自主研发、技术引进与生产率——基于中国地区工业的实证研究，本文主要内容关键词为：技术引进论文,生产率论文,中国论文,自主论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL Classification:D21,L60,O31
一、引言
新经济增长理论认为，经济增长最持久的源泉在于知识生产和人力资本积累，技术进步和创新是一个国家经济发展的推动力。而一些国家之所以长期处在低水平的增长路径上，就是由于对知识生产部门的投资不够、技术进步率太低的缘故。技术进步的一个重要途径是自主研究与开发(R&D)。研发活动创造和积累知识，促进产品创新和工艺创新，从而为经济可持续增长提供源源不断的动力和支持。发达国家和新兴工业化国家（地区）的经济发展经验也表明，加大研发投入力度，促进技术进步，是经济可持续增长的重要保证。
在经济全球化的背景下，一国除了依靠本土的研究与开发实现技术进步外，另一个重要途径就是充分吸收和利用世界各国的先进技术和经验。一国融入世界经济后，它能够接触到世界研究领域积累起来的巨大知识库，也能够更快地接触到国际上的新发明和新创造。发达国家拥有先进技术，这为发展中国家实施技术赶超和经济赶超提供了重要契机。通过模仿、吸收和消化发达国家先进技术，落后国家能够得到经济加速增长的效果，而且可以使得落后经济最终收敛到发达经济（林毅夫和张鹏飞，2005）。一般来说，引进国外技术主要有两种方式，一种方式是直接引进国外先进技术，另一种方式是通过外商直接投资和国际贸易等渠道间接引进先进技术。通常认为，外商直接投资于东道国时必然带来更有效的技术，并通过示范效应、竞争效应以及跨国公司人员培训和流动等渠道将先进技术溢出到东道国企业。直接引进国外技术时，发达国家出于技术保密的需要不可能把先进核心技术输出到发展中国家，因而直接引进技术方式对经济增长的贡献可能十分有限。但是，从另一个角度来看，发展中国家最适宜的技术一定不是发达国家最先进的技术。只要是对发展中国家属于先进的适宜的技术，这种技术引进将有利于后发国家的技术提升和经济赶超。
理论上所论证的自主研发、技术引进与经济增长的关系，需要从实证的角度进一步确证。实际上，早在20世纪60年代，就已有研究表明R&D是促进生产率增长的重要因素(Griliches，1964；Mansfield，1965)。半个世纪以来，实证检验R&D在经济增长中的作用也一直是经济学家们感兴趣的重要课题。大量实证研究虽然数据来源、样本选择和研究方法不尽相同，但几乎所有的研究均证实了R&D对生产率的积极贡献。经验研究表明，在企业层面上，R&D产出弹性约为0.05-0.60；在产业层面上，R&D产出弹性约为0-0.50；主要分布在0.10-0.20之间(Congress of the United States,2005)。在技术引进与经济增长关系方面，绝大多数文献集中在FDI技术溢出效应对经济增长的影响上①，很少有研究涉及到直接技术引进与生产率或经济增长之间的关系。
最近的一些文献关注了中国的自主研发、技术引进对生产率的影响。②Hu(2001)运用北京市海淀区1995年813个高科技企业样本、Jefferson等(2004)运用中国1997-1999年5451个大中型制造企业样本，均发现自主研发对生产率有显著正影响。吴延兵(2006a，2008)运用中国2002年四位数制造产业数据及1993-2002年大中型工业企业行业面板数据，同样发现自主研发与生产率之间存在着显著正相关关系。Hu等(2005)运用中国1995-1999年每年约10000个大中型制造企业样本，研究了自主研发、国外技术引进和国内技术引进对生产率的影响。运用全部样本时的研究结果表明，自主研发和国外技术引进有利于生产率提高；而且自主研发与国内外技术引进相互补充共同促进了生产率提高。朱平芳和李磊(2006)运用1998-2003年上海市189家大中型工业企业样本研究了直接技术引进（技术贸易）和FDI两种技术引进方式对生产率的影响。研究发现，直接技术引进对国有企业的生产率有显著正影响，但对其他内资企业的生产率并没有显著影响。也有一些研究发现了不同的结论。张海洋(2005)运用中国1999-2002年34个工业行业面板数据的研究表明，自主研发对生产率和技术效率有不显著作用或副作用，只对技术进步有促进作用。李小平和朱钟棣(2006)运用中国1998-2003年32个工业行业面板数据研究发现，国内本行业R&D对工业行业的技术效率及全要素生产率起阻碍作用，而通过国际贸易渠道的R&D溢出促进了工业行业的技术进步、技术效率和生产率增长。
在上述文献基础上，本文运用中国1996-2003年29个省市区的大中型工业企业行业面板数据，对自主研发、国内外技术引进与生产率的关系进行了实证研究。目前关于中国的自主研发与生产率关系的研究文献较少，更鲜有文献对直接技术引进与生产率之间的关系进行实证研究。因而，本文对自主研发、直接技术引进与生产率关系的检验有助于为理论研究提供实证依据。在中国目前强调自主创新的背景下，这项研究对于认识我国经济增长的动力以及如何正确处理自主研发与技术引进的关系也具有很强的现实意义。当然，与本文最为接近的研究成果为Hu等(2005)所进行的研究。除了数据来源和数据层面上的不同外，本项研究与他们研究的差别是，我们注意到了R&D与生产率关系估计中R&D的重复计算问题；注意到了自主研发存量和技术引进存量的不同折旧率对估计结果的影响；在估计方法上对地区面板数据分别使用了固定效应法和一阶差分法。本文对R&D重复计算问题的校正、不同折旧率的设定以及多种估计方法的运用，是已有研究中国R&D、技术引进与生产率关系的文献中所忽略的方面。对这些问题的考虑便于多角度验证估计结果的稳定性和可靠性，因而本文对已有相关文献进行了一定拓展。另外，由于中国各地区资源禀赋和经济条件有很大差异，我们还特别考虑了自主研发、直接技术引进与生产率关系的地区效应，这为因地制宜的技术创新政策的制定提供了实证参考。
本文研究结果表明，自主研发和国外技术引进对生产率有显著促进作用，但是国内技术引进对生产率并没有显著影响。自主研发和技术引进对生产率的影响也存在着显著的地区效应：自主研发只对中东部地区的生产率有显著正效应，国外技术引进只对西部地区的生产率有显著正效应。本文以下部分的结构安排为：第二部分在生产函数理论基础上，对本文采用的估计模型及估计方法进行了说明。第三部分是对数据与变量的说明。第四部分为估计结果与相应的分析讨论。第五部分为结论。
二、模型
在关于生产率的实证文献中，柯布—道格拉斯函数是最普遍使用的生产函数形式。一个地区的柯布—道格拉斯生产函数可表示如下：
在(3)式中，
分别表示自主研发、国外技术引进和国内技术引进的产出弹性。它们是本文关注的重点。但是，在估计这些产出弹性时，会面临着一些计量方面的问题。只有选用合适的估计方法，对产出弹性的估计才可能较为可靠和稳定。
解释变量与未观测效应(
)之间可能存在着相关性。例如，一个地区的文化传统、资源禀赋等未观测效应与该地区的R&D投入和技术引进可能存在很大的相关性。如果在模型中不考虑未观测效应的影响，这些未观测效应将进入到随机误差项（
)中，造成随机误差项与解释变量之间的相关性。这时如果用普通最小二乘法(OLS)来对模型进行估计，估计结果就是有偏且不一致的。所以，当在模型中包括进未观测效应后，就要设法消除未观测效应对估计结果的影响，可以用组内估计法(within estimate)和一阶差分法(first difference)解决未观测效应与解释变量之间的相关性问题。组内估计法又称为固定效应法(fixed effects)，它用各变量减去其时间均值后形成的新变量进行回归分析，这种方法也等同于考虑每个横截面i有一个不同的截距，在这里表示每个地区所特有的影响生产率的因素。模型(3)是固定效应模型的表达形式。一阶差分法用每个变量取时间上的差分后形成的新变量进行回归分析，通过差分形式也将消除那些不随时间而变化的未观测效应。对(3)式两边取一阶差分后形成的差分模型为：
解释变量的内生性和共线性问题也是需要注意的计量问题。自主研发和技术引进可能并不是严格外生的变量，即两者与生产率可能是相互决定的：自主研发和技术引进有利于生产率增长；反过来，自主研发和技术引进也可能取决于过去的生产率水平。如果自主研发和技术引进为内生变量，那么这两个变量将与随机误差项相关，用OLS法估计时将造成估计结果是有偏的。另外，投入要素之间也可能存在着共线性，物质资本、劳动投入、自主研发和技术引进相互之间关系密切，而且在时间上可能有共同的变化趋势。共线性使得参数估计值不精确也不稳定，也使得参数估计值的标准差较大，使参数的显著性检验增加了接受零假设的可能性，从而无法有效地识别每一种投入对产出的真实贡献。对于变量内生性，理论上可以通过二阶段最小二乘法(2SIS)、工具变量法(IV)来解决。然而，对于工具变量的选取又是一个问题。在关于R&D与生产率关系的研究中，往往由于数据的限制，很难找到严格外生的工具变量(Griliches，1986)。在这种条件下，由于一阶差分法相当于以变量的增长率（△lnX≈△X/X）而不是以变量的绝对值作回归分析，从而可以减少变量的内生性(Griliches，1986)。而且，当自变量绝对值之间存在较大相关性时，自变量增长率之间却可能并不存在较大相关性，所以一阶差分法也有助于减少变量之间的共线性问题。由于差分法比固定效应法能更有效地解决这些计量问题，在以下估计中我们将趋向于使用一阶差分法。
模型(3)和(4)单独考察了自主研发、国外技术引进和国内技术引进对生产率的影响。实际上，R&D不仅可以产生新的知识和信息，从而对生产率提高有促进作用；而且可以增强企业吸收现有知识和信息的能力，促进知识和技术的外溢，从而间接影响生产率。也就是说，R&D具有创新能力和吸收能力两面性(Cohen and Levinthal，1989)。从另一个角度看，技术的成功扩散也是有一定条件的，本地企业必须具备一定的自主创新能力，才能成功地模仿、吸收和消化国内外先进技术。我们通过R&D与国外技术引进、R&D与国内技术引进的交互作用来考察R&D的吸收能力（Hu等，2005）。在具体估计时，如果在模型(3)中包括进R&D与技术引进的交互项，更容易出现变量的共线性问题。鉴于一阶差分法能较有效消除变量内生性和共线性问题，将用一阶差分模型来估计R&D吸收能力对生产率的影响。模型形式如下，
(5)式中，
分别表示R&D对国外技术引进和国内技术引进的吸收能力。如果在统计上不显著，表明企业没能通过R&D途径有效地吸收国内外先进技术，从而对生产率增长没有促进作用。如果显著为正，则表明R&D与国内外技术引进存在着互补效应，R&D成功地吸收了国内外先进技术，从而有利于生产率增长。如果显著为负，则表明R&D与国内外技术引进存在着替代效应，对生产率增长有损害作用。
三、数据与变量
（一）数据来源
本文实证模型采用的数据来源于《中国科技统计年鉴》和《中国统计年鉴》。产出、物质资本投入、劳动投入、R&D与国内外技术引进数据均来源于《中国科技统计年鉴》。对于受价格波动影响的变量，为了将名义值折算成实际值，使用了各省市区相应年份的价格指数数据，这些数据均来源于《中国统计年鉴》。《中国科技统计年鉴》自1996年起开始对中国各省市区大中型工业企业的国外技术引进经费和购买国内技术经费进行统计。为保证数据统计口径的一致性，我们只选取1996-2003年共8年的省级水平面板数据。在中国31个省市区中，因西藏自治区的数据缺失值太多，从样本中剔除。重庆市于1997年从四川省中分离，成为中央直辖市。为保持统计数据口径的一致性，我们将重庆市数据合并到四川省中。这样，每年共有29个省市自治区进入样本，8年共计232个观测值。下面对本文实证模型所采用的各个变量的构建进行说明，并对核心变量进行简单的描述性分析。
（二）变量构建
1.R&D存量、国外技术引进存量和国内技术引进存量
由于R&D、国外技术引进和国内技术引进对生产率的影响不仅表现在当期，对以后若干时期的生产率也有重要影响，所以需要在核算R&D存量和技术引进存量的基础上再测算它们对生产率的贡献。
R&D存量一般用永续盘存法(Perpetusl Inventory Method，PIM)来测算。测算公式为：
首先要将R&D支出平减成实际值。关键是要设定R&D支出价格指数。R&D价格指数的构造一直是创新经济学领域中一个棘手的问题。文献中通常以消费物价指数和固定资产投资价格指数的加权平均值来表示R&D价格指数（吴延兵，2006b）。有幸的是，《中国科技统计年鉴》提供了R&D支出细目，即R&D支出由技术开发人员劳务费、固定资产购建费、原材料费和其他费用四部分构成。根据这些数据，我们构造R&D价格指数如下：R&D价格指数＝（技术开发人员劳务费／R&D支出）×消费物价指数+（固定资产购建费／R&D支出）×固定资产投资价格指数+（原材料费／R&D支出）×原材料购进价格指数十（其他费用／R&D支出）×其他费用价格指数。《中国统计年鉴》提供了29个省市区1996-2003年每年的消费物价指数和固定资产投资价格指数④，但原材料购进价格指数只有年度数据而没有分省数据。我们把上述三类指数折算成以1996年价格指数表示的不变价。由于其他费用的含义并不明确，我们用各省市区的消费物价指数、固定资产投资价格指数和原材料购进价格指数三者的平均值来表示其他费用价格指数。最后，用计算出的R&D价格指数对R&D支出数据缩减，从而得到各省市区1996-2003年各年的R&D支出实际值。
对于R&D存量的折旧率，已有文献通常将之设定为15%，而Pakes和Schankerman(1984)运用专利数据发现折旧率约为25%。为了验证和比较不同折旧率对R&D存量和R&D产出弹性的影响，除了设定15%折旧率外，根据Pakes和Schankerman(1984)、Hall和Mairesse(1995)，我们还设定了25%的折旧率。
对于基期R&D存量，设样本前（1996年之前）所有时期的R&D支出的平均增长率为g，则基期R&D存量可以表示为：K
=E(1+g)/(g+δ）。假定过去所有时期中R&D支出的平均增长率为5%（Hall和Mairesse，1995），则当折旧率δ=15%时，
，即基期R&D存量是基期R&D支出的5.25倍；当折旧率δ=25%时，
，即基期R&D存量是基期R&D支出的3.5倍。在不同的折旧率条件下，核算出基期R&D存量后，就可以利用永续盘存法(6)式计算出各省市区1997-2003年历年的R&D存量。
对于国外技术引进存量(K[F])和国内技术引进存量(K[D])，也同样可以使用测算R&D存量的方法得到。国外技术引进经费和国内技术引进经费均以1996年为不变价用各省市区相应年份的固定资产投资价格指数平减。国外技术引进存量和国内技术引进存量的折旧率分别取15%和25%，并设样本前国外技术引进经费和国内技术引进经费的平均增长率均为5%，则基期技术引进存量同样可以运用计算基期R&D存量的方法得到。在此基础上，各省市区的国外技术引进存量和国内技术引进存量同样根据(6)式永续盘存法计算得到。
2.产出、物质资本和劳动投入
根据数据的可得性，产出以产品销售收入表示。考虑到价格波动的影响，以1996年为不变价，用各省市区相应年份的工业品出厂价格指数对产品销售收入进行了缩减。劳动投入以年末从业人员数量来衡量。
文献中物质资本投入通常以固定资产来衡量。但《中国科技统计年鉴》中没有相应的数据，只给出了生产经营用设备原价这一物质投入要素。因此这里以生产经营用设备原价来近似代表物质资本投入。对生产设备存量C的测算利用了永续盘存法：
。C表示生产设备存量，I表示生产设备原价，σ表示折旧率。首先，考虑到价格波动的影响，以1996年为不变价，用各省市区相应年份的“设备、工、器具价格指数”将生产设备原价缩减成实际值。⑤测算生产设备存量的关键是确定折旧率和基期存量。对于折旧率σ，张军等(2004)假定设备的寿命期为20年进而计算的折旧率约为15%，本文也采用了这一折旧率。对于基期存量，假定基期生产设备存量是基期生产设备原价的5倍。⑥在确定了基期存量后，就可以运用永续盘存法测算出各省市区1997-2003年各年的生产设备存量。
3.R&D双重计算问题的校正
需要注意的是，运用实证模型估计R&D与生产率的关系时通常存在着R&D的双重计算(double counting)问题。R&D投入由R&D资本投入和R&D人员投入构成。同时，物质资本投入和劳动投入中分别包括了R&D投入部分中的资本投入和R&D人员投入。因此，如果将R&D作为一个独立的生产要素和物质资本投入、劳动投入同时进入生产函数时，R&D投入的两个组成部分就会分别被重复计算(Schankerman，1981)。在本文样本数据中，生产设备投入(C)中包含了R&D投入部分中的设备购置费，劳动投入(L)中包含了R&D投入部分中的技术人员数量，因而R&D投入部分将在生产函数中被重复计算。为了比较双重计算问题校正前后的R&D对生产率的影响，我们对生产设备存量C和劳动投入L的测算分为校正前和校正后两种情况。从生产设备投入中扣除R&D投入部分中的设备购置费，再利用永续盘存法计算得到R&D重复计算问题校正后的生产设备存量。从总劳动人数中扣除R&D投入部分中的技术人员数量可以得到R&D重复计算问题校正后的劳动人数。做了这些处理后，在生产函数实证模型(3)、(4)和(5)中，R&D投入就只被计算一次，从而避免了R&D双重计算问题对估计结果的影响。
（三）统计描述
下面对本文所使用的变量进行简要的统计描述。表1给出了各变量的描述性统计。表2描述了自主研发和技术引进的时间变化模式。
由表1可见，中国29个省市区大中型工业企业在1996-2003年期间R&D平均支出约27亿元。按15%折旧率计算的R&D存量的均值约为106亿元，大约是R&D支出的4倍。国外技术引进经费和国内技术引进经费的均值分别约为10亿元和1亿元，两者之和相当于R&D支出的40%。按15%折旧率计算的国外技术引进存量和国内技术引进存量的均值分别为58亿元和5亿元，两者之和相当于R&D存量的60%。由此可见，自主研发是我国创新能力的主要物质基础，国外技术引进对我国创新能力形成也具有重要意义。从表1的标准差及最大值和最小值可知，不同省份之间R&D支出和技术引进经费的差异很大，这反映了各地区创新能力基础有很大差别。表1还显示，折旧率对R&D存量和国内外技术引进存量的核算有重要影响，生产设备存量和劳动人数在R&D重复计算问题校正前和校正后也表现出一定程度的差异。
由表2可见，R&D支出和R&D存量在1996-1999年期间处于上升趋势，但增长幅度较小；1999年之后才有较大幅度增长。国内外技术引进经费及其存量在1996-1999年期间则趋于下降；1999年之后才有较大幅度增长。上述变化模式反映了近年来我国企业的创新能力逐步得到加强。市场竞争加剧和产权改革可能是促使企业加大研发投入和技术引进力度的主要原因。
四、估计结果与讨论
本节分三部分进行讨论。首先从总体上探讨自主研发、国内外技术引进对生产率的影响。其次探讨自主研发的吸收能力对生产率的影响。最后分析自主研发、国内外技术引进与生产率之间关系的地区差异。
（一）基本估计结果
运用固定效应模型(3)得到的估计结果如表3所示。运用一阶差分模型(4)得到的估计结果如表4所示。为了比较三个技术变量的流量和存量、不同折旧率，以及R&D双重计算问题对估计结果的影响，表3和表4汇报了这些不同条件下的估计结果。下面依次讨论自主研发、国外技术引进和国内技术引进对生产率的影响。
自主研发对生产率有显著正影响。由表3和表4可见，不管是固定效应法还是一阶差分法，不管是用R&D流量还是用R&D存量作为解释变量，不管折旧率如何以及R&D双重计算问题是否校正，均能发现R&D的系数估计值为正，且大多数情况下在统计上显著。不同估计方法和不同约束条件对估计结果也有重要影响，总体而言有这样几个特点：第一，R&D存量比R&D流量对生产率的正向影响作用更大。固定效应法和一阶差分法的估计结果均表明，用R&D流量作为变量时的估计结果显著小于用R&D存量作为变量时的估计结果。显然，由于R&D投入对现期和未来时期的产出都会有重要影响，用R&D存量能更准确地反映R&D与生产率之间的关系。因此，在下面的分析中主要基于R&D存量的估计结果。第二，固定效应法和一阶差分法得到的估计结果并没有较大差别。在R&D双重计算问题校正后，当分别使用15%折旧率和25%折旧率计算的R&D存量时，固定效应法得到的R&D产出弹性分别约为0.21、0.19，一阶差分法得到的R&D产出弹性分别约为0.22、0.16。由此可见，两种方法得到的估计结果并没有太大差别。但如前所述，由于一阶差分法考虑了变量的共线性⑦和内生性问题，我们更趋向于一阶差分法的估计结果。第三，R&D双重计算问题校正后估计的R&D产出弹性略大于R&D双重计算问题校正前估计的R&D产出弹性。固定效应法和一阶差分法的估计结果都是如此。可见，对R&D重复计算问题校正后提高了R&D产出弹性，这与Schankerman(1981)、Hall和Mairesse(1995)的实证结果具有相似性。同时，由于R&D投入中的设备购置费占生产设备投入的比重较小、技术开发人员数占总就业人数的比重较小，使得生产设备存量和劳动人数在R&D重复计算问题校正前后仅有较小变化（如表1和表2所示），从而导致R&D产出弹性估计值在R&D重复计算问题校正前后也仅有较小差别。第四，较低的折旧率得到的R&D产出弹性较高。固定效应法和一阶差分法的估计结果均表明，用15%的折旧率估计的R&D产出弹性大于用25%的折旧率估计的R&D产出弹性。折旧率较小，意味着知识积累越多，已有知识投入在产出中越能发挥持久影响，从而对生产率的贡献更大。总之，本文的估计结果与已有国内外大量文献的研究结论具有一致性。国外文献研究表明，R&D产出弹性主要分布于0.1-0.2。Hu(2001)、Jefferson等(2004)、Hu等(2005)运用中国企业数据发现R&D对生产率有显著正作用。吴延兵(2006a，2008)运用中国产业数据则发现R&D产出弹性约为0.1-0.3。本文运用中国地区工业数据同样发现R&D对生产率具有积极影响，这表明自主研发是促进中国工业生产率提高的重要因素。
国外技术引进对生产率有显著正影响。固定效应法和一阶差分法的估计结果均表明，国外技术引进(K[F])的系数估计值是正的，且在统计上高度显著。采用国外技术引进流量作为自变量时，系数估计值较小。因存量形式反映了技术引进的滞后效应，我们只讨论采用存量作为自变量时的估计结果。无论是固定效应法还是一阶差分法，R&D双重计算问题对国外技术引进的估计值有较小影响，但折旧率对估计值的影响较大。例如，在R&D双重计算问题校正后，分别采用15%和25%折旧率时，固定效应法得到的国外技术引进的产出弹性分别为0.25、0.22，一阶差分法得到的国外技术引进的产出弹性分别为0.28、0.22。因此，较低的折旧率可以得到更高的产出弹性。值得注意的是，在同一条件下，国外技术引进的产出弹性估计值均大于相应的R&D产出弹性估计值，这表明国外技术引进比自主研发对生产率的促进作用更大。直接引进国外技术时，虽然发达国家不可能把本国的先进核心技术输出到我国，但只要是对我国而言属于先进的适宜技术，那么这种技术引进就有利于缩小与发达国家的技术差距，有利于我国的经济增长（林毅夫和张鹏飞，2005）。另外，相对于自主研发而言，直接引进国外技术可能更有针对性，减少自主研发中的盲目性和不确定性，从而对生产率有更大的促进作用。Hu等(2005)、朱平芳和李磊(2006)的实证研究也表明直接引进国外技术有利于生产率提高。本文的研究进一步支持了这些结论。
与国外技术引进明显不同的是，国内技术引进对生产率并没有显著影响。固定效应法和一阶差分法的估计结果均表明，国内技术引进(K[D])的系数估计值很小，且统计上不显著。为什么国内技术引进对生产率没有促进作用而国外技术引进却有显著促进作用？国内企业的技术水平与国外技术还有相当大的差距，国外相对落后的技术对国内企业而言却可能属于较先进的技术。国外企业出于自身利益和发展战略的需要也愿意把相对落后的技术转移给发展中国家。因此，在国内外技术差距较大的情况下，国内企业引进国外技术的空间就比较大，引进数量也比较多。而国内技术引进则是另外一种情况。国内技术水平总体上较落后，企业之间技术水平较为接近、技术替代性强、竞争激烈，企业将采取有效措施保护自身技术而不会轻易进行技术转移。因而国内技术引进空间较小，技术交易较少发生。由表1描述性统计也可以直观地看到国内外技术引进情况：1996-2003年期间中国29个省市区大中型工业企业平均国内技术引进经费不足1亿元，平均国外技术引进经费则多达10亿元，国内技术引进经费远远小于国外技术引进经费。国内企业之间较强的技术替代性造成企业所引进的国内技术数量较少，对企业本身的技术提升作用非常有限，对生产率也没有积极影响。
（二）R&D吸收能力与生产率
下面考察自主研发和技术引进的交互作用对生产率的影响。Cohen和Levinthal(1989)指出，R&D具有创新能力和吸收能力的两面性。我们通过R&D与国外技术引进和国内技术引进的交互作用来考察R&D吸收能力对生产率的影响。由于在同一模型中包括K[R]、K[F]、K[D]、K[R]×K[F]、K[R]×K[D]这些自变量时，它们之间将不可避免地出现共线性问题。如前所述，一阶差分模型通过采用变量的增长率形式可以较有效地解决这一问题，因此我们只用差分模型(5)来考察R&D的吸收能力。估计结果见表4的最后两列。⑧可见，R&D与国外技术引进的交互项、R&D与国内技术引进的交互项的系数估计值均不显著。这意味着国内外技术引进并没有通过R&D途径促进生产率的提高；或者说R&D吸收能力较低，并没有与国内外技术引进互为补充共同促进生产率提高。在已有文献中，Griffith、Redding和Van Reenan(2005)运用OECD国家的产业数据发现R&D与技术引进存在着互补关系，Hu等(2005)运用中国企业数据也曾发现R&D与国内外技术引进存在着互补关系。但是，张海洋(2005)运用中国1999-2002年34个工业产业数据所进行的研究表明，由于R&D吸收能力较低，外资不仅没有通过与R&D途径结合促进生产率提高，反而阻碍了生产率增长。本文的估计结果表明，自主研发与国内外技术引进既不存在互补关系也不存在替代关系。我们认为，我国R&D投入较少、自主研发实力有限，这使得创新能力基础薄弱，这对成功地模仿、消化和吸收国内外先进技术构成了一定障碍。而且，我国R&D投入结构也不尽合理，并没有与技术引进充分匹配，从而限制了企业学习和吸收外来知识的能力。这意味着，加大研发投入力度、优化研发投入结构，不仅有助于直接提高生产率，而且有助于增强研发的技术吸收功能从而间接提高生产率。
（三）地区差异
中国幅员辽阔，地区差别很大，特别是东中西部资源禀赋、地理条件和经济基础有很大差异。改革开放以来，东部地区的经济发展水平一直高于中西部地区，三大区域的研发能力和技术引进也表现出了不均衡的特征。因而，自主研发和技术引进对生产率的影响在不同区域也应该表现出不同的特征。为了对这种区域差异进行检验，本文将29个省市区按照东、中、西划分为三个子样本⑨，运用一阶差分法分别对其进行回归分析，估计结果如表5所示。为节省篇幅，表5只给出了以R&D存量和技术引进存量为自变量且R&D双重计算问题校正后的估计结果。
由表5可见，与全部样本估计结果相一致的是，三个区域中国内技术引进对生产率也没有显著影响，这表明国内技术引进与生产率之间的关系并不存在显著的区域差异。由于国内技术引进空间较小、引进数量较少，造成国内技术引进在三大区域中对生产率均没有积极影响。还可以看到，在东部地区和中部地区中，自主研发与国内外技术引进的交互项在统计上也不显著，这表明东部和中部地区中自主研发的吸收能力较低，并没有与技术引进形成互补优势共同促进生产率提高。
自主研发、国外技术引进与生产率的关系表现出了明显的区域差异。由表5可见，自主研发对东部地区和中部地区的生产率有显著正影响，但对西部地区的生产率没有显著影响。国外技术引进对西部地区的生产率有显著正影响，对东部地区和中部地区的生产率虽然有正影响但在统计上并不显著。根据各个地区的技术发展水平和创新能力基础可以对这一结果做出合理的解释。
在东中西三大区域中，东部地区和中部地区经济基础相对雄厚，产业较为密集，外商投资企业较多，竞争更为激烈，这激励企业注重研发投入，不断增强创新能力。产业集聚也为自主研发的溢出效应创造了有利条件。这些因素均促进了东部地区和中部地区的自主研发对生产率的正向作用。同时，东中部地区更为开放，技术进步较快，与国外技术水平差距相对较小，国内外技术替代性较强。国外企业出于竞争和利润的需要不可能把先进核心技术转移到与其相竞争的我国东中部地区，而通常将本国内劳动密集型产业和技术落后产业的技术输出到这些地区，造成这些地区的技术引进对生产率并没有起到显著促进作用。
相对而言，西部地区经济基础较差，各种基础设施还不完善，自主创新能力薄弱，而且国外技术引进对自主研发投入还具有一定程度的替代性，所以较少的研发投入并不能显著促进生产率增长。在自主研发能力薄弱、外商直接投资企业较少因而技术溢出较少的情况下，西部地区与国外技术水平差距较大，国内外技术互补性较强，国外企业与西部地区企业之间主要是一种合作共赢的关系而非激烈的竞争关系。国外企业将互补性技术转移给西部地区的企业，从而有利于填补西部地区的技术空白，对技术提升和生产率提高具有显著促进作用。
五、结论
中国是一个人均资源缺乏的大国，依靠资源推动的粗放式经济增长方式不可能长期维持。提高经济增长质量、转变经济增长方式是中国经济持续健康增长的必然要求。基于这一主题，本文运用1996-2003年中国地区工业面板数据，在柯布—道格拉斯生产函数的基础上，通过选用合适的估计方法，对我国自主研发、国外技术引进和国内技术引进与生产率之间的关系做了实证分析。本文得到如下主要结论。(1)总体而言，自主研发和国外技术引进对生产率有显著促进作用，但国内技术引进对生产率并没有显著影响。不管对自变量采用存量形式还是流量形式、存量的折旧率如何以及R&D双重计算问题是否校正，我们均能发现这一结果。(2)我国自主研发的吸收能力较低，没有与技术引进形成互补优势共同促进生产率提高。这反映了我国创新能力基础薄弱、研发投入结构不合理，进而限制了企业学习和吸收外来知识的能力。(3)自主研发、国外技术引进与生产率之间的关系存在着地区效应。自主研发对东部和中部地区的生产率有显著正影响，但对西部地区的生产率没有显著影响。国外技术引进对西部地区的生产率有显著正影响，但对东部和中部地区的生产率并没有显著影响。各个地区不同的经济基础、技术发展水平和创新能力基础可能是造成该现象的主要原因。
上述研究结论有着重要的政策含义。(1)自主研发对生产率的积极作用意味着，改善目前的科技活动机制，为企业自主创新营造良好的外部环境（如加强知识产权保护、增加科研资助、大力发展风险投资和孵化器等），从而激励企业从事更多的研发活动，对于我国经济可持续增长具有重要意义。毕竟，高新技术和核心技术是引进不来的。已有国际经验也表明，研发和创新的根本推动力来自于民族企业。只有立足于自主创新，只有大力提高原始创新能力、关键技术创新能力和系统集成能力，拥有大批的专有技术和大批的自主知识产权，才能把握经济结构调整与经济增长方式转变的主动权。(2)在激励企业加大研发投入力度的同时，要注重引进国外的先进技术。通过多种渠道积极学习和借鉴国外先进技术，并将之与自主研发能力的培养结合起来，也是实现我国技术提升和促进经济增长方式转变的重要途径。自主研发和技术引进两者不可偏废。只注重自主研发而不注重吸收世界各国的先进技术成果，就有可能造成不必要的资源浪费，落伍于世界科技的发展水平。同时，在引进国外先进技术时，必须注重自主研发能力和消化能力的培养，才能避免出现“引进—模仿—再引进—再模仿”的被动局面，才可能充分利用全球科技资源加快自身发展速度。(3)科技创新政策的制定要考虑各地区的实际技术水平和创新能力基础。东中部地区与国外技术水平的差距相对较小，国内外之间的技术替代性较强，这些地区主要应该靠自主研发在市场竞争中实现技术升级和经济发展。西部地区与国外技术水平差距相对较大，国内外技术互补性较强，这些地区也缺乏自主创新的基础设施和配套环境，因而技术引进有利于西部地区的技术提升。所以，激励东部地区科技创新和西部地区技术引进，因地制宜地采取有针对性的创新激励政策，才能全面提升各地区的创新能力，促进各地区经济实现平衡增长。
注释：
①虽然关于FDI的文献极为丰富，但实证文献对FDI的技术溢出效应并没有给出一个明确的结论（Gorg和Greenaway,2004）。FDI对国内企业生产率有正面影响通常被认为是知识溢出和技术转移的证据，但是FDI对国内企业的竞争效应也有可能抵消正面的技术溢出效应。
②关于中国的FDI技术溢出效应与生产率关系的文献较为丰富。根据本文的研究目的，我们不对这些文献进行述评。
③必须指出的是，本文的R&D支出具体是指技术开发经费内部支出。确切地讲，R&D支出与技术开发经费内部支出的含义并不一致。但是，由于中国对R&D支出的统计时间较晚，为尽可能地扩充样本容量，本文以技术开发经费内部支出表示R&D支出。主要是为行文方便起见，本文将技术开发经费内部支出简称为R&D支出。根据《中国科技统计年鉴》的定义，技术开发经费内部支出是指年度内企业用于科技活动的实际支出，包括劳务费、科研业务费、科研管理费、非基建投资购建的固定资产、科研基建支出以及其他用于科技活动的支出，不包括生产性活动支出、归还贷款支出及转拨外单位支出。
④广东省在1996-2000年期间、海南省在1996-1999年期间缺少“固定资产投资价格指数”，我们用全国的“固定资产投资价格指数”来代替。下面对国外技术引进存量和国内技术引进存量的核算时也会用到各省市的固定资产投资价格指数，我们用同样的方法做了处理。
⑤广东省在1996-2000年期间、海南省在1996-1999年期间缺少“设备、工、器具价格指数”，我们用全国的“设备、工、器具价格指数”来代替。
⑥张军等(204)用基期资本投入除以10%作为基期资本存量。考虑到本文对物质投入采用的是生产设备，根据核算基期R&D存量的方法，本文假定基期生产设备存量是基期生产设备原价的5倍。根据不同折旧率的设定，我们也对基期生产设备存量采用了不同的计算方法，发现估计结果对基期存量设定并不敏感。
⑧我们也对用25%的折旧率计算的存量进行了同样的回归分析，因估计结果与用15%折旧率得到的结果基本相同，因此省略了25%折旧率的估计结果。
⑨东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省。西部地区包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省自治区。