跨國公司在華研發(fā)投資對我國技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)：基于東、中、西部吸收能力的實(shí)證研究

劉曉寧，曲 偉

(1.山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南250100;2.山東社會科學(xué)院，山東 濟(jì)南250002 3.山東青年政治學(xué)院，山東濟(jì)南250014)

一、引 言

金融危機(jī)爆發(fā)后，各國政府均將研發(fā)創(chuàng)新作為緩解危機(jī)的重要措施，跨國公司也試圖通過海外研發(fā)投資來拓展新市場，獲得持續(xù)的競爭優(yōu)勢，因此紛紛加大其研發(fā)轉(zhuǎn)移的力度，廣泛實(shí)施技術(shù)開發(fā)全球化戰(zhàn)略。在這種形勢下，中國等受危機(jī)影響相對較小的發(fā)展中國家就成為跨國公司設(shè)立海外研發(fā)機(jī)構(gòu)的理想目的地。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，截至2011年底，跨國公司在中國設(shè)立的各類研發(fā)機(jī)構(gòu)已超過1200家?？鐕驹谌A從事R＆D及其投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大，對于促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新和人力資源開發(fā)能力以及提高我國科技水平等，無疑具有著積極的作用。然而，這些作用發(fā)揮的程度如何、效果優(yōu)劣，關(guān)鍵取決于跨國公司在華研發(fā)機(jī)構(gòu)是否能產(chǎn)生足夠的技術(shù)“溢出效應(yīng)”。甚至有些學(xué)者認(rèn)為，跨國公司在全球范圍內(nèi)憑借其更大規(guī)模經(jīng)濟(jì)、更低單位成本和更高技術(shù)、設(shè)備等優(yōu)勢，會弱化本土企業(yè)創(chuàng)新的動機(jī)和能力，造成嚴(yán)重的技術(shù)依賴，對內(nèi)資部門產(chǎn)生“擠出”而非“溢出”效應(yīng)。實(shí)際上，跨國公司在華研發(fā)投資到底能否促進(jìn)我國的技術(shù)進(jìn)步很大程度上取決于我國自身的技術(shù)吸收能力。本文正是以吸收能力為著眼點(diǎn)，選用2003－2008年中國大陸29省的面板數(shù)據(jù)對研發(fā)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過東、中、西部不同吸收能力的比較提出相應(yīng)的對策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

自上世紀(jì)80年代，國外學(xué)者開始探討跨國公司R＆D轉(zhuǎn)移對發(fā)展中東道國技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)，研究認(rèn)為，東道國科技機(jī)構(gòu)和企業(yè)通過與跨國公司R＆D機(jī)構(gòu)的合作，其科技水平和創(chuàng)新能力會得到很大提升(Pearce，1989)［1］。之后，眾多學(xué)者逐漸意識到跨國公司海外研發(fā)投資的兩面性。Duning(1994)［2］總結(jié)了看待跨國公司海外研發(fā)對發(fā)展中東道國影響的兩種觀點(diǎn):一種認(rèn)為外商研發(fā)投資對東道國是有利的，能夠?yàn)闁|道國帶來先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步帶來競爭意識的增強(qiáng)、人力資源的培育、創(chuàng)新體系開放性的提升等“溢出效應(yīng)”;另一種認(rèn)為R＆D外資其實(shí)不會給東道國帶來利益，但是卻占用了東道國有限的研發(fā)資源，同時還造成人才外流，使稀缺資源從更有用的領(lǐng)域分流出去，造成“擠出效應(yīng)”。

我國也有不少學(xué)者對跨國公司在華R＆D投資對本土技術(shù)進(jìn)步的影響進(jìn)行了研究，結(jié)論與上述基本一致，即跨國公司在中國的研發(fā)投資有“雙刃劍”的作用，既有正面影響(隆國強(qiáng)，2004［3］;王志樂，2009［4］)，同時又不可避免地帶來許多挑戰(zhàn)和一些負(fù)面影響(蔣殿春，2004［5］;王春法，2004［6］)。這些研究大多數(shù)是定性分析，只有少數(shù)學(xué)者運(yùn)用我國樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。其中，李蕊(2004)［7］選用1997－2001年樣本數(shù)據(jù)對在華研發(fā)外資與我國工業(yè)行業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明各行業(yè)的增長能夠構(gòu)成研發(fā)外資的格蘭杰原因，而研發(fā)外資無法構(gòu)成行業(yè)增長的原因。劉輝群(2007)［8］就研發(fā)外資對我國國家創(chuàng)新系統(tǒng)的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)外資顯著地促進(jìn)了創(chuàng)新系統(tǒng)中的知識流動能力和技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境，但對知識創(chuàng)造、技術(shù)創(chuàng)新的作用不顯著。李曉娣(2010)［9］通過構(gòu)建雙對數(shù)線性知識生產(chǎn)函數(shù)模型，從研發(fā)投入和產(chǎn)出的角度，實(shí)證研究了跨國公司在華研發(fā)投資與區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系。盛壘(2010)［10］利用1998－2006年中國30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)考察了跨國公司R＆D投資對中國省區(qū)的溢出效應(yīng)及其區(qū)域差異，結(jié)果顯示:跨國公司R＆D投資對中國技術(shù)效率提升有著顯著的溢出效應(yīng)，并且這種溢出效應(yīng)明顯呈現(xiàn)出地區(qū)差異性的特點(diǎn)。但是，還鮮有學(xué)者從技術(shù)吸收能力的角度對跨國公司在華研發(fā)投資的溢出效應(yīng)進(jìn)行專門研究。

Cohen ＆ Levinthal(1989)［11］最早提出了“吸收能力”的概念，并且認(rèn)為企業(yè)研發(fā)對技術(shù)進(jìn)步的影響表現(xiàn)在直接和間接兩個方面:一是研發(fā)成果直接促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，二是研發(fā)投入間接提升了企業(yè)對外來技術(shù)的消化吸收能力。此后，眾多學(xué)者嘗試從東道國吸收能力的角度來探討FDI技術(shù)溢出效果的差異。本文就借鑒FDI領(lǐng)域的相關(guān)研究成果，嘗試性地將其運(yùn)用到對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，通過選取技術(shù)吸收能力的度量指標(biāo)，實(shí)證考察不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的技術(shù)吸收能力對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)外溢效果的影響，并進(jìn)而提出相關(guān)政策建議。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

(一)模型構(gòu)建

影響技術(shù)吸收能力的主要因素包括人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)開放度、國內(nèi)研發(fā)、金融環(huán)境和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等。根據(jù)跨國公司在華研發(fā)投資技術(shù)溢出的特點(diǎn)，筆者認(rèn)為人力資本和經(jīng)濟(jì)開放度是其中最重要的影響因素，因此選取這兩個指標(biāo)來度量不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的技術(shù)吸收能力。人力資本是知識的重要載體之一，被認(rèn)為是影響外資R＆D技術(shù)外溢效應(yīng)的關(guān)鍵因素(Xu，2000［12］);而東道國經(jīng)濟(jì)環(huán)境的開放程度也會對溢出效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響(Moran，1998［13］;Barrios and Strobl，2002［14］)。借鑒 Coe ＆ Helpman(1995)［15］的國際R＆D溢出模型和賴明勇(2005)［16］等相關(guān)研究的成果，本文建立以下3個模型:

考察人力資本、國內(nèi)外研發(fā)對全要素生產(chǎn)率影響的模型

考察以人力資本度量的吸收能力的模型，引入交互項(xiàng)

考察以經(jīng)濟(jì)開放度度量的吸收能力的模型，引入交互項(xiàng)

其中 TFPit、Hit、OPENit、FRDit和 DRDit分別代表第 i省(自治區(qū)、直轄市)第t年的全要素生產(chǎn)率、人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度、跨國公司研發(fā)投資以及國內(nèi)研發(fā)投入，同時對各變量進(jìn)行了自然對數(shù)變換，這種變換不會影響原變量之間的關(guān)系，還可以使其趨勢線性化并消除異方差。

(二)變量測度與數(shù)據(jù)來源

1、各省全要素生產(chǎn)率的測算

在考察FDI技術(shù)外溢效果的文獻(xiàn)中，常用的被解釋變量包括經(jīng)濟(jì)增長率和全要素生產(chǎn)率。本文主要考察跨國公司研發(fā)投資對我國技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)，因此采用全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量。目前，全要素生產(chǎn)率的估算有參數(shù)分析法和非參數(shù)分析法兩種，非參數(shù)分析法又包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)和隨機(jī)邊界分析(SFA)。相對來說，非參數(shù)分析法不要求確定具體的生產(chǎn)函數(shù)，并且對樣本容量的要求較小，可以有效降低生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定偏誤帶來的分析偏差。因此，本文就采用非參數(shù)分析法中的DEA方法來測度生產(chǎn)率。另外，本文還試圖以一個純粹的技術(shù)進(jìn)步增長而非籠統(tǒng)的TFP增長來考察跨國公司研發(fā)投資的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，而DEA方法正好滿足這一需要。因?yàn)镈EA方法能夠?qū)FP變化(TFPCH)分解為技術(shù)效率變化(EFFCH)和“純粹”技術(shù)進(jìn)步變化(TECCH)，并且TFPCH=EFFCH*TECCH。

DEA方法的基本思想是通過與前沿技術(shù)水平的對比來確定經(jīng)濟(jì)的效率或技術(shù)水平。本文采用基于DEA模型的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測度全國以及分區(qū)域的生產(chǎn)率變動情況，把每個地區(qū)視為一個生產(chǎn)決策單位，分別對各省的全要素生產(chǎn)率指數(shù)(TFPCH)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(TECCH)和技術(shù)效率指數(shù)(EFFCH)進(jìn)行測算。下面就根據(jù)DEA分析對投入產(chǎn)出指標(biāo)的基本要求以及各項(xiàng)數(shù)據(jù)的可獲取性，綜合地進(jìn)行變量選取，數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(1)勞動投入。勞動投入的精確度量應(yīng)該選用標(biāo)準(zhǔn)強(qiáng)度的勞動時間數(shù)據(jù)，但是限于統(tǒng)計資料的可獲得性，國內(nèi)學(xué)者大多以勞動力人數(shù)來代替，因此本文也采用各省的年末就業(yè)人員數(shù)來衡量。

(2)資本投入。我國目前沒有資本存量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，需要運(yùn)用永續(xù)盤存法進(jìn)行計算。但是，由于計算中的兩個關(guān)鍵問題:初始資本存量和年度折舊率(5% －10%不等)的選擇缺少權(quán)威的判斷，導(dǎo)致計算結(jié)果偏差較大。易綱等(2003)［17］的研究也表明，資本存量指標(biāo)將閑置的資本也統(tǒng)計在內(nèi)，并且新舊資本同等看待，這會低估新資本投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。因此，一些學(xué)者提出用全社會固定資產(chǎn)投資總額來表示資本投入指標(biāo)，本文就采用這種相對簡化的度量方法。

(3)產(chǎn)出指標(biāo)。國內(nèi)學(xué)者一般采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出量的指標(biāo)，本文同樣如此，并且各省的GDP均折算為以2003年基期價格計算的實(shí)際值。

2、自變量的測度與數(shù)據(jù)來源

(1)跨國公司研發(fā)投資

國內(nèi)目前還沒有把研發(fā)投資作為獨(dú)立的國際直接投資的統(tǒng)計資料，在華外資企業(yè)包括獨(dú)立研發(fā)機(jī)構(gòu)的研發(fā)投資都以公司內(nèi)部的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出形式統(tǒng)計。在無法獲得完整的跨國公司研發(fā)直接投資數(shù)據(jù)的情況下，本文選用各省規(guī)模以上外資工業(yè)企業(yè)(三資)R＆D經(jīng)費(fèi)來替代，相應(yīng)的選用內(nèi)資企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)來替代國內(nèi)企業(yè)研發(fā)投資，均折算成2003年不變價格的歷年實(shí)際研發(fā)支出。鑒于數(shù)據(jù)的可獲性以及統(tǒng)計口徑的一致性，選取2003～2008年中國大陸各省份的面板數(shù)據(jù)。剔除數(shù)據(jù)資料不完整的西藏、新疆兩省區(qū)，本文的面板數(shù)據(jù)包括了中國大陸29個省(市、自治區(qū))在2003～2008年期間的樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》①《中國科技統(tǒng)計年鑒》中關(guān)于三資企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)支出的統(tǒng)計從2003年開始，到2008年截止。。

(2)人力資本

人力資本是一個關(guān)于勞動者質(zhì)量的指標(biāo)，長期以來都沒有一個權(quán)威的衡量方法。現(xiàn)有文獻(xiàn)中主要涉及三種衡量方法:未來收益法、累計成本法和教育存量法。由于數(shù)據(jù)的可獲取性問題，很多學(xué)者采用 Barro＆Lee(2001)［18］提出的勞動力平均受教育年限指標(biāo)，本文也采用這一指標(biāo)②計算公式為:小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16。，數(shù)據(jù)來自歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

(3)經(jīng)濟(jì)開放度

經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)的選擇也很有爭議。到目前為止使用較多的經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)有貿(mào)易依存度、平均關(guān)稅率、非關(guān)稅壁壘、貿(mào)易數(shù)量限制、集成關(guān)稅率等。國內(nèi)學(xué)者包群等(2003)［19］將測度經(jīng)濟(jì)開放度的方法分為指標(biāo)體系法和模型構(gòu)建法，同時運(yùn)用五種開放度指標(biāo)測算了經(jīng)濟(jì)開放度對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易依存度能較好地反映中國經(jīng)濟(jì)增長的變化，因此本文借鑒包群等(2003)的研究結(jié)果，采用貿(mào)易依存度(進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP的比值)作為經(jīng)濟(jì)開放度的代理指標(biāo)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)各省全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

運(yùn)用DEAP2.1軟件，計算得出2003－2008年我國大陸29省平均的全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率指數(shù)(表1)。全要素生產(chǎn)率方面，東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長1.6%，中、西部地區(qū)的生產(chǎn)率分別下降1.9%和0.1%;技術(shù)進(jìn)步方面，東部技術(shù)進(jìn)步1.8%，而中、西部分別出現(xiàn)0.4%和0.2%的技術(shù)退步;技術(shù)效率方面，西部平均增長0.1%，東、中部地區(qū)分別出現(xiàn)0.3%和1.5%的下降。進(jìn)一步對比可以看出，東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長主要來自技術(shù)進(jìn)步，西部地區(qū)由于技術(shù)退步和效率提高的相反作用使生產(chǎn)率基本保持不變，中部地區(qū)則由于技術(shù)退步和效率下降的雙重負(fù)面影響使其生產(chǎn)率下降。從全國整體情況看，2003－2008年間所有省市的全要素生產(chǎn)率平均增長了0.1%，技術(shù)進(jìn)步增長率為0.5%，而技術(shù)效率出現(xiàn)了0.4%的負(fù)增長。這一結(jié)果表明:當(dāng)前我國的全要素生產(chǎn)率增長主要是由技術(shù)進(jìn)步帶動實(shí)現(xiàn)的;全國整體技術(shù)效率低下，表明我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展亟需提升資源利用效率，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。

在后面作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析時，需要根據(jù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計算歷年各省的TFP。將基期(2003年)TFP設(shè)定為1，第t年的TFP等于第t－1年的TFP乘以第t年的Malmquist指數(shù)。TECCH和EFFCH的計算方法同TFP一樣。

表1 2003－2008年各省平均生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

(二)跨國公司研發(fā)投資溢出效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

1、全國樣本實(shí)證結(jié)果及分析

運(yùn)用EVIEWS6.0軟件，分別對模型1、2和3進(jìn)行回歸。其中，除了將全要素生產(chǎn)率指數(shù)TFP作為被解釋變量外，還分別將技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TEC和技術(shù)效率指數(shù)EFF作為被解釋變量進(jìn)行回歸，以進(jìn)一步考察外商研發(fā)投資的溢出通過何種傳導(dǎo)機(jī)制影響各省份全要素生產(chǎn)率的變動。

在進(jìn)行回歸分析之前，首先要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)一般采用相同根單位根的LLC和不同根單位根的IPS 兩種方法，Harris＆ Tzavalis(1999)［20］的研究表明:當(dāng)樣本數(shù)據(jù)的時間跨度較小時(本文時間跨度為6年)，LLC法的檢驗(yàn)結(jié)果不可靠，因此本文只進(jìn)行IPS單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在至少5%的顯著性水平下，大多數(shù)變量的水平序列是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分都是平穩(wěn)的。因此，可以采用協(xié)整分析方法來確定各變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的Fisher方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量之間均在至少5%的顯著性水平上存在面板協(xié)整關(guān)系，可以直接進(jìn)行回歸。

面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式:混合估計模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本文首先進(jìn)行F檢驗(yàn)來判斷選用混合估計模型還是固定效應(yīng)模型，然后進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)確定選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。根據(jù)F檢驗(yàn)的結(jié)果，拒絕可以接受混合回歸的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型;根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，拒絕應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型(鑒于篇幅問題，檢驗(yàn)結(jié)果省略)。分別將TFPCH、EFFCH和TECCH作為被解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2所示。

表2 全國樣本的實(shí)證分析結(jié)果

表2中各模型經(jīng)過調(diào)整的R2均在0.8以上，表明各模型的擬合優(yōu)度較好。模型1以LnTFP為解釋變量的分析結(jié)果表明，人力資本、在華跨國公司研發(fā)投資和國內(nèi)研發(fā)投入是我國全要素生產(chǎn)率提高的重要影響因素。其中，LnH系數(shù)為0.196且在10%的顯著性水平上顯著，表明平均受教育年限若增加1%，則全要素生產(chǎn)率提高0.196%。LnFRD系數(shù)為0.126且在5%的顯著性水平上顯著，表明跨國公司研發(fā)投資存在技術(shù)溢出效應(yīng)，跨國研發(fā)投資每增加1%，全要素生產(chǎn)率提高0.126%;LnDRD的系數(shù)為0.133且在5%的顯著性水平上顯著，表明內(nèi)資企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)支出每增加1%，全要素生產(chǎn)率提高0.133%。

綜合以LnTFP、LnTEC和LnEFF分別為解釋變量的模型1的分析結(jié)果，可以看出:人力資本、在華研發(fā)外資對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)出顯著的正面影響，這與我們的預(yù)期一致。國內(nèi)研發(fā)投入對我國技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率提升有顯著的正面影響，但對技術(shù)效率表現(xiàn)出負(fù)面作用。可能的解釋是:本文以內(nèi)資企業(yè)的R＆D經(jīng)費(fèi)支出來表示國內(nèi)企業(yè)研發(fā)投入，而內(nèi)資企業(yè)特別是大中型企業(yè)更愿意將資金投入到新技術(shù)的開發(fā)上面，從而帶動技術(shù)進(jìn)步;但是這些新技術(shù)的產(chǎn)業(yè)化程度相對較低，并且與當(dāng)前的勞動力技能水平不相匹配，影響了技術(shù)效率的提升。

與模型1相比，模型2和3分別考察了以人力資本和經(jīng)濟(jì)開放度為度量指標(biāo)的我國技術(shù)吸收能力。表2的回歸結(jié)果顯示，在考慮了我國的技術(shù)吸收能力之后，跨國公司研發(fā)投資的溢出效應(yīng)由模型1中LnFRD的系數(shù)0.126降為模型2中LnH*LnFRD的系數(shù)0.076和模型3中LnOPEN*LnFRD的系數(shù)0.101。這說明:吸收能力對跨國公司R＆D投資的技術(shù)溢出效果影響顯著，并且從全國來看，以人力資本度量的吸收能力要低于以經(jīng)濟(jì)開放度度量的吸收能力?？赡艿脑蚴?目前我國的人力資本素質(zhì)與R＆D投資來源國相對差距較大，人力資本投資表現(xiàn)出相對不足，制約了對研發(fā)外資技術(shù)溢出的吸收。

同時，比較模型1、2、3的回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，單獨(dú)的H變量回歸系數(shù)從0.196 降為 0.145 和 0.167，這也吻合已有文獻(xiàn)的結(jié)論:作為技術(shù)進(jìn)步的載體，人力資本往往是與其他經(jīng)濟(jì)因素共同結(jié)合產(chǎn)生作用的。

2、分區(qū)域?qū)嵶C結(jié)果及分析

為了比較不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)鐕狙邪l(fā)投資的吸收能力，將樣本數(shù)據(jù)分為東部、中部和西部三個區(qū)域，將LnTFP作為解釋變量分別進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表3。

表3 東、中、西部實(shí)證分析結(jié)果

(1)人力資本。東部和中部地區(qū)人力資本投資與全要素生產(chǎn)率之間均存在顯著的正相關(guān)性，其中東部地區(qū)人力資本對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用高于中部地區(qū)，而西部地區(qū)的人力資本系數(shù)不顯著。很多文獻(xiàn)(何潔，2000［21］;薄文廣，2005［22］)探討了人力資本門檻對國際R＆D溢出的影響，認(rèn)為只有地區(qū)人力資本發(fā)展到一定水平后，溢出才會發(fā)生顯著跳躍。本文的結(jié)論與這些研究保持一致。通過對樣本數(shù)據(jù)的計算可知，2003－2008年間，我國東部地區(qū)人力資本平均受教育年限均值為8.751，中部地區(qū)為 8.214，西部地區(qū)僅為 7.428。對于西部地區(qū)來說，其人力資本水平可能沒有達(dá)到促進(jìn)研發(fā)外資技術(shù)溢出的最低門檻水平。

(2)跨國公司研發(fā)投資。外資研發(fā)對不同區(qū)域的全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)呈現(xiàn)明顯差異，對東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用(0.139)要高于中、西部地區(qū)(0.117、0.096)。一方面，這一差異可能與不同區(qū)域的引資歷史及占當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的比重有關(guān)。Zhou等(2002)［23］的研究表明:引資歷史越長，占當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)比重越大，當(dāng)?shù)鼐驮饺菀讖耐赓Y那里學(xué)習(xí)與模仿先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)。另一方面，不同區(qū)域跨國公司研發(fā)投資的類型不同，東部地區(qū)更多為創(chuàng)新型和基礎(chǔ)型研發(fā)投資，而中、西部地區(qū)以適用性、專用性研發(fā)投資為主，關(guān)鍵核心技術(shù)的研發(fā)較少。

(3)國內(nèi)研發(fā)投入。東部地區(qū)國內(nèi)研發(fā)投入的系數(shù)顯著為正，而中、西部地區(qū)國內(nèi)研發(fā)投入的系數(shù)為正但不顯著，這可能是由于本文采用內(nèi)資企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)支出表示國內(nèi)研發(fā)投入，但目前中部和西部地區(qū)的生產(chǎn)率提高更多來自于政府對研發(fā)的財政投入，而不是企業(yè)自主投入的研發(fā)活動。

(4)技術(shù)吸收能力。比較不同區(qū)域技術(shù)吸收能力對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，可以發(fā)現(xiàn):東部地區(qū)以經(jīng)濟(jì)開放度為關(guān)鍵要素衡量的技術(shù)吸收能力(0.113)顯著高于以人力資本為關(guān)鍵要素衡量的技術(shù)吸收能力(0.091)。與其相反，中、西部地區(qū)以人力資本衡量的技術(shù)吸收能力顯著高于以經(jīng)濟(jì)開放度衡量的技術(shù)吸收能力。這一結(jié)果表明:東部地區(qū)以人力資本度量的技術(shù)吸收能力與以經(jīng)濟(jì)開放度度量的技術(shù)吸收能力相比表現(xiàn)出相對落后。雖然東部地區(qū)人力資本的絕對數(shù)量高于全國平均水平，但人力資本積累速度不夠，相對于其他適配性要素而言出現(xiàn)了相對滯后。相對的，盡管中、西部地區(qū)人力資本存在低于溢出門檻值的問題，但以人力資本度量的技術(shù)吸收能力與以經(jīng)濟(jì)開放度度量的技術(shù)吸收能力相比較而言，中、西部地區(qū)對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)外溢的吸收更加受到經(jīng)濟(jì)開放度低的制約。

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