許貴福

(福建船政交通職業(yè)學(xué)院，福建福州350007)

20世紀(jì)90年代以來，海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)各城市GDP快速增長，經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭良好.2011－2014年海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值(即海西經(jīng)濟(jì)區(qū)20 個城市 GDP 總和)分別為25120.84、30318.70、33653.35、37159.35億元.那么海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長源泉是什么?是由要素投入推動，還是資本推動，或者是由全要素生產(chǎn)率的提高實現(xiàn)?本文對海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)1997－2014年TFP進(jìn)行測度并分析其影響因素，進(jìn)而研究海西經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，是屬于資本投入型，還是屬于效率提高型.

1 文獻(xiàn)綜述

我國許多學(xué)者對全要素生產(chǎn)率都有深入研究，并取得了不少成果.魏下海、余玲錚(2011)分別采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)和隨機(jī)前沿分析(SFA)兩種方法對我國29個省份1990－2007年間全要素生產(chǎn)率(TFP)變動進(jìn)行測算［1］，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是我國全要素生產(chǎn)率增長的主要推動力，而技術(shù)效率變動對我國全要素生產(chǎn)率增長起到負(fù)面作用.陳英、李秉祥、謝興龍(2011)利用自回歸滑動平均模型(AR－MA)，研究了國際直接投資(FDI)、全要素生產(chǎn)率(TFP)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系［2］，得出我國的經(jīng)濟(jì)增長是由要素投入、資本投入和全要素生產(chǎn)率共同推動的結(jié)論.徐曉莉、郇志堅(2012)運用“索洛殘差”法計算新疆1978－2009年全要素生產(chǎn)率的變動情況［3］，測算結(jié)果表明新疆經(jīng)濟(jì)增長屬資本推動型.張建波、張麗(2012)基于隨機(jī)前沿分析方法(SFA)對中國外資企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長進(jìn)行了實證分析，研究表明我國外資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增速較快［4］，其中技術(shù)進(jìn)步是TFP增長的最重要因素.黃章樹、蘇小密(2013)運用DEA－Malmquist指數(shù)把福建省三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增長分解為TFP的增長及要素投入的增長效應(yīng)［5］，研究得出TFP每提高1個百分點會導(dǎo)致該地區(qū)產(chǎn)出增長7.48個百分點.因此，為了維持福建省三大產(chǎn)業(yè)的持續(xù)高速發(fā)展，必須進(jìn)一步提高TFP，包括技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的改善.洪興建、羅剛飛(2014)利用要素生產(chǎn)率(Factor Productivity，F(xiàn)P)指數(shù)方法對我國1995－2012年省際TFP進(jìn)行測算與分解［6］，得出2008年之前我國TFP對經(jīng)濟(jì)增長的年均貢獻(xiàn)率為4.03%，2008年之后下降至－32.6%的結(jié)論.許貴福(2014)利用DEA Malmquist指數(shù)分析福建省1996－2013年科技投入對技術(shù)進(jìn)步的作用［7］，認(rèn)為福建省的科技投入能極大地促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，其科技投入每增加1%能推動技術(shù)進(jìn)步提高23%.

2 研究模型與投入產(chǎn)出設(shè)計

2.1研究模型

從t時期到t+1時期，TFP的Malmquist指數(shù)可以表示為

其中，xti=(Kit，Lit)'、yti=(Yit)分別為第i地區(qū)t時期資本(K)和勞動(L)的投入向量、產(chǎn)出向量(Y);Dti(xti，yti)、Dti(xti+1，yti+1)分別表示t和t+1時期的距離函數(shù)［8］.

以t和t+1時期為參照的Malmquist數(shù)量指數(shù)分別定義為

由(2)得到的曼奎斯特全要素生產(chǎn)率指數(shù)可以進(jìn)一步分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(記為TCP)和技術(shù)效率指數(shù)(記為TEC)的乘積，即

其中，TEC又可分解為經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率指數(shù)(記為SEC)和純技術(shù)效率指數(shù)(記為PTEC)的乘積［9］，即

因此，

2.2 投入產(chǎn)出計算方法

以GDP作為產(chǎn)出要素，以勞動力、資本存量作為投入要素。因找不到現(xiàn)有資本存量數(shù)據(jù)，因此，我們應(yīng)用Gold Smith 的研究結(jié)論［10］:

其中，Kit、Iit、Pit分別表示第i個城市第t年的資本存量、固定資產(chǎn)投資額、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δt為t年的資本折舊率，通常假設(shè)δt不變［11］.

2.3 數(shù)據(jù)來源

從海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各地市1997－2014年統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報，可以查到各地市GDP、社會從業(yè)人數(shù)、具有高中(含中職)學(xué)歷就業(yè)人數(shù)、pit指數(shù)等相關(guān)數(shù)據(jù).取δt=9.6%，算出生產(chǎn)投入要素資本存量值Kit［12］;以具有高中(含中職)學(xué)歷人數(shù)占從業(yè)人數(shù)的百分比作為生產(chǎn)投入要素(勞動力)［13］.由(4)、(5)、(6)可算出海西經(jīng)濟(jì)區(qū)1997－2014年的全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、技術(shù)效率指數(shù)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率指數(shù)和純技術(shù)效率指數(shù).

3 實證結(jié)論

1997－2014年海西經(jīng)濟(jì)區(qū)的TFP平均值為1.0468(表1)，年均增長4.68%.技術(shù)進(jìn)步年平均增長率最大，達(dá)到9.21%;技術(shù)效率年平均增長率也達(dá)到2.02%.可見，技術(shù)進(jìn)步對海西經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮特別重要的作用，當(dāng)然技術(shù)效率對海西經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長也取到了一定作用.分解后的經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率和純技術(shù)效率均為負(fù)增長，經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率年均增長 －0.62%，純技術(shù)效率年均增長 －4.14%.1997－2004年海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP年平均增長率為9.46%，全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)高速增長，其中2004年的增幅最大，達(dá)到了11.06%.這一時期TFP快速增長主要是由技術(shù)進(jìn)步所引起的，這期間技術(shù)進(jìn)步平均增長率為13.36%.但2005－2010年海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP年平均增長率為 －4.95%，全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，這期間技術(shù)效率、純技術(shù)效率、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率均出現(xiàn)負(fù)增長.技術(shù)效率、純技術(shù)效率、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率年平均增長率分別為 －1.77%、－1.59%、－3.79%.從2011年開始海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP又恢復(fù)到正增長，2011－2014年海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP年平均增長率為9.56%.這一時期技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率年平均增長率分別達(dá)到9.91%、5.87%、2.91%，但純技術(shù)效率出現(xiàn)負(fù)增長，年均增長率為 －3.49%.

4 全要素生產(chǎn)率的影響因素分析

4.1 影響TFP因素選擇

影響全要素生產(chǎn)率因素很多，本文借鑒陳燕武(2012)、許培源(2011)、張家峰(2009)等學(xué)者的研究［13］，主要選擇三類影響全要素生產(chǎn)率因素:一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素;二是技術(shù)進(jìn)步因素;三是人力資本因素.

4.1.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素指海西經(jīng)濟(jì)區(qū)三種產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別占該地區(qū)國民生產(chǎn)總值(GDP)的比例，由于第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在三大產(chǎn)業(yè)中所占比例越來越小，我們不作考慮.分別用IND2和IND3表示二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的百分比，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠反映該地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)運行狀況，反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)內(nèi)的資源配置是否合理、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是否科學(xué).

4.1.2 人力資本因素

研發(fā)人員、研發(fā)經(jīng)費投入多少將直接影響到該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的大小，有些專家把研發(fā)人員、研發(fā)經(jīng)費投入作為科技創(chuàng)新的間接投入.本文選取二個指標(biāo)來反映人力資本對該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響:一是選取該區(qū)域具有高中(含中職)以上學(xué)歷人數(shù)占所有就業(yè)人數(shù)的比重，記為LAB;二是選取該地區(qū)在科研上的投入經(jīng)費占該區(qū)域財政支出的比重，記為KX.

4.1.3 技術(shù)進(jìn)步因素

區(qū)域技術(shù)進(jìn)步也能促進(jìn)一個地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，因此我們通過選取二個指標(biāo)來反映區(qū)域技術(shù)進(jìn)步因素，一是選取該地區(qū)的進(jìn)出口總額與該地區(qū)GDP的比值，記為IMP;二是選取該區(qū)域?qū)嶋H利用外資額與該區(qū)域GDP的比值，記為FDI.IMP和FDI這兩個指標(biāo)能夠反映出區(qū)域經(jīng)濟(jì)的對外開放程度，區(qū)域經(jīng)濟(jì)對外開放度越高對當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用就越大.

4.2 回歸模型構(gòu)建

計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中所用的回歸模型很多，由于TFP的值大于零，存在數(shù)據(jù)截斷問題，因此選擇Tobit回歸模型，此模型能夠解決因變量值只能大于零的回歸問題.解釋變量包括二個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量(IND2、IND3);二個人力資本變量(LAB、KX);二個技術(shù)進(jìn)步變量(IMP、FDI)，被解釋變量為TFP值.回歸模型如下:

表1 海西經(jīng)濟(jì)區(qū)1997－2014年TFP指數(shù)及分解

2012 1.2151 1.1247 1.0253 1.2053 1.1029 2013 0.9982 0.9627 0.8948 0.8978 1.0983 2011 1.2059 1.0424 0.9649 1.1149 1.0808 2014 0.9768 1.1053 0.9755 0.8981 1.1007 2011－2014年平均值TFP 正增長1.0991 1.0587 0.9651 1.0291 1.0956 1997－2014年平均值1.0921 1.0202 0.9586 0.9938 1.0468

其中，μt為隨機(jī)影響因素，μt～ N(0，σ2)，f(z)、F(z)表示正態(tài)分布概率密度、累積密度，分別用 P1、P2表示TFPt大于零、等于零的概率密度函數(shù)，則

其中，(9)中m表示TFPt值為正的數(shù)量;(10)中k表示TFPt值為零的數(shù)量.

因此，TFPt的聯(lián)合概率密度為 P=P1P2.對 lnP 求 α0，α1，α2，α3，α4，α5，α6的偏導(dǎo)數(shù)，由偏導(dǎo)數(shù)等于零，可以得到 α0，α1，α2，α3，α4，α5，α6的值.

4.3 回歸結(jié)果及分析

從海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各地市1997－2014年統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報得到相關(guān)數(shù)據(jù)，由Eviews7.0軟件可以得到Tobit回歸模型方程系數(shù)(表2).

表2 Tobit回歸模型結(jié)果

4.3.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

IND2的系數(shù)α1=0.00027，IND3的系數(shù)α2=0.00135，IND2和IND3的系數(shù)均為正，說明第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于TFP的增長.但是IND2、IND3兩變量系數(shù)不顯著并且值也很小，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對海西經(jīng)濟(jì)區(qū)的TFP作用很小.海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各政府部門要根據(jù)全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化趨勢，及時轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展現(xiàn)代先進(jìn)制造業(yè)、旅游服務(wù)業(yè)，積極拓展海外工程、軟件外包工程.

4.3.2 人力資本

LAB系數(shù)α3=－0.01383，說明人力資本對海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)全要素生產(chǎn)率作用是負(fù)面的.究其原因，可能是海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)各地區(qū)教育、研發(fā)投入不夠，教育、科研經(jīng)費投入還不足，引起人力資本促進(jìn)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的閥值.回歸方程中的KX系數(shù)檢驗顯著，說明科研投入對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長有一定的效果.從表2可知，KX系數(shù)α4=0.042，即地方政府研發(fā)投入每增加1%，該地區(qū)TFP將增加4.02%.科技投入可以通過提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步效率，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)TFP的增長.因此，各地方政府要加強(qiáng)在職人員的培訓(xùn)，加大人力資本的投入，增加教育經(jīng)費、科研經(jīng)費，延長義務(wù)教育年限，有效促進(jìn)海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各地市全要素生產(chǎn)率的快速提高.

4.3.3 技術(shù)進(jìn)步

FDI的系數(shù)α6=－0.0029，其t統(tǒng)計量值不顯著，說明外商投資對于全要素生產(chǎn)率的作用不大。外商在海西經(jīng)濟(jì)區(qū)的投資主要利用當(dāng)?shù)卣o予一些優(yōu)惠政策.因此，外資企業(yè)主要集中在一些技術(shù)含量比較低的勞動密集型企業(yè)，對一些技術(shù)含量高、資金密集型的機(jī)電、通信設(shè)備制造業(yè)則很少涉足.因此，外商投資對推動海西經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用還不是很大.IMP系數(shù)α5=0.0011，說明進(jìn)出口總額占GDP的比重每增加1%，該區(qū)域全要素生產(chǎn)率會增加0.11%.與科研投入對全要素生產(chǎn)率的作用對比，進(jìn)出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響要小得多，對海西經(jīng)濟(jì)區(qū)技術(shù)進(jìn)步和TFP的增長作用還不是十分突出.

5 結(jié)論及建議

本文使用DEA Malmquist指數(shù)測算出海西經(jīng)濟(jì)區(qū)在樣本期間的TFP的變化，并分析了影響海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)各個城市TFP變化的主要因素.研究表明，在1997－2014年期間，海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP平均值達(dá)到效率前沿，但全要素生產(chǎn)率經(jīng)歷了3個不同的發(fā)展階段:1997－2004年，技術(shù)效率的提升促進(jìn)了海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP的提高;2005－2010年，由于技術(shù)效率、純技術(shù)效率和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率的下降導(dǎo)致海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP的年平均值只有0.971，全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負(fù)增長;2011－2014年，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)海西經(jīng)濟(jì)區(qū)TFP的提高.實證表明，研發(fā)投入能極大地促進(jìn)海西經(jīng)濟(jì)區(qū)全要素生產(chǎn)率提高，研發(fā)投入每增加一個百分點，能促進(jìn)該地區(qū)TFP增加4.02%.1997－2014年，海西經(jīng)濟(jì)區(qū)技術(shù)效率、純技術(shù)效率和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率未達(dá)到效率前沿，說明海西經(jīng)濟(jì)區(qū)整體經(jīng)濟(jì)還未從粗放型的發(fā)展模式向集約型發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，主要還是集中在那些勞動密集型、科技附加值較低的行業(yè).與長三角、珠三角經(jīng)濟(jì)區(qū)相比，海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)在基礎(chǔ)教育、研發(fā)投入等財政投入較低，致使海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)業(yè)科技水平還屬于較低層次.

海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)各地市必須加強(qiáng)在職人員的培訓(xùn)，加大人力資本的投入，增加教育經(jīng)費、研發(fā)經(jīng)費，增加公民教育年限，以促進(jìn)海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各城市全要素生產(chǎn)率的快速提高.

首先，海西經(jīng)濟(jì)區(qū)各地區(qū)必須提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的科技含量，提高產(chǎn)業(yè)集聚程度、專業(yè)化程度.(1)通過提高技術(shù)效率、提高自主創(chuàng)新能力，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，構(gòu)建先進(jìn)制造業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系;(2)通過進(jìn)口高端技術(shù)的機(jī)械設(shè)備，提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的科技含量;(3)給予高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)一些特殊的稅收政策.

其次，不能只重視引進(jìn)外資的數(shù)量，更要注重引進(jìn)外資的質(zhì)量.構(gòu)建發(fā)揮外資技術(shù)溢出效應(yīng)的消化機(jī)制和創(chuàng)新機(jī)制.外商直接投資對當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)進(jìn)步具有溢出效應(yīng)，其溢出效應(yīng)的強(qiáng)弱除了跟外資企業(yè)技術(shù)先進(jìn)程度有關(guān)外，還跟東道國吸收技術(shù)能力的強(qiáng)弱有關(guān).因此，我們在引進(jìn)外資企業(yè)的過程中，要重點考慮外資企業(yè)與本土相關(guān)企業(yè)的適應(yīng)性.如果外資企業(yè)與本土相關(guān)企業(yè)技術(shù)差距很大，就不會產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng).因此，要特別支持涉及中間產(chǎn)品生產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，積極發(fā)揮外資企業(yè)對當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)帶動效應(yīng).

最后，必須加大人力資本的投資力度.高素質(zhì)的科技、管理人才既是人力資本的重要組成部分，同時還是產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和升級最主要的實施群體.增加教育經(jīng)費、加大研發(fā)投入是解決人力資本的有效途徑.海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)各地區(qū)要加大對外直接投資力度，對外直接投資對本地的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有逆向技術(shù)溢出作用，對外直接投資越多其逆向技術(shù)溢出作用就越大.

［1］魏下海，余玲錚.中國全要素生產(chǎn)率變動的再測算與適用性研究——基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析與隨機(jī)前沿分析方法的比較［J］.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版，2011(3):16－23.

［2］陳英，李秉祥，謝興龍.全要素生產(chǎn)率、國際直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性研究——基于我國經(jīng)濟(jì)的實證分析［J］.科技進(jìn)步與對策，2011，28(24):38 －45.

［3］徐曉莉，郇志堅.新疆全要素生產(chǎn)率估算及經(jīng)濟(jì)增長方式研究:1978－2009年［J］.新疆大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)·人文社會科學(xué)版，2012，40(2):6 －11.

［4］張建波，張麗.中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長特征及其空間差異——基于2001－2007年省域面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012(3):67－73.

［5］黃章樹，蘇小密.全要素生產(chǎn)率與福建省三大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長的源泉分解——基于非參數(shù)生產(chǎn)前沿分析［J］.系統(tǒng)工程理論與實踐，2013，33(4):7 －13.

［6］洪興建，羅剛飛.中國全要素生產(chǎn)率:1995－2012年FP指數(shù)的測度與分解［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2014(10):82－90.

［7］許貴福.海西經(jīng)濟(jì)區(qū)科技投入的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)研究——基于1996－2013年面板數(shù)據(jù)的Malmquist指數(shù)分析［J］.中共福建省委黨校學(xué)報，2014(8):66－71.

［8］郭永奇.新疆兵團(tuán)全要素生產(chǎn)率的測算與分解——基于非參數(shù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法研究［J］.南陽理工學(xué)院學(xué)報，2011，3(5):104 －108.

［9］方福全，張艷麗.中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化及其影響因素分析——基于1991－2008年Malmquist指數(shù)方法［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010(9):1－7.

［10］楊翠香，陳燕武.海西經(jīng)濟(jì)增長的短板效應(yīng)——基于TFP分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對GDP的制約［J］.華僑大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)社會科學(xué)版，2012(2):29－38.

［11］王晨旭，陳燕武.基于全要素生產(chǎn)率對海西經(jīng)濟(jì)區(qū)增長方式的研究［J］.華僑大學(xué)學(xué)報:哲學(xué)社會科學(xué)版，2011(2):6－12.

［12］張冰.加工貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)分析——基于浙江省的經(jīng)驗研究［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2012，26(5):82－86.

［13］許培源，張華.福建省技術(shù)創(chuàng)新能力的影響因素——基于貝葉斯模型平均方法的研究［J］.東南學(xué)術(shù)，2014(1):124－133.