曹?！『n莉

摘 要：利用1997～2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，檢驗創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)在依存和因果關系。結果表明：東部、中部和西部地區(qū)創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間均存在長期協(xié)整關系；創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響逐步加強；不同地區(qū)的創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響不同。因此，應該提高創(chuàng)新資源的利用效率，因地制宜地制定促進區(qū)域經(jīng)濟增長的相關政策。

關鍵詞： 創(chuàng)新能力；吸收能力；區(qū)域經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)

中圖分類號： F279.23 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2014）06-0123-05

一、引言

新經(jīng)濟增長模型表明了創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的重要性[1]，認為創(chuàng)新是發(fā)展中國家以及欠發(fā)達地區(qū)有效實現(xiàn)工業(yè)化和轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要途徑。而縱觀各國經(jīng)濟實踐，創(chuàng)新更是促進經(jīng)濟增長的重要方式之一。如2004年，英國出臺了《英國10年（2004-2014）科學與創(chuàng)新框架》明確了其創(chuàng)新的總體目標；2009年，美國頒布了《美國創(chuàng)新戰(zhàn)略：推動可持續(xù)增長和高質(zhì)量就業(yè)》。2006年，我國頒布了《國家中長期科學和技術發(fā)展規(guī)劃綱要（2006-2020）》，明確提出了“自主創(chuàng)新，重點跨越，支撐發(fā)展，引領未來”的科技發(fā)展指導方針。十八大報告中，習近平同志進一步強調(diào)創(chuàng)新驅動是大勢所趨，是形勢所迫，實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，最根本的是增強自主創(chuàng)新能力。由此，創(chuàng)新能力已成為國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的新引擎。

技術擴散模型則強調(diào)發(fā)展中國家或欠發(fā)達地區(qū)在模仿引進發(fā)達國家或地區(qū)現(xiàn)有技術時，其對外部技術的吸收能力越強，越能縮小技術差距、實現(xiàn)經(jīng)濟增長收斂，進而實現(xiàn)較發(fā)達國家或地區(qū)更快速的技術升級和經(jīng)濟發(fā)展速度[2]。因此，本文將吸收能力與創(chuàng)新能力放在同一個框架內(nèi)，從東、中、西分區(qū)域剖析兩者對我國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，有利于探究我國區(qū)域經(jīng)濟增長存在差異的根本性原因。進而，對于采取措施縮小我國區(qū)域間的經(jīng)濟差距提供新的思路。

二、文獻回顧

創(chuàng)新能力已經(jīng)成為促進國家或區(qū)域長期經(jīng)濟增長的重要動力因素。大量學者對創(chuàng)新能力與經(jīng)濟增長的關系進行了深入的研究。1990年，SuarezVilla最早將創(chuàng)新能力理論應用到國家層面，強調(diào)國家創(chuàng)新能力對國家經(jīng)濟增長的重要性，認為專利水平是衡量國家創(chuàng)新能力的重要指標[3]。Cooker（1992）則進一步，從區(qū)域層面上剖析了創(chuàng)新能力，提出了“區(qū)域創(chuàng)新體系”的概念。由此部分學者開始研究區(qū)域創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響[4]。如陳柳和劉志彪（2006）研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力是區(qū)域經(jīng)濟增長的決定性因素，較之東部地區(qū)，中西部地區(qū)的創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長中的作用更強[5]。隨后，楊俊等（2007）、胡浩（2011）、陳曉紅（2013）等通過實證研究，同樣發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長有正向促進作用[6-8]。王銳淇（2012）指出欠發(fā)達地區(qū)要提高經(jīng)濟發(fā)展水平，就必須將提高技術創(chuàng)新能力作為地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的根本[9]。

吸收能力是指企業(yè)通過識別和吸收外部信息，將其轉化為商業(yè)價值的能力。Cohen和Levinthal（1990）在分析企業(yè)研發(fā)作用時，首次提出了“吸收能力”概念[10]。隨后，一些學者將吸收能力概念從企業(yè)拓展至地區(qū)、國家層面，并進行了相關的實證研究。Sternberg和Arndt（2001）指出吸收能力高的國家或區(qū)域更能夠有效借鑒發(fā)達國家或地區(qū)的先進技術，從而縮小與發(fā)達國家的技術及人均收入水平，實現(xiàn)經(jīng)濟收斂[11]。Daniel指出吸收外來知識和技術的能力對中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用[12]。隨后，許多學者結合中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀，對吸收能力在經(jīng)濟發(fā)展中的作用進行了更深入的研究。如潘士遠和林毅夫（2006）的研究表明技術吸收能力是影響許多發(fā)展中國家未能通過技術創(chuàng)新的后發(fā)優(yōu)勢實現(xiàn)收入水平向發(fā)達國家收斂的重要原因[13]。

財經(jīng)理論與實踐（雙月刊）2014年第6期2014年第6期（總第192期）曹 裕， 胡韓莉：創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長關系研究

吸收能力與創(chuàng)新能力之間不是簡單的水平關系，而是相互影響、相互促進的關系。Pennings等（1992）指出，只有在組織擁有高水平的吸收能力的前提下，才完整吸取知識并將其運用到技術創(chuàng)新活動中[14-15]。張韜（2007）從動態(tài)能力的視角研究發(fā)現(xiàn)，吸收能力對競爭優(yōu)勢存在一定的影響作用，對創(chuàng)新能力的形成具有顯著的正向影響作用[16]。因此，吸收能力是創(chuàng)新能力增強的動力來源[17]。

綜上可見，創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長均具有正向促進作用，而且相互影響。但結論有待進一步檢驗，主要表現(xiàn)在如下兩個方面：一方面，關于創(chuàng)新能力與吸收能力的研究多從企業(yè)的角度出發(fā)，將其擴展到國家或區(qū)域的文獻較少；另一方面，現(xiàn)有的研究中，將創(chuàng)新能力與吸收能力放在一個研究框架內(nèi)的較少，且多為規(guī)范研究，研究的數(shù)據(jù)多為時間序列數(shù)據(jù)，缺乏用面板數(shù)據(jù)進行的實證研究。本文試圖克服以往文獻的不足，進一步研究創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關系，并以我國統(tǒng)計年鑒1997～2011年的面板數(shù)據(jù)為樣本，使用面板數(shù)據(jù)模型進行實證研究。

三、數(shù)據(jù)說明與計量模型

（一）數(shù)據(jù)說明與變量定義

本文選取1997～2011年15年30個省份的區(qū)域經(jīng)濟增長、創(chuàng)新能力以及吸收能力數(shù)據(jù)作為分析樣本（西藏除外），在此基礎上研究這三者之間的關系。所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局1997～2011年《中國統(tǒng)計年鑒》和國家科技部1997～2011年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，將其分為東、中、西三個地區(qū)進行研究。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、遼寧、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、海南11個省（市、自治區(qū)），中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南8個?。ㄊ?、自治區(qū)），西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、陜西、重慶、四川、青海、寧夏、貴州、甘肅、云南、廣西11個省（市、自治區(qū)）。

借鑒Castellacci等的研究，采用各地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為區(qū)域經(jīng)濟增長的衡量指標來表征各地區(qū)的經(jīng)濟增長速度[18]。關于創(chuàng)新能力的測量，國際上常用專利、技術貿(mào)易、科技論文、高科技產(chǎn)品或技術密集型產(chǎn)品等指標來評價科技產(chǎn)出效率[20]，其中授權專利的數(shù)量被視為最適合反映一國創(chuàng)新能力的衡量指標之一[20]。因此，本文選取專利授權數(shù)量（PAT）作為衡量區(qū)域創(chuàng)新能力的指標。

在借鑒Cohen的研究的基礎上[10]，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，選取各地區(qū)的研發(fā)支出（RD）來表征吸收能力。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換能使時間序列趨勢線形化，有助于消除異方差現(xiàn)象，所以對經(jīng)過上述處理的各變量進行對數(shù)變換，分別用lnGDP、lnPAT和lnRD表示。

（二）計量模型

本文采用面板VAR方法分析創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系，VAR模型設定如下：

Yit=α0+∑kj=1αjYit-j+ηi+φi+εit（1）

其中，Yit={lnGDPit，lnPATit，InRDit}，i代表省份，t代表年份，k代表滯后期?？紤]到創(chuàng)新能力、吸收能力以及區(qū)域經(jīng)濟增長三個變量存在區(qū)域異質(zhì)性，因此，在模型中引入代表固定效應的變量ηi，用以表示遺漏的與地區(qū)特征相關的因素，如地域、自然環(huán)境以及經(jīng)濟發(fā)展狀況等。用φi表示時間效應，代表變量的時間趨勢特征。εit為隨機擾動項。

四、實證結果與分析

（一）面板單位根檢驗

為保證結果的穩(wěn)健性，采用t統(tǒng)計量、w統(tǒng)計量、ADFFisher Chisquare和PPFisher Chisquare四個指標來對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。對各變量進行一階差分，發(fā)現(xiàn)有些序列不平穩(wěn)，表現(xiàn)為東部地區(qū)各變量平穩(wěn)，但中部地區(qū)與西部地區(qū)部分變量仍表現(xiàn)出不平穩(wěn)，對中部地區(qū)與西部地區(qū)的數(shù)據(jù)進行二階差分，所有二階差分平穩(wěn)，因此，東部地區(qū)為I（1），中部地區(qū)與西部地區(qū)為I（2）。在此基礎上，根據(jù)AIC和SC準則，經(jīng)多次試驗后發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)的最優(yōu)滯后階數(shù)均為二階。

（二）面板協(xié)整檢驗

在面板單位根檢驗的基礎上，進一步對面板數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗，結果如表1所示。檢驗結果表明東部地區(qū)與中部地區(qū)各統(tǒng)計量均通過了顯著性檢驗，西部地區(qū)除Panel v和Panel rho統(tǒng)計量未通過顯著性檢驗外，其他統(tǒng)計量均通過顯著性檢驗。Pedroni的MonteCarlo模擬實驗結果表明，在小樣本條件下，Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計量較其他統(tǒng)計量有著更好的性質(zhì)，Panel PP和Group PP統(tǒng)計量次之，其他則最差，所以，Panel v和Panel rho統(tǒng)計量沒有通過顯著性檢驗對創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在面板協(xié)整關系的結論影響不大。因此，創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系，表明創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長具有促進作用，并且可以通過誤差糾正機制，保持創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長間的長期協(xié)整關系。（三）面板誤差修正模型檢驗

運用Engle和Granger提出的EG兩步法，建立基于面板的誤差修正模型：

ΔYit=βit+∑kj=1γjΔYi，t-j+λECMi，t-j+μit（2）

式（2）中，Yit={lnGDPit，lnPATit，InRDit}，Δ表示一階差分，ECMi，t-j表示長期均衡誤差。由于VECM的滯后階數(shù)是無約束VAR模型一階差分變量的滯后階數(shù)，因此，VECM的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。具體檢驗結果如表1所示。

表1 誤差修正模型（VECM）估計結果

東部地區(qū)

中部地區(qū)

西部地區(qū)

M1

M2

M3

M1

M2

M3

M1

M2

M3

ECM

-0.01***

-0.03***

0.07**

0.01***

0.01***

-0.01**

0.01***

0.03**

-0.14**

X1

0.35*

-0.30

-0.19

0.23*

-0.08

0.18

0.29***

-0.22

1.34

X2

0.01**

0.10*

0.29

0.06**

0.43*

0.18*

0.03***

0.05*

0.31

X3

-0.04**

0.05**

-0.15*

-0.04**

0.19**

-0.32**

-0.02***

-0.02**

-0.37*

C

0.10**

0.16**

0.28*

0.11**

0.05**

0.27**

0.11**

0.17**

0.08 注：X1，X2，X3分別表示ΔlnGDP（-1）、ΔlnPAT（-1）、ΔlnRD（-1），其中Δ代表一階差分。

由表1可知，M1、M2、M3分別為ΔlnGDP、ΔlnPAT與ΔlnRD的誤差修正模型（VECM）。從短期波動來看，無論是東部地區(qū)，還是中部地區(qū)，抑或是西部地區(qū)，誤差修正項系數(shù)的t統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下均通過檢驗，但只有部分誤差修正系數(shù)為負，符合誤差修正機制的負反饋原理。從東部地區(qū)來看，當區(qū)域經(jīng)濟增長與創(chuàng)新能力的短期波動偏離長期均衡時，將分別以1%和3%的速度從非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。而對中部地區(qū)和西部地區(qū)而言，當吸收能力的短期波動偏離長期均衡時，將分別以1%和14%的速度從非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。由此可見，創(chuàng)新能力、吸收能力以及區(qū)域經(jīng)濟增長的短期波動受自身及其他變量長期均衡關系的影響顯著，當創(chuàng)新能力、吸收能力以及區(qū)域經(jīng)濟增長受到干擾偏離均衡時，將受到其他變量的反沖作用，使其能在短期內(nèi)恢復到均衡水平。

（四）格蘭杰因果檢驗

采用滯后1期和滯后2期的VAR模型，運用Granger因果檢驗，分析創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的因果關系，檢驗結果見表2。從東部地區(qū)來看，無論是在滯后1期還是滯后2期內(nèi)，專利授權數(shù)在10%的顯著水平下為人均GDP的Granger原因，研發(fā)支出與人均GDP在5%的顯著水平下互為Granger關系。從中部地區(qū)來看，無論是在滯后1期還是滯后2期內(nèi)，人均GDP均是專利授權數(shù)在5%的顯著水平下的Granger原因，專利授權數(shù)則在滯后1期內(nèi)是人均GDP的Granger原因。從西部地區(qū)來看，無論是在滯后1期還是滯后2期內(nèi)，人均GDP均是專利授權數(shù)在1%顯著水平下的人力資本Granger原因。研究表明，創(chuàng)新能力與吸收能力是東部地區(qū)與中部地區(qū)經(jīng)濟增長的Granger原因，區(qū)域經(jīng)濟的增長又會進一步提升地區(qū)吸收能力的提升；而對西部地區(qū)而言，創(chuàng)新能力與吸收能力并不是西部地區(qū)經(jīng)濟增長的Granger原因，表明盡管對西部地區(qū)的研發(fā)投入并沒有能夠轉化為實際的效益，沒有能帶動西部地區(qū)經(jīng)濟的增長，這也可能是導致東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長存在差異的原因之一。

（五）面板VAR模型估計

本文運用面板矩估計和方差分析來檢驗創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長三者間的關系。面板矩估計結果如表3所示。從表中可知，無論是東部地區(qū)、中部地區(qū)還是西部地區(qū)，吸收能力與創(chuàng)新能力對區(qū)域經(jīng)濟增長均具有顯著影響，且創(chuàng)新能力與吸收能力彼此之間相互影響，這種影響在中部地區(qū)與西部地區(qū)表現(xiàn)得更為顯著，表明創(chuàng)新能力與吸收能力已成為中部地區(qū)與西部地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟增長的重要驅動力。

表2 格蘭杰因果檢驗

地 區(qū)

東部地區(qū)

中部地區(qū)

西部地區(qū)

Lag 1

Lag 2

Lag 1

Lag 2

Lag 1

Lag 2

lnPAT→lnGDP

8.07**

1.50*

4.81**

1.56

0.04

0.17

lnGDP→ lnPAT

0.15

1.57

5.79**

2.83***

3.62***

3.27***

lnRD →lnGDP

18.07***

8.47***

26.88***

8.96***

2.33

1.32

lnGDP →lnRD

2.81**

4.14**

5.34**

0.52

5.84

2.23

表3 面板VAR模型GMM估計結果

自變量

lnGDP

（-1）

lnGDP

（-2）

lnPAT

（-1）

lnPAT

（-2）

lnRD

（-1）

lnRD

（-2）

人均GDP

東部

0.60***

0.24***

0.05***

0.01**

0.02***

0.02***

中部

0.86***

0.28***

0.10***

0.05***

-0.01**

0.01***

西部

0.62***

0.34***

0.04***

-0.01

0.01**

0.01***

專利授權數(shù)

東部

-0.43

0.18

-2.22

-2.47

-0.15*

0.12

中部

0.18***

1.03***

0.36***

-0.001

-0.09**

-0.15**

西部

-4.81

-13.02

-0.81

0.48

-0.37

0.65

研發(fā)支出

東部

0.27

-0.45

-0.55

15.48

-1.35

-4.19

中部

0.23***

0.45***

0.09**

0.29***

-0.07**

0.30***

西部

-0.12

1.92***

0.14**

0.28***

-0.35**

-0.15**

對創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長進行方差分解，具體結果如表5所示。由表5可知，無論是東部、中部還是西部地區(qū)，10個預測期與20個預測期對方程分析的結果影響變化均不大，說明經(jīng)過10個預測期以后，系統(tǒng)已基本穩(wěn)定，區(qū)域經(jīng)濟增長、創(chuàng)新能力與吸收能力的波動均主要來自于自身，各變量對自身波動的貢獻比率均在50%以上。其中，專利授權數(shù)對人均GDP的影響最大。由此可見，無論是對東部地區(qū)而言，還是對中部地區(qū)，抑或是西部地區(qū)，吸收能力與創(chuàng)新能力都為區(qū)域經(jīng)濟的增長作出了重要貢獻。

表5 面板VAR模型方差分解結果

InGDP

InPAT

lnRD

10

20

10

20

10

20

東部地區(qū)

InGDP

87.86

76.39

11.34

9.27

9.20

12.75

InPAT

1.78

4.18

74.22

72.66

7.79

29.14

lnRD

1.48

2.05

3.56

3.92

48.88

27.45

中部地區(qū)

InGDP

80.14

68.44

1.00

2.37

0.15

0.63

InPAT

9.13

8.87

80.58

67.04

34.11

44.24

lnRD

4.52

8.71

12.78

21.78

55.60

44.27

西部地區(qū)

InGDP

93.24

89.92

4.90

7.23

0.09

3.59

InPAT

1.68

1.95

82.21

67.59

6.62

15.13

lnRD

1.71

2.18

3.81

10.90

83.74

69.67

五、結論

本文通過建立創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長的面板VAR模型，采用1997～2011年的30個省的面板數(shù)據(jù)，著重分析了創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的相互影響關系。研究結果發(fā)現(xiàn)：

1.創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系。提高自主創(chuàng)新能力是實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉變的核心環(huán)節(jié)，但目前科技進步對我國經(jīng)濟增長的貢獻不足，缺少關鍵技術和核心技術，往往受制于人。因此，我們應該進一步加強原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和引進消化吸收再創(chuàng)新，加大自主創(chuàng)新的投入，強化自主創(chuàng)新的人才激勵機制。

2.無論在短期內(nèi)，還是在長期內(nèi)，創(chuàng)新能力與吸收能力均是推動區(qū)域經(jīng)濟增長的重要因素，并且隨著時間的推移，創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響逐步加強。從上文中的面板VECM檢驗和面板VAR估計的結果，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力與吸收能力均是推動區(qū)域經(jīng)濟增長的重要因素，即創(chuàng)新能力、吸收能力與區(qū)域經(jīng)濟增長之間是一種相互促進的良性發(fā)展。

3.不同地區(qū)的創(chuàng)新能力與吸收能力對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響不同，表現(xiàn)為在東部地區(qū)與中部地區(qū)，創(chuàng)新能力與吸收能力是促進區(qū)域經(jīng)濟增長的重要原因，區(qū)域經(jīng)濟的增長又會進一步推動地區(qū)吸收能力的提升；而對西部地區(qū)而言，創(chuàng)新能力與吸收能力不是西部地區(qū)經(jīng)濟增長的主要原因，表明盡管對西部地區(qū)進行大量的研發(fā)投入，但并沒有能帶動西部地區(qū)經(jīng)濟的增長，這可能是導致東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長存在差異的原因之一。因此，西部地區(qū)應以實現(xiàn)研發(fā)成果轉化為重點，在提升創(chuàng)新能力上取得新突破，把科技創(chuàng)新擺在發(fā)展全局的核心位置，大力實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。

參考文獻：

[1]約瑟夫·熊彼特. 經(jīng)濟發(fā)展理論[M]. 何畏， 易家翔等譯， 北京： 商務印書館，1991：91-96.

[2]朱發(fā)倉， 蘇為華. 區(qū)域經(jīng)濟收斂與比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略——基于行業(yè)的動態(tài)Panel模型分析[J]. 管理世界， 2006，（9）：46-52，70.

[3]SuarezVilla L. Invention， inventive learning and innovative capacity [J]. Behavioral Science， 1990， （4）： 290-310 .

[4]Cooke P. Regional innovative system： competitive regulation in the new Europe [J]. Geoforum， 1992， 23（7）： 365-382.

[5]陳柳， 劉志彪. 本土創(chuàng)新能力、FDI 技術外溢與經(jīng)濟增長[J]. 南開經(jīng)濟研究， 2006， （3）： 90-101.

[6]胡浩， 李子彪， 胡寶民. 區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)多創(chuàng)新極共生演化動力模型[J]. 管理科學學報， 2011， 14（10）： 85-94.

[7]楊俊， 李曉羽， 楊塵. 技術模仿、人力資本積累與自主創(chuàng)新：基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 財經(jīng)研究， 2007， （5）： 18-28.

[8]陳曉紅. 區(qū)域技術創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響——基于中國內(nèi)地31個省市2010年截面數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 科技進步與對策， 2013， 30（2）： 36-40.

[9]王銳淇. 我國區(qū)域技術創(chuàng)新能力空間相關性及擴散效應實證分析基于1997-2008空間面板數(shù)據(jù)[J]. 系統(tǒng)工程理論與實踐， 2012， 32（11）： 2419-2432.

[10]Cohen W M， Levinthal D A. Absorptive capacity： a new perspective on learning and innovation [J]. Administrative Science Quarterly， 1990， 35（1）： 128-152.

[11]Sternberg R， Arndt O. The firm or the region： what determines the innovation behavior of European firms？ [J]. Economic Geography， 2001， 77（4）： 364-382.

[12]邵云飛， 譚勁松. 區(qū)域技術創(chuàng)新能力形成機理探析[J]. 管理科學學報， 2006， 9（4）： 1-11.

[13]潘士遠， 林毅夫. 發(fā)展戰(zhàn)略、知識吸收能力與經(jīng)濟收斂[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究， 2006， （2）： 3-13.

[14]Pennings J M， Harianto F. The diffusion of technological innovation in the commercial banking industry [J]. Strategic Management Journal， 1992，（13）：29-46.

[15]Kim L. Crisis construction and organizational learning： capability building in catching up at hyundai motor [J]. Organization Science， 1998， 9（4）： 506-521.

[16]張韜. 基于吸收能力的創(chuàng)新能力與競爭優(yōu)勢關系研究[J]. 科學學研究， 2007， 27（3）： 445-452.

[17]Andrea F， Tribe J A. Exploring the anmcedents of potential absorptive capacity and its impact on innovation performance [J]. The International Journal of Management Science，2008，（36）：173-187.

[18]謝建國， 周露昭. 進口貿(mào)易、吸收能力與國際R&D技術溢出： 中國省區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 世界經(jīng)濟， 2009， （9）： 68-81.

[19]Hagedoorn J， Cloodt M. Measuring innovative performance： is there an advantage in using multiple indicators？ [J]. Research Policy， 2003， （32）： 1365-1379.

[20]Department of trade and industry. Intellectual property and innovation[R]. London： HMSO， 1986：40-47.

（責任編輯：鐘 瑤）