王 文，孫 早

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

?

基礎(chǔ)研究還是應(yīng)用研究：誰更能促進TFP增長
——基于所有制和要素市場扭曲的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

王 文，孫 早

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

不同于成熟市場經(jīng)濟體，在像中國這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體中，研發(fā)活動對全要素生產(chǎn)率(TFP)的作用機制更為復(fù)雜。本文首先分析了國有企業(yè)和民營企業(yè)由于資源稟賦和行為邏輯等方面的不同，在基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究創(chuàng)新上的差異性，進而考察了要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及要素市場扭曲與所有制的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文進一步以1998-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，采用有限分布滯后模型所做的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)：(1)在國有經(jīng)濟比重高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長，在國有經(jīng)濟比重較低的地區(qū)，應(yīng)用研究更能促進TFP增長；(2)隨著要素市場扭曲程度的提高，應(yīng)用研究和基礎(chǔ)研究對TFP的影響都會被削弱，但基礎(chǔ)研究的削弱幅度相對更大；(3)所有制對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場扭曲程度。本文的發(fā)現(xiàn)為科學確定國家創(chuàng)新支持政策的調(diào)整方向和實施重點提供了進一步的經(jīng)驗證據(jù)。

基礎(chǔ)研究；應(yīng)用研究；地區(qū)TFP；所有制；要素市場扭曲

一、引 言

中國經(jīng)濟在過去三十多年的快速增長主要得益于物質(zhì)資本的大量投入，技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率(TFP)對經(jīng)濟增長的貢獻度相對較低[1-2]。隨著中國經(jīng)濟進入“結(jié)構(gòu)性減速”的新常態(tài)階段，要素驅(qū)動型發(fā)展模式的負面效應(yīng)愈發(fā)顯現(xiàn)，如何構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展模式成為需要經(jīng)濟學家和政策制定者迫切解決的問題[3]。內(nèi)生經(jīng)濟增長理論及相關(guān)的經(jīng)驗研究均表明，研發(fā)活動(R&D)是促進技術(shù)進步和TFP增長的主要途徑，也是衡量一個國家(地區(qū))創(chuàng)新能力高低的重要標準[4-5]。雖然近年來中國R&D投入強度在不斷增加①① 根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，R&D投入強度(研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP的比重)從1998年的0.58%上升到2014年的2.15%。，但TFP并沒有呈現(xiàn)出相應(yīng)的上升趨勢[6]，張海洋[7]、謝建國和周璐昭[8]等人的研究甚至得出了研發(fā)投入對中國TFP提升效果不顯著或顯著為負的結(jié)論。這在很大程度上反映了轉(zhuǎn)型背景下研發(fā)作用機制的復(fù)雜性，也在一定程度上說明進一步深入分析不同類型研發(fā)活動對生產(chǎn)率的影響，比僅僅分析研發(fā)總量的生產(chǎn)率效應(yīng)更具有實際意義[9]。

根據(jù)理論研究與現(xiàn)實情況，研發(fā)活動通常被區(qū)分為基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究①① 在相關(guān)統(tǒng)計年鑒中，R&D經(jīng)費支出包括基礎(chǔ)研究(basic research)、應(yīng)用研究(applied research)和試驗發(fā)展(experimental development)三個部分，本文為了分析簡便將狹義的應(yīng)用研究和試驗發(fā)展統(tǒng)稱為應(yīng)用研究。。基礎(chǔ)研究是指不帶有特定目的而進行的理論性或?qū)嶒炐匝芯?，主要是為了拓展對世界的基本認識，反映了知識的原創(chuàng)能力。應(yīng)用研究則是有針對性地進行新產(chǎn)品生產(chǎn)或改善生產(chǎn)工藝，反映了對基礎(chǔ)研究成果應(yīng)用途徑的探索。部分研究指出現(xiàn)階段中國基礎(chǔ)研究對TFP的影響小于應(yīng)用研究，這主要是因為應(yīng)用研究多由企業(yè)完成，研發(fā)周期較短，對單一企業(yè)或某個行業(yè)的生產(chǎn)率增長存在顯著促進作用[10]；另一些研究則強調(diào)基礎(chǔ)研究更有利于長期經(jīng)濟增長，當前中國基礎(chǔ)研究投入不足對產(chǎn)業(yè)核心技術(shù)進步產(chǎn)生了消極影響[11-12]。這些研究之所以會得出不同的結(jié)論，很大程度上是因為他們忽略了中國作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體在制度安排、要素市場和產(chǎn)品市場發(fā)育不同步等方面的典型特征[13]。首先，所有制作為制度安排的潛在表征，不同所有制企業(yè)(或者研發(fā)機構(gòu))在激勵機制和管理能力上都存在較大差異，進而在利用不同類型研發(fā)經(jīng)費進行創(chuàng)新的機制上也有所不同。其次，要素市場與產(chǎn)品市場的市場化進程不同步所帶來的要素市場扭曲問題，對不同類型研發(fā)與TFP之間的關(guān)系具有重要影響。

基于上述考慮，本文首先剖析了不同所有制主體由于資源稟賦和行為邏輯的差異，各自利用基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究進行研發(fā)創(chuàng)新活動的差異性，并進一步分析要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及要素市場扭曲與所有制的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)。基于1998-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果支持了本文的所有假說。

二、文獻回顧與研究假說

(一)不同所有制主體進行基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的差異性分析

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體的一個重要特征是各種所有制企業(yè)共存，其中國有企業(yè)和民營企業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的主導(dǎo)力量[14]。由于國有企業(yè)和民營企業(yè)在資源稟賦和行為邏輯等方面存在顯著差異，導(dǎo)致各自在利用基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究進行創(chuàng)新的具體機制上也存在明顯不同，本文主要就國有企業(yè)和民營企業(yè)這兩種所有制類型展開討論。除企業(yè)之外，研發(fā)主體還主要包括科研機構(gòu)和高等學校。在中國現(xiàn)行體制下，科研機構(gòu)和高等學校研發(fā)資金的絕大部分都由政府提供，因此也可以將它們看作是國有部門[15]。

與應(yīng)用研究相比，基礎(chǔ)研究具有前期投入大、失敗風險高、研發(fā)周期長以及社會回報遠高于私人回報等特點，這使得國有企業(yè)具備進行基礎(chǔ)研究的天然優(yōu)勢。首先，國有企業(yè)通常由中央或地方政府控制并經(jīng)營，在資源稟賦上具有民營企業(yè)所不可比擬的優(yōu)勢[16]，更易獲得大量政府研發(fā)資金的支持，具備開展基礎(chǔ)研究的資金投入條件。即使研發(fā)失敗，也可能會因為預(yù)算軟約束的問題獲得額外補償[17]，極大降低了基礎(chǔ)研究所面臨的風險。其次，基礎(chǔ)研究所具有的“社會回報遠高于私人回報”的特點使其在某種程度上具有公共物品的屬性[18]，較強的知識溢出效應(yīng)和使用的非排他性使得基礎(chǔ)研究無法有效通過市場機制由民營企業(yè)或個人來提供，而是主要由政府提供。國有企業(yè)作為政府意志的執(zhí)行者，有責任推進基礎(chǔ)研究的開展。進一步的，從委托代理和激勵的角度來看，國有企業(yè)高級管理人員大多由政府任命，他們對政治待遇回報的看重甚至優(yōu)于經(jīng)濟報酬[19]，而配合國家完成重大科技攻關(guān)項目，有助于得到政治升遷，因此國有企業(yè)也有動力推進基礎(chǔ)研究的開展。第三，基礎(chǔ)研究的成果主要表現(xiàn)為科學論文和著作，承擔政府基礎(chǔ)研究資金投入的主體主要是高等學校和科研機構(gòu)。高校和科研機構(gòu)既能滿足基礎(chǔ)研究所需要的人力和物力條件，同時也具有獲得科學論文和著作的內(nèi)在動力，也就是說，在基礎(chǔ)研究階段，政府資金的投入產(chǎn)出效率遠高于企業(yè)資金[20]。

相比之下，民營企業(yè)在應(yīng)用研究上更具有優(yōu)勢。一方面，民營企業(yè)(特別是其中的中小企業(yè))的發(fā)展和創(chuàng)新首先面臨較大的資金約束[21]，而應(yīng)用研究的資金投入和風險相對基礎(chǔ)研究要小得多，因此民營企業(yè)更傾向于在應(yīng)用研究方面進行創(chuàng)新。另一方面，應(yīng)用研究的研發(fā)周期較短，對于在激烈競爭中急欲勝出的單一民營企業(yè)或企業(yè)集團更具有吸引力[10]。最后，由于民營企業(yè)在組織和管理能力上較有優(yōu)勢，在實施創(chuàng)新活動和戰(zhàn)略時擁有更大的靈活性和自主權(quán)，可以更有效地將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出。

根據(jù)以上分析，我們提出本文的第一個假說：

H1：在國有經(jīng)濟比重較高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進TFP增長；在國有經(jīng)濟比重較低(民營企業(yè)比重較高)的地區(qū)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長。

(二)要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的影響

在中國這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，市場化改革主要集中于產(chǎn)品市場層面。出于穩(wěn)定經(jīng)濟和引導(dǎo)發(fā)展的考慮，中央和地方政府對要素市場(如土地、勞動力及資本等)普遍存在不同程度的干預(yù)和管制現(xiàn)象，這些干預(yù)和管制行為的一個共同特征就是人為壓低要素價格，導(dǎo)致要素市場扭曲[22]。短期來看，這可能有助于各級政府調(diào)動資源促進經(jīng)濟增長，但從長期來看，極有可能會對包括基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究在內(nèi)的研發(fā)創(chuàng)新活動帶來抑制效應(yīng)，從而給經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展造成障礙[23]。

一方面，要素市場扭曲所導(dǎo)致的低要素價格會刺激企業(yè)密集使用土地、勞動力和資本等有形生產(chǎn)要素，而較少有動力或壓力從事研發(fā)創(chuàng)新生產(chǎn)[13]。進一步的，在要素市場扭曲程度越高的地區(qū)，各級政府對要素的定價權(quán)和分配權(quán)越大。在這種情況下，企業(yè)和企業(yè)家有強烈的動機與政府官員建立尋租關(guān)系，以相對較低的成本獲得稀缺生產(chǎn)要素。Murphy 等[24]、Boldrin and Levine[25]的研究發(fā)現(xiàn)，尋租活動產(chǎn)生的超額收益會吸引更多的物質(zhì)和人力資本從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到非生產(chǎn)的尋租領(lǐng)域，從而對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動產(chǎn)生擠出，進而削弱通過研發(fā)提升TFP的效應(yīng)。另一方面，在要素市場扭曲的情境下，為了獲取政府研發(fā)補貼，企業(yè)經(jīng)常會釋放出虛假的“創(chuàng)新信號”，從而嚴重削弱了政府研發(fā)資金的使用效率[26]，最終不利于TFP的提升。

盡管要素市場扭曲通過抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入進而對TFP產(chǎn)生負效應(yīng)，但是對于基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究所產(chǎn)生的抑制作用大小并不完全相同?；A(chǔ)研究投入巨大、周期漫長，所面臨的不確定程度遠高于應(yīng)用研究，而要素市場扭曲及其所激發(fā)的虛假創(chuàng)新以及尋租活動進一步加劇了基礎(chǔ)研究前景的不確定性，極有可能在很大程度上打消企業(yè)從事基礎(chǔ)研究的積極性。與此同時，基礎(chǔ)研究的溢出效應(yīng)和被模仿風險相對應(yīng)用研究更強，而轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體的知識產(chǎn)權(quán)保護制度和執(zhí)行機制并不完善，因此當面臨要素市場扭曲時，企業(yè)的理性選擇可能傾向于利用要素市場扭曲所帶來的尋租機會獲取超額利潤或租金收益，并將其進一步投資于非生產(chǎn)性投機活動，這會使得企業(yè)從根本上喪失對風險相對較高的基礎(chǔ)研究的投入動力[23]。因此我們預(yù)期要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究產(chǎn)生的負面效應(yīng)相對更強。據(jù)此提出本文的第二假說：

H2：隨著要素市場扭曲程度的提高，無論應(yīng)用研究還是基礎(chǔ)研究對TFP的影響都會被削弱，且基礎(chǔ)研究的削弱幅度更大。

(三)要素市場扭曲和所有制的聯(lián)合作用

為了更全面分析不同所有制主體的基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的影響差異，本文進一步考察在要素市場扭曲程度不同的情況下，國有企業(yè)和民營企業(yè)對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的不同反應(yīng)。

如前文所述，國有企業(yè)和民營企業(yè)由于資源稟賦和行為邏輯等方面的差異對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究存在不同的傾向(偏好)。與此同時，處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的中國又無法擺脫政府干預(yù)和管制所帶來的要素市場扭曲。考慮到國有企業(yè)具有進行基礎(chǔ)研究的優(yōu)勢，要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究的削弱幅度相對更大(假說2)，因此在國有企業(yè)份額較大的地區(qū)，當面臨更高的要素市場扭曲時，國有企業(yè)利用基礎(chǔ)研究提升TFP的優(yōu)勢會大幅減少。雖然要素市場扭曲及其所帶來的尋租活動對包括基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究在內(nèi)的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動都具有負向激勵效應(yīng)，但是由于應(yīng)用研究靈活性強(投入少、周期短、風險低)，使得要素市場扭曲所導(dǎo)致的潛在損失(沉沒成本)相對較小。根據(jù)假說1的分析，民營企業(yè)在應(yīng)用研究上的優(yōu)勢更為明顯，因此在國有企業(yè)比重較低(民營企業(yè)比重較高)的地區(qū)，當面臨更高的要素市場扭曲時，民營企業(yè)利用應(yīng)用研究提升TFP的優(yōu)勢雖然也會被削弱，但總體上可能不如基礎(chǔ)研究的削弱幅度高。那么，我們進一步提出假說3：

H3：所有制對兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場扭曲程度。在國有經(jīng)濟比重較高的地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低時，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進TFP增長，隨著要素市場扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對TFP影響的差異在縮小；在國有經(jīng)濟比重較低的地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低時，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長，隨著要素市場扭曲程度的提高，應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對TFP影響的差異會增大。

三、實證設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

20世紀80年代后期，Lucas[4]和Romer[5]提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論在動態(tài)一般均衡框架下將生產(chǎn)率的變化內(nèi)生化，以人力資本和技術(shù)進步來分析生產(chǎn)率增長。借鑒Griliches[27]的模型，我們首先將人力資本和知識資本引入C-D生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，i和t分別為省份和時間，Yit代表地區(qū)生產(chǎn)總值，Kit為物質(zhì)資本投入，勞動投入被分解為簡單勞動投入(Nit)和人力資本(Hit)的乘積，Zit表示知識資本存量。本文主要考察基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對地區(qū)TFP的影響，因此我們將知識資本分解為基礎(chǔ)研究(BR)與應(yīng)用研究(AR)兩部分，相對應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)可寫為：

(2)

根據(jù)索洛余值，總產(chǎn)出中扣除物質(zhì)資本投入和簡單勞動投入后的剩余部分即為TFP。因此有：

(3)

(3)式的中間表達式為測算TFP的一般公式，右邊表達式則揭示了TFP的源泉。對(3)式兩邊取對數(shù)可得：

lnTFPit=lnC+βlnHit+γ1lnBRit+γ2lnARit

(4)

根據(jù)(4)式，可構(gòu)建如下的計量模型：

lnTFPit=α0+α1lnBRit+α2lnARit+ΣβjXjit+μi+εit

(5)

其中，Xj為一組可能影響地區(qū)TFP的控制變量(其中包括(4)式中的人力資本H)，μi為地區(qū)固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

考慮到研發(fā)活動對TFP的影響存在一定滯后性，參照楊玲和許傳龍[28]的做法，在(5)式的基礎(chǔ)上，建立如下有限分布滯后模型：

(6)

(7)

將(7)式代入(6)式可得如下計量模型：

(8)

對(8)式進行回歸可以直接得到基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的長期影響系數(shù)α1、α2。以(8)式為基礎(chǔ)，為了檢驗基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對不同所有制結(jié)構(gòu)地區(qū)TFP影響的差異，以及地區(qū)要素市場扭曲程度對這種影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文利用以下模型進行數(shù)據(jù)回歸：

(9)

其中，Own和Dis分別表示地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)和要素市場扭曲程度。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文以1998-2014年間中國30個省、市、自治區(qū)作為研究樣本(西藏地區(qū)因數(shù)據(jù)缺失嚴重不予考慮)。原始數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國市場化指數(shù)》以及《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編(1949-2008)》。缺省數(shù)據(jù)采用線性插值獲得。主要變量的定義見表1。

本文的被解釋變量為各地區(qū)TFP?，F(xiàn)有文獻關(guān)于TFP的估算方法主要包括非參數(shù)分析法(DEA)、半?yún)?shù)分析法(OP、LP)和參數(shù)分析法(SFA)等。DEA方法只能估計TFP變動率，而目前較受青睞的OP、LP等半?yún)?shù)方法主要針對的是微觀企業(yè)的TFP估計[29]，本文采用的研究樣本則是基于省級面板數(shù)據(jù)?；谶@一認識，我們采用基于SFA的參數(shù)回歸方法估計各地區(qū)的TFP。本文將前沿生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為C-D形式，對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可表示為：

表1 變量定義表

(10)

其中，Yit、Kit、Nit分別代表地區(qū)i在t年的生產(chǎn)總值、固定資本存量及從業(yè)人員數(shù)；t為時間趨勢變量，vit為一般意義上的隨機誤差項，uit為技術(shù)無效率項，并與vit相互獨立；η為技術(shù)效率指數(shù)的變化率。地區(qū)生產(chǎn)總值采用以1998年為基期的價格指數(shù)平減；固定資本存量采用永續(xù)盤存法進行估算，價格指數(shù)的構(gòu)造參照張軍[30]的方法進行處理，資本折舊率取為9.6%?；?10)式的隨機前沿模型，參照劉秉鐮等[31]的做法，地區(qū)i在t年的TFP可表示為TFPit=exp[γ0+γ3t]×TEit， 其中TEit=E[exp(-uit)|eit=vit-uit]為隨機前沿模型測算獲得的技術(shù)效率。

核心解釋變量包括基礎(chǔ)研究(BR)與應(yīng)用研究(AR)?；A(chǔ)研究采用高校、科研機構(gòu)以及大中型工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出中的基礎(chǔ)研究部分來衡量，應(yīng)用研究采用高校、科研機構(gòu)以及大中型工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出中的應(yīng)用研究部分與試驗發(fā)展部分之和來衡量。研發(fā)支出均參照吳延兵[32]的做法通過永續(xù)盤存法轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的R&D資本存量。

調(diào)節(jié)變量為地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)(Own)與要素市場扭曲程度(Dis)。已有文獻大多采用某一類型產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)值比重或從業(yè)人員比重來反映產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，我們采用國有及國有控股大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)全部大中型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值的比重來度量地區(qū)所有制結(jié)構(gòu)。要素市場扭曲則參照戴魁早等[33]的做法，選擇基于標桿法的相對差距指數(shù)衡量各地區(qū)的要素市場扭曲程度，具體公式為Disit=[max(FMit)-FMit]/max(FMit)，F(xiàn)M為要素市場發(fā)育程度指數(shù)[34]。

為了剔除其他因素的影響，我們還控制了人力資本(H)、經(jīng)濟發(fā)展水平(Dev)、政府干預(yù)程度(Gov)、外商直接投資(Fdi)及貿(mào)易自由度(Tra)等變量。根據(jù)模型(4)，人力資本是影響地區(qū)TFP的重要因素，擁有越多人力資本的地區(qū)越傾向于進行創(chuàng)新活動，進而提升地區(qū)生產(chǎn)率。本文采用各地區(qū)就業(yè)人員受教育年限來衡量人力資本。以地區(qū)人均GDP來度量經(jīng)濟發(fā)展水平。由于中國經(jīng)濟發(fā)展具有政府干預(yù)和外向型發(fā)展兩大主要特征，這兩個特征會對地區(qū)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。考慮到財政和貨幣政策是政府對經(jīng)濟進行干預(yù)的重要手段，因此我們采用地區(qū)財政支出比重作為反映政府干預(yù)程度的一個重要變量。我們采用外商直接投資和貿(mào)易自由度來控制外向型經(jīng)濟發(fā)展的影響。外資企業(yè)的進入會加劇國內(nèi)市場競爭，也會通過技術(shù)外溢帶動內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進步，從而提高地區(qū)TFP，本文以各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資中的港澳臺商投資和外商投資所占比重來衡量外商直接投資。商品和服務(wù)貿(mào)易也能帶動技術(shù)轉(zhuǎn)移，加劇產(chǎn)業(yè)內(nèi)競爭，促進技術(shù)革新，本文以各地區(qū)進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量貿(mào)易自由度。

四、實證結(jié)果分析

(一)基本估計結(jié)果分析

考慮到研發(fā)投資對TFP發(fā)生作用的滯后性，我們將核心解釋變量(lnBR、lnAR)同時滯后一期(p=q=1)和二期(p=q=2)，回歸結(jié)果分別報告在表2的列(1)-(3)和列(4)-(6)。具體采用混合OLS、固定效應(yīng)(FE)還是隨機效應(yīng)(RE)模型來進行估計由相關(guān)假設(shè)檢驗來確定。從表2來看，依次引入調(diào)節(jié)變量Own、Dis的列(1)-(2)和列(4)-(5)適合采用FE模型進行估計，同時引入兩個調(diào)節(jié)變量的列(3)和列(6)適合采用RE模型進行估計。

表2的六個估計結(jié)果都顯示，基礎(chǔ)研究(lnBR)和應(yīng)用研究(lnAR)的系數(shù)顯著為正，但lnBR的系數(shù)均小于lnAR，表明從整體上來看，現(xiàn)階段基礎(chǔ)研究對TFP的影響小于應(yīng)用研究。這可能是因為現(xiàn)階段中國基礎(chǔ)研究的重大創(chuàng)新成果較為缺乏，且科技成果不能有效轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)率，從而對TFP的影響相對較小[10]。進一步的，列(4)-(6)中l(wèi)nBR與lnAR的系數(shù)比列(1)-(3)較高，列(4)-(6)中l(wèi)nBR與lnAR系數(shù)之間的差距比列(1)-(3)更小，表明無論是基礎(chǔ)研究還是應(yīng)用研究對TFP的影響均存在一定滯后性，但是基礎(chǔ)研究的滯后效應(yīng)相對更強，意味著雖然基礎(chǔ)研究在短期內(nèi)對TFP的作用效果較弱，但是基礎(chǔ)研究的投入和積累能夠促進TFP的長期可持續(xù)發(fā)展，這與孫曉華和王昀[35]的研究結(jié)果相一致。

表2 面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計量；*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表2的列(1)顯示，所有制與基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的交互項Own×lnBR、Own×lnAR的系數(shù)均顯著為負(-0.0404、-0.1988)，表明所有制對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的影響具有顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。我們進一步通過考察不同所有制情形下基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的影響系數(shù)來分析國有企業(yè)和民營企業(yè)是否在研發(fā)投資上存在不同的傾向。在國有經(jīng)濟比重較低(Own=0)的地區(qū)①① 我們以O(shè)wn=1表示國有經(jīng)濟比重較高的情形，以O(shè)wn=0表示國有經(jīng)濟比重較低的情形。雖然在現(xiàn)實經(jīng)濟中不可能存在如此極端的情況，但是本文側(cè)重于考察兩種研發(fā)對TFP影響的相對大小，因此該設(shè)定并不會影響本文結(jié)論一般性。后文中對于要素市場扭曲程度的處理與所有制相一致。，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)為0.1675，低于應(yīng)用研究的影響(0.3078)，因而應(yīng)用研究對TFP的促進作用高于基礎(chǔ)研究。而在國有經(jīng)濟比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)為列(1)中l(wèi)nBR與交叉項Own×lnBR的回歸系數(shù)之和0.1271，高于應(yīng)用研究對TFP的影響系數(shù)(0.1090)，表明基礎(chǔ)研究對TFP的促進作用高于應(yīng)用研究。也就是說，國有比重較高的地區(qū)更傾向于基礎(chǔ)研究，而在國有經(jīng)濟比重較低的地區(qū)，開展應(yīng)用研究則更具優(yōu)勢。從列(4)可以看出，當延長滯后期后，基礎(chǔ)研究(lnBR)和應(yīng)用研究(lnAR)系數(shù)的顯著性略有變化，但都顯著為正，交互項Own×lnBR、Own×lnAR的系數(shù)在符號、數(shù)值和顯著性上與列(1)基本一致。從影響系數(shù)來看，國有經(jīng)濟比重較低(Own=0)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)(0.3470)低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.4170)；國有比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)降至0.2945，高于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(已降至0.2564)。因此本文的假說1得到了驗證。

表2的列(2)中，要素市場扭曲程度(Dis)與兩種研發(fā)投資的交互項Dis×lnBR、Dist×lnAR的系數(shù)同樣顯著為負(-0.1179、-0.0743)，表明要素市場扭曲對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的TFP效應(yīng)也具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用，隨著要素市場扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的影響都會被削弱。其中，交互項Dis×lnBR的系數(shù)(-0.1179)低于交互項Dis×lnAR的系數(shù)(-0.0743)，說明基礎(chǔ)研究對要素市場扭曲的調(diào)節(jié)更為敏感，隨著要素市場扭曲程度的增加，相對應(yīng)用研究而言，基礎(chǔ)研究對TFP促進作用的降低幅度要更大。列(5)延長滯后期至2年后，交互項Dis×lnBR、Dis×lnAR的系數(shù)(-0.1100、-0.0540)同樣支持上述結(jié)論。表明本文的假說2得到驗證。

表3 兩種研發(fā)投資對TFP的影響系數(shù)：Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用

表2的列(3)和列(6)進一步引入了復(fù)合交互項Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR。列(3)顯示，Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR的系數(shù)為正且分別在5%和10%的水平上顯著。為了直觀展現(xiàn)所有制結(jié)構(gòu)(Own)和要素市場扭曲(Dis)對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的TFP效應(yīng)的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用，我們在表3中給出了Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用下兩種研發(fā)投資對地區(qū)TFP的影響系數(shù)。從表3可以清晰地看出，所有制對兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用與要素市場扭曲程度有顯著關(guān)聯(lián)。在滯后一期的情況下，在國有經(jīng)濟比重較低(Own=0)的地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低時(Dis=0)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)為0.1752，明顯低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.2960)，因而我們可以認為，在這種情形下(情形一)，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長。當要素市場扭曲程度較高時(Dis=1)(情形二)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)為0.0320，低于應(yīng)用研究的影響系數(shù)(0.1885)，二者之間的影響系數(shù)差異由情形一下的0.1208增加至情形二下的0.1565。在國有經(jīng)濟比重較高(Own=1)地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低(Dis=0)時(情形三)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)為0.1448，應(yīng)用研究對TFP的影響系數(shù)為0.1290，即基礎(chǔ)研究對TFP的作用更為明顯。當要素市場扭曲程度逐漸提高時(情形四)，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的作用都很低，其影響系數(shù)分別為0.0153和0.0310，兩種研發(fā)對TFP的影響差異較情形三有所減少。本文的假說3至此得到了驗證。進一步，在滯后二期的四種情形下，基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究對TFP的影響系數(shù)的大小對比和差異程度也表現(xiàn)得與滯后一期大致相同，表明本文假說3的結(jié)論是可靠的。

表2還顯示，人力資本(lnH)的彈性系數(shù)在表2的所有回歸中均顯著為正，表明人力資本對地區(qū)TFP有明顯促進作用，一個地區(qū)勞動者的受教育程度越高，越有利于人力資本的積累，從而該地區(qū)的TFP也就越高。經(jīng)濟發(fā)展程度(Dev)、外商直接投資(Fdi)、貿(mào)易自由度(Tra)三個變量的系數(shù)同樣顯著為正，表明地區(qū)TFP確實與經(jīng)濟發(fā)展水平正相關(guān)，外資進入和國際貿(mào)易的加強能夠激勵企業(yè)提高生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品質(zhì)量，進而促進地區(qū)TFP的提升。政府干預(yù)程度(Gov)的系數(shù)顯著為負，這可能是由于不當?shù)恼深A(yù)會向企業(yè)傳遞錯誤信號，擠占企業(yè)自身研發(fā)投入發(fā)揮作用的空間。

(二)內(nèi)生性分析

在分析基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對TFP的影響時，不能忽視相關(guān)經(jīng)濟變量之間可能存在的內(nèi)生性問題。如地區(qū)生產(chǎn)率可能會影響該地區(qū)內(nèi)的人力資本和研發(fā)投入水平。生產(chǎn)率較高的地區(qū)往往具有較高的薪資水平，容易吸引高層次的人才往區(qū)內(nèi)集聚；高生產(chǎn)率的地區(qū)，不僅具有較強的經(jīng)濟實力，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也更傾向于技術(shù)密集型，因而有需要也有實力去進行較多的研發(fā)投資。地區(qū)生產(chǎn)率與經(jīng)濟發(fā)展程度之間還可能存在雙向因果關(guān)系。內(nèi)生性問題的存在使得上述變量之間的因果聯(lián)系變得難以確認，一般的面板數(shù)據(jù)模型容易造成估計偏差，影響估計結(jié)果的一致性。

本文考慮采用廣義矩估計(GMM)處理內(nèi)生性問題，其實質(zhì)是采用自變量的滯后項作為工具變量。GMM方法最先是由Arellano and Bond[36]提出的差分廣義矩估計(Differentiated-GMM)，其基本思路是在通過一階差分變換控制固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，將差分方程中內(nèi)生變量的滯后項作為工具變量估計差分方程。差分GMM估計容易產(chǎn)生弱工具變量問題，導(dǎo)致有限樣本偏誤。Blundell and Bond[37]在Arellano and Bover[38]給出的改進方法的基礎(chǔ)上，將差分工具變量矩陣和水平工具變量矩陣結(jié)合在一起，提出了更為有效的系統(tǒng)廣義矩估計(System-GMM)方法。鑒于這一認識，我們即采用系統(tǒng)GMM方法弱化變量間的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果報告在了表4中。

系統(tǒng)GMM估計的一致性取決于工具變量的有效性。表4中提供了有關(guān)工具變量有效性的3種檢驗。Hansen J檢驗為過度識別約束檢驗，在至少有一個工具變量為外生的前提下，其原假設(shè)為“H0：所有工具變量都是外生的”。Arellano-Bond AR(1)和Arellano-Bond AR(2)檢驗則是用來檢驗誤差項是否存在一階和二階序列相關(guān)，GMM估計要求殘差項必須不存在二階序列相關(guān)。從表4可以看出，在所有回歸中，Hansen J檢驗的p值均低于5%，表明不能拒絕所有工具變量為外生的原假設(shè)，即本文系統(tǒng)GMM估計所采用的工具變量是有效的；Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗表明不能拒絕不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)(p值>10%)。因此，表4的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是一致估計。

表4中，滯后一期和滯后二期情況下，兩種研發(fā)(lnBR、lnAR)、兩個調(diào)節(jié)變量(Own、Dis)以及交互項的回歸系數(shù)的符號和顯著性與表2相比都沒有發(fā)生太大變化，表明本文分析結(jié)論是可靠的。表4中列(1)和(4)顯示，在國有經(jīng)濟比重較低(Own=0)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)低于應(yīng)用研究，在國有經(jīng)濟比重較高(Own=1)的地區(qū)，基礎(chǔ)研究對TFP的影響系數(shù)高于應(yīng)用研究，表明控制了內(nèi)生性問題后假說1的結(jié)論仍然得到驗證。不論是在列(2)還是列(5)中，要素市場扭曲與基礎(chǔ)研究交互項Dis×lnBR的系數(shù)與要素市場扭曲與應(yīng)用研究的交互項Dis×lnAR的系數(shù)都顯著為負，且Dis×lnBR的系數(shù)小于Dis×lnAR的系數(shù)，表明控制內(nèi)生性后，要素市場扭曲對兩種研發(fā)活動對TFP的作用仍具有顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，且對基礎(chǔ)研究與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)更強。因此假說2得到進一步支持。根據(jù)列(3)和列(6)，控制內(nèi)生性問題后，復(fù)合交互項Own×Dis×lnBR、Own×Dis×lnAR的系數(shù)仍然顯著為正。

表4 內(nèi)生性檢驗：系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計量；*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表5 兩種研發(fā)投資對TFP的影響系數(shù)：Own與Dis的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用(內(nèi)生性檢驗)

注：括號內(nèi)為數(shù)對，兩個元素依次為基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對TFP的影響系數(shù)。

在所有制結(jié)構(gòu)與要素市場扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用下，兩種研發(fā)投資對TFP的影響系數(shù)報告在了表5中。表5顯示，從影響系數(shù)的比較來看，不論是滯后一期還是滯后二期，在情形一(Own=0，Dis=0)和情形二(Own=0，Dis=1)下，應(yīng)用研究對TFP的促進作用都要高于基礎(chǔ)研究；在情形三(Own=1，Dis=0)下，基礎(chǔ)研究對TFP的作用明顯高于應(yīng)用研究。從影響系數(shù)差異的變動來看，從情形一(Own=0，Dis=0)到情形二(Own=0，Dis=1)，隨著要素市場扭曲程度的提高，滯后一期時兩種研發(fā)投資的影響系數(shù)差異由0.0984擴大至0.1332，滯后二期時影響系數(shù)差異則由0.0285增加至0.0706，因而應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對TFP影響的差異在不斷增大；從情形三(Own=1，Dis=0)到情形四(Own=1，Dis=1)，隨著要素市場扭曲程度的提高，滯后一期時兩種研發(fā)的影響系數(shù)差異由-0.0411(負值表明基礎(chǔ)研究對TFP的促進作用低于應(yīng)用研究)變動至-0.0144，滯后二期時則是由-0.0430變動至-0.0058，表明基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對TFP影響的差異在逐漸縮小。因此在弱化了內(nèi)生性問題之后，假說3得到進一步驗證。

五、結(jié)論與啟示

隨著中國經(jīng)濟增長速度趨于放緩，“提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力、全面構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展模式”越來越成為經(jīng)濟學家和政策制定者的共識，研發(fā)創(chuàng)新活動與生產(chǎn)率之間的關(guān)系也成為一個重要的研究課題。然而現(xiàn)有研究大都忽視了中國作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體在制度安排和要素市場發(fā)育不健全等方面的典型特征，以至于在“何種類型研發(fā)活動更有助于生產(chǎn)率增長”這一問題上得出的結(jié)論并不一致。本文主要圍繞基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究與TFP之間的關(guān)系展開討論，重點考察所有制和要素市場扭曲對它們之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

以1998-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，利用有限分布滯后模型進行估計的結(jié)果顯示：(1)國有部門在基礎(chǔ)研究方面相對更有優(yōu)勢，因此在國有經(jīng)濟比重較高的地區(qū)，基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長；民營企業(yè)在應(yīng)用研究方面更有優(yōu)勢，因此在國有經(jīng)濟比重較低(民營企業(yè)比重較高)的地區(qū)，應(yīng)用研究更能促進TFP增長；(2)要素市場扭曲程度較高的地區(qū)，無論應(yīng)用研究還是基礎(chǔ)研究對TFP的影響都會被削弱，且基礎(chǔ)研究的削弱幅度更大；(3)所有制對兩種研發(fā)與TFP之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用還依賴于要素市場扭曲程度。在國有經(jīng)濟比重較高的地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低時，基礎(chǔ)研究比應(yīng)用研究更能促進TFP增長，隨著要素市場扭曲程度的提高，基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對TFP影響的差異在縮小；在國有經(jīng)濟比重較低的地區(qū)，當要素市場扭曲程度較低時，應(yīng)用研究比基礎(chǔ)研究更能促進TFP增長，隨著要素市場扭曲程度的提高，應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究對TFP影響的差異會增大。

本文的發(fā)現(xiàn)具有深刻的政策啟示：(1)在制定創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略時，需要首先明確研發(fā)項目的具體屬性?；A(chǔ)研究更注重知識和技術(shù)的突破，而應(yīng)用研究更注重盈利的實現(xiàn)，因此有效的研發(fā)扶持政策應(yīng)該更有針對性和客觀性。對于基礎(chǔ)研究項目，應(yīng)主要由政府補貼驅(qū)動國有部門研發(fā)，以基礎(chǔ)研究為著力點“做強做優(yōu)做大國有企業(yè)”。而對于應(yīng)用型研發(fā)項目，則應(yīng)著重改善企業(yè)研發(fā)所面臨的融資環(huán)境，通過補貼、稅收優(yōu)惠等政策工具降低民營企業(yè)的研發(fā)準入門檻，通過政府和市場力量共同驅(qū)動科技項目的研發(fā)和投產(chǎn)；(2)要堅持從產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)展不平衡的現(xiàn)實出發(fā)，全面推進和加快要素市場的市場化改革進程，逐步放開對要素市場的定價權(quán)和管制權(quán)?？紤]到地區(qū)要素市場發(fā)展不平衡的基本情況，應(yīng)分類制定要素市場化改革戰(zhàn)略，確保要素市場改革朝著積極方向演變，這對于建立創(chuàng)新型國家、促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展有著十分重要的意義。

[1] Krugman P. The myth of Asia’s miracle [J]. Foreign Affairs, 1994, 73(6): 62-78.

[2] Young A. Lessons from the East Asian NICS: A contrarian view [J]. European Economic Review, 1994, 38(3-4): 964-973.

[3] 辜勝阻. 轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新是后危機時代的重大主題[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟，2010(8)：91-95.

[4] Lucas R. On the mechanics of economic-development [J]. Journal of Monetary Economy, 1988, 22 (1): 3-42.

[5] Romer P. Endogenous technological change [J]. Journal of Political Economy, 1990, 98 (5): S71-S102.

[6] Islam N, Dai E, Sakamoto H. Role of TFP in China’s growth [J]. American Economic Journal, 2006, 20(2):127-159.

[7] 張海洋. R&D兩面性、外資活動與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長[J]. 經(jīng)濟研究，2005(5)：107-117.

[8] 謝建國，周璐昭. 進口貿(mào)易、吸收能力與國際R&D技術(shù)溢出：中國省區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 世界經(jīng)濟，2009，(9)：68-81.

[9] 蔣殿春，王曉嬈. 中國R&D結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)率影響的比較分析[J]. 南開經(jīng)濟研究，2015(2)：59-73.

[10] 陳鈺芬，黃娟，王洪刊. 不同類型研發(fā)活動如何影響TFP？——基于2000-2010年我國省際面板數(shù)據(jù)的實證[J]. 科學學研究，2013(10)：1512-1521.

[11] 楊立巖，潘慧峰. 人力資本、基礎(chǔ)研究與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2011(4)：104-117.

[12] 嚴成樑，龔六堂. R&D規(guī)模、R&D結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長[J]. 南開經(jīng)濟研究，2013(2)：3-19.

[13] 楊洋，魏江，羅來軍. 誰在利用政府補貼進行創(chuàng)新？——所有制和要素市場扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]. 管理世界，2015(1)：75-86.

[14] Liang X, Lu X, Wang L. Outward internationalization of private enterprises in China: the effect of competitive advantages and disadvantages compared to home market rivals [J]. Journal of World Business, 2012, 47:134-144.

[15] 胡志國，嚴成樑，龔六堂. 政府研發(fā)政策的經(jīng)濟增長效應(yīng)與福利效應(yīng)[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟，2013(9)：112-120.

[16] Faccio M. Politically connected firms [J]. The American Economic Review, 2006, 96(1):369-386.

[17] Lin J, Tan G. Policy burdens, accountability and the soft budget constraint [J]. The American Economic Review, 1999, 89(2):426-431.

[18] Clarysse B, Wright M, Mustar P. Behavioral additionality of R&D subsidies: A learning perspective [J]. Research Policy, 2009, 38(10):1517-1533.

[19] Xu E, Yang H, quan J, Lu Y. Organizational slack and corporate social performance: empirical evidence from China’s pubic firms [J]. Asia Pacific Journal of Management, 2015, 32(1):181-198.

[20] 王博雅，熊柴，盧曉榆. 政府資金在R&D鏈條各階段的投入比例研究[J]. 科研管理，2015(6)：75-80.

[21] Chen V, Li J, Shapiro D, Zhang X. Ownership structure and innovation: An emerging market perspective [J]. Asia Pacific Journal of Management, 2012, 31(1):1-24.

[22] 黃益平. 要素市場引入自由市場機制[EB/OL]. http://finance.ifeng.com/topic/cjdd/video/20090726/993603.shtml，2006-07-26.

[23] 張杰，周曉艷，李勇. 要素市場扭曲抑制了中國企業(yè)R&D？[J].經(jīng)濟研究，2011(8)：78-91.

[24] Murphy K, Shleifer A, Vishy R. Why is rent-seeking costly to growth [J]. The American Economic Review, 1993, 83(2):409-414.

[25] Boldrin M, Levine D. Rent-seeking and Innovation [J]. Journal of Monetary Economics, 2004, 51:127-160.

[26] 安同良，周紹東，皮建才. R&D補貼對中國企業(yè)自主創(chuàng)新激勵效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究，2009(10)：87-98.

[27] Griliches Z. Issues in assessing the contribution of research and development to productivity growth [J]. Bell Journal of Economics, 1979(10): 92-116.

[28] 楊玲，許傳龍. 分類型研發(fā)投資對TFP的影響——基于長江經(jīng)濟帶11省市的實證分析[J].云南財經(jīng)大學學報，2016(1)：72-80.

[29] 魯曉東，連玉君. 中國工業(yè)企業(yè)TFP估計：1999—2007[J]. 經(jīng)濟學(季刊)，2012(2)：542-558.

[30] 張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J]. 經(jīng)濟研究，2004(10)：35-44.

[31] 劉秉鐮，武鵬，劉玉海. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國TFP增長——基于省域數(shù)據(jù)的空間面板計量分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2012(9)：54-64.

[32] 吳延兵. R&D與生產(chǎn)率——基于中國制造業(yè)的實證研究[J]. 經(jīng)濟研究，2006(11)：60-70.

[33] 戴魁早，劉友金.要素市場扭曲與創(chuàng)新效率——對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗分析[J]. 經(jīng)濟研究，2016(7)：72-86.

[34] 樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程報告[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社. 2011.

[35] 孫曉華，王昀. 何種類型的研發(fā)投資更有利于提高一國生產(chǎn)率？——來自O(shè)ECD國家的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 科學學研究. 2014(2)：204-210.

[36] Arellano M, Bond S. Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations [J]. The Review of Economic Studies, 1991, 58(2): 277-297.

[37] Blundell R, Bond S. Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models [J]. Journal of Econometrics, 1998, 87(1):115-143.

[38] Arellano M, Bover O. Another look at the instrumental variable estimation of error-components models [J]. Journal of Econometrics, 1995, 68(1): 29-51.

責任編輯、校對：李再揚

2016-09-22

國家社會科學基金青年項目(編號：15CJL028)；中國博士后科學基金特別資助(編號：2015T81010)；中國博士后科學基金面上項目(2013M530417)；陜西省博士后科研項目；西安交通大學新教師支持計劃。

王文(1983- )，女，陜西省西安市人，西安交通大學經(jīng)濟與金融學院講師，經(jīng)濟學博士，研究方向：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)演進；孫早(1966- )，江蘇省泰興市人，西安交通大學經(jīng)濟與金融學院院長，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：公司戰(zhàn)略與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)演進。

A

1002-2848-2016(06)-0023-11