邊志強(qiáng)，杜兩省

(1.山東工商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東煙臺(tái)264005;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧大連116025)

一、引言

內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)持續(xù)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的動(dòng)力。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)來自于R＆D資本投入，R＆D投入越多，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)越快。在全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景下，一國(guó)除了依靠國(guó)內(nèi)自主R＆D投入實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)外，其他國(guó)家的R＆D資本的技術(shù)溢出成為促進(jìn)本國(guó)全要素增長(zhǎng)的另一個(gè)重要途徑。一般而言，引進(jìn)國(guó)際R＆D資本主要有兩種方式，一種方式是吸引外商直接投資，另一種方式是通過國(guó)際貿(mào)易特別是進(jìn)口貿(mào)易。改革開放以來，特別是加入WTO之后，我國(guó)的外商投資流入量和國(guó)際貿(mào)易額逐年增長(zhǎng)。2013年我國(guó)吸引外商直接投資總量以及國(guó)際貿(mào)易總額分別達(dá)到1240億美元和4.16萬(wàn)億美元，居世界第二位和第一位。大量國(guó)際R＆D資本的進(jìn)入為我國(guó)模仿、利用和吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而促進(jìn)全要素增長(zhǎng)提供了可能。若想充分模仿和利用外國(guó)先進(jìn)技術(shù)，關(guān)鍵在于提高國(guó)際R＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)，不少學(xué)者從人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力進(jìn)行研究。鮮有文獻(xiàn)考察交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的作用。本文認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)能夠降低區(qū)域間的運(yùn)輸成本和交易費(fèi)用，促進(jìn)信息和技術(shù)的區(qū)域間擴(kuò)散，提高地區(qū)之間的通達(dá)性，促使一體化市場(chǎng)的形成，進(jìn)而能夠提高國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)。鑒于此，本文將研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的影響;同時(shí)，應(yīng)該注意到自實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施已經(jīng)得到相當(dāng)大的改善，但是西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并沒有達(dá)到預(yù)期的效果。經(jīng)過分析發(fā)現(xiàn)，雖然西部基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取得了長(zhǎng)足的發(fā)展，但與東部發(fā)達(dá)地區(qū)仍然存在不小的差距，以交通、通訊基礎(chǔ)設(shè)施為例，截止到2012年底，東部地區(qū)每萬(wàn)平方公里鐵路里程為276.7公里，西部地區(qū)為57.7公里;東部地區(qū)每萬(wàn)平方公里公路里程為10980.5公里，西部地區(qū)為2532.3公里;東部地區(qū)人均郵電業(yè)務(wù)量為1860.2元，西部地區(qū)為1079.4元。鑒于此，本文將嘗試從基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)各地區(qū)自主R＆D和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的非線性影響進(jìn)行考察，認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)規(guī)模只有達(dá)到一定的“門限”之后才能夠?qū)崿F(xiàn)區(qū)域間的互聯(lián)互通，并最終提高自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

以 Romer(1990)、Grossman 和 Helpman(1990)等學(xué)者理論為代表的新增長(zhǎng)理論開創(chuàng)性的將技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化處理，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，［1～2］由此能夠生產(chǎn)技術(shù)知識(shí)的研究開發(fā)(R＆D)活動(dòng)受到越來越廣泛的關(guān)注。很多文獻(xiàn)通過經(jīng)驗(yàn)研究證明了自主R＆D對(duì)技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用(Goto，Suzuki，1989;Hall，Mairesse，1995;夏良科，2010)。［3～5］然而，隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快以及國(guó)際貿(mào)易的不斷發(fā)展，外商直接投資(FDI)和進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用成為不容忽視的因素而受到越來越多學(xué)者的關(guān)注。通常認(rèn)為，F(xiàn)DI會(huì)給東道國(guó)帶來更有效的技術(shù)知識(shí)，并通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)以及外資企業(yè)人員培訓(xùn)和流動(dòng)等渠道將先進(jìn)的技術(shù)溢出至東道國(guó)企業(yè)，進(jìn)而提高東道國(guó)的全要素生產(chǎn)率(吳延兵，2008)。［6］Imbriani和 Reganati(2002)、Kokko(1996)、Sjoholm(1999)分別對(duì)意大利、印度尼西亞和墨西哥等國(guó)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果證實(shí)了 FDI溢出效應(yīng)的存在。［7～9］牛南潔(1998)、潘文卿(2003)等運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析了FDI對(duì)中國(guó)的外溢效應(yīng)，也支持了存在正溢出效應(yīng)的結(jié)論。［10～11］進(jìn)口貿(mào)易是一國(guó)獲取國(guó)外 R＆D資本技術(shù)溢出的另一種有效途徑:首先，進(jìn)口貿(mào)易增加了本國(guó)企業(yè)向外國(guó)企業(yè)學(xué)習(xí)交流的機(jī)會(huì)，提高本國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新能力;其次，先進(jìn)中間產(chǎn)品的進(jìn)口能夠直接提高本國(guó)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率;第三，通過對(duì)進(jìn)口商品的模仿，能夠吸收出口國(guó)現(xiàn)有技術(shù)實(shí)現(xiàn)自身技術(shù)進(jìn)步;最后，貿(mào)易能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)資源的優(yōu)化配置(Coe，Helpman，Hoffmaister，1997)。［12］Coe 和 Helpman(1995)首次對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究，他們利用77個(gè)發(fā)展中國(guó)家以及22個(gè)工業(yè)化國(guó)家的面板數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家通過進(jìn)口貿(mào)易分享了發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)成果。［13］Lichtenberg 和 Potterie(1998)對(duì)Coe和Helpman的方法進(jìn)行了改進(jìn)，但仍然支持了貿(mào)易產(chǎn)生技術(shù)溢出的觀點(diǎn)。［14］

并不是所有的文獻(xiàn)都認(rèn)為FDI和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)東道國(guó)具有正的技術(shù)溢出效應(yīng)。Ariken和Harrison(1999)發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)委內(nèi)瑞拉本國(guó)制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)的影響;［15］包群和賴明勇(2002)研究表明FDI雖然提高了我國(guó)的全要素生產(chǎn)率，但這一作用主要是通過外資企業(yè)自身生產(chǎn)率的提高來實(shí)現(xiàn)的，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)并沒有明顯的技術(shù)溢出效果。［16］此外，也有不少學(xué)者質(zhì)疑進(jìn)口貿(mào)易能否帶來國(guó)際R＆D技術(shù)溢出，謝建國(guó)(2006)使用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出作用進(jìn)行估算，發(fā)現(xiàn)總體上進(jìn)口貿(mào)易并沒有促進(jìn)中國(guó)技術(shù)水平的提高，分區(qū)域研究結(jié)果顯示，進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)存在明顯的區(qū)域差異，對(duì)外貿(mào)易甚至抑制了西部地區(qū)生產(chǎn)率的提高。［17］賴明勇和袁媛(2005)也認(rèn)為國(guó)際 R＆D 資本對(duì)中國(guó)的全要素生產(chǎn)率并沒有產(chǎn)生顯著作用。［18］

進(jìn)一步的研究表明，技術(shù)溢出的最終效果往往受到技術(shù)吸收國(guó)自身的生產(chǎn)條件、人力資本水平、制度因素以及金融發(fā)展水平等因素的影響，這些因素被后來的學(xué)者稱之為“吸收能力”，缺乏吸收能力的國(guó)家不能對(duì)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行有效的學(xué)習(xí)和模仿，從而很難從FDI或進(jìn)口貿(mào)易中受益。東道國(guó)只有在擁有穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、完善的制度以及充足的人力資本的情況下，國(guó)際R＆D的技術(shù)溢出效應(yīng)才會(huì)發(fā)生。大部分學(xué)者以人力資本作為吸收能力對(duì)國(guó)際R＆D的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行研究，Borensztein(1998)考察了OECD國(guó)家對(duì)發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)外溢效果，發(fā)現(xiàn)只有人力資本豐裕的東道國(guó)具有顯著的FDI技術(shù)外溢;［19］薄文廣、馬先標(biāo)和冼國(guó)明(2005)使用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明只有超過一定的人力資本門限，F(xiàn)DI才會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出。［20］除了人力資本外，Coe，Helpman 和 Hoffmaister(2009)，李梅和譚力文(2009)考察了國(guó)家制度、地區(qū)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展程度、行業(yè)技術(shù)水平、行業(yè)集中度等因素對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，都不同程度的證實(shí)了代表吸收能力的門限效應(yīng)的存在。［21～22］

通過對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)鮮有學(xué)者研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。以交通和通訊為代表的基礎(chǔ)設(shè)施具有明顯的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，對(duì)區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生溢出效應(yīng)?；A(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)具體表現(xiàn)在其能夠降低區(qū)域間的運(yùn)輸成本和交易費(fèi)用，促進(jìn)地區(qū)之間的通達(dá)性，實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的互聯(lián)互通，促使一體化市場(chǎng)的形成，從而優(yōu)化要素配置，改善產(chǎn)業(yè)布局;還能促進(jìn)信息和技術(shù)的區(qū)域間擴(kuò)散，使得一個(gè)地區(qū)的發(fā)展能夠帶動(dòng)周圍地區(qū)的發(fā)展。隨著交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的完善，其對(duì)提高國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力的作用不容忽視，這是因?yàn)?

第一，基礎(chǔ)設(shè)施能夠提高FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)。由于外資企業(yè)的技術(shù)水平往往高于內(nèi)資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)可以通過模仿外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)來提高自身技術(shù)水平(即外資企業(yè)技術(shù)溢出)，但是技術(shù)溢出會(huì)提高內(nèi)資企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，使得外資企業(yè)利潤(rùn)受到損失，從而外資企業(yè)會(huì)采取措施避免技術(shù)的溢出，這就阻礙了內(nèi)資企業(yè)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的吸收。而完善的基礎(chǔ)設(shè)施能夠減少內(nèi)資企業(yè)對(duì)外資企業(yè)技術(shù)的信息不對(duì)稱，增強(qiáng)對(duì)外資企業(yè)技術(shù)和產(chǎn)品的了解，提高內(nèi)資企業(yè)對(duì)先進(jìn)技術(shù)模仿的可能性。對(duì)于已經(jīng)獲得技術(shù)溢出，基礎(chǔ)設(shè)施還能夠?qū)⑵溥M(jìn)行快速的擴(kuò)散。此外，完善的基礎(chǔ)設(shè)施使得內(nèi)外資企業(yè)員工對(duì)獲取雙方企業(yè)職位需求信息更加便利，內(nèi)外資企業(yè)人員交流和流動(dòng)更加頻繁，這也增強(qiáng)了內(nèi)資企業(yè)對(duì)外資企業(yè)技術(shù)的吸收能力，進(jìn)而FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)得到提高。

第二，基礎(chǔ)設(shè)施能夠提高進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。進(jìn)口貿(mào)易所含國(guó)際R＆D資本往往都附著在進(jìn)口商品之中，這就需要對(duì)進(jìn)口商品進(jìn)行充分了解后才能夠模仿蘊(yùn)含其中的先進(jìn)技術(shù)，完善的基礎(chǔ)設(shè)施使得內(nèi)資企業(yè)更加便利的收集進(jìn)口產(chǎn)品的相關(guān)信息，減少對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行技術(shù)分析的信息成本和時(shí)間周期，盡快對(duì)先進(jìn)技術(shù)實(shí)現(xiàn)模仿吸收。而且，完善的基礎(chǔ)設(shè)施增加了消費(fèi)者對(duì)市場(chǎng)中所存在商品的了解，消費(fèi)者對(duì)優(yōu)質(zhì)商品的追求會(huì)激發(fā)內(nèi)資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，激勵(lì)內(nèi)資企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)模仿。

基于上述分析，完善的交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)能夠促進(jìn)對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)的吸收，本文將對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并在以下幾個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有相似文獻(xiàn)進(jìn)行了拓展:(1)除了國(guó)際R＆D資本技術(shù)溢出效應(yīng)外，還考察了基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)內(nèi)自主R＆D資本創(chuàng)新能力的影響。自主R＆D創(chuàng)新只有最終形成新材料、新工藝、產(chǎn)品設(shè)計(jì)、零部件等才能實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)技術(shù)水平的提高，如果給予充足的時(shí)間，自主創(chuàng)新形成生產(chǎn)技術(shù)的前提可以忽略，但是現(xiàn)實(shí)中無(wú)法滿足這一前提。也就是說，自主R＆D創(chuàng)新并不一定總是能夠提高技術(shù)水平。而基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進(jìn)地區(qū)之間的通達(dá)性，提高信息的透明度，能夠降低內(nèi)資企業(yè)的交易成本和信息成本，甚至帶來組織生產(chǎn)方式的改變，這將大大提高國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研發(fā)資本的利用效率和成果轉(zhuǎn)化率，縮短自主R＆D創(chuàng)新形成生產(chǎn)技術(shù)的時(shí)限，提高自主創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)技術(shù)水平的提高。(2)重點(diǎn)討論交通、通訊基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)對(duì)各地區(qū)自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力的影響，這在已有文獻(xiàn)中并未得到應(yīng)有的關(guān)注。(3)現(xiàn)有文獻(xiàn)考察國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，一般使用三種方法:一是對(duì)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，二是構(gòu)造交叉項(xiàng)模型，三是使用Hansen提出的面板門限回歸模型(PTR)。由于基礎(chǔ)設(shè)施需要達(dá)到一定規(guī)模后其網(wǎng)絡(luò)特性才能夠顯現(xiàn)，所以基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的影響也應(yīng)具有“門限效應(yīng)”，即當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施超過一定門限后其才能夠提高自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力。分組檢驗(yàn)和構(gòu)造交叉項(xiàng)模型都估計(jì)不出具體的門限值，不能準(zhǔn)確刻畫基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，面板門限回歸模型(PTR)作為面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)的一種特殊形式，其對(duì)門限值的估計(jì)也稍有偏差。為此，本文采用更具一般性的面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)，其能夠比較好的刻畫樣本的異質(zhì)性和數(shù)據(jù)的非線性，從而較準(zhǔn)確的估計(jì)門限值。

三、自主R＆D能力、國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的地區(qū)差異

交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)需要達(dá)到一定規(guī)模后其網(wǎng)絡(luò)特性才能夠顯現(xiàn)，即只有超過一定門限后其才能夠影響自主 R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)。再加上我國(guó)各地區(qū)在發(fā)展水平、人力資本等方面也存在著較大的不平衡，因此，不同地區(qū)之間的自主R＆D能力以及FDI和進(jìn)口貿(mào)易所引致的國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)也應(yīng)該存在較大差異。下文首先對(duì)我國(guó)各地區(qū)自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

Coe和 Helpman(1995)首次提出了國(guó)際R＆D技術(shù)溢出的基本模型:

其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，tfp為全要素生產(chǎn)率，lrd為自主R＆D資本存量，frd為通過進(jìn)口貿(mào)易獲得的國(guó)際R＆D資本存量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

C－H模型認(rèn)為，在開放經(jīng)濟(jì)中，一國(guó)的全要素生產(chǎn)率取決于本國(guó)自主R＆D資本投入和國(guó)際R＆D資本投入產(chǎn)生的技術(shù)溢出。該模型自提出以來便成為學(xué)者們研究國(guó)際R＆D技術(shù)溢出的基礎(chǔ)。然而，隨著外商投資的不斷涌進(jìn)，F(xiàn)DI資本所帶來的國(guó)際R＆D技術(shù)溢出也成為影響全要素生產(chǎn)率不可忽視的重要因素。因此，在C－H模型的基礎(chǔ)上，加入外商直接投資資本存量對(duì)原模型進(jìn)行拓展，如下:

式中，fdi表示外商直接投資資本存量，μi為個(gè)體效應(yīng)值。

為了考察自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的差異性，將我國(guó)各省份劃分為東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域，以西部地區(qū)為基準(zhǔn)組，加入東部(east)、中部(mid)兩個(gè)虛擬變量與自主R＆D資本存量、FDI資本存量以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本存量的交叉項(xiàng)以構(gòu)建計(jì)量模型，交叉項(xiàng)的系數(shù)度量了東部、中部地區(qū)與西部地區(qū)在自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的差異，模型如下:

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取的樣本是省級(jí)面板數(shù)據(jù)，主要來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《全國(guó)科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》以及OECD數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本的時(shí)間跨度為1994－2012年。樣本數(shù)據(jù)中包括了我國(guó)29個(gè)省、直轄市、自治區(qū)(四川與重慶數(shù)據(jù)合并，并且沒有包括西藏、臺(tái)灣、澳門和香港地區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量:全要素生產(chǎn)率(tfp)

使用DEA－Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法對(duì)1994～2012年中國(guó)各省全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。作為一種確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)法，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)是用來測(cè)算兩個(gè)時(shí)期全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的專用指數(shù)，本文使用各省歷年全要素累計(jì)增長(zhǎng)率作為表示全要素生產(chǎn)率指標(biāo)。測(cè)算過程中需要用到投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)，產(chǎn)出指標(biāo)由各省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示，投入指標(biāo)包括從業(yè)人員和資本存量。其中各省GDP及從業(yè)人員可直接從1994～2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲得，資本存量則按照單豪杰(2008)提供的思路使用永續(xù)盤存法補(bǔ)充得到。各省GDP及資本存量均按1952年不變價(jià)做縮脹處理。

2.解釋變量

(1)自主R＆D研發(fā)資本存量(lrd)，使用永續(xù)盤存法計(jì)算

lrdi，t和 lrdi，t－1分別為各省份當(dāng) 期和上期自主R＆D研發(fā)資本存量，δ為研發(fā)資本折舊率，Ei，t－1為各省上期自主 R＆D 經(jīng)費(fèi)投入。各期自主R＆D投入按2005年不變價(jià)做縮脹處理。由于知識(shí)的擴(kuò)散以及新知識(shí)對(duì)舊知識(shí)的取代會(huì)導(dǎo)致知識(shí)的專用性下降，研發(fā)資本的折舊率要高于物質(zhì)資本的折舊率，本文采用吳延兵(2006)的做法，設(shè)定R＆D資本折舊率δ為15%。同時(shí)運(yùn)用Griliches(1992)提出的方法來計(jì)算各省的期初國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量，為了減少誤差，追溯到1991年的資本存量:

(2)外商直接投資資本存量(fdi)

各省外商直接投資資本存量也使用永續(xù)盤存法計(jì)算，與自主R＆D資本存量不同的是，外商投資資本折舊率按照單豪杰(2008)的做法，設(shè)定為10.96%。

(3)進(jìn)口所含國(guó)際R＆D資本存量(frd)

首先使用 Lichtenberg和 Pottelsberghe(1998)提出的計(jì)算進(jìn)口所含國(guó)際R＆D資本存量的方法計(jì)算全國(guó)進(jìn)口所含國(guó)際R＆D資本存量:

St是我國(guó)t時(shí)期擁有的國(guó)際R＆D資本存量，Mjt是我國(guó)t時(shí)期從貿(mào)易國(guó)j的進(jìn)口總額，Yjt是t時(shí)期國(guó)家 j的 GDP。Sjt是 t時(shí)期國(guó)家 j的R＆D資本存量，同樣使用永續(xù)盤存法計(jì)算得出。由于G7國(guó)家(美國(guó)、英國(guó)、加拿大、德國(guó)、意大利、法國(guó)、日本)占全球R＆D投入的大部分份額，并且我國(guó)的進(jìn)口也相對(duì)集中于這7個(gè)國(guó)家，因此本文主要選取G7國(guó)家的研發(fā)數(shù)據(jù)作為樣本指標(biāo)，各國(guó)R＆D投入數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)，并利用價(jià)格平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為以2005年購(gòu)買力平價(jià)衡量的各國(guó)R＆D投入。國(guó)際R＆D資本折舊率也設(shè)定為15%。從而各省從進(jìn)口貿(mào)易中獲得的國(guó)際R＆D資本存量可以表示為:，其中，Mit為 i省 t時(shí)期的進(jìn)口額。

(三)實(shí)證分析結(jié)果

使用stata12.0軟件對(duì)方程(2)、(3)、(4)、(5)進(jìn)行估計(jì)，所得計(jì)量結(jié)果如表1所示:

表1 自主R＆D能力、國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的地區(qū)差異

通過Hausman檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型對(duì)方程(2)到(5)的估計(jì)都要優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，因此，選取固定效應(yīng)模型(模型1、模型3、模型5和模型7)結(jié)果進(jìn)行分析。模型1顯示總體上自主R＆D資本、FDI資本以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率都具有顯著的促進(jìn)作用。但是分地區(qū)來看，它們對(duì)各地區(qū)全要素生產(chǎn)率影響程度各不相同。由模型3發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)的自主R＆D資本對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的阻礙作用;中部地區(qū)與西部地區(qū)相比，阻礙作用雖然減小，但總體上影響依然為負(fù);而東部地區(qū)的自主R＆D資本顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。從模型5可以看出，F(xiàn)DI資本對(duì)東、中、西部地區(qū)都具有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，溢出程度由大到小排序?yàn)闁|部＞中部＞西部。最后，模型7顯示，進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本對(duì)西部地區(qū)沒有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，對(duì)東部和中部地區(qū)技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，溢出程度仍然是東部大于中部。

由以上分析可以看出，我國(guó)各地區(qū)自主R＆D能力以及附著在FDI和進(jìn)口貿(mào)易中的國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著的差異。本文認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施是影響自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)地區(qū)差異的重要因素，一個(gè)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施只有越過一定的“門檻”之后，其才能憑借著雄厚的技術(shù)基礎(chǔ)和技術(shù)吸收能力較好的進(jìn)行自主研發(fā)和吸收利用國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，即存在門限效應(yīng)。鑒于此，以下我們將使用平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、自主R＆D能力、國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的門限效應(yīng)

本文認(rèn)為交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)能夠降低運(yùn)輸成本和交易費(fèi)用，促進(jìn)區(qū)域的通達(dá)性，實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的互聯(lián)互通，加快信息和技術(shù)的空間擴(kuò)散，從而能夠提高自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力，但其網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)需要達(dá)到一定的規(guī)模后效果才能顯著顯現(xiàn)，即存在門限效應(yīng)。以下將對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的門限效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

使用面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)構(gòu)造計(jì)量模型，基本的兩體制PSTR模型形式如下:

其中，i為觀測(cè)個(gè)體，t為時(shí)間，μi表示表示個(gè)體的固定效應(yīng)值，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit;r，c)是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量qit的取值范圍為［0，1］的連續(xù)函數(shù)，斜率參數(shù)r決定了轉(zhuǎn)換速度和平滑度，r越大轉(zhuǎn)換速度越快;位置參數(shù)c表示轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置，即體制轉(zhuǎn)換發(fā)生的臨界值。通常g(qit;r，c)使用如下形式的邏輯函數(shù)表示:

式中c1≤c2≤…≤cm，r＞0。m為位置參數(shù)c的個(gè)數(shù)，一般取1或2。m=1時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)g關(guān)于轉(zhuǎn)換變量qit單調(diào)遞增，當(dāng)g=0時(shí)，模型(6)處于低體制，當(dāng)g=1模型(6)處于高體制。g的值在0和1之間平滑轉(zhuǎn)換，從而解釋變量xit的系數(shù)隨著qit的變化在區(qū)間［b0，b0+b1］平滑轉(zhuǎn)換。m=2時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)g隨著qit的增加先遞減后遞增，在(c1+c2)/2處達(dá)到最小值。

對(duì)兩體制模型進(jìn)行拓展，得到多體制PSTR模型，如下:

該模型存在兩個(gè)以上的體制，s為轉(zhuǎn)換函數(shù)的個(gè)數(shù)。

為了驗(yàn)證基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力、國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的門限效應(yīng)，構(gòu)建如下形式的PSTR模型:

其中，解釋變量xit分別為國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量(lrd)，外商直接投資資本存量(fdi)以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本存量(frd)。轉(zhuǎn)換變量qit為基礎(chǔ)設(shè)施，具體包括交通基礎(chǔ)設(shè)施(transport)和通訊基礎(chǔ)設(shè)施(information)。(1)交通基礎(chǔ)設(shè)施(transport):用交通基礎(chǔ)設(shè)施密度來衡量。本文中的交通基礎(chǔ)設(shè)施包括公路里程和鐵路里程，為了使各省份不同時(shí)期具有可比性，我們計(jì)算了各省1994～2012年的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度，具體的做法是將公路、鐵路總里程加總后除以各省的國(guó)土面積。(2)通訊基礎(chǔ)設(shè)施(information)。信息通訊既包括郵政業(yè)務(wù)，又包括電信業(yè)務(wù)如電話、互聯(lián)網(wǎng)等，單一的指標(biāo)不能涵蓋通訊基礎(chǔ)設(shè)施的全部信息。為此，本文采用人均郵電業(yè)務(wù)總量這一相對(duì)綜合的指標(biāo)來衡量各地區(qū)的通訊基礎(chǔ)設(shè)施，該指標(biāo)較全面的反映了各地區(qū)通訊基礎(chǔ)設(shè)施的真實(shí)情況。

由此，解釋變量對(duì)于全要素生產(chǎn)率(tfp)的彈性可以表示為:

該彈性包含兩部分:一部分是固定彈性b0，不隨地區(qū)和時(shí)間的變化而變化;另一部分是隨機(jī)彈性，在不同的條件下，隨著地區(qū)和時(shí)間的變化而存在一定規(guī)律的變化。該彈性體現(xiàn)了以轉(zhuǎn)換位置參數(shù)為中心，隨著地區(qū)和時(shí)間的變化，解釋變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性在對(duì)應(yīng)的體制中平滑轉(zhuǎn)換。

(二)實(shí)證分析結(jié)果

在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)之前，首先要確定轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)s和位置參數(shù)個(gè)數(shù)m，以確定PSTR模型形式，結(jié)果如表2所示。

表2中，以模型9為例，以自主R＆D資本存量為解釋變量，交通基礎(chǔ)設(shè)施(transport)為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型包含一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)和兩個(gè)位置參數(shù)。同理，可以得到模型10～14的具體形式。使用MATLAB2010對(duì)所選擇的模型進(jìn)行估 計(jì)，得到結(jié)果如表3所示:

表2 PSTR模型形式的確定

表3 模型估計(jì)結(jié)果

由表3可以看到，模型9是兩體制模型，包含一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，對(duì)應(yīng)兩個(gè)位置參數(shù)和一個(gè)轉(zhuǎn)換速度。該模型衡量的是交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力的門限效應(yīng)。參數(shù)b1為負(fù)數(shù)且顯著，說明交通基礎(chǔ)設(shè)施與自主R＆D能力負(fù)相關(guān)，自主R＆D資本的技術(shù)創(chuàng)新能力隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施密度的變化在內(nèi)外體制中平滑轉(zhuǎn)換，門限值分別為1641.0和2064.6。當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度處在［1641.0，2064.6］區(qū)間時(shí)，模型處于中間體制，當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度小于1641.0和大于2064.6時(shí)，模型處于外體制。由于b1＜0，中間體制為高體制，外體制為低體制。

從模型的系數(shù)分析來看，b1值為負(fù)與前文理論分析并不一致。究其原因，可能是地方政府對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資擠占了研發(fā)支出，導(dǎo)致R＆D經(jīng)費(fèi)投入減少，自主R＆D能力降低。從總體上看自主R＆D資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高仍發(fā)揮積極的作用(b0+b1＞0)。

模型10衡量的是通訊基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力的門限效應(yīng)。該模型是一個(gè)相對(duì)復(fù)雜的三體制模型，包含兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，每個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)均含有一個(gè)位置參數(shù)。參數(shù)b0、b1、b2均為正數(shù)且都顯著，說明自主R＆D資本顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，并且隨著通訊基礎(chǔ)設(shè)施的變化在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換。第一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)的位置參數(shù)為218.7，也就是以218.7為門限值，小于218.7為低體制，大于218.7為高體制;同理，對(duì)于第二個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，小于2203.7為低體制，大于2203.7為高體制。表示轉(zhuǎn)換速度的r1＞r2，表明模型在第一個(gè)門限值218.7前后轉(zhuǎn)換的速度大于在第二個(gè)門限值2203.7前后轉(zhuǎn)換的速度。兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)將樣本觀測(cè)值隔成三個(gè)區(qū)間，通訊基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)促進(jìn)自主R＆D能力的提升存在門限效應(yīng)，當(dāng)人均郵電業(yè)務(wù)總量小于218.7時(shí)自主R＆D能力處于低體制，大于218.7小于2203.7時(shí)處于次高體制，大于2203.7時(shí)處于高體制。

模型11和模型12是以交通基礎(chǔ)設(shè)施和通訊基礎(chǔ)設(shè)施為轉(zhuǎn)換變量考察FDI資本技術(shù)溢出效應(yīng)的三體制模型。該模型也包含兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，每個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)均含有一個(gè)位置參數(shù)。交通基礎(chǔ)設(shè)施和通訊基礎(chǔ)設(shè)施與FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)正相關(guān)，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施和通訊基礎(chǔ)設(shè)施的變化，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換。與模型10類似，模型11和模型12的兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)也將樣本觀測(cè)值隔成三個(gè)區(qū)間，兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)的轉(zhuǎn)換速度同樣都是r1＞r2，表明在第一個(gè)門限值前后轉(zhuǎn)換的速度大于在第二個(gè)門限值前后轉(zhuǎn)換的速度，并且在第二個(gè)門限值前后轉(zhuǎn)換速度相當(dāng)慢(模型11和模型12的r2都很小)。

交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)的門限效應(yīng)表現(xiàn)為:當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度小于1531.8時(shí)FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)處于低體制，大于1531.8小于7265.5時(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)處于次高體制，大于7265.5時(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)處于高體制。通訊基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)的門限效應(yīng)表現(xiàn)為:當(dāng)通訊人均郵電業(yè)務(wù)總量小于329.5時(shí)FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)處于低體制，大于329.5小于1976.2時(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)處于次高體制，大于1976.2時(shí)技術(shù)溢出效應(yīng)處于高體制。模型11和模型12中參數(shù)b1和b2都大于零，說明基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)，即提升了對(duì)附著在FDI資本中國(guó)際R＆D資本的吸收能力。

模型13是以交通基礎(chǔ)設(shè)施為轉(zhuǎn)換變量的兩體制模型。交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本技術(shù)溢出效應(yīng)的影響具有雙門限的特征。當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度小于1802.9或者大于6514.6時(shí)，模型處于外體制;當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度處在區(qū)間［1802.9，6514.6］中時(shí)，模型處于中間體制。

參數(shù)b1＞0表明，進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)在交通基礎(chǔ)設(shè)施密度越低或越高的地區(qū)更為顯著，而在交通基礎(chǔ)設(shè)施密度居中的地區(qū)溢出效應(yīng)要弱些。這可能是因?yàn)榻煌ɑA(chǔ)設(shè)施落后的地區(qū)國(guó)際貿(mào)易量也相對(duì)較少，少量的進(jìn)口所帶來的國(guó)際R＆D資本會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率的起到較大的促進(jìn)作用，但當(dāng)達(dá)到一定水平時(shí)邊際效用遞減出現(xiàn)，直到再超過門限值時(shí)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)性帶來的溢出效應(yīng)大于邊際效應(yīng)遞減時(shí)，才能帶來技術(shù)溢出效應(yīng)的再一次提升。在這19年的樣本中，多數(shù)省份都呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)變化的過程，從外體制進(jìn)入中間體制或者從中間體制進(jìn)入外體制。

模型14是以通訊基礎(chǔ)設(shè)施為轉(zhuǎn)換變量的兩體制模型，含有一個(gè)位置參數(shù)和一個(gè)轉(zhuǎn)換速度。通訊基礎(chǔ)設(shè)施與進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)正相關(guān)，隨著通訊基礎(chǔ)設(shè)施的變化，進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)在高低體制間平滑轉(zhuǎn)換。當(dāng)人均郵電業(yè)務(wù)總量小于2199.9時(shí)，模型處于低體制;大于2199.9時(shí)，模型處于高體制。

表4 2012年各省份交通基礎(chǔ)設(shè)施所屬區(qū)間及對(duì)應(yīng)機(jī)制

綜合以上分析，可以將交通基礎(chǔ)設(shè)施密度觀測(cè)值分為7個(gè)區(qū)間。每個(gè)區(qū)間中，交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力、FDI資本技術(shù)溢出效應(yīng)以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本技術(shù)溢出效應(yīng)的影響所對(duì)應(yīng)的體制不同，如在區(qū)間［1531.8，1641.0］中，交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力的影響處于低體制，對(duì)FDI資本技術(shù)溢出效應(yīng)的影響處于次高體制，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本技術(shù)溢出效應(yīng)的影響處于高體制，詳細(xì)見表4所示。此外，表中還列出了2012年各省份所屬區(qū)間。表5為通訊基礎(chǔ)設(shè)施所對(duì)應(yīng)情況。

由表4可以看到，并沒有一個(gè)交通基礎(chǔ)設(shè)施區(qū)間使得自主R＆D能力、FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)都處在高體制。較大的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度雖然能夠增加對(duì)國(guó)際R＆D資本的技術(shù)吸收能力，但其對(duì)自主R＆D經(jīng)費(fèi)投入的擠占導(dǎo)致自主R＆D能力的下降。分省份可以發(fā)現(xiàn)，到2012年為止大部分的西部地區(qū)以及黑龍江和吉林兩個(gè)中部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度還沒有達(dá)到7275.5門限值。這說明目前“重點(diǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)要更多地向西部?jī)A斜，構(gòu)建完善的鐵路、公路骨架網(wǎng)絡(luò)”的西部開發(fā)政策是非常必要的。對(duì)于東部地區(qū)和大部分中部地區(qū)來說，在保證完善基礎(chǔ)設(shè)施的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)減少不必要的重復(fù)建設(shè)，加大對(duì)自主研發(fā)的資金投入。

表5 2012年各省份通訊基礎(chǔ)設(shè)施所屬區(qū)間及對(duì)應(yīng)機(jī)制

由表5可以得出，較完善的通訊基礎(chǔ)設(shè)施能夠使得自主R＆D能力、FDI資本的技術(shù)溢出效應(yīng)以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的技術(shù)溢出效應(yīng)同時(shí)處在高體制。分省份結(jié)果顯示，截止到2012年除了江西、安徽、河南、甘肅、湖南、貴州、云南、廣西等八個(gè)中西部地區(qū)省份人均郵電業(yè)務(wù)總量沒有達(dá)到2203.7門限值外，大部分地區(qū)通訊基礎(chǔ)設(shè)施都得到了較好的發(fā)展。為了提高自主R＆D能力和國(guó)際R＆D資本技術(shù)吸收能力，作為信息化發(fā)展載體和戰(zhàn)略支撐的通訊基礎(chǔ)設(shè)施仍需要重點(diǎn)發(fā)展。具體措施如建設(shè)現(xiàn)代物流集散地、提高移動(dòng)電話的普及率以及提高光纖寬帶網(wǎng)絡(luò)的覆蓋率等。

五、結(jié)論

由于基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的存在，本文認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進(jìn)自主R＆D能力以及國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的提高。使用我國(guó)1994～2012年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了自主R＆D能力、FDI資本溢出效應(yīng)以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本溢出效應(yīng)，并使用面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)，以基礎(chǔ)設(shè)施為轉(zhuǎn)換變量，測(cè)算了引發(fā)自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力變化的基礎(chǔ)設(shè)施的門限特征。通過實(shí)證檢驗(yàn)，得到以下結(jié)論。

分區(qū)域的實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)各地區(qū)自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異。西部地區(qū)的自主R＆D資本對(duì)全要素生產(chǎn)率具有顯著的阻礙作用;中部地區(qū)與西部地區(qū)相比，阻礙作用雖然減小，但總體上影響依然為負(fù);而東部地區(qū)的自主R＆D資本顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。FDI資本對(duì)東、中、西部地區(qū)都具有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，溢出程度由大到小排序?yàn)闁|部＞中部＞西部。進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本對(duì)西部地區(qū)沒有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，對(duì)東部和中部地區(qū)技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，溢出程度仍然是東部大于中部。由這一結(jié)果能夠看出，較高的自主R＆D能力和積極的國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)。這表明，自主R＆D能力以及各地區(qū)對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力可能存在基于基礎(chǔ)設(shè)施的門限特征。

使用面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力和國(guó)際R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)的門限效應(yīng)。計(jì)量結(jié)果顯示，對(duì)于交通基礎(chǔ)設(shè)施，自主R＆D資本和進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的門限效應(yīng)存在一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)含有雙門限的內(nèi)外體制，而FDI資本的門限效應(yīng)存在一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)含有一個(gè)門限的高低體制。對(duì)于通訊基礎(chǔ)設(shè)施，自主R＆D資本、FDI資本以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本的門限效應(yīng)存在一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)含有一個(gè)門限的高低體制，即自主R＆D資本、FDI資本以及進(jìn)口貿(mào)易R(shí)＆D資本隨著通訊基礎(chǔ)設(shè)施的變化在高低體制間或高、次高、低體制間平滑轉(zhuǎn)換。總體上來說，除了政府對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資擠占了研發(fā)支出，導(dǎo)致交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)自主R＆D能力有阻礙作用外，完善的基礎(chǔ)設(shè)施增強(qiáng)了自主R＆D能力以及對(duì)國(guó)際R＆D技術(shù)吸收能力。門限效應(yīng)的結(jié)果表明，以基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為主要形式的西部大開發(fā)戰(zhàn)略是非常必要的，西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不是“過量”而是“不足”，今后西部地區(qū)仍需重點(diǎn)建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施，構(gòu)建完善的鐵路、公路骨架網(wǎng)絡(luò)，加強(qiáng)西部地區(qū)之間以及與東中部地區(qū)之間的互聯(lián)互通。而東部地區(qū)和大部分中部地區(qū)應(yīng)當(dāng)在保證完善基礎(chǔ)設(shè)施的同時(shí)，減少不必要的重復(fù)建設(shè)，加大對(duì)自主研發(fā)的資金投入。各地區(qū)都需要大力發(fā)展和完善通訊基礎(chǔ)設(shè)施。

［1］Romer P M..Endogenous Technological Change［J］.Journal of Political Economy，1990，98(5):71－102.

［2］Grossman G M.and Helpman E..Trade，Innovation and Growth［J］.American Economic Review，1990，80(2):86－91.

［3］Goto A.and Suzuki K..R＆D Capital，Rate of Return on R＆D Investment and Spillover of R＆D in Japanese Manufacturing Industries［J］.The Review of Economics and Statistics，1989，71(4):555－564.

［4］Hall B H.and Mairesse J..Exploring The Relationship between R＆D and Productivity in French Manufacturing Firms［J］.Journal of Econometrics，1995，65(1):263－293.

［5］夏良科.人力資本與R＆D如何影響全要素生產(chǎn)率——基于中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010，(4):78－94.

［6］吳延兵.自主研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)與生產(chǎn)率——基于中國(guó)地區(qū)工業(yè)的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，(8):51 －64.

［7］Imbriani C.and Reganati F..Do Multinational Enterprises Affect Domestic Firms’Productivity?［J］.Study Economics，2002，78(78):5 －8.

［8］Kokko A.Productivity Spillovers from Competition between Local Firms and Foreign Affiliates［J］. JournalofInternationalDevelopment，1996，8(4):517－530.

［9］Sjoholm F..Technology Gap，Competition and Spillover from Direct Foreign Investment:Evidence from Establishment Data［J］.Journal of Development Studies，1999，36(1):53－73.

［10］牛南潔.中國(guó)利用外資的經(jīng)濟(jì)效果分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，1998，(5):22 －29.

［11］潘文卿.外商投資對(duì)中國(guó)工業(yè)部門的外溢效應(yīng):基于面板數(shù)據(jù)的分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2003，(6):3 －7.

［12］Coe D.，Helpman E.and Hoffmaister A W..North － South R＆D Spillovers［J］.Economic Journal，1997，107(1):134 －149.

［13］Coe D.and Helpman E..International R＆D Spillovers［J］.European Economic Review，1995，39(5):859 －887.

［14］Lichtenberg F R.and Pottelsberghe de la Potterie.International R＆D Spillovers:A Comment［J］.European Economic Review，1998，42(8):1843－1891.

［15］Ariken B.and Harrison J..Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment:Evidence from Venezuela［J］.American Economic Review，1999，89(3):605－618.

［16］包群，賴明勇.中國(guó)外商直接投資與技術(shù)進(jìn)步的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2002，(6):63－71.

［17］謝建國(guó).外商直接投資對(duì)中國(guó)的技術(shù)溢出——一個(gè)基于中國(guó)省區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2006，(3):1109 －1128.

［18］賴明勇，袁媛.R＆D、國(guó)際技術(shù)外溢及人力資本——一個(gè)經(jīng)驗(yàn)研究［J］.科研管理，2005，(4):62－67.

［19］Borensztein E.，Gregorio D..and Lee W..How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth?［J］.Journal of International E-conomics，1998，45(1):115 －135.

［20］薄文廣，馬先標(biāo)，冼國(guó)明.外商直接投資對(duì)于中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新作用的影響分析［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2005，(11):45 －51.

［21］Coe D.，Helpman E.and Hoffmaister A W..International R＆D Spillovers and Institutions［J］.European Economic Review，2009，53(7):723－741.

［22］李梅，譚力文.FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)檢驗(yàn)［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2009，(3):68 －74.