與中國(guó)工業(yè)部分技術(shù)進(jìn)步—基于吸收能力的FDI技術(shù)外溢研究[J].東南大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）,2008,(5).

[7]平新喬.市場(chǎng)換來(lái)技術(shù)了嗎？[J].國(guó)際經(jīng)濟(jì)評(píng)論,2007,(5).

[8]林毅夫,任若恩.東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式相關(guān)爭(zhēng)論的再探討[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(8).

[9]王志剛等.地區(qū)間生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分解[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2006,(2).

[10]許和連等.貿(mào)易開(kāi)放度、人力資本與全要素生產(chǎn)率：基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2006,(12).