鄔麗萍，梁 浩

（廣西大學(xué) 商學(xué)院，南寧 530004）

0 引言

隨著中國綜合實力的提升、“一帶一路”倡議建設(shè)的推進、國際產(chǎn)能合作的加快、對外投資政策體系的完善，中國企業(yè)“走出去”步伐加快，對外投資進入發(fā)展快車道。目前中國對“一帶一路”相關(guān)國家的投資，流量前十中有6國、存量前十中有5國為東盟國家。中國-東盟是全球人口最多、合作基礎(chǔ)和發(fā)展前景良好的區(qū)域，雙方產(chǎn)業(yè)合作對接、實現(xiàn)生產(chǎn)共享、積極打造區(qū)域生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)是實現(xiàn)雙方合作共贏的可行路徑，而技術(shù)創(chuàng)新的溢出、傳導(dǎo)及擴散是國際生產(chǎn)共享與國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的重要方面。

國際生產(chǎn)共享已成為各國尤其是發(fā)展中國家獲取先進技術(shù)、提高本國生產(chǎn)率的最主要形式。FDI在東道國的投資經(jīng)營活動通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)、員工培訓(xùn)與流動效應(yīng)在行業(yè)內(nèi)產(chǎn)生技術(shù)溢出的水平效應(yīng)，同時通過中間產(chǎn)品的采購和供應(yīng)對上游供應(yīng)商和下游客戶產(chǎn)生后向和前向的垂直溢出效應(yīng)。東道國的吸收能力對國際生產(chǎn)共享中技術(shù)溢出效應(yīng)有顯著的正向影響，東道國市場環(huán)境因素包括人力資源、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟環(huán)境、制度環(huán)境、開放政策、金融市場、稅收政策、技術(shù)差距等是FDI技術(shù)溢出的重要影響因素。由于分析工具限制，已有研究往往因其無法量化而在實際建模過程中忽略空間因素的影響，導(dǎo)致研究結(jié)果勢必存在偏誤。研究者們往往關(guān)注地理區(qū)域的差異，而對于地理空間上密切聯(lián)系的區(qū)域之間的技術(shù)溢出和空間傳導(dǎo)缺乏相應(yīng)的研究，忽視了地理臨近和經(jīng)濟臨近區(qū)域間技術(shù)溢出的空間相關(guān)性和空間擴散，而空間效應(yīng)的存在使得在研究空間維度數(shù)據(jù)時傳統(tǒng)模型和估計方法存在偏誤。此外，研究對象主要聚焦于一國內(nèi)部，而對于一體化區(qū)域內(nèi)部國家間創(chuàng)新的空間依賴的研究成果缺乏。本文擬研究國際生產(chǎn)共享中的技術(shù)溢出效應(yīng)、影響因素及空間擴散，以求為區(qū)域生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中知識傳導(dǎo)與知識管理提供依據(jù)。

1 東盟各國FDI技術(shù)溢出及影響因素

1.1 模型設(shè)定

本文研究東盟國家分國別的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，并對各國FDI技術(shù)溢出的影響因素進行分析。根據(jù)對已有研究成果的梳理，考慮東盟國家的實際并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，設(shè)計模型如下：

式（1）中，git為i國第t期的技術(shù)水平，RKit為i國第t期的研發(fā)資本，HRit為i國第t期的人力資本，GOVit為i國第t期的政府影響力，εit為隨機擾動項。

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來源于世界銀行網(wǎng)站、《國際統(tǒng)計年鑒》、《東盟統(tǒng)計年鑒》以及東盟各國統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)時間跨度為1996—2014年，對不同來源數(shù)據(jù)進行了統(tǒng)計口徑的調(diào)整統(tǒng)一。鑒于世界銀行貨幣型數(shù)據(jù)多為2005年不變價，以下研究中的貨幣型數(shù)據(jù)都統(tǒng)一調(diào)整為2005年不變價。由于文萊、老撾、緬甸、柬埔寨四國數(shù)據(jù)缺失較多且該四國相關(guān)數(shù)據(jù)在東盟經(jīng)濟體占比較少，因此本文實證研究僅對新加坡、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、越南和菲律賓六個東盟國家進行。

1.3 變量選取與計算說明

（1）技術(shù)進步水平g。以索羅余值法為依據(jù)測度各國技術(shù)進步率，進而得到技術(shù)水平：

測算過程中，總產(chǎn)出Y用GDP，該指標能較好地反映經(jīng)濟總量、市場規(guī)模與市場潛力；勞動投入L由于數(shù)據(jù)獲得性限制采用勞動力投入數(shù)量；資本投入K用資本存量，資本存量指標能較好地反映隨著資本存量增加而通過干中學(xué)積累的知識和技術(shù)水平。資本存量指標的測算采用永續(xù)盤存法，估算公式為Kt=It+(1-δ)Kt-1，其中It為經(jīng)可比價指數(shù)調(diào)整后的t年總投資；δ為資產(chǎn)折舊率，采用Hall and Jones（1999）提出的通用折舊率6%，該數(shù)值得到相關(guān)研究領(lǐng)域的普遍認同和采用。由于數(shù)據(jù)可得性限制，起始基年定為1996年，在對東盟國家歷年數(shù)據(jù)全面考察后發(fā)現(xiàn)相關(guān)指標在1996年之前數(shù)值極低且增長緩慢，因此1996年基年的確定應(yīng)能保證研究結(jié)論的可靠性?；曩Y本存量的確定參照Hall和Jones（1999）的估算方法，估算公式為K0=I0/(r-δ)，其中r為資本形成總額年均增長率，δ仍為資產(chǎn)年折舊率。最后，以基年1996年的技術(shù)進步水平為100，其余年份技術(shù)水平根據(jù)相應(yīng)的技術(shù)進步率推算。

（2）彈性系數(shù)α與β的取值。由于東盟各國經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)水平存在較大的差異，因而彈性系數(shù)α與β的取值也不同，直接采用統(tǒng)一的經(jīng)驗值并不合理。本文首先運用回歸的方法進行估算，發(fā)現(xiàn)由于數(shù)據(jù)缺失等原因有些系數(shù)回歸結(jié)果并不太好，但總體表現(xiàn)出一定的規(guī)律，相對發(fā)達的國家表現(xiàn)為α較小而β較大，相對落后的國家則相反。進一步參考世界銀行經(jīng)濟考察團的做法α與β的取值分別為0.4和0.6或者0.6和0.4，大量相關(guān)研究也據(jù)此進行經(jīng)驗取值。結(jié)合回歸分析和經(jīng)驗研究，最終確定東盟國家中經(jīng)濟技術(shù)相對發(fā)達的新加坡、馬來西亞和泰國的α與β的取值分別為0.4和0.6，而經(jīng)濟技術(shù)相對落后的越南、印度尼西亞和菲律賓的α與β的取值分別為0.6和0.4。

（3）FDI/I自變量。FDI通過技術(shù)溢出對東道國技術(shù)水平產(chǎn)生影響，是東道國技術(shù)進步的重要來源。資本存量反映隨著資本積累通過干中學(xué)積累的知識存量，對知識生產(chǎn)有重要作用，但模型擬合發(fā)現(xiàn)同時加入資本存量指標和FDI變量作為自變量會產(chǎn)生顯著的多重共線性，因此模型中設(shè)計了FDI/I作為自變量，擬合效果較好。

（4）研發(fā)資本RK變量。用研發(fā)資本存量指標，其估算方法與資本存量的估計方法類似?；瓿跏贾礡K0=RDI0/(r-δ)，式中RDI0為基年科技經(jīng)費支出，r為科技經(jīng)費支出年平均增長率，δ為研發(fā)資本的折舊率，其取值參照Griliches（1990）對專利更新的研究結(jié)論取10%。研究的起始基年仍取1996年，對少數(shù)缺失數(shù)據(jù)通過盡可能優(yōu)選的估算方法進行了補齊。

（5）研發(fā)人力資本。決定技術(shù)水平的人力資本應(yīng)為研發(fā)人力資本，在此采用高等教育入學(xué)率指標。新加坡的大學(xué)入學(xué)率指標缺失嚴重，以當(dāng)年大學(xué)入學(xué)人數(shù)除以同年15～24歲大學(xué)適齡人數(shù)進行估算。

（6）政府影響力GOV變量。該變量綜合考量政府政策、經(jīng)濟自由度、基礎(chǔ)設(shè)施等來自政府的技術(shù)進步影響因素，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，該變量采用政府支出占GDP的比重指標進行測度。

1.4 實證檢驗結(jié)果分析

運用stata12.0對模型（1）進行回歸，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 東盟國家FDI技術(shù)溢出及影響因素回歸結(jié)果

根據(jù)表1的回歸結(jié)果可以得到以下主要結(jié)論：

（1）從擬合優(yōu)度判定系數(shù)和顯著性檢驗值的表現(xiàn)看，模型整體回歸結(jié)果較好，但人力資本和政府影響兩個變量的部分檢驗值不太理想，模型具有較好的解釋能力。東盟國家的技術(shù)進步水平可以由投資、FDI、研發(fā)資本、研發(fā)人力資本和政府影響力變量進行較好地解釋。

（2）東盟主要國家在國際生產(chǎn)共享中獲得顯著為正的技術(shù)溢出效應(yīng)。從反映FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的指標FDI/I來看，除泰國和菲律賓兩國外，其余國家的變量系數(shù)均顯著為正，表明存在顯著的技術(shù)溢出正效應(yīng)，其中越南的FDI技術(shù)溢出正效應(yīng)最強，F(xiàn)DI/I每上升1個百分點，技術(shù)進步水平增長0.073%，其次是新加坡，彈性系數(shù)達到0.041，馬來西亞和印度尼西亞在0.03左右。泰國和菲律賓FDI/I彈性系數(shù)為微小負數(shù)且不顯著，究其可能的原因主要有：一是泰國和菲律賓的研發(fā)投入處于較低的水平，研發(fā)支出占GDP的比重僅分別為0.4%和0.2%，遠低于新加坡的2.00%和馬來西亞1.13%，導(dǎo)致其對FDI技術(shù)溢出的吸收能力較低；二是兩國FDI的較大規(guī)模進入尚處初級階段，外資企業(yè)進入打破了東道國原有的市場壟斷格局，增強了國內(nèi)市場競爭壓力，本土企業(yè)因創(chuàng)新能力和生產(chǎn)效率低下、邊際成本較高、企業(yè)X非效率等而缺乏競爭能力導(dǎo)致整體利潤大幅下降，市場份額減少，產(chǎn)量縮減下生產(chǎn)效率因單位固定成本提高而進一步下降，最終表現(xiàn)為FDI溢出的負效應(yīng)；三是外資企業(yè)進入的領(lǐng)域多為價值鏈低端，無法產(chǎn)生足夠的前向垂直溢出聯(lián)系效應(yīng)，導(dǎo)致FDI整體溢出效應(yīng)不顯著。此外，菲律賓的模型回歸可決系數(shù)較低僅為0.627，可能存在其他影響技術(shù)進步水平的因素沒有考慮到模型中，導(dǎo)致該模型對菲律賓的回歸結(jié)果解釋能力不甚理想。

（3）東盟國家技術(shù)水平的提升主要為研發(fā)資金驅(qū)動。研發(fā)資金的增長是東盟國家在國際生產(chǎn)共享中FDI技術(shù)溢出吸收能力提升和技術(shù)進步水平提升的最主要因素，尤其是新加坡和菲律賓，研發(fā)資本的彈性系數(shù)分別高達3.652和2.507，其他國家研發(fā)資本的彈性系數(shù)也遠高于其他變量。所有國家研發(fā)資本變量均顯著。

（4）研發(fā)人力資本變量除越南外其他國家的顯著性檢驗不太理想，且馬來西亞、越南、菲律賓的人力資本變量彈性系數(shù)表現(xiàn)為負值。主要原因在于，東盟國家基本上處于資本存量相對不足、勞動力相對過剩狀態(tài)，通過廉價勞動力優(yōu)勢參與國際分工與國際生產(chǎn)共享，獲取FDI投入，這可能導(dǎo)致以下結(jié)果：第一，F(xiàn)DI外資投入主要是價值鏈底端的勞動密集型生產(chǎn)環(huán)節(jié)，無法發(fā)揮技術(shù)溢出的前向效應(yīng)和垂直聯(lián)系效應(yīng)；第二，勞動力資源過剩下的勞動力價格過度競爭對于FDI技術(shù)溢出吸收能力和技術(shù)進步水平的整體提升有負面影響；第三，內(nèi)外資技術(shù)差距太大，東道國內(nèi)生性自主研發(fā)能力很弱，研發(fā)人力資本無法發(fā)揮應(yīng)有的技術(shù)進步促進作用；第四，因為模型中研發(fā)人力資本變量采用高等教育入學(xué)率指標，模型回歸結(jié)果的現(xiàn)實意義之一為高等教育培養(yǎng)的人才在轉(zhuǎn)換為研發(fā)人才過程中存在一定的障礙。

（5）政府影響力變量GOV?；貧w結(jié)果表明，馬來西亞和菲律賓的政府支出占比每上升1個百分點，將推動技術(shù)水平分別提升0.827和0.216個百分點，表明政府政策和政府的資金運用能高效地推動技術(shù)進步。其余國家該變量系數(shù)為負值，表明政府的資金集中使用不僅不能推動技術(shù)進步，還會因經(jīng)濟自由度的下降阻礙技術(shù)進步和FDI技術(shù)溢出吸收能力的提升。

2 東盟國家間技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)

本文擬引入空間維度，以東盟經(jīng)濟區(qū)整體作為研究對象，進一步研究東盟國家間基于地理臨近的技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性，運用空間計量技術(shù)，將空間變量納入回歸模型，研究東盟國家技術(shù)溢出的空間效應(yīng)。

2.1 空間相關(guān)性檢驗

進行空間計量分析，首先需檢驗空間相關(guān)性是否確實存在，了解東盟國家創(chuàng)新的空間相關(guān)性和相關(guān)程度。在此，通過測度空間相關(guān)Moran'I指數(shù)檢驗東盟國家技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性。Moran'I指數(shù)揭示區(qū)域經(jīng)濟活動的全局空間相關(guān)性，從而反映經(jīng)濟活動的空間集聚，該指數(shù)取值范圍在[-1,1]之間，其值大于0表明存在正的空間相關(guān)性，其值為負則表明存在負的空間相關(guān)性，其值為0表明不存在空間相關(guān)性。Moran'I指數(shù)的測算公式為：

其中，Yi和Yj分別為i和j地區(qū)觀測值，wij為空間權(quán)重矩陣。

關(guān)于空間權(quán)重矩陣的選取?？臻g權(quán)重矩陣反映空間單元之間的空間關(guān)聯(lián)與相互依賴，實證研究中通常采用臨近標準或距離標準來定義空間權(quán)重矩陣。本文實證研究中空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建受限于數(shù)據(jù)可得性，采用東盟各國首都間的歐式距離構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。為進一步深入研究純粹的知識生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新，選擇專利申請數(shù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出。運用GeoDa軟件測度Moran'I指數(shù)如表2所示。

表2 東盟一體化區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性Moran'I指數(shù)

Moran'I指數(shù)揭示了東盟一體化區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的全局空間自相關(guān)性，由表2可見，東盟一體化區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新存在正向空間自相關(guān)，且均通過顯著性檢驗，表明1996—2014年間東盟區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新活動具有明顯的空間依賴關(guān)系，一國技術(shù)創(chuàng)新受到區(qū)域內(nèi)與之具有相近空間特征的他國創(chuàng)新行為的影響，東盟國家間的地理臨近對技術(shù)創(chuàng)新具有正的外部性，在地理空間上呈現(xiàn)出集聚現(xiàn)象。隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新提出了更高要求，推動區(qū)域內(nèi)部創(chuàng)新能力自發(fā)提升，東盟國家一體化程度的提升也促進了內(nèi)部人力資本和物質(zhì)資本等創(chuàng)新資源流動，技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性持續(xù)上升，1996—2014年間Moran'I指數(shù)年均增長7.15%。

2.2 空間計量模型的構(gòu)建

Moran'I指數(shù)檢驗明確了東盟國家創(chuàng)新活動存在顯著的空間相關(guān)性，接下來需構(gòu)建空間計量經(jīng)濟模型進行實證分析。在羅默的知識生產(chǎn)函數(shù)dA=σHAA中，新知識的生產(chǎn)dA取決于所擁有的知識存量A和投入的研發(fā)人力資本HA。羅默認為研發(fā)活動具有非競爭性和外部性，知識的存量是共享的，但事實上，研發(fā)活動產(chǎn)出并非完全取決于投入，二者之間不存在既定的函數(shù)關(guān)系，而且由于新知識的生產(chǎn)需要大量的投入并承擔(dān)較大風(fēng)險，因此知識必然是受產(chǎn)權(quán)保護而不可能是完全共享的，即使是東盟這樣一體化程度較高的區(qū)域?；羲悸鼘χR投入和產(chǎn)出進行的大量實證研究表明，盡管二者間確定的函數(shù)關(guān)系式并不存在，但統(tǒng)計上研發(fā)產(chǎn)出服從泊松分布?；诖?，本文認為東盟各國知識存量不相同、不完全共享，但在各國之間存在外溢和擴散，用Ai表示i國的知識存量，設(shè)創(chuàng)新產(chǎn)出服從參數(shù)為

其中，β1與β2分別為研發(fā)人力資本和知識存量的產(chǎn)出彈性，ηi表示知識外部性。

式（4）兩邊取其期望得：的泊松分布，即：

式（5）兩邊取對數(shù)，并加入時間變量和隨機干擾項得到面板數(shù)據(jù)模型：

其中，Xit變量向量包含人力資本HAit和知識存量Ait，系數(shù)向量β包含彈性系數(shù)β1和β2，φit向量包含隨機干擾項υit和創(chuàng)新產(chǎn)出的空間效應(yīng)μi，μi=ln(σi)。

根據(jù)空間效應(yīng)的形成機制不同，設(shè)定了以下空間滯后模型和空間誤差模型。

2.2.1 空間滯后模型

為分析技術(shù)創(chuàng)新變量在東盟區(qū)域是否存在擴散或溢出效應(yīng)，需設(shè)定空間滯后模型（SLM）也叫空間自回歸模型（SAR），該模型的一般表達式為y=ρWy+βX+ε。式中，Y為n×1因變量矩陣，X為n×k解釋變量矩陣，W為n×n空間權(quán)重矩陣，WY為空間滯后因變量，ρ為空間回歸系數(shù)反映空間地理因素對經(jīng)濟活動的作用，ε為服從正態(tài)分布的隨機誤差項向量。

設(shè) ln(ηit)=ρWdAt，則式（6）轉(zhuǎn)化為SAR面板模型：

式中，φit=υit+μi（i=1,…,N;t=1,…,T）,At為Ajt（j=1,…,N）的向量形式。

2.2.2 空間誤差模型

為分析模型擾動項的空間相關(guān)性，需設(shè)定空間誤差模型（SEM）也叫空間自相關(guān)模型（SAC），該模型一般表達式為y=βX+ε，ε=λWε+μ。式中，λ為n×1的被解釋變量向量的空間誤差系數(shù)，衡量空間依賴即鄰近地區(qū)觀測值對本地區(qū)觀測值的作用大小和方向；μ為服從正態(tài)分布的隨機誤差項量。

將式（6）中 ln(ηit）和干擾項υi合并為新的干擾項εit，則式（6）轉(zhuǎn)化為SEM空間面板模型：

其中，εit=λWεt+υit（i=1,...,N;t=1,...,T），εt為εjt（j=1,…,N）的向量形式。

2.3 實證分析結(jié)果

運用空間計量分析普遍采用的極大似然法作為空間面板模型的估計方法，經(jīng)Hausman檢驗上述空間計量模型均采用固定效應(yīng)模型，因變量為專利申請數(shù)對數(shù)。多次模擬發(fā)現(xiàn)，以FDI和資本存量K兩個變量代替FDI/I作為反映技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素的指標可以得到更好的擬合效果，其余變量同前。擬合結(jié)果見表3。

表3 東盟國家技術(shù)創(chuàng)新的空間計量分析

回歸結(jié)果顯示，SEM模型中空間相關(guān)系數(shù)高達0.6686且在1%水平顯著，SAR面板模型中空間相關(guān)系數(shù)不顯著，SEM面板模型中系數(shù)的顯著性也明顯優(yōu)于傳統(tǒng)面板模型。根據(jù)Anselin等（2004）以空間相關(guān)性、拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健形式檢驗結(jié)果，選擇SEM空間面板模型進行空間計量實證研究結(jié)果分析如下：

（1）在存在顯著的空間效應(yīng)下，不考慮空間效應(yīng)的傳統(tǒng)面板模型存在一定的偏誤，運用加入空間變量的空間面板模型進行空間計量分析才能得到更為可靠的結(jié)論。

（2）東盟區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間正相關(guān)效應(yīng)，一國技術(shù)創(chuàng)新受到區(qū)域內(nèi)其他國家技術(shù)創(chuàng)新的正向影響，空間相關(guān)系數(shù)高達0.6686且在1%水平顯著，技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)出一定的集聚效應(yīng)。

（3）東盟國家技術(shù)創(chuàng)新的最重要驅(qū)動因素是資本。SEM空間面板模型回歸結(jié)果顯示，資本存量和研發(fā)資本存量兩個變量正向顯著，回歸系數(shù)分別為0.3816和0.2651，僅次于空間效應(yīng)，表明資本因素是東盟國家技術(shù)創(chuàng)新重要的驅(qū)動因素。而且，一般性資本的干中學(xué)效應(yīng)影響甚至超過了研發(fā)資本，資本投入對于技術(shù)創(chuàng)新具有較高的邊際產(chǎn)出。

（4）外商直接投資是東盟國家技術(shù)創(chuàng)新的重要來源。FDI變量系數(shù)為0.1074且顯著為正，表明FDI每增長1個百分點，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出提升0.1074個百分點。不容忽視的是，在一般資本存量和研發(fā)資本存量中，也包含了外資的作用，F(xiàn)DI對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響作用已部分由其他因素體現(xiàn)，因此模型中FDI系數(shù)表達的FDI對數(shù)創(chuàng)新的作用存在低估。

（5）政府影響力。GOV變量對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響為輕微的負向顯著，彈性系數(shù)為-0.0329，表明政府支出在GDP中比例的增加對技術(shù)創(chuàng)新有輕微的阻礙作用，主要源于政府支出占比的增加壓縮了私人部門技術(shù)創(chuàng)新的投入，而政府政策對技術(shù)創(chuàng)新缺乏足夠的重視及有效的促進，導(dǎo)致全社會R&D投入不足。另一方面，政府政策及政府支出在推進基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)創(chuàng)新政策、經(jīng)濟開放等促進技術(shù)創(chuàng)新的影響因素方面也表現(xiàn)為有效性不足。

（6）研發(fā)人力資本變量彈性系數(shù)為正但數(shù)值較低且不顯著。表明東盟國家在資本存量相對不足的情況下，人力資本相對過剩；同時，東盟國家整體上位于全球價值鏈的低端，多為勞動密集型或資源型產(chǎn)業(yè)，對創(chuàng)新的要求不是很高，自主創(chuàng)新能力不足，研發(fā)人力資本尚不能對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出發(fā)揮有效的推動作用。

3 結(jié)論

本文研究國際生產(chǎn)共享中的技術(shù)溢出效應(yīng)、吸納能力影響因素及創(chuàng)新的空間擴散，選擇東盟經(jīng)濟區(qū)作為實證研究對象，對1996—2014年間東盟國家面板數(shù)據(jù)進行實證分析。對東盟國家進行了分國別研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)資本是技術(shù)進步和FDI吸納能力的最重要影響因素，F(xiàn)DI有顯著的正向溢出效應(yīng)，人力資本影響的作用不顯著，馬來西亞和菲律賓的政府影響力對技術(shù)水平和FDI吸納有顯著的促進作用，其余國家的政府影響力不顯著?？紤]到東盟國家技術(shù)創(chuàng)新可能存在空間相關(guān)性和地理臨近依賴關(guān)系，必須把空間變量納入模型進行研究，這也是已有研究在實證分析中欠缺的。本文構(gòu)建了空間權(quán)重矩陣，對東盟國家技術(shù)創(chuàng)新進行了空間相關(guān)性檢驗。檢驗結(jié)果顯示，東盟國家技術(shù)創(chuàng)新存在顯著為正的空間相關(guān)性，據(jù)此需要運用空間計量技術(shù)進行深入全面研究。根據(jù)空間效應(yīng)的形成機制不同，設(shè)定了空間滯后模型和空間誤差模型進行空間面板數(shù)據(jù)的實證分析，發(fā)現(xiàn)東盟國家技術(shù)創(chuàng)新存在顯著正向的空間相關(guān)性，一國技術(shù)創(chuàng)新顯著依賴于東盟其他國家的創(chuàng)新，使用非空間傳統(tǒng)面板模型會使研究結(jié)果存在偏誤；技術(shù)創(chuàng)新最重要的驅(qū)動因素是資本，反映干中學(xué)累積效應(yīng)的一般性資本的影響作用甚至超過了研發(fā)資本，人力資本與政府的影響力作用不顯著。