李春燕

（黃河水利職業(yè)技術(shù)學(xué)院，河南開封475004）

我國知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的空間差異分析

李春燕

（黃河水利職業(yè)技術(shù)學(xué)院，河南開封475004）

為了分析影響我國東部、中部和西部創(chuàng)新活動(dòng)的因素，在知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)理論的框架下，選取了1998－2007年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果顯示，現(xiàn)有知識(shí)存量對(duì)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用，且證實(shí)了我國存在“站在巨人的肩上”效應(yīng)?？萍蓟顒?dòng)人員的彈性系數(shù)介于0到1之間，這也說明“踩在腳趾上前進(jìn)”效應(yīng)的存在。產(chǎn)業(yè)集群對(duì)東、西部創(chuàng)新的促進(jìn)作用明顯，對(duì)中部地區(qū)促進(jìn)作用不顯著。FDI對(duì)東部、中部地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)有顯著的正溢出效應(yīng)，而對(duì)西部地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)則表現(xiàn)為微弱的負(fù)溢出效應(yīng)。

知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)；省際面板數(shù)據(jù)；產(chǎn)業(yè)集群；溢出效應(yīng)；空間差異

0　引言

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Γ瑒?chuàng)新意味著巨大的經(jīng)濟(jì)效益。而創(chuàng)意則是創(chuàng)新的先導(dǎo)，創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展，能夠給國家?guī)砭薮蟮呢?cái)富。英國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家、“創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)之父”約翰·霍金斯2006年5月在北京中國科技博覽會(huì)上指出，創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)每年在全球創(chuàng)造的產(chǎn)值為3萬億美元，并以每年7%的速度遞增［1］。據(jù)英國文體部發(fā)布的《創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)專題報(bào)告》，2002年英國創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)增加值高達(dá)809億英鎊，成為僅次于金融服務(wù)業(yè)的第二大產(chǎn)業(yè)［2］。

近年來，我國創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)也有很大發(fā)展。以北京為例，2007年文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的增加值就達(dá)992.6億元，占全市GDP的10.6%?？梢?，創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國家和各地方經(jīng)濟(jì)的重要支柱。但是總體來說，我國仍是一個(gè)勞動(dòng)密集型、缺乏核心技術(shù)、低附加值的制造業(yè)大國。為了更好地發(fā)展我國的創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)、推進(jìn)科技創(chuàng)新和提升產(chǎn)業(yè)競爭力，就必須了解創(chuàng)新的過程及其影響因素，進(jìn)而準(zhǔn)確地了解我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特征。

1　研究現(xiàn)狀

縱觀國內(nèi)外研究創(chuàng)新活動(dòng)及其影響的文獻(xiàn)，人們主要從研發(fā)投入（經(jīng)費(fèi)投入或人力投入）和FDI外商直接投資技術(shù)溢出兩方面進(jìn)行分析。近些年，隨著產(chǎn)業(yè)集群的興起并引起廣泛關(guān)注，產(chǎn)業(yè)集群對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響也逐漸成為研究的焦點(diǎn)。

1.1研發(fā)投入方面的研究

1997年，Bruno Crepon和Emmanuel Duguet利用法國1984－1989年698個(gè)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來估計(jì)創(chuàng)新方程（類似于知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)），結(jié)果發(fā)現(xiàn)研發(fā)（R＆D）經(jīng)費(fèi)的投入對(duì)創(chuàng)新的產(chǎn)生有顯著影響［3］。2007年，蘇方林運(yùn)用地理加權(quán)回歸（GWR）方法對(duì)1993－2002年中國省域R＆D知識(shí)溢出的空間非穩(wěn)定性進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，R＆D強(qiáng)度的產(chǎn)出彈性估計(jì)值有明顯的空間變異，大體上從東至西呈“梯形”態(tài)勢［4］。2008年，呂忠偉、李峻浩的研究結(jié)果表明，東部地區(qū)的R＆D投入和人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有正向促進(jìn)作用，而中部、西部地區(qū)的R＆D投入和人力資本的作用不顯著［5］。

可以看出，不論是以行業(yè)還是以企業(yè)為研究對(duì)象，上述文獻(xiàn)都得出了R＆D對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的促進(jìn)作用很明顯的結(jié)論；而從區(qū)域角度分析問題時(shí)，則得出了R＆D的促進(jìn)作用在不同區(qū)域間有明顯差異的結(jié)論。但上述文獻(xiàn)也存在一個(gè)共同的不足之處，這就是主要只考慮了R＆D投入和人力資本等少數(shù)因素對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，而沒有對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響因素做更全面的分析研究。

1.2外商直接投資溢出效應(yīng)的研究

國外的研究表明，F(xiàn)DI通過技術(shù)工人更替、示范效果等溢出渠道可以促進(jìn)東道國的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。但是，針對(duì)我國的研究結(jié)論各異：有的研究認(rèn)為FDI溢出效應(yīng)為正，而有的研究則認(rèn)為FDI的溢出效應(yīng)不顯著，甚至為負(fù)。2003年，Cheung Kui－yin和Ping Lin利用中國1995－2000年省際面板數(shù)據(jù)研究FDI對(duì)中國創(chuàng)新的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)國內(nèi)專利申請(qǐng)數(shù)量有正溢出效應(yīng)［6］。2005年，冼國明、嚴(yán)兵利用1998－2003年省際層面的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)外資在中國創(chuàng)新能力方面的溢出效應(yīng)進(jìn)行了分析，認(rèn)為外資對(duì)中國的專利申請(qǐng)數(shù)量有顯著的正溢出效應(yīng)；對(duì)東、中、西部地區(qū)的進(jìn)一步分析表明，外資在東部地區(qū)產(chǎn)生的溢出效應(yīng)相對(duì)較強(qiáng)，中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還未跨越促使外資產(chǎn)生顯著正溢出效應(yīng)的發(fā)展門檻［7］。

從上述關(guān)于FDI在我國是否存在知識(shí)溢出效應(yīng)的研究文獻(xiàn)來看，結(jié)論不盡一致。這可能是由于我國區(qū)域發(fā)展不平衡所致。FDI的地域分布不均衡，因而各省區(qū)對(duì)FDI溢出效應(yīng)的吸收能力也不盡相同。

1.3產(chǎn)業(yè)集群對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響

國外學(xué)者關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)影響的研究已相當(dāng)成熟。1996年，Audretsch和Feldman將產(chǎn)業(yè)集群與創(chuàng)新活動(dòng)聯(lián)系起來進(jìn)行計(jì)量研究，發(fā)現(xiàn)新技術(shù)企業(yè)更加傾向于以產(chǎn)業(yè)集群的形式存在［8］。國內(nèi)學(xué)者對(duì)這方面的實(shí)證研究起步較晚。2008年，張明倩、趙彥云對(duì)國家行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)3位碼下我國制造業(yè)161個(gè)細(xì)分產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的培育及創(chuàng)新水平的提升具有顯著的正效應(yīng)［9］。

總之，從以上研究文獻(xiàn)不難看出，學(xué)者們對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)影響因素的研究各有側(cè)重，結(jié)論也不盡相同。這也從一個(gè)側(cè)面反映出影響創(chuàng)新活動(dòng)的因素可能十分復(fù)雜。但是迄今為止，很少有文獻(xiàn)將知識(shí)存量、產(chǎn)業(yè)集群這兩個(gè)重要的變量同時(shí)納入到知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)當(dāng)中，分析現(xiàn)有的知識(shí)存量怎樣影響新知識(shí)的生成，以及為什么產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)的創(chuàng)新活動(dòng)較集群外更為頻繁，也很少有文獻(xiàn)將影響創(chuàng)新活動(dòng)的各種主要因素都考慮進(jìn)來。

2　理論模型的設(shè)定及變量的選取

2.1理論模型的建立

利用我國東、中、西部地區(qū)1998－2007年省際面板數(shù)據(jù)研究我國的創(chuàng)新活動(dòng)及其影響因素，并將知識(shí)存量、產(chǎn)業(yè)集聚、FDI、研發(fā)部門的經(jīng)費(fèi)投入和人力投入等作為重要的影響因素引入模型，以分析現(xiàn)階段我國知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的性質(zhì)。鑒于我國地區(qū)間差異明顯，尤其是東、中、西部之間存在顯著差異，用全國數(shù)據(jù)做面板模型不具有代表性，因此考慮對(duì)東、中、西部分別建立面板模型，以比較、分析影響其創(chuàng)新活動(dòng)的因素有何不同。

這樣，就構(gòu)建了一個(gè)研究我國知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的模型，如式（1）所示。

式中，Yit為第i省第t期期初的知識(shí)存量；表示第i省第t期新生成的知識(shí)；Lit為第i省第t期研發(fā)部門的人力投入，人；RDit為第i省第t期的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，萬元；FDIit為第i省第t期的外商直接投資，萬元；ICit為衡量第i省第t期的產(chǎn)業(yè)集聚水平；k為影響創(chuàng)新的一般因素；α、β、γ、φ、δ分別為各變量的知識(shí)生產(chǎn)彈性系數(shù)；εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到計(jì)量模型，見式（2）。

2.2變量設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

因?yàn)樯傻男轮R(shí)很難被觀測到，所以用專利授權(quán)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出的度量指標(biāo)，表示第i省第t期的專利授權(quán)數(shù)。

2.2.2期初的知識(shí)存量Yit

由于知識(shí)存在過時(shí)和老化的現(xiàn)象，故采用永續(xù)盤存法計(jì)算知識(shí)存量Yit。

2.2.3研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入RDit

研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響有滯后性，本期生成的新知識(shí)與當(dāng)期投入有關(guān)，也與前幾期的投入有關(guān)。為了更準(zhǔn)確地分析研發(fā)對(duì)創(chuàng)新的影響，用R＆D存量表示研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出［10］，并用CPI調(diào)整成可比價(jià)，單位為萬元。

2.2.4研發(fā)部門的人力投入Lit

用第i省第t期科學(xué)家和工程師數(shù)量代替，單位為人。

2.2.5外商直接投資FDIit

用第i省第t期實(shí)際利用外資金額替代，并調(diào)整成可比價(jià)格，單位為萬元。

2.2.6產(chǎn)業(yè)集聚水平ICit

將工業(yè)總產(chǎn)值調(diào)整成可比價(jià)格，構(gòu)建第i省第t期的單位面積工業(yè)總產(chǎn)值這個(gè)指標(biāo)，來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度。計(jì)算上述變量所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，來源于相關(guān)年份《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國科技統(tǒng)計(jì)網(wǎng)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)、各省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

3　面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)及結(jié)論

3.1面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

通過經(jīng)比較上述5個(gè)因素對(duì)東、中、西部地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，決定采用隨機(jī)效應(yīng)模型。用E-views6.0分別對(duì)我國東、中、西部地區(qū)相應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表1所示。

3.2實(shí)證分析結(jié)論

研究的重點(diǎn)目標(biāo)是對(duì)我國知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)在東、中、西部地區(qū)表現(xiàn)出來的空間差異作一個(gè)較全面的分析，著重考察表1給出的各解釋變量前系數(shù)的顯著性及其經(jīng)濟(jì)含義，并比較東、中、西部地區(qū)有何異同。

表1　估計(jì)結(jié)果Tab.1 Estimation results

3.2.1知識(shí)存量對(duì)地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的影響顯著

從表1可知，在所選取的5個(gè)解釋變量中，知識(shí)存量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)最大，且都通過了顯著性檢驗(yàn)。知識(shí)存量的彈性系數(shù)大于0，表明新創(chuàng)意的出現(xiàn)會(huì)隨著創(chuàng)意存量的增加而增加，在研究中存在知識(shí)的正溢出效應(yīng)。西方學(xué)者一般把這種外部性定義為“站在巨人的肩上”效應(yīng)。至于東、中、西部的彈性系數(shù)不同，這可能是因?yàn)闁|、中、西部地區(qū)現(xiàn)有的知識(shí)存量有差異。

3.2.2“踩在腳趾上前進(jìn)”的效應(yīng)非常明顯

就科學(xué)家、工程師數(shù)量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)而言，東部、中部、西部地區(qū)分別為為0.3927、0.4173和0.4761，且在統(tǒng)計(jì)上顯著。系數(shù)介于0和1之間，反映出由于研究人員的重復(fù)勞動(dòng)同樣會(huì)導(dǎo)致一定程度的研究效率下降，西方學(xué)者一般把這種外部性稱為“踩在腳趾上前進(jìn)”的效應(yīng)。

3.2.3研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新的影響存在空間差異

在東、中、西部地區(qū)的模型中，研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的彈性系數(shù)均為負(fù)數(shù)，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，說明我國各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的增加對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)有明顯的阻礙作用，這與研發(fā)經(jīng)費(fèi)是創(chuàng)新活動(dòng)最重要的源泉的一般印象相違背。造成這種結(jié)果的最直接原因就是我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員的比例嚴(yán)重失調(diào)。東部地區(qū)1998年研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出是研發(fā)人員的4倍左右，到2007年，該比例攀升至12.83；中部地區(qū)1998年的平均倍數(shù)是2.48，十年后就增加至研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出是研發(fā)人員的平均8.43倍；西部地區(qū)也由1998年的2.19倍增至7.35倍。從上面數(shù)據(jù)可以看出，在十年的時(shí)間里，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出速度大大超過了人員增加的速度，造成資金閑置。這樣做，研發(fā)經(jīng)費(fèi)不僅不能發(fā)揮其在各地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)中應(yīng)有的促進(jìn)作用，反而起到了阻礙作用。

3.2.4產(chǎn)業(yè)集聚變量對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響在空間上存在顯著差異

產(chǎn)業(yè)集聚變量反映一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群的集聚程度。從表1可知，東、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的彈性系數(shù)分別為0.1529、0.1079，而且在統(tǒng)計(jì)上顯著，這說明產(chǎn)業(yè)集群對(duì)我國東、西部地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用。但是，中部地區(qū)該變量的彈性系數(shù)為0.0515，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這可能是由于中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群尚未形成，或者集聚程度不明顯，因此還沒有發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集群對(duì)創(chuàng)新的積極影響。

3.2.5FD I的技術(shù)溢出效應(yīng)在東、中、西部地區(qū)之間有差異

有學(xué)者指出，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過示范—模仿效應(yīng)、競爭效應(yīng)、聯(lián)系效應(yīng)以及培訓(xùn)效應(yīng)4條渠道實(shí)現(xiàn)［11］，但是這四條渠道并不都能促進(jìn)東道主國的技術(shù)進(jìn)步。比如競爭效應(yīng)就是一把雙刃劍，既是推動(dòng)本地企業(yè)技術(shù)效率提高的動(dòng)力，也會(huì)沖擊本地企業(yè)，產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。對(duì)我國東、中、西部的實(shí)證研究結(jié)果也印證了這一點(diǎn)：FDI對(duì)東、中部地區(qū)有顯著的正溢出效應(yīng)，彈性系數(shù)分別為0.1237、0.0821；而在西部地區(qū)的彈性系數(shù)為－0.0194，且在統(tǒng)計(jì)上也不顯著。這說明，東、中部地區(qū)的外商投資不僅數(shù)量大，而且對(duì)當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新活動(dòng)也有一定的積極作用；而西部地區(qū)的外商投資不僅數(shù)量小，而且對(duì)當(dāng)?shù)氐膬?nèi)資企業(yè)存在一定的“擠出效應(yīng)”，這也使得西部企業(yè)的創(chuàng)新越來越難。

4　結(jié)論與建議

為了研究我國創(chuàng)新活動(dòng)的空間差異，以知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)為理論框架，利用我國東、中、西部1998－2007年省際面板數(shù)據(jù)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。該模型在前人研究的基礎(chǔ)上，把現(xiàn)有知識(shí)存量、科技人員、研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、產(chǎn)業(yè)集群和FDI這5個(gè)主要影響因素納入到一個(gè)模型中進(jìn)行回歸分析。根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，由于東、中、西部地區(qū)擁有的人力、物力資源的不同和產(chǎn)業(yè)集聚程度的不同，導(dǎo)致創(chuàng)新活動(dòng)出現(xiàn)顯著差異。

基于實(shí)證研究結(jié)果，筆者提出以下3點(diǎn)建議：

（1）大力培育產(chǎn)業(yè)集群。我國的產(chǎn)業(yè)集群多數(shù)處于發(fā)展的初級(jí)階段，主要集中在廣東、浙江、福建、江蘇等沿海省份，其他省市僅有零星分布。從行業(yè)構(gòu)成來看，我國的產(chǎn)業(yè)集群主要集中在紡織、服裝、制鞋、家電制造、電子信息、醫(yī)藥、五金制品等行業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群不多。從西方國家的經(jīng)驗(yàn)來看，創(chuàng)新往往顯著依賴于基礎(chǔ)科學(xué)知識(shí)的發(fā)源地，如大學(xué)、國家實(shí)驗(yàn)室和其他研發(fā)機(jī)構(gòu)；而產(chǎn)業(yè)集群，尤其是處于中心城市、大城市的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，往往在地理上與基礎(chǔ)科學(xué)知識(shí)的發(fā)源地臨近，使科學(xué)知識(shí)能及時(shí)傳播，從而使企業(yè)獲得更多的基礎(chǔ)性知識(shí)。最典型的例子就是美國的硅谷，它的發(fā)展得益于斯坦福大學(xué)的基礎(chǔ)知識(shí)支撐。此外，由于集群內(nèi)部知識(shí)的持續(xù)積累，使該集群擁有大量的創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)信息，從而也有利于下一輪創(chuàng)新。再者，由于創(chuàng)新群體所處的地理位置相對(duì)集中，通過平時(shí)的實(shí)踐和非正式個(gè)人接觸，隱性知識(shí)在集群內(nèi)得以快速傳播，這也有利于新創(chuàng)意的產(chǎn)生。

（2）研發(fā)人員和R＆D經(jīng)費(fèi)投入的比例應(yīng)協(xié)調(diào)。研發(fā)人員和研發(fā)經(jīng)費(fèi)是實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新的兩個(gè)必要條件，但并不是投入越多越好，兩者要協(xié)調(diào)。研發(fā)人員投入過多，會(huì)造成研發(fā)部門人浮于事，創(chuàng)新的效率低下；但如果一味地投入研發(fā)經(jīng)費(fèi)，也會(huì)造成資金閑置，導(dǎo)致不能充分利用現(xiàn)有資源。

（3）進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)人力資本的投資。創(chuàng)新分為自主創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新、合作創(chuàng)新三種，不管是哪一種形式的創(chuàng)新，都需要高質(zhì)量的人力資本做基礎(chǔ)。人力資本能增強(qiáng)本國的自主創(chuàng)新能力，還能增強(qiáng)本國對(duì)國外先進(jìn)技術(shù)的吸收、模仿能力。我國的實(shí)際情況是，東、中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)于西部地區(qū)較高，現(xiàn)有的人力資本已經(jīng)達(dá)到人力資本門檻，能較好地吸收FDI的技術(shù)外溢，但是離自主創(chuàng)新還有很大的差距，還有很大的提升空間。這就要求東部、中部地區(qū)注重高等教育，力爭盡快從以模仿為主轉(zhuǎn)變成以自主創(chuàng)新為主。西部地區(qū)還沒有跨越這個(gè)門檻，對(duì)人力資本的投資任重而道遠(yuǎn)。針對(duì)這種情況，西部地區(qū)既要有針對(duì)性地加大高等教育、職業(yè)培訓(xùn)等方面的投入，提升現(xiàn)有人力資本的質(zhì)量；又要著眼長遠(yuǎn)，加強(qiáng)基礎(chǔ)教育，為未來人力資本數(shù)量的增加和質(zhì)量的提高奠定基礎(chǔ)。

［1］董志華.創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)：天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略引擎［J］.天津行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2007（1）：46-50.

［2］尹承恕.提速振興的“創(chuàng)意”選擇［N］.遼寧日?qǐng)?bào)，2007－2－27（2）.

［3］Bruno Crepon and Emmanuel Duguet，Estimating the innovation Function from Patent Numbers：GMM on count Panel Data［J］.Journal of Applied Econometrics，1997（3）：243－263.

［4］蘇芳林.省域R＆D知識(shí)溢出的GWR實(shí)證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：145-153.

［5］呂忠偉，李峻浩.R＆D空間溢出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2008（3）：27-34.

［6］Cheung Kui－yin and Ping Lin，Spillover Effects of FDI on Innovation in China：Evidence from Provincial Data［J］.China Econom ic Review，2004（15）：25-44.

［7］冼國明，嚴(yán)兵.FDI對(duì)中國創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2005（10）：18-25.

［8］Audretsch D.B.，F(xiàn)eldman M.P.，R＆D Spillovers and the Geography of Innovation and Production［J］.The American Econom ic Review，1996（3）：630-640.

［9］張明倩，趙彥云.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)空間差異的影響［J］.統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2008（3）：43-47.

［10］吳瑛，楊宏進(jìn).基于R＆D存量的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技資源配置效率DEA度量模型［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2006（9）：28-32.

［11］張建華，歐陽軼雯.外商直接投資、技術(shù)外溢與經(jīng)濟(jì)增長［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2003（4）：647-666.

[責(zé)任編輯馮峰]

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1008-486X（2016）02-0086-04

2015－11－13

李春燕（1983-），女，河南南陽人，助教，碩士，主要從事國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析課程的教學(xué)與研究工作。