（北京化工大學經濟管理學院,北京 100020)

引 言

隨著經濟全球化的不斷深入，中國遵循自身動態(tài)比較優(yōu)勢，不斷擴大對外開放。1990～2018年間，中國對外貿易年均增速達15%，遠超同期世界貿易5%的平均增速。新貿易理論認為貿易借助產出效應與技術溢出效應促進增長。在國際金融危機暴露中國貿易發(fā)展模式弊端與環(huán)境問題日益凸顯的背景下，貿易對考慮環(huán)境因素的全要素生產率的作用，已成為各界關注的熱點。伴隨經濟體制變遷與結構調整，許多宏觀變量呈漸進性調整特征，表現為變量間存在非線性關系，引入非線性計量經濟學理論是考察中國對外貿易問題的理論需要。多數研究基于貿易對純經濟增長和全要素生產率的影響，間接推斷其對綠色發(fā)展的影響，直接探討貿易與綠色發(fā)展關系的研究較少。然而，純經濟增長、全要素生產率和綠色發(fā)展具有明顯的內涵差異，即便貿易能促進純經濟增長或全要素生產率，若其導致大規(guī)模的投資擴張、大范圍的產能過剩與嚴重的環(huán)境污染，經濟體也未必能實現綠色發(fā)展。由此綠色發(fā)展內涵的挖掘、測度及其與貿易的內在關聯，是亟待探究的問題。

本文利用綜合考慮了經濟增長、環(huán)境污染與資源消耗的環(huán)境全要素生產率作為綠色發(fā)展的代理變量，重點關注以下問題：貿易對環(huán)境全要素生產率產生了何種影響？不同地區(qū)進出口貿易對環(huán)境全要素生產率的影響是否呈現非線性特征？這種非線性效應的產生機理如何解釋？探討上述問題，對補充拓展貿易與生產率關系的研究文獻、落實新發(fā)展理念實現美麗中國建設目標具有重要的理論價值和現實意義。

1 文獻綜述

有關貿易對宏觀變量影響的文獻頗為豐富，與本文密切相關的文獻有兩類： （1）探究貿易與全要素生產率的關聯；（2）考察貿易與環(huán)境的關聯。

1.1 貿易對全要素生產率的影響

對于如何提升全要素生產率（TFP）， Keller［1］指出，TFP不僅取決于自主創(chuàng)新與人力資本積累，且國外研發(fā)活動會以知識外溢的形式，借助各種傳導機制影響東道國TFP，其中，貿易是國際技術擴散的關鍵渠道。然而，Grossman和Helpman［2］認為，由于發(fā)展中國家比較優(yōu)勢集中于低技術部門，其可能因貿易而專門從事傳統(tǒng)產品的生產，形成技術鎖定效應。此外，許多經驗研究發(fā)現貿易與TFP的關聯在不同區(qū)域、行業(yè)呈異質性，且貿易對TFP的作用受發(fā)展階段、人力資本、制度等因素制約，即存在 “門檻效應”。

實證研究結果的差異意味著貿易的生產率效應存在復雜多元的理論機制。從出口看：（1）出口部門通過與國際接觸可獲得新的清潔技術及國際大買家對產品的環(huán)保標準，借助 “干中學”提升生產率；（2）開放經濟使出口部門面臨國際市場激烈的競爭，迫使其增加研發(fā)支出、提高運營效率、改善產品質量；（3）出口規(guī)模擴張會形成產業(yè)集聚和規(guī)模經濟效應，有利于促進TFP增長。然而，出口市場的激烈競爭會降低出口品價格，降低企業(yè)利潤，導致其減緩技術研發(fā)。

對于進口貿易而言，進口商不但可購買高質量與多種類的中間品，還為國內企業(yè)對隱含在進口品的技術進行模仿提供機會。然而，進口貿易對進口國的技術擴散效應是有前提的，當進口國技術吸收能力較低、而出口國對知識產權的保護力度較大時，出口國企業(yè)具備較強的市場壟斷勢力，導致出口商可能通過限制出口數量提高出口品價格，導致進口貿易的減少與技術擴散的放慢，進而降低進口國對新技術的獲取能力。

貿易對中國TFP是否存在促進作用，國內學者也進行了有益探索。雖然多數支持出口導向型的貿易模式，但關于貿易與生產率的關系仍無法達成共識。包群等［3］指出貿易部門借助對非貿易部門的技術溢出推動了增長。李小平和朱鐘棣［4］認為國際R＆D通過貿易渠道提高了TFP。然而，近期研究基于新增長理論構建了貿易內生化的經濟增長模型，發(fā)現出口貿易是阻礙中國TFP增長的重要因素。

1.2 貿易對環(huán)境的影響

伴隨經濟全球化的加速，發(fā)展中國家環(huán)境污染呈惡化趨勢，引發(fā)人們對貿易與環(huán)境關系的討論，相關研究存在3種觀點。早期研究聚焦于 “污染天堂”假說，即發(fā)達國家通過 “全球價值鏈”分工體系將污染產業(yè)轉移至環(huán)境監(jiān)管寬松的發(fā)展中國家，導致后者環(huán)境惡化，同時在貿易自由化帶來的競爭壓力下，各國均會放松環(huán)境監(jiān)管以強化其競爭力，觸發(fā) “向底線賽跑”效應，這些觀點得到大量實證支持。也有學者提出對立的 “要素稟賦”假說，即發(fā)達國家在資本密集型產業(yè)具有比較優(yōu)勢，而發(fā)展中國家則在勞動密集產業(yè)有比較優(yōu)勢，故貿易開放會惡化發(fā)達國家的環(huán)境并改善發(fā)展中國家的環(huán)境，這一觀點也不乏證據。第3種觀點認為，貿易對環(huán)境的影響并不確定，貿易自由化在影響國際分工格局的同時擴張了產出規(guī)模，且通過結構效應、技術效應及環(huán)境監(jiān)管等渠道對環(huán)境產生了異質性影響。

關于中國貿易與環(huán)境的關系，由于理論基礎、視角、樣本及研究方法的差異，相關研究并未形成一致結論。李鍇和齊紹洲［5］認為國際貿易對環(huán)境有負面影響。而彭水軍和劉安平［6］則發(fā)現對外貿易有利于改善環(huán)境，在中國，“污染天堂”假說不成立。孫焱林等［7］認為貿易開放對環(huán)境的影響有雙重性，中國通過貿易優(yōu)化了投入產出結構，但同時通過產出規(guī)模擴張機制對環(huán)境產生負面效應。

1.3 研究動態(tài)總結

上述研究為理解貿易的生產率或環(huán)境效應提供有益啟示，但也存在可拓展之處：（1）人們幾乎把關注的焦點放在貿易開放對生產率或環(huán)境的影響，而將進出口貿易與考慮環(huán)境因素的TFP納入同一分析框架的文獻很少。實際上，TFP與環(huán)境TFP有不同內涵，即便貿易能促進TFP增長，若其引發(fā)大量的能耗與嚴重的環(huán)境破壞，環(huán)境TFP也會下降?；趥鹘y(tǒng)生產率視角考察貿易的生產率效應，不僅難以客觀評價經濟績效與社會福利，且難以全面認識貿易對生產率的作用機制和影響效應；（2）既有研究大多沿用傳統(tǒng)線性模型框架，這種先驗設定的線性模型不僅難以科學解釋在不同條件下貿易對生產率的影響所存在的系統(tǒng)差異，且容易導致估計偏誤；（3）現有文獻大多沒有考慮貿易與生產率間的內生性問題，這將導致估計的有偏與非一致性，容易引發(fā)相關質疑。

基于此，本文運用不依賴具體生產函數設定的方向性距離函數與M-L指數方法，測算包含環(huán)境因素的TFP，并將其與門檻回歸分析模型有機結合。同時，鑒于中國幅員遼闊，區(qū)域發(fā)展不均衡，考察中國貿易對環(huán)境生產率的影響應充分考慮地區(qū)差異：人均GDP綜合體現了經濟發(fā)展水平、技術條件、制度環(huán)境等方面的地區(qū)差異，貿易對環(huán)境全要素生產率的影響可能存在基于人均GDP的門檻效應；另外，人力資本作為重要的生產要素，不僅在經濟增長方面的作用被廣泛認可，且對提高地區(qū)技術吸收能力、經濟效率等方面的作用也被日益重視。本文基于中國28個省份1995～2018年的面板數據，考察人均GDP、人力資本在貿易影響環(huán)境全要素生產率變遷的過程中是否發(fā)揮調節(jié)作用，以期為重新審視進出口對中國綠色發(fā)展的作用、評估貿易政策在促進高質量發(fā)展中的有效性、探索開放型經濟的發(fā)展路徑提供新的思路。

2 模型設計與估計方法

2.1 理論模型

新古典貿易理論和新貿易理論均認為，進出口貿易不僅通過專業(yè)化生產、規(guī)模經濟、資源配置效應能夠獲得靜態(tài)利益，且還通過國際技術外溢效應推動國內技術進步，從而促進一國增長。鑒于此，Miller和 Upadhyay［8］通過構建內生化技術進步模型論證了對外開放、貿易方向和人力資本如何影響TFP，本文模型主要借鑒他們的思想并加以擴展，采用如下形式的生產函數：

其中，Y表示實際GDP，T表示國際貿易，H、K、L分別表示人力資本、物質資本和勞動力。式 （1） 中的A（T，H）體現了貿易通過技術溢出影響TFP，從而間接影響經濟增長。全要素生產率在衡量廣義技術進步、經濟增長質量等方面占據關鍵的地位，通常被定義為總產出和綜合要素投入之比，經數理推導后，得出本文的TFP理論模型：

其中，i、t代表省區(qū)、年份，Ai0是初始的生產效率，λi為內生的生產率變遷，參數δ、φ分別衡量國際貿易、人力資本對技術進步的影響效應。從式 （2）可以看出，影響地區(qū)TFP的因素可以分為兩大部分：（1）初始生產效率與引起生產率變遷的因素；（2）國際貿易與人力資本。

2.2 實證模型設計

本文旨在考察貿易對ETFP影響的門檻特征，鑒于ETFP不僅受國際貿易、人力資本的制約，還受自主創(chuàng)新、產業(yè)結構等變量的影響，根據理論模型 （2），設定以下模型：

其中，lnETFP是被解釋變量，即環(huán)境全要素生產率，解釋變量包括核心解釋變量 （國際貿易lnT，根據本文的研究需要，進一步分為出口貿易、進口貿易）與其他一些影響ETFP的控制變量向量X。fi為固定效應，νt為時間效應，εi，t為誤差項。式 （3）并未考慮貿易對環(huán)境全要素生產率的門檻效應，而進出口對環(huán)境全要素生產率的影響可能因經濟發(fā)展水平、人力資本的差異而具有門檻特征，呈非線性特征。借鑒Hansen［9］提出的面板門檻模型，在式 （3）基礎上，構建單一門檻模型：

其中，thrit是門檻變量，表示人均實際GDP或人力資本，γ是待估計的門檻值，I是標性函數。θ1和θ2分別是門檻變量在thrit≤γ與thrit＞γ時貿易對環(huán)境全要素生產率的影響系數?；蛘撸陂T檻效應檢驗結果，設定雙重門檻效應模型，限于篇幅，雙重門檻效應模型的表達式不在文中闡述。

2.3 門檻模型的估計與檢驗

在門檻回歸中，要解決的關鍵問題是，估計門檻值與核心解釋變量T的回歸參數。若給定門檻值γ，對模型進行估計，得到相應的殘差平方和S（γ）。給定γ越接近真實的門檻值，殘差平方和應越小，故通過最小化殘差平方和S（γ）來估計門檻值^γ，即^γ＝argminS（γ）。在得出門檻模型的參數估計后，還需進行以下檢驗：（1）門限效應的顯著性；（2）門檻估計值的真實性。限于篇幅，門檻效應的顯著性檢驗與門檻估計值的真實性檢驗的具體思路與步驟可詳見Hansen［9］的研究。

3 指標選擇和數據說明

3.1 指標選擇

被解釋變量：環(huán)境全要素生產率 （ETFP）。合理測度環(huán)境全要素生產率是本文的關鍵環(huán)節(jié)。以往生產率測度框架用好產出的增長率剔除各種投入的貢獻，而壞產出并未予以考慮，導致測算結果高估實際的經濟增長績效，甚至誤導政策的制定。鑒于節(jié)能減碳已成為各界關注的焦點，本文把CO2排放作為壞產出納入生產率分析框架，并借鑒Chung等提出的方向性距離函數［10］，以此為基礎構造M-L生產率指數 （MLPI）測度環(huán)境全要素生產率，計算公式詳見Chung的研究。根據MLPI方法測算ETFP時，將資本、勞動力和能源消費視為投入，GDP視為好產出，CO2排放量視為壞產出。其中，實際GDP通過GDP平減指數來折算。對于資本存量，采用張軍等［11］提供的方法進行估算。勞動力以全社會年底從業(yè)人員數計算。因各省CO2排放數據無法從統(tǒng)計資料中獲取，因此參照杜立民［12］的研究，通過煤炭、石油和天然氣3種關鍵的能源數據、水泥生產量與相應碳排放系數的乘積之和來估算，能源碳排放系數、水泥生產量碳排放系數源于政府間氣候變化專門委員會 （IPCC）。

核心解釋變量：出口貿易總額 （EXP）。采用當年人民幣兌美元匯率中間價，按經營單位所在地分出口總額折算成人民幣。進口貿易總額 （IMP）。采用當年人民幣兌美元匯率中間價，按經營單位所在地分進口總額折算成人民幣。

門檻變量與控制變量：門檻變量包括：人均GDP（PGDP），其常被作為衡量經濟發(fā)展水平的指標，本文使用GDP平減指數將名義值調整為實際值；人力資本 （HC），以各省份每萬人中普通高校在校人數來反映人力資本水平。借鑒已有文獻，控制變量包括：產業(yè)結構 （STR），以服務業(yè)人口占總勞動人口比例反映；自主創(chuàng)新 （INNO），以國內發(fā)明專利授權量衡量；政府干預 （GOV），以財政支出占GDP比例反映；所有制結構 （OWN），以國有單位職工人數占總從業(yè)人員比例衡量。

3.2 數據說明

本文基于1995～2018年28個省區(qū)的面板數據①進行實證分析。對于個別缺失數據，根據其變化趨勢予以平滑處理。由于本文研究期跨度較長，為剔除價格因素的影響，將名義變量統(tǒng)一調整為以2000年為基期的實際值。為保持樣本數據的一致性，基礎數據來源于 《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、 《中國能源統(tǒng)計年鑒》和 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

4 計量檢驗與結果分析

4.1 平穩(wěn)性檢驗

門檻回歸模型要求模型中相關變量特別是門檻變量是平穩(wěn)變量。為避免由變量非平穩(wěn)性引起的偽回歸，在估計參數之前，需對各變量進行面板單位根檢驗。本文采用LLC、IPS、ADF-Fisher 3種檢驗方法進行平穩(wěn)性檢驗。結果表明②，所有變量至少在10%的顯著水平下是平穩(wěn)的，因此可以進行回歸分析。

4.2 門檻效應的顯著性與門檻值估計

（1）為設定正確的模型，需要進行門檻效應檢驗。由檢驗結果可見③，無論是以人均GDP，還是以人力資本為門檻變量，單門檻效應在5%顯著性水平下均是顯著的，雙重門檻效應至少在10%顯著水平下顯著，而三重門檻效應則均不顯著，故基于雙門檻模型展開分析。

（2）需對門檻模型的門檻值進行估計與檢驗。以出口影響環(huán)境全要素生產率模型為例，結果顯示，若以人均GDP為門檻變量，第1個門檻和第2個門檻的估計值分別為9.205、9.908，似然比值LR接近于0，同時，兩個門檻估計值分別在［9.135，9.244］、 ［9.856，9.984］內時， 似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，在原假設接受域內，即門檻值均和實際門檻值相同；若以人力資本為門檻變量，兩個門檻估計值分別為4.256、5.872，似然比值接近于0，同時，兩個門檻估計值分別在［4.165，4.475］、 ［3.320，6.430］內時，似然比值低于5%顯著性水平下的臨界值，表明兩個門檻值均和實際門檻值相等。

4.3 模型估計結果與分析

4.3.1 傳統(tǒng)線性關系檢驗

表1給出了模型的回歸結果，為與非線性面板模型進行對比，并鑒于全要素生產率高的省區(qū)更有能力通過加大基礎設施、開拓國外銷售渠道等方式擴大貿易，從而導致反向因果關系，為降低貿易變量內生性所導致的估計偏誤，本文以出口、進口的滯后一期作為核心解釋變量的工具變量，采用工具變量法對式 （4）進行估計。模型1與模型4分別報告了出口與進口滯后一階影響環(huán)境全要素生產率的IV-FE估計結果，由估計結果可知，出口貿易對環(huán)境全要素生產率有顯著的積極作用，而進口對環(huán)境全要素生產率的影響盡管為正向，但沒有通過顯著性檢驗，這一結果與錢學鋒等［13］的結論相似，而與趙文軍和于津平［14］的結論具有較大差異，這可能意味著線性模型檢驗結果存在誤差，需要引入新的分析方法。

4.3.2 基于面板門檻模型的檢驗

進一步地，采用非線性面板門檻模型，考察出口、進口對ETFP的門檻效應。本文研究出口貿易對ETFP的影響，表1中的模型2是以人均GDP作為門檻變量的估計結果，由結果可知，出口對ETFP的影響具有基于人均GDP的雙門檻特征，當省區(qū)人均GDP低于第1個門檻值0.995萬元時，出口對ETFP的影響系數為-0.011，但并不顯著，僅有3個省區(qū) （云南、甘肅、貴州）的實際人均GDP低于這一門檻值。當省區(qū)人均GDP處于第2個區(qū)間，即0.995和2.009萬元時，出口對ETFP的正向影響提升到0.043，且在1%水平上顯著，共有15個省區(qū)的實際人均GDP介于這兩個門檻值之間，且均位于中西部地區(qū)。當省區(qū)人均GDP越過第2個門檻值時，出口對ETFP的影響系數躍升至0.054，處于這一區(qū)域的省市共有10個，除內蒙古之外均位于東部沿海地區(qū)。因此，出口對環(huán)境全要素生產率的作用在不同經濟發(fā)展階段的省區(qū)顯著不同，隨著省區(qū)人均GDP水平的提高，出口對ETFP的促進作用增強。究其原因：（1）要素稟賦與比較優(yōu)勢。經濟落后地區(qū)的出口主要得益于在要素成本低廉方面的比較優(yōu)勢，這些勞動密集型產品的出口不僅沒有促進當地產業(yè)升級，反而固化了這種比較優(yōu)勢，使其陷于低生產率水平的傳統(tǒng)部門或全球價值鏈中一些低端的加工組裝業(yè)務；（2）環(huán)境規(guī)制因素。各地政府存在著強烈的GDP沖動，呈現出 “為出口而競爭”的格局，地方政府具有競相放松環(huán)境監(jiān)管的動機，導致發(fā)達地區(qū)將污染產業(yè)向其轉移；（3）集聚與規(guī)模經濟效應。經濟發(fā)展水平較發(fā)達的地區(qū)憑借其較雄厚的產業(yè)與人力資源基礎，能夠通過開拓國外市場實現產業(yè)集聚和規(guī)模經濟效應。模型3是以人力資本為門檻變量的估計結果，由結果可知，出口對ETFP的影響也存在基于人力資本的雙門檻特征，當省區(qū)人力資本低于第1個門檻值，即每萬人在校大學生人數不足71人時，出口對ETFP不存在顯著的溢出效應，當人力資本分別越過第1個和第2個門限值時，出口對ETFP的影響系數分別達到0.121、0.143，且均通過1%顯著水平檢驗。因而出口技術外溢存在基于人力資本的門檻效應，地區(qū)人力資本水平越高，越能有效發(fā)揮出口對生產率的溢出效應。原因在于，地區(qū)人力資本水平較高表明內資企業(yè)吸收能力較強，不僅有利于模仿國外技術，還會進一步改進與創(chuàng)新技術，從而促進當地從低技術、高污染產品為主的出口結構向高技術、高附加值、低污染的方向改善；另外，在貿易投資一體化背景下，掌握先進技術與管理經驗的跨國公司更青睞人力資本水平高的地區(qū)，并通過轉移技術含量高的加工制造環(huán)節(jié)、技術擴散效應、產業(yè)關聯效應等渠道促進生產率提升。

表1 國際貿易對環(huán)境全要素生產率溢出模型的回歸結果

接著，本文研究進口貿易對ETFP的影響，表1中的模型5是以人均GDP作為門檻變量的估計結果，結果顯示，進口對環(huán)境TFP的影響系數均在1%水平上顯著為正，且呈現出基于人均GDP的雙重門檻特征。隨著人均GDP的增加，進口對ETFP的影響系數從最大值0.082降低為0.065，然后回升至0.150，呈先下降后上升的U型走勢，將各省區(qū)樣本期的人均GDP數據與門檻值進行比較發(fā)現，盡管在早期，進口對貴州、甘肅這些經濟欠發(fā)達省區(qū)ETFP的促進作用明顯超過了其他省區(qū)，但總體而言，中西部大多數省區(qū)的進口對ETFP的溢出效應弱于東部地區(qū)，原因在于：（1）伴隨地區(qū)人均GDP的提高，勞動者學習技能、企業(yè)自主研發(fā)能力及技術吸收能力不斷增強，進口擴張對生產率的外溢效果將凸顯；（2）發(fā)達地區(qū)通過進口不僅能夠購買高質量的中間品與最終產品，且與國外市場更密切的交流還可以使這些省份的企業(yè)學習到經驗、技能、訣竅等緘默知識，從而有助于分享貿易伙伴與節(jié)能減排相關的研發(fā)成果。模型6是以人力資本為門檻變量的估計結果可知，進口對ETFP的影響存在基于人力資本的雙門檻效應，當省區(qū)人力資本低于第1個門檻值時，進口對ETFP的影響系數并不顯著，當省區(qū)人力資本分別跨過第1個和第2個門檻值時，進口的彈性系數分別為0.094和0.110，因此省區(qū)人均資本水平越高，進口對ETFP的促進作用越強。究其原因，地區(qū)人力資本水平越高，內資企業(yè)對內含在進口品中的國際R＆D技術的吸收能力越強，更有能力對進口高技術含量的產品實行逆向工程，以降低對高新技術產品的進口依賴度，并促進國外先進知識、技術和經驗的擴散，從而有利于發(fā)揮進口對生產率的溢出效應。

5 政策建議

本文結論對環(huán)境約束下促進貿易轉型，實現開放發(fā)展與綠色發(fā)展的雙贏具有一定參考價值：（1）鑒于出口對ETFP存在基于人均GDP的門檻效應，且當前中國多數省區(qū)的經濟發(fā)展水平尚處于中低收入階段，需推行差異化區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，健全與貿易有關的環(huán)境規(guī)制體系以解決傳統(tǒng)出口貿易模式的弊端。其中，東部地區(qū)應通過提高外資利用水平，促進加工貿易由單純加工向高附加值升級，發(fā)展與貿易有關的環(huán)境產業(yè)等方式，拓展新的貿易領域與空間以增強出口競爭力。中西部地區(qū)應加大對外開放力度，積極承接發(fā)達地區(qū)環(huán)境友好型產業(yè)的梯度轉移，通過出口貿易環(huán)境成本內部化、發(fā)展低碳出口產業(yè)等措施，提升出口對ETFP的溢出效應； （2）鑒于進口對ETFP具有基于人均GDP的門檻效應，且出口對中西部地區(qū)生產率的效應要弱于東部，①貿易政策應由出口導向型戰(zhàn)略轉向為進口與出口并重，通過推行進口貿易戰(zhàn)略來創(chuàng)造區(qū)域新優(yōu)勢；②引導各地區(qū)優(yōu)化進口結構，部分省份應從進口原材料的粗放型貿易結構向進口節(jié)能環(huán)保產品、環(huán)境服務為主的貿易結構優(yōu)化；③繼續(xù)完善進口政策，由東部向中西部輻射，搭建多元化進口促進平臺，促進東部地區(qū)外貿平衡發(fā)展。中西部地區(qū)應利用進口貿易引進關鍵設備與清潔技術，并完善配套措施與制度環(huán)境，增強對進口技術溢出的吸收能力；（3）針對進出口對ETFP具有基于人力資本的門檻效應，加強人力資本投資，不僅有利于避免國內企業(yè)被 “鎖定”在低端行業(yè)的加工貿易環(huán)節(jié)，也有利于貿易對經濟效率的促進效應。東部地區(qū)應進一步加大對高等教育的投入力度，增加高質量人力資本存量，優(yōu)化技術創(chuàng)新環(huán)境，鼓勵先進技術自主研發(fā)。中西部地區(qū)要實施比東部更優(yōu)惠的人才政策，增強當地企業(yè)對國際技術的吸收能力。

注釋：

①考慮到數據的完整性，不包括西藏、海南及港、澳、臺地區(qū)，并將1997年后重慶市的數據并入四川省。

②限于篇幅，平穩(wěn)性效應檢驗不在文中報告，若有需要，可向作者索取。

③限于篇幅，門檻效應檢驗不在文中報告，若有需要，可向作者索取。