唐未兵1，傅元海

(1.湖南工業(yè)大學(xué)，湖南 株洲 412007；2.廣州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣東 廣州510006)

一、引言

我國依賴投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高速增長方式受資源和環(huán)境的約束而難以持續(xù)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與資源和環(huán)境的相互協(xié)調(diào)已經(jīng)刻不容緩。高投入、高排放、低產(chǎn)出的粗放增長方式本質(zhì)上表現(xiàn)為技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)過低，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式就是要促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，提高技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集約化增長。一般而言，技術(shù)進(jìn)步可以通過自主研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)兩條途徑實(shí)現(xiàn)。加大科技投入是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的根本路徑，也是提高自主創(chuàng)新能力的主要手段。

技術(shù)引進(jìn)是推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的重要途徑，特別是對發(fā)展中國家而言，引進(jìn)技術(shù)對提升本國技術(shù)水平具有重要的意義。因?yàn)榘l(fā)展中國家技術(shù)水平低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家，引進(jìn)發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)可以低成本促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，快速地縮小與發(fā)達(dá)國家的技術(shù)差距。技術(shù)引進(jìn)主要有國際技術(shù)轉(zhuǎn)讓、進(jìn)口和國際直接投資(簡稱外資)。對東道國而言，引進(jìn)國際直接投資獲取技術(shù)有兩方面的優(yōu)勢，第一，在跨國企業(yè)就業(yè)的東道國員工能近距離接觸、了解、熟悉生產(chǎn)環(huán)節(jié)，容易獲取更多生產(chǎn)環(huán)節(jié)的技術(shù)；第二，無論是占領(lǐng)市場還是降低成本的國際直接投資，跨國公司基于利潤最大化目的，傾向于使用先進(jìn)技術(shù)生產(chǎn)產(chǎn)品。因此，發(fā)展中國家通過引進(jìn)國際直接投資獲取技術(shù)可以避免購買專利和進(jìn)口產(chǎn)品獲取技術(shù)的不足。正是因?yàn)闁|道國通過引進(jìn)國際直接投資獲取技術(shù)的優(yōu)勢，包括發(fā)達(dá)國家在內(nèi)的世界大多數(shù)國家大力鼓勵(lì)國際直接投資的進(jìn)入，期望獲得發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)。

科技投資和技術(shù)引進(jìn)是影響經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的兩個(gè)重要因素。從現(xiàn)有研究看，主要有兩方面的不足：一是研究內(nèi)容方面，學(xué)者主要討論科技投資和技術(shù)引進(jìn)對經(jīng)濟(jì)增長或技術(shù)進(jìn)步的影響，很少有學(xué)者討論科技投資和技術(shù)引進(jìn)對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的影響；二是研究方法方面，實(shí)證模型主要是靜態(tài)模型或動(dòng)態(tài)面板模型無法考察科技投資和技術(shù)引進(jìn)對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變影響的時(shí)間特征。

為彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，本文擬在以下方面創(chuàng)新：第一，在區(qū)分全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長集約化的差異并揭示技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長集約化機(jī)理的基礎(chǔ)上，利用我國1978—2011年數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)科技投資和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化的影響；第二，借鑒現(xiàn)有實(shí)證檢驗(yàn)科技投資和技術(shù)溢出影響全要素生產(chǎn)率的計(jì)量模型，運(yùn)用狀態(tài)空間變參數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，以考察科技投資和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長方式影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)(即時(shí)間特征)。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論分析和文獻(xiàn)回顧；第三部分確定計(jì)量模型，介紹變量的測度和數(shù)據(jù)來源；第四部分進(jìn)行實(shí)證分析，介紹實(shí)證結(jié)果并解釋其原因；最后概述本文的結(jié)論及政策建議。

二、理論分析及相關(guān)文獻(xiàn)

1.技術(shù)進(jìn)步與集約型經(jīng)濟(jì)增長方式的關(guān)系

Solow-Swan的新古典模型強(qiáng)調(diào)外生技術(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的長期作用，但不能解釋技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)理。Arrow(1962)則將技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化[1]；Romer(1986，1990)[2—3]、Lucas(1988)[4]等人不僅將技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之中，而且認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是長期經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，特別是，Romer和Lucas揭示了技術(shù)進(jìn)步通過產(chǎn)生規(guī)模報(bào)酬遞增和知識(shí)外溢促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理。紀(jì)玉山和吳勇民(2007)則進(jìn)一步揭示了技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長的微觀機(jī)理[5]：科技創(chuàng)新通過降低企業(yè)平均成本而形成規(guī)模效應(yīng)；科技創(chuàng)新在行業(yè)層面上形成以范圍經(jīng)濟(jì)方式表達(dá)的集聚效應(yīng)；科技創(chuàng)新在企業(yè)和行業(yè)間不斷擴(kuò)散與轉(zhuǎn)移，形成以關(guān)聯(lián)效應(yīng)方式所表達(dá)的乘數(shù)效應(yīng)；科技創(chuàng)新在三個(gè)層面的效應(yīng)最終促進(jìn)宏觀層面的技術(shù)進(jìn)步，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長。

一般來說，技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的機(jī)理與技術(shù)進(jìn)步影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理是一致的。但是，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長并不等于技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變存在明顯的差異，大多數(shù)研究成果卻沒有明晰二者的區(qū)別。經(jīng)濟(jì)增長集約化水平是反映經(jīng)濟(jì)增長方式的重要維度。厲無畏和王振認(rèn)為(2006)[6]，增長集約化可以通過技術(shù)進(jìn)步率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額與投入要素增長率對經(jīng)濟(jì)增長率貢獻(xiàn)份額之比測度。這就是說，只有當(dāng)技術(shù)進(jìn)步率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額與投入要素增長率對經(jīng)濟(jì)增長率貢獻(xiàn)份額之比不斷增大，或者說技術(shù)進(jìn)步率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)份額不斷上升，才表明技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變；否則，技術(shù)進(jìn)步即使推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長，也不能促使經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。進(jìn)一步說，即使科技投資或技術(shù)引進(jìn)提高了全要素生產(chǎn)率或促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但并不能判斷科技投資或技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。因?yàn)榭萍纪顿Y或技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升或經(jīng)濟(jì)增長，并不意味著科技投資或技術(shù)引進(jìn)導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率的增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)不斷上升。

基于Solow-Swan模型，諸多研究主張用全要素生產(chǎn)率度量技術(shù)進(jìn)步；同時(shí)，也有不少的研究甚至有影響的國際機(jī)構(gòu)認(rèn)為全要素生產(chǎn)率能綜合反映經(jīng)濟(jì)增長方式，如劉國光和李京文(2001)指出[7]，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的一般含義就是要提高全要素生產(chǎn)率。正是全要素生產(chǎn)率的多重定義，一些研究常常將技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變概念混淆。一般而言，二者是因果關(guān)系，技術(shù)進(jìn)步是因，經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變是果，因果不能簡單等同。鄭玉歆(2007)也指出[8]，全要素生產(chǎn)率增長并不能準(zhǔn)確反映經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，如1993年以后我國全要素生產(chǎn)率不斷提高，但是全要素生產(chǎn)率的增長率不斷下降，特別是全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比例不斷下降，即要素投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比例不斷上升，經(jīng)濟(jì)增長向粗放型方式發(fā)生逆轉(zhuǎn)。因此，無論通過加大科技投資還是通過引進(jìn)外資提高全要素生產(chǎn)率，都不能簡單地認(rèn)為科技投資或引進(jìn)外資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。

2.相關(guān)實(shí)證研究

從理論上厘清了技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長方式的關(guān)系后，我們可以簡要地梳理相關(guān)的實(shí)證文獻(xiàn)。國內(nèi)外學(xué)者就技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了廣泛的實(shí)證檢驗(yàn)。胡恩華等(2006)[9]、俞立平和熊德平(2011)[10]、胡振華和劉篤池(2009)[11]考察了科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的影響；沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)[12]、程惠芳(2001)[13]等學(xué)者則檢驗(yàn)了外資技術(shù)溢出對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。由理論分析可知，從科技投入或外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)無法確定科技投入或外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的影響；雖然一些學(xué)者如杜傳忠和曹艷喬(2010)[14]的研究依據(jù)研發(fā)投入和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)偏低，得出了我國經(jīng)濟(jì)增長方式是粗放型的結(jié)論，但是這并不能支持研發(fā)投入和外資技術(shù)溢出影響經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的結(jié)論。

國內(nèi)外眾多學(xué)者通過測算全要素生產(chǎn)率判斷經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。國外學(xué)者如Young(1994)[15]、OECD(2005)[16]測算了全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)；國內(nèi)學(xué)者周紹森和胡德龍(2010)[17]、郭慶旺和賈俊雪(2005)[18]測算了全要素生產(chǎn)率對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)；這些研究雖然沒有明確分析廣義技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的影響，但是從實(shí)證結(jié)論可以判斷經(jīng)濟(jì)增長方式的類型。全要素生產(chǎn)率提升是技術(shù)進(jìn)步結(jié)果，受制度、科技投資、技術(shù)引進(jìn)等多種因素的影響；也即是說，科技投資和技術(shù)引進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的原因，全要素生產(chǎn)率提升不一定是科技投資和技術(shù)引進(jìn)的結(jié)果，也可能是制度優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的結(jié)果。因此，全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)并不能準(zhǔn)確反映科技投資和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用。

學(xué)者就國內(nèi)研發(fā)和技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了大量的研究。學(xué)者實(shí)證檢驗(yàn)研發(fā)支出對全要素生產(chǎn)率的影響沒有得出一致的結(jié)論。吳延兵(2006)[19]等發(fā)現(xiàn)國內(nèi)研發(fā)支出促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高；謝里等(2011)[20]實(shí)證則發(fā)現(xiàn)，研發(fā)沒有提高全要素生產(chǎn)率。一些學(xué)者檢驗(yàn)了外資技術(shù)溢出對我國全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)論也存在爭議。顏鵬飛和王兵(2004)研究發(fā)現(xiàn)，外資技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響[21]。覃毅和張世賢(2011)實(shí)證表明，示范、競爭效應(yīng)和后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)提高內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率，前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)阻礙內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高[22]。相當(dāng)多的研究則將國內(nèi)研發(fā)投資、外資技術(shù)溢出納入一個(gè)分析框架，比較了國內(nèi)研發(fā)投資、外資技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響，但是研究結(jié)論常常存在分歧。張海洋(2005)研究發(fā)現(xiàn)[23]，國內(nèi)研發(fā)和外資技術(shù)溢出均抑制全要素生產(chǎn)率的增長。陳繼勇和盛楊懌(2008)實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國自身的科技投入是提高全要素生產(chǎn)率的最主要因素，外資通過生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的國際知識(shí)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，外資通過進(jìn)口產(chǎn)生的國際知識(shí)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響因樣本不同而不同[24]。邱斌等(2008)[25]、王英和劉思峰(2008)[26]實(shí)證檢驗(yàn)支持國內(nèi)研發(fā)促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率增長的觀點(diǎn)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)外資和出口的技術(shù)溢出顯著提高我國全要素生產(chǎn)率。由于全要素生產(chǎn)率度量經(jīng)濟(jì)增長方式的局限，這些研究的結(jié)論無法反映國內(nèi)研發(fā)投資、外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的影響。

綜上所述，現(xiàn)有研究雖然測算了科技投入或者全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的份額，或者檢驗(yàn)了研發(fā)投入和外資技術(shù)溢出對全要生產(chǎn)率的影響，但是并不能反映科技投入和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的影響，因此利用實(shí)證模型檢驗(yàn)科技投入和外資技術(shù)溢出對我國經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的影響具有重要的價(jià)值，可以為各級(jí)政府制定利用科技和外資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的政策提供參考依據(jù)。

三、模型、變量及數(shù)據(jù)

1.基本模型

以陳繼勇和盛楊懌檢驗(yàn)影響全要素生產(chǎn)率因素的計(jì)量模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建國內(nèi)研發(fā)支出和外資技術(shù)溢出影響經(jīng)濟(jì)增長集約化的實(shí)證模型。此外，劉舜佳(2009)認(rèn)為國際貿(mào)易[27]、樊綱等認(rèn)為市場化(2011)[28]、朱英明認(rèn)為城市化(2009)[29]是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素；周紹森和胡德龍(2010)認(rèn)為市場化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入等5個(gè)因素可以反映全要素生產(chǎn)率。一般來說，國內(nèi)研發(fā)投資、外資技術(shù)溢出等因素通過影響全要素生產(chǎn)率來影響經(jīng)濟(jì)增長集約化水平。上述文獻(xiàn)回顧中一些學(xué)者將全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)低的原因歸結(jié)為結(jié)投資驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長方式，其邏輯是投資水平越高，資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額越大，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平越低，因此投資驅(qū)動(dòng)水平也是影響經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的重要因素。因此，可以初步構(gòu)建如下實(shí)證模型：

gintt=c+β1·fdit+β2·stecht+β3·inst+

β4·indust+β5·invest+β6·urbt+β7·opt+μt

(1)

下標(biāo)t表示第t(t=1978，…，2011)年。gint表示經(jīng)濟(jì)增長集約化水平，為被解釋變量。stech表示科技投入，fdi表示外資技術(shù)溢出，二者為模型的核心解釋變量。ins表示制度變量，indus表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，inves表示投資驅(qū)動(dòng)水平，urb表示城鎮(zhèn)化，op表示貿(mào)易水平，5個(gè)變量為模型的控制變量。μ為誤差項(xiàng)。

2.變量測度及數(shù)據(jù)來源

(1)經(jīng)濟(jì)增長集約化水平

判斷經(jīng)濟(jì)增長方式主要依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力，即哪些因素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。如果是投資、勞動(dòng)、原材料等投入勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，則經(jīng)濟(jì)增長方式是粗放型；如果是技術(shù)、管理等提高生產(chǎn)要素的利用效率推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長方式則是集約型?；诮?jīng)濟(jì)增長方式的內(nèi)涵，厲無畏和王振(2006)、云鶴等(2009)[30]將經(jīng)濟(jì)增長集約化定義如下：

gintt=(at/gt)/[(δkt+λlt)/gt]

(2)

a為全要素生產(chǎn)率增長率，g為GDP增長率，k、l分別為資本和勞動(dòng)增長率，δ、λ分別為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。其中，對C-D生產(chǎn)函數(shù)求導(dǎo)并整理后可得全要素生產(chǎn)率增長率a的公式：

at=gt-δkt-λlt

(3)

a實(shí)質(zhì)上是模型gt=δkt+λlt回歸的殘差。1978—2006年資本增長率依據(jù)單豪杰(2008)[31]測算出的資本存量計(jì)算。2007—2011年資本增長率計(jì)算步驟：先依據(jù)單豪杰的方法測算存量資本，然后計(jì)算k。GDP增長率、2007—2009年的資本形成額、固定投資價(jià)格指數(shù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)。

(2)科技投入等變量的測度

為避免科技投入與其他解釋變量的共線性，科技投入用科技投入增長率測度；科技投入增長率采用可比性價(jià)格計(jì)算，由于缺乏相關(guān)價(jià)格指數(shù)，用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)替代。外資技術(shù)溢出用外商直接投資存量*采用張?zhí)祉數(shù)姆椒ò?0%折舊率計(jì)算。見張?zhí)祉數(shù)摹禙DI對中國經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2004年第10期第76頁。占GDP的比例測度，外資按年均匯率折算為人民幣。制度變量用國有企業(yè)就業(yè)占全部單位就業(yè)的比例衡量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用工業(yè)增加值占GDP的比例反映，而且這一比例還可以度量工業(yè)化進(jìn)程。胡鞍鋼等(2008)主張采用存量資本增長率度量經(jīng)濟(jì)增長方式[32]，這里采用固定資本形成增長率替代；固定資本形成增長率采用可比價(jià)格計(jì)算，1978—2004年固定資本價(jià)格指數(shù)依據(jù)單豪杰測算的資本存量計(jì)算，2005—2011年固定資本價(jià)格指數(shù)采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)替代。為避免城鎮(zhèn)人口比例度量城市化水平可能產(chǎn)生的內(nèi)生性，借鑒陸銘和陳釗(2004)[33]的處理方法，采用滯后1期人口出生率作為城市化的工具變量。國際貿(mào)易用進(jìn)出口額占GDP的比例測度。

科技支出數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；1984—2011年外商直接投資數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)，1984年前的數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)公布的數(shù)據(jù)；工業(yè)增加值采用GDP構(gòu)成中工業(yè)增加值統(tǒng)計(jì)口徑數(shù)據(jù)，工業(yè)增加值、GDP、就業(yè)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人口出生率、進(jìn)出口、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和1980—2011年匯率數(shù)據(jù)來《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，1978—1979年匯率來自金投外匯網(wǎng)。

3.共線性檢驗(yàn)及模型修正

如果解釋變量存在強(qiáng)共線性，模型可能因?yàn)槌霈F(xiàn)奇異矩陣而無法估計(jì)；即使可以估計(jì)，結(jié)果也是有偏的。首先對解釋變量的相關(guān)性進(jìn)行分析，urb與fdi、ins、op、stech的相關(guān)系數(shù)分別為-0.76、-0.92、-0.8、-0.62，ins與fdi、op、stech的相關(guān)系數(shù)分別為0.79、0.89、0.63，op與fdi的相關(guān)系數(shù)為0.76，意味著一些解釋變量的信息存在重疊，初步懷疑模型(1)存在較為嚴(yán)重的共線性。

表1 解釋變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

進(jìn)一步對模型進(jìn)行共線性檢驗(yàn)表明，7個(gè)解釋變量主成分分析得到的特征根倒數(shù)之和為79，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過解釋變量數(shù)量的5倍*Chatterjee et al.認(rèn)為解釋變量主成分分析的特征根倒數(shù)和大于解釋變量數(shù)目的5倍，則模型存在嚴(yán)重的共線性，見Chatterjee,S.,A.S.Hadi,and B.Price,Regression and Analy sis By Example(3rd Ed),John Wiley & Sons,Inc,2000,p248。，這就是說，模型(1)存在嚴(yán)重的共線性。借鑒Kumar(2000)降低共線性的方法[34]，分別對部分相關(guān)程度較高的解釋變量進(jìn)行調(diào)整。具體地說，對inst=c+φ1·opt+φ2·fdit+εt和opt=c+γ·fdit+τt進(jìn)行回歸，得到殘差ε和τ分別記為ains和aop，分別替代ins和op。然后對模型進(jìn)行共線性檢驗(yàn)，依據(jù)主成分分析得到特征根倒數(shù)和，從下表第4行可知，為58.67，超過解釋變量數(shù)目的7倍，模型仍然存在嚴(yán)重共線性，原因是urb與多數(shù)解釋變量的相關(guān)性程度較高。雖然可以對urb進(jìn)行調(diào)整，但是urb無論調(diào)整與否，在后文狀態(tài)空間模型回歸中均不顯著，因此刪除urb變量。進(jìn)一步對保留的fdi、stech、inves、indus、ains、aop等6個(gè)解釋變量進(jìn)行主成分分析，其特征根倒數(shù)和僅為8.97，表明調(diào)整后的模型不存在共線性。由于aop在狀態(tài)空間模型回歸中也不顯著*aop回歸系數(shù)的P值為0.175，且模型回歸得到的AIC和SC分別為均大于1.86和2.04，分別大于刪除aop后模型回歸得到的AIC值1.44和SC值1.62，因此，刪除aop后模型更優(yōu)。，模型刪除aop。

表2 模型共線性檢驗(yàn)

四、實(shí)證結(jié)果及分析

為考察科技投入和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，將模型(1)設(shè)定為狀態(tài)空間變參數(shù)模型。其量測方程如下：

gintt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+

β4t·indust+β5t·invest+μt

(4)

β1t=α+ι·β1t-1+ν1t

(5)

βit=βit-1+νit

(6)

(5)式則為(4)式中解釋變量fdi時(shí)變參數(shù)的描述，α為截距項(xiàng)，ι為待估參數(shù)；(6)式為(4)式中第i(i=2，…，5)個(gè)解釋變量時(shí)變參數(shù)的描述；ν為擾動(dòng)項(xiàng)。

1.協(xié)整檢驗(yàn)

狀態(tài)空間模型要求變量平穩(wěn)且存在協(xié)整關(guān)系[35]。采用ADF檢驗(yàn)法對模型(4)中所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)表明，gint、stech、inves不存在單位根，這些變量的一階差分也是平穩(wěn)的；fdi、ains、indus變量則存在單位根，fdi的一階差分在10%顯著水平下是平穩(wěn)的，ains、indus的一階差分在1%顯著水平下是平穩(wěn)的。因此模型(4)中的所有變量均是同階平穩(wěn)序列。

表3 變量的單位根檢驗(yàn)

注：檢驗(yàn)類型中c為截距，t為時(shí)間趨勢，l為滯后階。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

進(jìn)一步運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?4)被解釋變量與解釋變量是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表所示：跡檢驗(yàn)和最大特征根值檢驗(yàn)均在1%顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，在15%顯著水平下接受存在最多5個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即被解釋變量gint與5個(gè)解釋變量存在協(xié)整關(guān)系，因此上述狀態(tài)空間模型不會(huì)出現(xiàn)偽回歸。

2.回歸結(jié)果

運(yùn)用卡爾曼濾波算法對模型(4)和模型(5)進(jìn)行估計(jì)。由于Eviews6.0估計(jì)狀態(tài)空間模型的初始結(jié)果不穩(wěn)定，通過反復(fù)運(yùn)用程序得到狀態(tài)空間模型穩(wěn)定的估計(jì)結(jié)果，見下表。從表可知，除了模型(4)的截距項(xiàng)不顯著，模型(5)中固定參數(shù)α的顯著水平為5%，其余固定參數(shù)和時(shí)變參數(shù)的顯著水平均為1%。相對于保留urb和aop以及β2、β3、β4、β5狀態(tài)空間方程其他設(shè)定形式而言，對數(shù)似然值為最大，如保留aop或保留aop和urb時(shí)，對數(shù)似然值分別為-27.7和-31.9，小于表中值-20.4；同時(shí)AIC和SC的值也是最小的，因此模型設(shè)定是合理的。

從圖1可以看出，科技投入對我國經(jīng)濟(jì)增長集約化水平具有正向作用，但是1979—2011年科技投入的正向作用不斷發(fā)生變化。1979—1993年科技投入的作用波動(dòng)較大，其中1979—1986年呈波動(dòng)上升趨勢，系數(shù)從0.005上升到1.48，1986—1991年科技投入的作用不斷下降，系數(shù)從0.99下降到0.47，1991—1993年科技投入提升經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用迅速上升，系數(shù)從0.47上升至1.53；1994—2007年科技投入的作用不斷下降，系數(shù)從1.52下降到0.98；此后科技投入的作用緩慢上升，2011年系數(shù)上升至1.1。具體地說，科技投入增長率提高0.1，1979—1986年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升幅度從0.0005提高到0.148；1986—1991年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升幅度從0.099下降到0.047；1991—1993年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升幅度從0.047提高至0.153；1994—2007年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升幅度從0.152下降至0.098；之后，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升幅度提高至0.11。

表5 狀態(tài)空間模型的估計(jì)結(jié)果

注：模型(4)和模型(5)沒有c2，但是估Eviews6.0計(jì)量測方程和狀態(tài)方程時(shí)，模型(4)的程序?qū)憺間intt=c+β1t·fditt+β2t·stech+β3t·ainst+β4t·indust+β5t·invest+?[var?=?exp(c2)]；模型(5)的程序可寫為β1t=α+ι·β1t-1+[var=exp(c3)]，但是c3的p值為0.6718，且AIC值和SC值分別為1.4924和1.7169，大于刪除var=exp(c3)后模型AIC值和SC值。因此，刪除var=exp(c3)后模型更優(yōu)。

外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平具有負(fù)向作用，外資技術(shù)溢出的負(fù)向作用具有明顯的階段特征。外資技術(shù)溢出的系數(shù)在1979—1992年期間波動(dòng)幅度大，先是從1979年的-0.92下降1982年的-1.7，1983年迅速上升到-0.25，1984年又下降到-1.05，1985年上升到-0.24,1986年開始再次下降，從-0.26下降到1992年的-1.72；1993—2011年系數(shù)趨于穩(wěn)定，約為-1.8。也就是說，外資存量占GDP的比例增加0.1，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平1979年下降0.092，1982年下降幅度擴(kuò)大到0.17，1983年下降幅度縮小到0.025，1984年下降幅度又?jǐn)U大到0.105，1985年下降幅度縮小到0.024，之后，下降幅度再次迅速擴(kuò)大到1992年的0.172；1993—2001年外資存量占GDP的比例提高0.1，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平下降0.18左右。

圖1 β2和β3的變化趨勢

因此，科技投入促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提高，而外資技術(shù)溢出阻礙了經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提高?？萍纪度雽?jīng)濟(jì)增長集約化的積極作用和外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的阻礙作用隨時(shí)間變化而不斷變化。1979—1993年科技投入對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用總體上呈波動(dòng)上升趨勢，1994—2007年科技投入對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用不斷下降，2007—2011年科技投入的作用緩慢上升。1979—1992年外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的阻礙作用呈波動(dòng)狀態(tài)，1993—2011年外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的阻礙作用沒有明顯變化。

3.結(jié)果解釋

科技投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提升主要是因?yàn)榭萍纪度朐黾油苿?dòng)了技術(shù)進(jìn)步，提高了技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額。特別是，科技投入增長促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，致使技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額超過要素投入增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額，科技投入就顯著提高了經(jīng)濟(jì)增長集約化水平?？萍纪度雽?jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用隨時(shí)間不斷發(fā)生變化，可能是科技投入對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用受制度、研發(fā)效率、科技成果產(chǎn)業(yè)化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平等因素的制約。2001—2011年科技投入對經(jīng)濟(jì)增長集約化的作用較為穩(wěn)定，可能與制度環(huán)境不斷優(yōu)化、科技成果轉(zhuǎn)化機(jī)制不斷完善和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨合理等因素密切相關(guān)。

外資技術(shù)溢出阻礙經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提升的主要原因可能有以下幾點(diǎn)：一是外資進(jìn)入產(chǎn)生的競爭效應(yīng)，降低了本地企業(yè)市場份額，提高了經(jīng)營成本，降低了企業(yè)創(chuàng)新能力，抑制了本地企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長份額下降，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平下降。二是外資企業(yè)良好的工作環(huán)境和優(yōu)厚待遇吸引了內(nèi)資企業(yè)的中高層次人力資本，不僅降低了內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，同時(shí)也導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散到外資企業(yè)，結(jié)果導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額下降，經(jīng)濟(jì)增長集約化水平降低。三是外資進(jìn)入并沒有帶來先進(jìn)技術(shù)，以勞動(dòng)生產(chǎn)率為例來說，我國外資工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率明顯低于對我國投資的主要國家或地區(qū)，如2000年和2003年，英、美、日、韓和香港的勞動(dòng)生產(chǎn)率是我國外資工業(yè)企業(yè)的3至9倍*見傅元海的《中國外商直接投資質(zhì)量問題研究》第52頁表3—11，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2009。，2004年以后外資工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率與內(nèi)資企業(yè)接近甚至低于內(nèi)資企業(yè)。外資企業(yè)沒有帶來先進(jìn)技術(shù)可能是邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的結(jié)果，也可能是外資企業(yè)控制技術(shù)的結(jié)果。由圖2可知，1993—2007年內(nèi)資工業(yè)企業(yè)增加值率明顯高于外資工業(yè)企業(yè)和外資高技術(shù)企業(yè)，大約為外資工業(yè)企業(yè)1.1倍至1.26倍，是外資高技術(shù)企業(yè)的1.11倍至1.18倍，因此即使是外資高技術(shù)企業(yè)也沒有帶來先進(jìn)技術(shù)，其增加值率與外資工業(yè)企業(yè)增加值率基本一致。傅元海和王展祥(2011)指出[36]，外資企業(yè)常常將涉及核心技術(shù)或關(guān)鍵技術(shù)的生產(chǎn)環(huán)節(jié)放在國外，在中國的生產(chǎn)環(huán)節(jié)更多的是加工、組裝或密集使用勞動(dòng)的工序，同時(shí)通過進(jìn)口包含核心技術(shù)或關(guān)鍵技術(shù)的中間投入品支持企業(yè)在中國的生產(chǎn)。這一點(diǎn)可以從我國利用外資中三來一補(bǔ)的比例較高得到佐證。外資企業(yè)增加值率低，不僅直接降低技術(shù)進(jìn)步對我國經(jīng)濟(jì)(包含外資經(jīng)濟(jì))增長的貢獻(xiàn)份額，而且內(nèi)資企業(yè)可能反向技術(shù)擴(kuò)散到外資企業(yè)，阻礙了經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的提升。與科技投資對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用不斷變化的原因類似，外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的阻礙作用可能受制度、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、技術(shù)差距、本地企業(yè)技術(shù)能力等因素的制約，1993—2011年外資技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的阻礙作用一直

圖2 內(nèi)外資工業(yè)企業(yè)增加值率比較

較穩(wěn)定，可能主要是我國制度環(huán)境和相關(guān)政策等因素較為穩(wěn)定，這些因素對外資技術(shù)溢出影響經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的作用不顯著。

五、結(jié)論與建議

促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步是提高經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的根本途徑，科技投資和技術(shù)引進(jìn)是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的兩條主要路徑。雖然已有成果檢驗(yàn)科技投資或技術(shù)引進(jìn)對技術(shù)進(jìn)步或經(jīng)濟(jì)增長的影響，但是由于經(jīng)濟(jì)增長集約化水平與經(jīng)濟(jì)增長、全要素生產(chǎn)率的差異，無法從科技投資或技術(shù)引進(jìn)對對經(jīng)濟(jì)增長、集約化水平的影響準(zhǔn)確判斷科技投資、技術(shù)引進(jìn)對經(jīng)濟(jì)增長集約化的影響。本文運(yùn)用狀態(tài)空間模型檢驗(yàn)了1978—2011年科技投資和外資技術(shù)溢出對我國經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明，科技投資增長是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提高的主要因素之一，但是科技投資對經(jīng)濟(jì)增長集約化的正向作用隨時(shí)間不斷變化，科技投資增長0.1，1980—1993年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平提高0.044～0.153，1994—2011年提高0.152～0.098。外資技術(shù)溢出卻阻礙了經(jīng)濟(jì)增長集約化水平上升，外資存量占GDP的比例上升0.1，1979—1992年經(jīng)濟(jì)增長集約化水平下降0.092～0.176，1993—2011年下降0.18左右。

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果具有明確的政策含義：加大科技投資是提高經(jīng)濟(jì)增長集約化水平、加快經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的重大戰(zhàn)略舉措。因?yàn)樵黾涌萍纪度胧谴龠M(jìn)技術(shù)進(jìn)步的主要途徑，是改變高投入、低產(chǎn)出傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長方式的根本途徑。當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增長仍然依賴投資拉動(dòng)，科技投資水平低是重要原因，只有提高科技投資水平才能有效地促進(jìn)投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方式向集約型經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。當(dāng)然，重視科技投入的同時(shí)，也要重視研發(fā)效率、科技成果的轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化，以提高科技投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的實(shí)效。另外，優(yōu)化制度環(huán)境，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等等，可以提高科技投入對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的正向作用。繼續(xù)堅(jiān)持通過利用外資引進(jìn)技術(shù)的戰(zhàn)略，雖然實(shí)證發(fā)現(xiàn)外資技術(shù)溢出阻礙經(jīng)濟(jì)增長集約化水平的提升，但是并不能否定引進(jìn)技術(shù)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用。引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)不僅可以降低技術(shù)進(jìn)步的成本，而且可以極大程度上縮短獲得先進(jìn)技術(shù)的時(shí)間。利用外資引進(jìn)技術(shù)的關(guān)鍵是采取切實(shí)有效的措施鼓勵(lì)外資企業(yè)在中國生產(chǎn)時(shí)使用先進(jìn)技術(shù)，如參照西方發(fā)達(dá)國家規(guī)定外資企業(yè)在東道國創(chuàng)造新價(jià)值的最低比例；或者提高外資企業(yè)進(jìn)口中間投入產(chǎn)品的關(guān)稅，以提高外資企業(yè)進(jìn)口高技術(shù)含量的中間投入產(chǎn)品支持企業(yè)在中國生產(chǎn)的成本，促使外資在中國運(yùn)用先進(jìn)技術(shù)生產(chǎn)；區(qū)別對待外資企業(yè)不同類型的研發(fā)活動(dòng)，對新產(chǎn)品、新工藝或基礎(chǔ)研究的創(chuàng)新性研發(fā)給予最優(yōu)惠政策，對調(diào)試型研發(fā)、適應(yīng)本地市場的研發(fā)和技術(shù)跟蹤性研發(fā)給予一般優(yōu)惠政策甚至國民待遇。引進(jìn)技術(shù)要以自主創(chuàng)新為基礎(chǔ)，既可以提高本地企業(yè)的競爭能力，促使外資企業(yè)轉(zhuǎn)移技術(shù)；也可以提高吸收能力，促使外資技術(shù)加速轉(zhuǎn)移。不斷完善市場經(jīng)濟(jì)制度和投資環(huán)境，加大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，維護(hù)有序的市場競爭秩序，抑制外資技術(shù)溢出的負(fù)面效應(yīng)，誘使外資技術(shù)溢出的正向效應(yīng)，促使引進(jìn)技術(shù)對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變產(chǎn)生正面效應(yīng)。

[1]ARROW K J.The economic implication of learning by doing[J].Review of Economic Literature,1962,29(3):155-173.

[2]ROMAR P.Increasing returns and long run growth[J].Journal of Political Economy,1986,94(3):1005-1036.

[3]ROMAR P.Endogenous technolgical change[J].Journal of Political Economy,1990,98(5):71-102.

[4]LCAS R.On the mechanics of economic development[J].Journal of political Economy,1988,94(5):3-42.

[5]紀(jì)玉山,吳勇民.科技創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的微觀機(jī)理與政策選擇[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2007 (5)：40-46.

[6]厲無畏,王 振.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式研究[M].上海：學(xué)林出版社，2006:26-31.

[7]劉國光,李京文.中國經(jīng)濟(jì)大轉(zhuǎn)變——經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的綜合研究[M].廣州：廣東人民出版社，2001：20-50.

[8]鄭玉歆.全要素生產(chǎn)率的再認(rèn)識(shí)——用TFP分析經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量存在的若干局限[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2007(9):3-11.

[9]胡恩華,劉 洪,張 龍.我國科技投入經(jīng)濟(jì)效果的實(shí)證研究[J].科研管理，2006 (4)：71-75.

[10]俞立平,熊德平.財(cái)政科技投入對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的動(dòng)態(tài)綜合估計(jì)[J].科學(xué)學(xué)研究，2011 (11)：1651-1657

[11]胡振華,劉篤池.我國區(qū)域科技投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長績效評價(jià)——基于滯后性的績效分析[J].中國軟科學(xué)，2009 (8)：94-100.

[12]沈坤榮,耿 強(qiáng).外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析[J].中國社會(huì)科學(xué)，2001(5)：82-93.

[13]程惠芳.國際直接投資與開放型內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002 (10)： 71-78.

[14]杜傳忠,曹艷喬.中國經(jīng)濟(jì)增長方式的實(shí)證分析——基于28個(gè)省市1990-2007年的面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2010 (2)：29-41.

[15]YONG A.Tyranny of numbers:Confronting the statistical realities of the East asian growth experience[J].Quarterly Journal of Economics,1994,60(3)：641-680.

[16]OECD.Economic serveys:China[R].2005, 13-September.

[17]周紹森,胡德龍.科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率研究[J].中國軟科學(xué)，2010 (2)：34-39.

[18]郭慶旺,賈俊雪.中國全要素生產(chǎn)率的估算:1979-2004[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005 (6)：51-60.

[19]吳延兵.R&D與生產(chǎn)率——基于中國制造業(yè)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006 (11)：60-71.

[20]謝 里,曹清峰,隋 楊.公共投資與全要素生產(chǎn)率：基于中國省際數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2011，172(32)：99-103.

[21]顏鵬飛,王 兵.技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與生產(chǎn)率增長:基于DEA的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004 (12)：55-65.

[22]覃 毅,張世賢.FDI對中國工業(yè)企業(yè)效率影響的路徑——基于中國工業(yè)分行業(yè)的實(shí)證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011 (11)：68-78.

[23]張海洋.R&D兩面性、外資活動(dòng)與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005 (7)：107-117.

[24]陳繼勇,盛楊懌.外商直接投資的知識(shí)溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008 (12):39-48.

[25]邱 斌,楊 帥,辛培江.FDI技術(shù)溢出渠道與中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長研究:基于面板數(shù)據(jù)的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008(8):20-31.

[26]王 英,劉思峰.國際技術(shù)外溢渠道的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008 (4):153-161.

[27]劉舜佳.國際貿(mào)易、FDI和中國全要素生產(chǎn)率下降——基于1952～2006年面板數(shù)據(jù)的DEA和協(xié)整檢驗(yàn)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008 (11):28-39.

[28]樊 綱,王小魯,馬光榮.中國市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011 (9):4-16.

[29]朱英明.區(qū)域制造業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)變化與全要素生產(chǎn)率——產(chǎn)業(yè)集聚的影響分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009(10)：3-18.

[30]云 鶴,吳江平,王 平.中國經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變:判別標(biāo)準(zhǔn)與動(dòng)力源泉[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2009 (2)：11-18.

[31]單豪杰.中國資本存量K的再估算:1952-2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008 (10)：17-31.

[32]胡鞍鋼,鄭京海,高宇寧,等.考慮環(huán)境因素的省級(jí)技術(shù)效率排名(1999-2005)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2008,7(3):933-960。

[33]陸 銘,陳 釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004 (6)：50-58.

[34]KUMAR N.Globalization and the quality of foreign direct investment[M].New Delhi:Oxford University Press,2002：194.

[35]石柱鮮,黃紅梅,石慶華.關(guān)于中國潛在GDP與景氣波動(dòng)、通貨膨脹的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2004 (8)：34-41.

[36]傅元海,王展祥.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資質(zhì)量的評估[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011 (3)：74:80.