制度質(zhì)量是否促進(jìn)了國(guó)際R&D溢出——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

朱福林

(北京聯(lián)合大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100101)

制度質(zhì)量是否促進(jìn)了國(guó)際R&D溢出——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

朱福林

(北京聯(lián)合大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100101)

利用1993—2013年132國(guó)家(地區(qū))相關(guān)數(shù)據(jù)，分別構(gòu)造出制度因素與國(guó)際R&D溢出渠道的交互項(xiàng)，并運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明：國(guó)際R&D溢出對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))和發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))均呈現(xiàn)正向影響，制度的改善有助于從國(guó)際R&D溢出存量中獲得更多的技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)效應(yīng)；制度因素是導(dǎo)致發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))獲得國(guó)際R&D溢出效應(yīng)弱于發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的重要原因。

制度；貨物貿(mào)易；服務(wù)貿(mào)易；FDI；國(guó)際R&D溢出；全要素生產(chǎn)率

一、引言及文獻(xiàn)評(píng)述

技術(shù)進(jìn)步是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)的關(guān)鍵性動(dòng)力。隨著全球聯(lián)系日益緊密，技術(shù)進(jìn)步不僅受益于本國(guó)研發(fā)能力的增強(qiáng)，也得益于獲取國(guó)外技術(shù)渠道日益增多。進(jìn)口貿(mào)易與外商直接投資可使發(fā)展中國(guó)家獲得相應(yīng)程度的技術(shù)溢出效應(yīng)，這也是發(fā)展中國(guó)家提升國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的重要途徑。對(duì)外貿(mào)易和外商投資不僅會(huì)帶來知識(shí)密集型的產(chǎn)品與信息，也會(huì)降低先進(jìn)技術(shù)的獲取成本。

然而，國(guó)外R&D活動(dòng)是否會(huì)促進(jìn)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步呢？大部分學(xué)者認(rèn)為，通過示范、感染、競(jìng)爭(zhēng)、追趕及模仿等效應(yīng)，F(xiàn)DI會(huì)在一定程度上對(duì)東道國(guó)企業(yè)產(chǎn)生積極的技術(shù)外溢影響(Keller，2009)。Coe et al.(1997) 通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家的全要素生產(chǎn)率與本國(guó)獲得的國(guó)外R&D溢出資本存量、對(duì)工業(yè)化國(guó)家機(jī)械與設(shè)備進(jìn)口貿(mào)易的開放度、本國(guó)勞動(dòng)力教育水平等呈現(xiàn)正相關(guān)；同時(shí)由于發(fā)展中國(guó)家的國(guó)外R&D資本存量建立在雙邊貿(mào)易基礎(chǔ)上，因此發(fā)展中國(guó)家應(yīng)增加對(duì)工業(yè)化國(guó)家的資本品進(jìn)口，以獲得更高水平的技術(shù)進(jìn)步外溢。Keller(2001)指出，跨國(guó)技術(shù)溢出的主要渠道為國(guó)際貿(mào)易與FDI，高水平的研究人員流動(dòng)，技術(shù)成果能較快向其他國(guó)家外溢，從而對(duì)全球增長(zhǎng)率產(chǎn)生重要影響。換言之，與R&D強(qiáng)國(guó)進(jìn)行的貿(mào)易和投資情況直接決定了發(fā)展中國(guó)家獲得技術(shù)進(jìn)步外溢的程度。利用1998—2007年90個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，唐保慶等(2011)研究了不同要素密集型服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)，研究結(jié)果表明，借助國(guó)外R&D溢出效應(yīng)，技術(shù)與知識(shí)密集型服務(wù)進(jìn)口顯著地提升了全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率，并最終促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步。

但國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際投資并非影響技術(shù)外溢效應(yīng)的唯一因素，制度(Institutions)也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素，尤其會(huì)通過影響國(guó)際R&D溢出效應(yīng)方式進(jìn)而作用于生產(chǎn)率(Coe et al.,2009)。鄧海濱等(2010)運(yùn)用1981—2006年間60個(gè)國(guó)家面板數(shù)據(jù)，對(duì)制度影響國(guó)際R&D溢出進(jìn)行了研究，得出與Coe et al.(2010)相同的結(jié)論。North(1991)指出，規(guī)范的產(chǎn)權(quán)保護(hù)、較低的交易費(fèi)用會(huì)使國(guó)際貿(mào)易雙方從中獲利。此外較大程度上決定技術(shù)吸收能力(Absorptive capacity)的教育制度因素(Engelbrecht,2002;Falvey et al.,2007；Wang,2007)。人力資本會(huì)對(duì)國(guó)際R&D溢出產(chǎn)生重要影響，而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)也是重要的制度因素。通過對(duì)產(chǎn)業(yè)層面的研究，Arora et al.(2003)指出，產(chǎn)權(quán)保護(hù)領(lǐng)域執(zhí)法過松會(huì)導(dǎo)致R&D回報(bào)率低下，造成研發(fā)投入不足，而國(guó)際技術(shù)溢出與實(shí)際R&D投資相關(guān)。對(duì)于新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派而言，制度本身就是推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵性因素(Acemoglu et al.,2005)。Acemoglu et al.(2007)指出，完善的制度會(huì)促使企業(yè)采用互補(bǔ)性更強(qiáng)和更為先進(jìn)的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，從而具有較高的生產(chǎn)率，以此形成較強(qiáng)的國(guó)際貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)。因此，通過影響國(guó)內(nèi)技術(shù)供給均衡，制度因素會(huì)影響國(guó)際R&D溢出的吸收效果與消化效果，即制度對(duì)國(guó)際R&D溢出與全要素生產(chǎn)率之間的傳導(dǎo)機(jī)制具有很大的影響。運(yùn)用1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，張相文等(2014)對(duì)制度因素與FDI溢出效應(yīng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明在控制了制度因素變量的條件下，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，但腐敗約束、經(jīng)濟(jì)自由、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、金融市場(chǎng)及勞動(dòng)力市場(chǎng)等均有助于FDI的技術(shù)溢出。

通過對(duì)上述文獻(xiàn)的梳理，本文獨(dú)到之處在于：一是將三種不同渠道下的國(guó)際R&D溢出變量納入模型并進(jìn)行對(duì)比分析，把制度因素作為控制變量引入模型，分析其對(duì)三種渠道下的國(guó)際R&D溢出變量和全要素生產(chǎn)率的影響；二是在樣本的選擇上，大大增加了樣本數(shù)目，將研究樣本擴(kuò)充到132個(gè)國(guó)家(地區(qū))，從而能夠更全面考察國(guó)際R&D溢出情況。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)整理

(一)模型設(shè)定

自Coe et al.(1995)以來，針對(duì)國(guó)際R&D溢出的研究認(rèn)為，在不考慮其他因素的情況下，技術(shù)進(jìn)步除了受本國(guó)研發(fā)活動(dòng)的影響，國(guó)外研發(fā)活動(dòng)也可借國(guó)際貿(mào)易或國(guó)際投資對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不同程度的影響。國(guó)內(nèi)外研究普遍認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步與本國(guó)研發(fā)投入呈正相關(guān)，且本國(guó)研發(fā)活動(dòng)具有不可替代性。但國(guó)外R&D活動(dòng)能否對(duì)東道國(guó)產(chǎn)生顯著的國(guó)際溢出效應(yīng)，制度因素不同的國(guó)家在國(guó)際R&D溢出效應(yīng)上是否存在異質(zhì)性，國(guó)際R&D溢出是如何作用于本國(guó)技術(shù)進(jìn)步或長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，在這些問題上學(xué)者們?nèi)匀淮嬖跔?zhēng)議。鑒于此，本文將聚焦于對(duì)國(guó)際R&D溢出效應(yīng)進(jìn)行探討，同時(shí)考慮到不同貿(mào)易方式的國(guó)際R&D資本溢出的技術(shù)、知識(shí)存在不同，需要分別考察貨物進(jìn)口、服務(wù)進(jìn)口和FDI流入三種渠道下的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)。此外，由于面板數(shù)據(jù)的OLS估計(jì)會(huì)面臨某些回歸變量并非嚴(yán)格外生的情況，可能會(huì)存在先決變量及擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)問題，同時(shí)技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率變量具有持續(xù)性特征，因此在研究過程中將滯后項(xiàng)作為解釋變量一并納入計(jì)量模型。綜上，構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

(1)

(二)變量說明

(3)制度變量(Zit)。制度是促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高，進(jìn)而引發(fā)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵性因素。按照新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，制度包括一系列正式的和非正式的安排，前者包括政治體制、政府產(chǎn)生方式及成文法律規(guī)章等，后者包括文化、社會(huì)資本等，前者通過政體組織轉(zhuǎn)變可實(shí)現(xiàn)相對(duì)較快地改變，而后者通常變化較慢。無論正式制度還是非正式制度都會(huì)通過作用于交易、生產(chǎn)成本等內(nèi)生增長(zhǎng)條件，從而對(duì)各國(guó)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。由于制度變量包含的內(nèi)容較復(fù)雜，對(duì)其度量一直存在困難。本文借鑒Coe et al.(2009)的辦法，并結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況，著重考察以下幾個(gè)方面：

一是經(jīng)商環(huán)境的便利性。良好的經(jīng)商環(huán)境能夠激發(fā)社會(huì)創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)，保障國(guó)際貿(mào)易與跨國(guó)投資的順利進(jìn)行，促進(jìn)新知識(shí)、新技術(shù)的快速擴(kuò)散，因此經(jīng)商環(huán)境的便利程度與國(guó)內(nèi)外R&D活動(dòng)的生產(chǎn)及效率直接相關(guān)。借鑒Coe et al.(2009)的做法，根據(jù)世界銀行經(jīng)商環(huán)境的便利性數(shù)據(jù)的最新排名，設(shè)定排名前1/3國(guó)家為高，最后1/3為低，并假定排名高的為3，中間為2，低的為1。該變量用虛擬變量bus來表示。

二是教育體系。人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有重要作用，而教育在人力資本積累過程中發(fā)揮重要作用。各級(jí)教育機(jī)構(gòu)，特別是高等教育機(jī)構(gòu)，不僅在人力資本內(nèi)涵的累積上具有重要滲透作用，而且對(duì)技術(shù)與知識(shí)的傳播、擴(kuò)散、使用具有較強(qiáng)的提升效應(yīng)。接受高等教育者往往更容易、也更愿意接觸新技術(shù)、新知識(shí)與新生產(chǎn)生活方式。事實(shí)證明，創(chuàng)新活動(dòng)往往聚集于高等教育機(jī)構(gòu)和科研院所等技術(shù)人員密集的地方。由于人力資本在技術(shù)吸收能力(absorptive capabilities)形成過程中的重要性(Cohen et al.,1990)，高等教育質(zhì)量高低對(duì)技術(shù)、R&D外溢與生產(chǎn)率差異具有很大影響。合理完善的高等教育體系有助于吸收外來技術(shù)溢出，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。本文用聯(lián)合國(guó)人類發(fā)展指數(shù)(HDI)衡量各國(guó)教育發(fā)展水平，分別用Very High、High、Medium High和Low表示，以可查年度數(shù)據(jù)的平均值為準(zhǔn)，分別以4、3、2和1代表，用虛擬變量edu表示。

三是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。Park et al.(2005)認(rèn)為，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)是造成各國(guó)技術(shù)進(jìn)步程度不同與生產(chǎn)率差異的關(guān)鍵性制度因素之一。在相對(duì)完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境下， R&D投資活動(dòng)承受風(fēng)險(xiǎn)和投資失敗的能力更強(qiáng)，通過技術(shù)改進(jìn)和學(xué)習(xí)開發(fā)可以獲得超額利潤(rùn)，從而有助于全要素生產(chǎn)率的提升，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。有效的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以規(guī)避非法拷貝或侵占，對(duì)先進(jìn)技術(shù)形成強(qiáng)大保護(hù)承諾，從而有助于引入技術(shù)含量更高的外資產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)對(duì)國(guó)外前沿技術(shù)學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)，提升對(duì)國(guó)外R&D溢出的吸收。Park et al.(2005)的專利保護(hù)指數(shù)收錄了全球100多個(gè)國(guó)家的專利保護(hù)水平變化情況，專利保護(hù)水平高低用數(shù)值表示，具體取值范圍從0到5，指數(shù)值越大說明專利保護(hù)強(qiáng)度越大，知識(shí)產(chǎn)權(quán)環(huán)境越好。本文根據(jù)指數(shù)的年度平均值設(shè)置虛擬變量，高于4.0設(shè)為3，3.0—4.0之間為2，低于3.0的設(shè)為1。

四是經(jīng)濟(jì)自由化程度。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度能夠規(guī)避政府公權(quán)力對(duì)私人投資決策及財(cái)產(chǎn)處置的過度干預(yù)，減少尋租空間，從而使得資源配置收益最大化。市場(chǎng)化水平越高，越能通過競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)要素收入的合理分配，從而使經(jīng)濟(jì)處于帕累托最優(yōu)前沿；同時(shí)提升私有部門投資、生產(chǎn)與消費(fèi)的自主性，從而激發(fā)市場(chǎng)活力與創(chuàng)造潛力，滿足不斷苛求的市場(chǎng)對(duì)新技術(shù)的追求；此外有利于全球共同規(guī)則的形成，促進(jìn)跨國(guó)貿(mào)易與投資的發(fā)展，增加知識(shí)與技術(shù)溢出的可能性。按鄧海濱等(2010)的做法，采用弗雷澤研究所(Fraser Institute)的經(jīng)濟(jì)自由化指數(shù)代表經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化程度，指標(biāo)取值范圍從0到10，數(shù)值越大說明市場(chǎng)化程度越高。利用各國(guó)1990—2013年間該指標(biāo)評(píng)分的平均值，高于7分設(shè)為3，處于6—7分之間的設(shè)為2，低于6分的設(shè)為1，以此作為虛擬變量fre。缺失的數(shù)據(jù)則參照美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)(The Heritage Foundation)的全球經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)排名或該國(guó)地域所轄的平均水平估計(jì)而得。

五是政府行政效率。該指標(biāo)是衡量行政機(jī)關(guān)及人員行政效果的重要標(biāo)準(zhǔn)，是政府意志、理念以及政策法規(guī)得以貫徹的重要保證。行政效率不僅會(huì)影響投資者激勵(lì)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)績(jī)效，還會(huì)影響投資者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與時(shí)機(jī)的把握。本文采用Kaufmann et al.(2010)測(cè)算的“全球治理指數(shù)”，該指數(shù)的取值范圍為0到100，取值越高則代表政府治理效率越高。以排名前1/3的國(guó)家政府治理效率為高，倒數(shù)1/3的國(guó)家為低，并由高到低設(shè)為3、2和1，用虛擬變量gov來表示。

由于這些制度變量會(huì)影響國(guó)內(nèi)R&D資本和國(guó)外R&D溢出作用于全要素生產(chǎn)率的程度。同時(shí)制度因素往往摻雜著很多根深蒂固、難以克服的成分，制度變遷轉(zhuǎn)換很慢，制度因素橫截面變化很小，因此在連續(xù)年度數(shù)據(jù)缺乏的情況下，借鑒Coe et al.(2009)的做法，假定制度在一定時(shí)期內(nèi)保持不變。在具體操作過程中，以制度因素指標(biāo)所在年份數(shù)據(jù)的平均值為依據(jù)來設(shè)定虛假變量取值。

三、實(shí)證結(jié)果與解釋

(一)總體面板樣本擬合結(jié)果分析

在進(jìn)行研究之前，先對(duì)總體樣本進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板模型GLS估計(jì)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明各方程應(yīng)采用變截距的固定效應(yīng)模型，結(jié)果見表1。由表1結(jié)果可知，所有控制滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)面板模型調(diào)整后的可決系數(shù)均在0.9以上，說明各模型都有較好的擬合度，利用GLS估計(jì)的截面殘差的方差能夠消除自相關(guān)造成的干擾。表1第(1)列結(jié)果表明，貨物進(jìn)口、服務(wù)進(jìn)口都具有不同強(qiáng)度的正向國(guó)際R&D溢出效應(yīng)，與Coe et al.(1997)和Keller(2009)的研究結(jié)論一致。貨物進(jìn)口、服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出存量對(duì)TFP分別有0.0168和0.0143的彈性促進(jìn)效應(yīng)。而貨物進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)與服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)也存在差別，可能原因是國(guó)際R&D溢出效應(yīng)與貿(mào)易規(guī)模具有直接相關(guān)性，而目前國(guó)際貿(mào)易仍以貨物貿(mào)易為主。

表1 實(shí)證結(jié)果(總體樣本)

注：***、**、*、#分別表示在1%、5%、10%、15%顯著性水平下通過檢驗(yàn)；括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為估計(jì)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值；F為固定效應(yīng)；R為隨機(jī)效應(yīng)。下同。

接下來聚焦FDI渠道下的國(guó)際R&D溢出，與研究FDI的技術(shù)溢出不同，本文著重考察的是FDI的國(guó)外R&D溢出對(duì)本國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響，因此自變量不是FDI而是FDI所獲的國(guó)外R&D存量。結(jié)果顯示，在未施加多項(xiàng)控制變量的情況下，經(jīng)FDI流入的國(guó)外R&D溢出效應(yīng)呈正向相關(guān)性，但溢出效應(yīng)估計(jì)系數(shù)值偏小，且t統(tǒng)計(jì)量的顯著性不是很強(qiáng)。造成這種情況的可能原因是： FDI是國(guó)際資本在東道國(guó)的一種商業(yè)存在，是跨國(guó)公司R&D投資行為趨于本土化而非直接引入母國(guó)R&D的結(jié)果，因此流入東道國(guó)的R&D存量不大。相對(duì)于貨物進(jìn)口與服務(wù)進(jìn)口而言，F(xiàn)DI流入實(shí)現(xiàn)的國(guó)外R&D存量規(guī)模遠(yuǎn)不及前兩者，從而會(huì)直接影響FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)，因此國(guó)際R&D溢出效應(yīng)的發(fā)生與規(guī)模程度可能與渠道的內(nèi)在載體及其中介的規(guī)模數(shù)量相關(guān)。結(jié)果還表明，當(dāng)期TFP受上期TFP的影響系數(shù)在0.8 以上，說明TFP存在明顯的滯后效應(yīng)。

控制變量方面，工業(yè)、服務(wù)業(yè)比重及城市化率均與TFP呈正相關(guān)，且通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)，說明全球范圍內(nèi)工業(yè)化、服務(wù)化與城市化對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有很強(qiáng)的促進(jìn)效應(yīng)。但服務(wù)業(yè)占比對(duì)TFP的促進(jìn)遠(yuǎn)不及工業(yè)化，可能是由于全球范圍內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平還有待提高，尤其是大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家服務(wù)業(yè)發(fā)展水平還比較低，從而造成服務(wù)業(yè)未能產(chǎn)生出類似工業(yè)化的強(qiáng)大刺激作用。

在考察國(guó)際R&D溢出與技術(shù)進(jìn)步的實(shí)證關(guān)系后，通過引入制度因素變量，分別構(gòu)建5個(gè)制度因素變量與三種渠道下國(guó)際R&D溢出變量的交叉項(xiàng)，并對(duì)其進(jìn)行協(xié)同效應(yīng)檢驗(yàn)。通過運(yùn)算發(fā)現(xiàn)，相乘后的變量與單獨(dú)變量之間存在高度相關(guān)性，對(duì)這種情況通常是利用差分方法來進(jìn)行規(guī)避，由于差分后模型自由度會(huì)降低，可能會(huì)造成隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)序列相關(guān)問題，因此直接剔除各單獨(dú)變量，并運(yùn)用變截距固定效應(yīng)GLS模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，所有制度因素變量對(duì)貨物進(jìn)口、服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)均具有正向影響，即經(jīng)商便利程度、教育水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度、經(jīng)濟(jì)自由化程度和政府治理效率越高，越有利于通過貨物進(jìn)口與服務(wù)進(jìn)口獲得國(guó)外R&D溢出效應(yīng)，與Coe et al.(2009)的研究結(jié)論一致，這也再次證實(shí)了制度因素對(duì)一國(guó)從國(guó)際貿(mào)易渠道獲得技術(shù)進(jìn)步具有顯著影響。結(jié)合前面分析，通過貨物進(jìn)口與服務(wù)進(jìn)口可以獲得國(guó)際R&D資本溢出，促進(jìn)本國(guó)全要素生產(chǎn)率的提升，制度因素對(duì)國(guó)際貿(mào)易渠道下的國(guó)際R&D溢出具有正向協(xié)同作用，即一國(guó)制度越是完善，越能從國(guó)際R&D溢出存量中獲得技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。進(jìn)一步觀測(cè)可以發(fā)現(xiàn)，所有制度變量對(duì)貨物貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)的正向作用都要大于對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的作用?？赡茉蚴?，貨物貿(mào)易進(jìn)口額的基數(shù)很大，通過制度因素檢驗(yàn)出的協(xié)同效應(yīng)也大。運(yùn)用時(shí)間固定效應(yīng)面板GLS模型檢驗(yàn)全要素生產(chǎn)率與制度因素之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有的制度因素指標(biāo)均對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向效應(yīng)，其中經(jīng)商便利化的效應(yīng)最大，政府治理效應(yīng)最小，說明改善經(jīng)商環(huán)境更加能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，可能原因是改善經(jīng)商環(huán)境會(huì)提高微觀經(jīng)濟(jì)主體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的積極性，促進(jìn)信任、規(guī)則等社會(huì)資本的形成(福山，1998)。

制度因素與貨物進(jìn)口國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)、制度因素與服務(wù)進(jìn)口國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)與TFP具有正相關(guān)，但與FDI的國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)并未表現(xiàn)出一致性。表2的實(shí)證結(jié)果顯示，經(jīng)商便利化程度、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度與FDI的國(guó)際R&D溢出存量的交叉項(xiàng)系數(shù)通過顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，其他制度變量與FDI的國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)估計(jì)值均未通過t統(tǒng)計(jì)值顯著性檢驗(yàn)。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，在未施加制度因素影響時(shí)，F(xiàn)DI的國(guó)際R&D溢出顯著性t檢驗(yàn)水平較小，施加之后t值明顯提高，說明FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)商便利化程度、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度比較敏感，意味著FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)更需要得到經(jīng)商便利與知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的支持。然而這兩個(gè)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，原因何在？可能是因?yàn)楫?dāng)東道國(guó)制度環(huán)境較好時(shí)，跨國(guó)公司的R&D投資趨向于在東道國(guó)國(guó)內(nèi)開展，R&D投資支出活動(dòng)也在東道國(guó)本土進(jìn)行，因此FDI的國(guó)際R&D資本規(guī)模就小，即東道國(guó)本土制度環(huán)境越好，跨國(guó)公司R&D活動(dòng)就越容易在本土進(jìn)行，從而導(dǎo)致FDI的國(guó)際R&D溢出量越小，因此這兩個(gè)制度變量與FDI下國(guó)際R&D溢出交叉項(xiàng)呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的特征。

由于發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))各方面均比發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))具有明顯優(yōu)勢(shì)，因而本文參照國(guó)際貨幣基金組織的標(biāo)準(zhǔn)將樣本分為發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))*根據(jù)國(guó)際貨幣基金組織的《World Economic Outlook》(2015)，37個(gè)先進(jìn)經(jīng)濟(jì)體成員為：澳大利亞、奧地利、巴哈馬、比利時(shí)、加拿大、塞浦路斯、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、香港、圣馬力諾、匈牙利、冰島、愛爾蘭、意大利、日本、拉脫維亞、立陶宛、馬爾他、荷蘭、新西蘭、挪威、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、韓國(guó)、西班牙、瑞典、瑞士、臺(tái)灣、英國(guó)、美國(guó)?？鄢鼼7國(guó)家(作為R&D來源國(guó))，以及因數(shù)據(jù)缺失去掉拉脫維亞及圣馬力諾，共得到28個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))。樣本和發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))*104個(gè)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))為：阿爾巴尼亞、阿爾及利亞、安哥拉、阿根廷、亞美尼亞、阿塞拜疆、巴林、孟加拉國(guó)、巴巴多斯、白俄羅斯、伯利茲、貝寧、不丹、玻利維亞、博茨瓦納、巴西、文萊、保加利亞、布隆迪、柬埔寨、喀麥隆、中非共和國(guó)、乍得、智利、中國(guó)、哥斯達(dá)黎加、科特迪瓦、克羅地亞、吉布提、多米尼加共和國(guó)、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、埃塞俄比亞、斐濟(jì)、加納、危地馬拉、幾內(nèi)亞、幾內(nèi)亞比紹、圭亞那、洪都拉斯、匈牙利、印度、印度尼西亞、伊朗、約旦、肯尼亞、哈薩克斯坦、老撾、萊索托、利比亞、馬達(dá)加斯加、馬拉維、馬來西亞、馬爾代夫、馬里、毛利塔尼亞、毛里求斯、墨西哥、蒙古、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼泊爾、尼加拉瓜、尼日爾、尼日利亞、阿曼、巴基斯坦、巴拿馬、巴布亞新幾內(nèi)亞、巴拉圭、秘魯、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、盧旺達(dá)、圣盧西亞、圣多美和普林西比、沙特阿拉伯、塞內(nèi)加爾、塞拉利昂、所羅門島、南非、斯里蘭卡、蘇里南、斯威士蘭、阿拉伯?dāng)⒗麃喒埠蛧?guó)、泰國(guó)、多哥、湯加、特立尼達(dá)和多巴哥、突尼斯、土耳其、烏干達(dá)、烏克蘭、阿拉伯聯(lián)合酋長(zhǎng)國(guó)、坦桑尼亞、烏拉圭、委內(nèi)瑞拉、越南、也門、贊比亞、津巴布韋。樣本，并分別予以檢驗(yàn)。以此探討在不同經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平下，國(guó)際R&D溢出效應(yīng)、制度因素及其交叉項(xiàng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步影響的不同。

(二)發(fā)達(dá)國(guó)家(或地區(qū))樣本擬合結(jié)果分析

由表2可知：對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))而言，貨物貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)均為正，且都在1%水平下通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)，在一定程度上與Madsen(2007)的結(jié)論一致。值得說明的是，總體樣本檢驗(yàn)中未施加任何控制變量時(shí)，F(xiàn)DI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)t統(tǒng)計(jì)值為2.6987，施加后t值也達(dá)到2.0424，說明發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的FDI國(guó)際R&D溢出效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)趨于穩(wěn)定，與總體樣本相比檢驗(yàn)效果大為提高。發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的貨物貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)也為正，而FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)略有增強(qiáng)?？赡苁且?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平較高，貨物貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響要弱于FDI。由此可知，在高水平技術(shù)條件下，F(xiàn)DI的國(guó)際R&D溢出對(duì)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用更大，這是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))研發(fā)水平與研發(fā)能力較強(qiáng)，對(duì)國(guó)際R&D溢出的依賴程度相對(duì)較低；而發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))之間技術(shù)差距較小，國(guó)外R&D活動(dòng)的帶動(dòng)作用不是很大。一般而言，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))制度要比發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))更為完善，因而在制度因素與國(guó)際R&D溢出交互項(xiàng)方面，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))檢驗(yàn)結(jié)果也比總樣本更具統(tǒng)計(jì)上的顯著性，說明制度水平越高，貿(mào)易進(jìn)口與FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)越大。由表2可知，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))當(dāng)期TFP與上期TFP都具有正相關(guān)，且存在顯著滯后效應(yīng)，但其滯后一期TFP的估計(jì)系數(shù)顯著低于總體樣本中估計(jì)系數(shù)。這可能是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈，產(chǎn)品原創(chuàng)力較強(qiáng)，知識(shí)更新速率較快，技術(shù)折舊率相對(duì)較高，從而使得當(dāng)期TFP對(duì)上期TFP的依賴慣性較弱。

表2 實(shí)證結(jié)果(28個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)樣本)

對(duì)28個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))樣本的5個(gè)制度因素指標(biāo)進(jìn)行重新排序，分別以3、2、1代表制度水平由好到差，通過構(gòu)建虛擬變量與國(guó)際R&D溢出存量的交叉項(xiàng)，并運(yùn)用可消除自相關(guān)的GLS模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，各方程調(diào)整后可決系數(shù)均達(dá)0.9以上，說明模擬效果較好。除經(jīng)商便利性與FDI國(guó)際R&D溢出之間存量外，其他制度變量的交叉項(xiàng)均通過統(tǒng)計(jì)意義上顯著性檢驗(yàn)，說明除了經(jīng)商便利性外，其他制度因素對(duì)國(guó)際R&D溢出效應(yīng)具有顯著促進(jìn)作用，教育體系、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、經(jīng)濟(jì)自由化及政府治理效率越好，則越能通過貿(mào)易進(jìn)口與FDI流入獲得更大的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)，與Coe et al.(2009)的結(jié)論一致。經(jīng)商便利性提升貨物貿(mào)易進(jìn)口與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)分別為0.054和0.028，但與FDI的國(guó)際R&D溢出的交互項(xiàng)卻通過了統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性檢驗(yàn)，可能原因是FDI的國(guó)外R&D溢出是否流入東道國(guó)取決于市場(chǎng)規(guī)模、適應(yīng)性等因素，而經(jīng)商便利性則更多影響FDI的本土化營(yíng)銷活動(dòng)與品牌活動(dòng)。

再看制度因素與全要素生產(chǎn)率關(guān)系情況。通過對(duì)28個(gè)樣本國(guó)家進(jìn)行時(shí)間固定效應(yīng)GLS檢驗(yàn)，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))只有經(jīng)商便利性、經(jīng)濟(jì)自由化程度與全要素生產(chǎn)率呈顯著正相關(guān)，而教育體系、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政府治理效率等則呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)的特征。說明發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的教育體系、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政府治理效率與技術(shù)進(jìn)步并不存在正相關(guān)，這與新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派和Coe et al.(2009)的研究結(jié)論不一致?？赡苁且?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))教育、知識(shí)產(chǎn)權(quán)和政府治理達(dá)到很高水平后出現(xiàn)一定程度的增長(zhǎng)乏力狀況，從而造成類似于β收斂的效果。

(三)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))樣本擬合結(jié)果分析

由表3可知，對(duì)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))而言，貨物貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著正影響，但FDI的國(guó)際R&D資本存量則呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。具體來看，貨物貿(mào)易進(jìn)口與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口獲得的國(guó)際R&D資本溢出效應(yīng)分別為0.0293和0.0125，表明發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))R&D投資活動(dòng)通過貿(mào)易渠道對(duì)發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了積極影響；貨物貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D資本溢出效應(yīng)大于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，說明了貿(mào)易規(guī)模也是影響國(guó)際R&D溢出效應(yīng)的重要因素。與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))相比，發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))貨物進(jìn)口與服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)偏小。之所以產(chǎn)生這種明顯差距，可能是由于不同國(guó)家技術(shù)吸收能力存在差異，而技術(shù)吸收能力又與本國(guó)制度條件密切相關(guān)，制度因素是影響技術(shù)吸收能力的重要因素(Cohen et al.，1990)。針對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)受國(guó)別技術(shù)水平差異影響這一問題，主要有兩種觀點(diǎn)：一是技術(shù)相似性，技術(shù)相似度高的國(guó)家之間會(huì)產(chǎn)生較大的技術(shù)溢出效應(yīng)，這是基于融合適用性的視角；另一種認(rèn)為兩邊技術(shù)差距越大，技術(shù)落后國(guó)越容易從技術(shù)先進(jìn)國(guó)獲得溢出效應(yīng)。本研究檢驗(yàn)結(jié)果支持了第一種觀點(diǎn)，但考慮到技術(shù)差距只是影響溢出效應(yīng)水平因素之一，非技術(shù)性因素(如制度環(huán)境)也是重要的制約條件，接下來有必要就發(fā)展中國(guó)家的制度因素影響國(guó)際R&D溢出效應(yīng)這一問題展開探討。

根據(jù)104個(gè)國(guó)家(地區(qū))在5個(gè)制度因素指標(biāo)上的排名設(shè)定虛擬變量，然后構(gòu)造其與國(guó)際R&D資本的交叉項(xiàng)，通過變截距固定效應(yīng)模型GLS進(jìn)行回歸，在增加模型的滯后項(xiàng)Ar(1)基礎(chǔ)上，得到實(shí)證結(jié)果。由實(shí)證結(jié)果可知，所有制度因素均對(duì)貨物進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)具有顯著正影響，說明完善發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的制度會(huì)有效提升貨物貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)的作用。在發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)方面，雖然所有制度因素與其交叉項(xiàng)的系數(shù)均顯示為正，但只有經(jīng)商便利性與服務(wù)進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)通過了統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性檢驗(yàn)，而其他4個(gè)交叉項(xiàng)均未通過。這可能是因?yàn)?，相?duì)于貨物貿(mào)易進(jìn)口溢出的國(guó)際R&D資本，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)對(duì)東道國(guó)本土制度條件要求較高。由于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的國(guó)際R&D資本存量可能更具有緘黙性(tacit)，需要具備較高的識(shí)別能力與消化能力，因而對(duì)于人力資本水平具有較高要求，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))檢驗(yàn)結(jié)果也一定程度上佐證了這一論斷。在發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)方面，5個(gè)制度因素的交叉項(xiàng)一致性地顯示出顯著負(fù)影響，說明發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的制度水平還不足以充分吸收FDI的國(guó)際R&D資本溢出。相比制度因素與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口國(guó)際R&D溢出的交叉項(xiàng)在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上的不顯著，F(xiàn)DI的國(guó)際R&D溢出與所有制度因素的交叉項(xiàng)系數(shù)均嚴(yán)格地通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)，說明發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的制度因素對(duì)FDI的國(guó)際R&D資本溢出效應(yīng)存在較強(qiáng)的負(fù)影響。相比而言，制度因素對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))FDI的國(guó)際R&D資本溢出效應(yīng)促進(jìn)作用比發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))要顯著。綜合來看，在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，制度因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和FDI的國(guó)際R&D溢出效應(yīng)存在很大差異，證實(shí)了制度因素的重要性。

表3 實(shí)證結(jié)果(104個(gè)發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)樣本)

在發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))制度因素與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系上，除政府治理效率之外，其他制度因素變量與技術(shù)進(jìn)步均呈顯著正相關(guān)，說明發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的經(jīng)商便利性、教育水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)自由度水平提升促進(jìn)了本國(guó)技術(shù)進(jìn)步，而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)促進(jìn)作用最大?？傮w上，發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))制度因素呈趨優(yōu)態(tài)勢(shì)，發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的制度因素變化幅度比發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))要大，產(chǎn)生了低基數(shù)效應(yīng)。Park et al.(2005)研究發(fā)現(xiàn)，高收入國(guó)家在1990—2005年間專利指數(shù)變化率僅為0.96，而中等收入國(guó)家及低收入國(guó)家則有1.71和1.29。因此，制度完善是發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原因。

對(duì)于控制變量，表2和表3的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))在工業(yè)化與服務(wù)業(yè)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用上要強(qiáng)于發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))?？赡苁怯捎诎l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))工業(yè)基礎(chǔ)雄厚，服務(wù)業(yè)發(fā)達(dá)；而發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，服務(wù)業(yè)發(fā)展比較滯后。而在城市化率與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系上，發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))樣本的估計(jì)系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)，而發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))通過了嚴(yán)格的t檢驗(yàn)，可能是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))早已完成城市化，城市化帶來的紅利不再顯著，而發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))大多正在經(jīng)歷著城市化進(jìn)程，因此表現(xiàn)出較強(qiáng)的生產(chǎn)率提升效應(yīng)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)變量與殘差項(xiàng)之間可能存在相關(guān)性，而隨機(jī)解釋變量的線性回歸容易產(chǎn)生內(nèi)生性，為此需利用穩(wěn)健性檢驗(yàn)來驗(yàn)證回歸結(jié)果的可靠性。本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)的具體方法為：在因變量TFP基礎(chǔ)上控制了人均GDP，對(duì)國(guó)際R&D溢出存量以2000年為基準(zhǔn)進(jìn)行指數(shù)化處理，在保持制度虛擬變量不變情況下，用GMM法對(duì)各樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的檢驗(yàn)結(jié)果與表1回歸結(jié)果具有一致性；接下來，在全要素生產(chǎn)率上加入了人均GDP變量，以進(jìn)一步反映各國(guó)技術(shù)進(jìn)步差異，結(jié)果表明，國(guó)際R&D溢出、制度因素與國(guó)際R&D溢出的交互效應(yīng)均與TFP具有高度正相關(guān)，進(jìn)一步說明了前述分析結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。同時(shí)制度因素與控制變量的回歸結(jié)果也與前述所得分析結(jié)論相一致，這也說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性*由于篇幅有限，具體結(jié)果未列出。。

五、結(jié)論與啟示

利用1993—2013年132國(guó)家(地區(qū))相關(guān)數(shù)據(jù)，分別構(gòu)造出制度因素與國(guó)際R&D溢出渠道的交互項(xiàng)，最后運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明：國(guó)際R&D溢出對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))和發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))均呈現(xiàn)正向影響，制度的改善有助于從國(guó)際R&D溢出存量中獲得更多的技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)效應(yīng)；制度因素也是導(dǎo)致發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))獲得國(guó)際R&D溢出效應(yīng)弱于發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的重要原因。

針對(duì)本文的研究結(jié)論，得到的政策啟示是：

(1)有助于加深發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))通過發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)獲得全球化收益的重要性的理解，為進(jìn)一步深化改革、擴(kuò)大對(duì)外開放、參與更高標(biāo)準(zhǔn)的國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)提供了重要的依據(jù)；(2)在深化改革與擴(kuò)大開放中，繼續(xù)完善國(guó)內(nèi)制度建設(shè)，以便挖掘新一輪改革開放的紅利，提升中國(guó)在全球價(jià)值鏈分工的優(yōu)勢(shì)與地位；(3)要進(jìn)一步推動(dòng)政治和經(jīng)濟(jì)體制改革，加大對(duì)公民合法財(cái)產(chǎn)和權(quán)利的保護(hù)力度，繼續(xù)加大反腐敗力度，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，推進(jìn)依法行政的服務(wù)型政府建設(shè)，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更加優(yōu)良的制度環(huán)境。

戴翔,金碚. 2014. 產(chǎn)品內(nèi)分工、制度因素與出口技術(shù)復(fù)雜度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(7)：4-17.

鄧海濱,廖進(jìn)中. 2010. 制度質(zhì)量與國(guó)際R&D溢出[J]. 國(guó)際貿(mào)易問題(3)：105-112.

福山. 1998. 信任：社會(huì)道德和繁榮的創(chuàng)造[M]. 李宛蓉，譯，呼和浩特：遠(yuǎn)方出版社.

唐保慶. 2010. 貿(mào)易結(jié)構(gòu)、吸收能力與國(guó)際R&D溢出效應(yīng)[J]. 國(guó)際貿(mào)易問題(2)：91-97.

唐保慶,陳志和,楊繼軍. 2011. 服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口是否帶來國(guó)外R&D溢出效應(yīng)[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(5)：94-109.

張相文,郭寶忠,張超. 2014. 制度因素對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響：基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的實(shí)證研究[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究(8)：32-46.

ACEMOGLU D, ANTRAS P, HELPMAN E. 2007. Contracts and technology adoption [J]. American Economic Review, 97(3):916-943.

ACEMOGLU D, JOHNSON S, ROBINSON J. 2005. Institutions as the fundamental cause of long-run growth [R]. NBER Working Paper, No.10481.

ARORA A， CECCAGNOLI M, COHEN W M. 2003. R&D and the patent premium [J]. International Journal of Industrial Organization, 26(5):1153-1179.

COE D T, HELPMAN E. 1995. International R&D spillovers [J]. European Economic Review, 39(5):859-887.

COE D T, HELPMAN E, HOFFMAISTER A W. 1997. North-South R&D spillovers [J]. The Economic Journal, 107(440):134-149.

COE D T, HELPMAN E, HOFFMAISTER A W. 2009. International R&D spillovers and institutions [J]. European Economic Review, 53 (7):723-741.

COHEN W M, LEVINTHAL D A. 1990. Absorptive capacity: a new perspective on learning and innovation [J]. Administrative Science Quarterly, 35(1):39-67.

ENGELBRECHT H J. 2002. Human capital and international knowledge spillovers in TFP growth of a sample of developing countries: an exploration of alternative approaches [J]. Applied Economics, 34(7):831-841.

FALVEY R, FOSTER N, GREENAWAY D. 2007. Relative backwardness, absorptive capacity and knowledge spillovers [J]. Economics Letters, 97(3):230-234.

GRILICHES Z. 1988. Productivity puzzles and R&D: another nonexplanation [J]. Journal of Economic Perspectives, 2(4):9-21.

KAUFMANN D, KRAAY A, MASTRUZZI M. 2010. The worldwide governance indicators: a summary of methodology, data and analytical issues [R]. World Bank Policy Research Working Paper, No.5430.

KELLER W. 2001. Geographic localization of international technology diffusion [R]. CEPR Discussion Paper, No.2706

KELLER W. 2009. International trade, foreign direct investment, and technology spillovers [R]. CEPR Discussion Paper, No.DP7503.

LICHTENBERG F R, POTTERIE B V P D L. 1998. International R&D spillovers: a comment [J]. European Economic Review, 42(8):1483-1491.

LOCKWOOD W. 1954. The economic development of Japan: growth and structural change 1868—1938 [M]. Princeton: Princeton University Press.

MADSEN B. 2007. Technology spillover through trade and TFP convergence: 135 years of evidence for the OECD countries [J]. Journal of International Economics, 72(2):464-480.

NORTH D C. 1991. Institutions, institutional change and economic performance [M]. Cambridge:Cambridge University Press.

PARK W. 2008. International patent protection: 1960—2005 [J]. Research Policy, 37(4):761-766.

RHEE Y, ROSS-LAUSON B, PURCELL G. 1984. Korea′s competitive edge: managing the entry into world markets [M]. Baltimore: Johns Hopkins University Press.

ROBERTS R, WHITED T M. 2012. Endogeneity in empirical corporate finance [R]. The Bradley Policy Research Center Financial Research and Policy Working Paper， No.FR11-29.

WANG Y. 2007. Trade, human capital and technology spillovers： an industry-level analysis [J]. Review of International Economics, 15(2):269-283.

(責(zé)任編輯 張 坤)

DoesInstitutionQualityPromotedInternationalR&DSpillover:BasedonInternationalPanelData

ZHU FuLin

(School of Business, Beijing Union University, Beijing 100101)

Based on data from 1993 to 2013 from 132 countries, this paper constructs interaction terms respectively by combining the institution quality and international R&D spillover, and applies panel fixed effect model for empirical research. The results shows that the international R&D spillover effects can take place for both developed and developing countries, and the improvement of institutional quality is beneficial to promoting effects of the international R&D spillover stock to technology progress, and institution is the factor lead to the effects that international R&D spillover in developing countries is less significant than that in developed countries.

institution; goods trade; service trde; FDI; international R&D spillover; total factor productivity

2016-12-13

朱福林(1979--)，男，安徽馬鞍山人，博士，北京聯(lián)合大學(xué)管理學(xué)院副教授。

F269.24

：A

：1001-6260(2017)07-0048-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.005