雷虹艷

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 馬克思主義學(xué)院， 北京 102488; 2.成都中醫(yī)藥大學(xué) 馬克思主義學(xué)院， 四川 成都 611137)

一、引言

全要素生產(chǎn)率是指除去資本與勞動(dòng)力投入要素外，其他生產(chǎn)要素(如技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)化改革等)所帶來的產(chǎn)出增長(zhǎng)率。從世界大多數(shù)國(guó)家的發(fā)展歷史進(jìn)程來看，當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體處于較低發(fā)展階段時(shí)，由于與發(fā)達(dá)國(guó)家之間存在技術(shù)和生產(chǎn)率差距，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往具有后發(fā)優(yōu)勢(shì)，此時(shí)能夠依靠資本、勞動(dòng)力及其他資源的大量投入來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。但是，當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)展到一定水平時(shí)，它與世界發(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)和生產(chǎn)率差距逐漸縮小，傳統(tǒng)生產(chǎn)要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)將難以為繼，提高全要素生產(chǎn)率就成了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的唯一路徑。目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入到新常態(tài)階段，全要素生產(chǎn)率的提高不僅是中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的唯一動(dòng)力，而且也是使中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要源泉。黨的十八屆五中全會(huì)審議通過的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》，把“創(chuàng)新發(fā)展”與“協(xié)調(diào)發(fā)展”“綠色發(fā)展”“開放發(fā)展”和“共享發(fā)展”一同作為中國(guó)十三五時(shí)期必須堅(jiān)持的新發(fā)展理念。這要求中國(guó)經(jīng)濟(jì)必須從新常態(tài)發(fā)展的特殊要求出發(fā)，立足實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力轉(zhuǎn)換，提高全要率生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用。因此，提高全要素生產(chǎn)率對(duì)于中國(guó)全面建成小康社會(huì)、實(shí)現(xiàn)中華民族的偉大復(fù)興等都具有十分重大而深遠(yuǎn)的歷史意義。

全要素生產(chǎn)率的提高主要依賴于技術(shù)進(jìn)步和對(duì)生產(chǎn)效率的改進(jìn)。本國(guó)的自主創(chuàng)新能力以及對(duì)各種開放渠道產(chǎn)生技術(shù)溢出的吸收能力是提高技術(shù)進(jìn)步的重要渠道，而國(guó)家在市場(chǎng)制度方面的改革設(shè)計(jì)則是影響生產(chǎn)效率的最重要因素。因此，中國(guó)要在新常態(tài)環(huán)境下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)，必須依賴技術(shù)的不斷進(jìn)步和生產(chǎn)效率的不斷提高，這就要求中國(guó)在不斷提升自主創(chuàng)新能力的同時(shí)加強(qiáng)對(duì)各種開放渠道產(chǎn)生技術(shù)溢出的吸收。那么，如何提高全要素生產(chǎn)率的問題實(shí)際上就轉(zhuǎn)化為如何利用自主研發(fā)和各種開放渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出以及如何推動(dòng)市場(chǎng)化制度建設(shè)的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)全要素生產(chǎn)率影響因素的文獻(xiàn)較為豐富。在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中，技術(shù)進(jìn)步被看成是由獨(dú)立的研發(fā)部門創(chuàng)造的，能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供源源不斷的動(dòng)力。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型雖然增強(qiáng)了我們對(duì)R&D活動(dòng)作用的認(rèn)識(shí)和理解，但是，這些模型較少考慮國(guó)際技術(shù)溢出。對(duì)于一個(gè)開放的經(jīng)濟(jì)體而言，利用外商直接投資(Foreign direct investment，以下簡(jiǎn)稱FDI)、對(duì)外直接投資(Outward direct investment，以下簡(jiǎn)稱ODI)和貿(mào)易(進(jìn)口和出口)產(chǎn)生的技術(shù)溢出也是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑。

(一)自主創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率

自主創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)能夠直接創(chuàng)造和積累知識(shí)，優(yōu)化生產(chǎn)程序和加速產(chǎn)品創(chuàng)新。同時(shí)，自主創(chuàng)新活動(dòng)還能夠增強(qiáng)對(duì)外來技術(shù)的消化吸收，從而為經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)提供源源不斷的動(dòng)力。Keller指出，R&D投入越多，有效的研發(fā)勞動(dòng)也越多，提高全要素生產(chǎn)率的能力也越強(qiáng)[1]。發(fā)達(dá)國(guó)家和新興工業(yè)化國(guó)家(地區(qū))的經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)表明：加大自主研發(fā)投入能夠促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高,是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的重要保證。Coe等利用面板協(xié)整模型研究了R&D投入資本存量對(duì)世界上24個(gè)國(guó)家在1971—1990年全要素生產(chǎn)率的長(zhǎng)期影響關(guān)系，實(shí)證結(jié)論表明R&D資本存量對(duì)G7國(guó)家的全要素生產(chǎn)率影響大于對(duì)其他國(guó)家全要素生產(chǎn)率的影響[2]。Tientao等利用空間自相關(guān)模型和空間杜賓模型等分析了世界上107個(gè)國(guó)家2000—2011年全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的原因，實(shí)證結(jié)論表明：一國(guó)R&D投入的增加能夠顯著提高全要素生產(chǎn)率，并通過技術(shù)溢出提高其他國(guó)家的全要素生產(chǎn)率[3]。Bengoa等采用面板協(xié)整和空間計(jì)量方法分析了西班牙17個(gè)地區(qū)的R&D投入及其空間效應(yīng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證結(jié)果顯示西班牙政府公共R&D投入會(huì)顯著提高全要素生產(chǎn)率并存在明顯的空間溢出效應(yīng)[4]。在針對(duì)中國(guó)的研究中，王英等采用時(shí)間序列和CH-LP技術(shù)溢出分析框架測(cè)算了中國(guó)1985—2005年自主R&D投入和4種開放渠道對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：中國(guó)的R&D投入顯著提高了全要素生產(chǎn)率[5]。類似的研究結(jié)論可以參見蔡偉毅等[6]、肖文等[7]。但是，也有部分學(xué)者認(rèn)為R&D投入增加并不一定提高全要素生產(chǎn)效率[8-9]。

(二)技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率

在開放經(jīng)濟(jì)背景下,一個(gè)國(guó)家全要素生產(chǎn)率的提高不單純依賴于本國(guó)的自主研發(fā)，對(duì)外開放渠道通過非自主效應(yīng)和自發(fā)傳導(dǎo)形成的技術(shù)溢出也是重要途徑。首先，跨國(guó)企業(yè)通過直接在東道國(guó)設(shè)立經(jīng)營(yíng)公司會(huì)直接提高東道國(guó)的全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，東道國(guó)也會(huì)通過模仿或示范效應(yīng)學(xué)習(xí)這些企業(yè)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和高效的管理方法等[3-7,10-16]。其次，貿(mào)易(進(jìn)口和出口)也是重要的技術(shù)溢出渠道[5-6,17-21]。例如，企業(yè)為了提高產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力和抵抗貿(mào)易壁壘，往往會(huì)加大對(duì)技術(shù)研發(fā)的投入或者直接購(gòu)買先進(jìn)技術(shù)設(shè)備(包括技術(shù)等)。作為資本、技術(shù)等的重要轉(zhuǎn)移渠道，具有與FDI同等重要的ODI受到了部分國(guó)外學(xué)者的關(guān)注，但國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)注相對(duì)較少，尤其是在省際層面[22-25]。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速崛起和“走出去”戰(zhàn)略的推進(jìn)，中國(guó)的ODI規(guī)模和結(jié)構(gòu)分別得到了提高和優(yōu)化，ODI能否像FDI一樣提高中國(guó)全要素生產(chǎn)率仍然是當(dāng)前學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的一個(gè)問題。

實(shí)證研究方面，Miller等分析比較了不同時(shí)期貿(mào)易和人力資本等因素對(duì)83個(gè)處于不同發(fā)展階段國(guó)家全要素生產(chǎn)率的影響，研究表明：提高貿(mào)易開放程度有利于全要素生產(chǎn)率的增加，但貧窮國(guó)家的人力資本卻阻礙了他們通過貿(mào)易渠道獲取正向的技術(shù)溢出效應(yīng)[18]。Bwalya利用廣義矩估計(jì)等方法分析了FDI的水平技術(shù)溢出、垂直技術(shù)溢出和區(qū)域技術(shù)溢出對(duì)贊比亞共和國(guó)本土制造企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，研究表明：FDI對(duì)本土企業(yè)生產(chǎn)效率的影響主要是通過垂直技術(shù)溢出而非水平技術(shù)溢出實(shí)現(xiàn)的[26]。同時(shí)，區(qū)域技術(shù)溢出也是提高本土企業(yè)生產(chǎn)效率的重要渠道。Banerjee等利用自回歸分布滯后模型和協(xié)整模型等分析了R&D、貿(mào)易、人力資本和金融深化等因素對(duì)印度全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證結(jié)果表明：R&D和貿(mào)易都能夠提高印度的全要素，但貿(mào)易的作用效果并不顯著[20]。Fujimori等利用印度1995—2004年行業(yè)面板數(shù)據(jù)分析了FDI的前向溢出效應(yīng)和后向溢出效應(yīng)對(duì)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證研究顯示：FDI會(huì)顯著提高全要素生產(chǎn)率，但主要是通過后向技術(shù)溢出實(shí)現(xiàn)[12]。

在針對(duì)中國(guó)的實(shí)證研究中，王英等采用時(shí)間序列的研究結(jié)果表明：FDI和出口渠道能夠顯著提高中國(guó)的全要素生產(chǎn)率；進(jìn)口和ODI卻顯著降低了中國(guó)全要素生產(chǎn)率[5]。蔡偉毅等從水平技術(shù)溢出和垂直技術(shù)溢出的視角比較了R&D、FDI和進(jìn)口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)中國(guó)東、中和西部區(qū)域全要素生產(chǎn)率的差異化影響，結(jié)果表明：進(jìn)口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出是提高東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的主要途徑；但FDI渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出是提高中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的重要途徑，在西部地區(qū)，F(xiàn)DI和進(jìn)口渠道均未對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生顯著影響[6]。肖文等利用Coe等[17]和DEA-Malmquist指數(shù)分析方法檢驗(yàn)了FDI、ODI、區(qū)域間技術(shù)溢出、資本品進(jìn)口渠道和消費(fèi)品進(jìn)口渠道對(duì)中國(guó)省際全要素增長(zhǎng)率的影響，結(jié)果表明：FDI、ODI和資本品的進(jìn)口渠道都有助于提高全要素生產(chǎn)率及其組成成分(技術(shù)進(jìn)步和效率)，但是消費(fèi)品進(jìn)口渠道卻降低了全要素生產(chǎn)率及其組成成分[7]。余泳澤選取外商投資水平、外商投資進(jìn)入規(guī)模、“技術(shù)勢(shì)能”和潛在市場(chǎng)規(guī)模作為門檻變量，利用門檻面板模型檢驗(yàn)了1995—2009年FDI對(duì)中國(guó)13個(gè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：FDI對(duì)中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)存在明顯的門檻特征[16]。王恕立等從不同投資動(dòng)機(jī)的視角，利用Coe等的研究[17]考察了技術(shù)尋求、資源尋求和市場(chǎng)尋求3類投資動(dòng)機(jī)下ODI對(duì)中國(guó)及其東、中和西部區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：中國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)尋求型的ODI能夠產(chǎn)生正向溢出，但存在明顯區(qū)域差異；中部地區(qū)ODI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)要比東、西部地區(qū)明顯；資源尋求型和市場(chǎng)尋求型ODI產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)全國(guó)及東、中、西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出負(fù)面效應(yīng)[27]。Liu等利用中國(guó)1 328家電子行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)2003—2008年的微觀面板數(shù)據(jù)，分析了FDI對(duì)這些企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證結(jié)果表明：FDI仍然能夠顯著提高這些企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[14]。

(三)市場(chǎng)化程度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

除了自主創(chuàng)新和技術(shù)溢出是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素外，外部的制度環(huán)境也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素。制度被定義為人為設(shè)計(jì)、型塑人們互動(dòng)關(guān)系的約束。制度能夠降低交易中的不確定性，抑制市場(chǎng)主體“事前”和“事后”的機(jī)會(huì)主義行為，提高經(jīng)濟(jì)交易的可預(yù)見性，解決行業(yè)可能面臨的機(jī)會(huì)主義和信息不對(duì)稱的影響。因此，一個(gè)制度更完善和市場(chǎng)化程度更高的社會(huì)能夠引導(dǎo)創(chuàng)新要素合理流動(dòng)，優(yōu)化資源配置，提高各種要素的產(chǎn)出效率，實(shí)現(xiàn)內(nèi)涵式的集約化增長(zhǎng)。通常情況下，在市場(chǎng)化程度更高的環(huán)境中,企業(yè)具有更合宜的組織結(jié)構(gòu)與分工結(jié)構(gòu)，激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資和采用新技術(shù)，促使企業(yè)的全要素生產(chǎn)率得到提升[28-31]。相對(duì)于自主創(chuàng)新和技術(shù)溢出，市場(chǎng)化程度對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的研究成果較少，僅有部分學(xué)者開展了相關(guān)研究。

實(shí)證研究方面，陳剛通過采用面板協(xié)整模型研究了中國(guó)各省份1998—2007年自主R&D、省際技術(shù)溢出、進(jìn)口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出、人力資本積累以及非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明：非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)提高本地R&D效率以及R&D 溢出的吸收效率具有基礎(chǔ)性的促進(jìn)作用[28]。余泳澤等采用門檻面板模型分析了2001—2011年自主創(chuàng)新投入、市場(chǎng)化水平、外商投資和對(duì)外貿(mào)易程度等對(duì)中國(guó)省際全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證研究表明：當(dāng)市場(chǎng)化指數(shù)達(dá)到一定門限時(shí)，自主創(chuàng)新才更有利于全要素生產(chǎn)率的提高[29]。魏婧恬等采用固定效應(yīng)模型以及2002和2007年的投入產(chǎn)出表研究了制度環(huán)境和行業(yè)密集程度對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，實(shí)證結(jié)果表明：對(duì)契約密集度較高行業(yè)中的企業(yè)來說，完善的市場(chǎng)化制度能夠提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[30]。

雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者開展了許多有關(guān)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究，并取得了許多有意義的研究成果。但本文主要在如下幾個(gè)方面進(jìn)行了拓展：一是采用CH-LP分析框架[17,32]，構(gòu)建了中國(guó)省級(jí)技術(shù)溢出模型；二是本文將學(xué)者較少研究的ODI和市場(chǎng)化程度納入到模型中，有助于評(píng)估中國(guó)實(shí)施的自主創(chuàng)新、“走出去”和“引進(jìn)來”等對(duì)外開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的影響；三是考慮到全要素生產(chǎn)率與自主創(chuàng)新可能存在的內(nèi)生性以及全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的復(fù)雜性，本文采用工具變量和動(dòng)態(tài)模型等進(jìn)一步豐富了模型的實(shí)證研究結(jié)果。

三、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)

(一)基本實(shí)證模型

假定一個(gè)開放經(jīng)濟(jì)體的全要素生產(chǎn)率不僅與經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部的R&D有關(guān)，也與其他國(guó)家通過開放渠道產(chǎn)生技術(shù)溢出有關(guān)。定義全要素生產(chǎn)率：

TFP=ASγ

(1)

其中：TFP表示全要素生產(chǎn)率；A是常數(shù)，代表經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素；S代表技術(shù)資本存量，即一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的R&D資本積累。S的積累不僅依賴于經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部的R&D活動(dòng)，也依賴于其他國(guó)家R&D活動(dòng)積累所產(chǎn)生的技術(shù)溢出。因此，開放經(jīng)濟(jì)體的研發(fā)資本存量可以表示為：

S=(SD)α(SF)β

(2)

其中，SD和SF分別代表經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部的R&D研發(fā)資本存量和其他國(guó)家R&D活動(dòng)通過開放渠道形成的技術(shù)溢出。我們假定中國(guó)主要的對(duì)外開放渠道為FDI、ODI、進(jìn)口和出口。相應(yīng)地，中國(guó)的研發(fā)資本存量可以表示為：

S=(SRD)α(SFDI)β1(SODI)β2(SEX)β3(SIM)β4

(3)

其中：SRD表示自主研發(fā)資本存量，SFDI、SODI、SEX和SIM分別代表通過FDI、ODI、出口和進(jìn)口產(chǎn)生的技術(shù)溢出。將式(3)代入式(1)并對(duì)式(1)取對(duì)數(shù)可以得到:

lnTFP=β0+β1lnSRD+β2lnSFDI+β3lnSODI+β4lnSEX+β5lnSIM+εt

(4)

市場(chǎng)化程度也被視為影響TFP的重要因素，并將此模型擴(kuò)展到省際面板模型，可以得到：

lnTFPi,t=β0+β1lnSRDi,t+β2lnSFDIi,t+β3lnSODIi,t+β4lnSEXi,t+β5lnSIMi,t+β6lnMRi,t+εi,t

(5)

其中：腳標(biāo)i(i=1,2,3,…，K,N)代表省份；腳標(biāo)t(t=1,2,3，…，K,T)表示年份；MR表示市場(chǎng)化程度;βm(m=0,1,…,6) 為待估計(jì)的參數(shù)；符號(hào)“l(fā)n”表示取自然對(duì)數(shù)；εi,t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

考慮到全要素生產(chǎn)率的調(diào)整是一個(gè)長(zhǎng)期復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過程，本身具有一定的慣性，前一期的全要素生產(chǎn)率會(huì)對(duì)后一期的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，因此本文也采用動(dòng)態(tài)面板模型來分析全要素生產(chǎn)率變化規(guī)律。通過引入動(dòng)態(tài)模型，能夠較好地控制滯后因素，使得模型設(shè)定趨于合理，即：

lnTFPi,t=ρlnTFPi,t-1+β1Xi,t+ui+ηi,t

(6)

其中，X為模型(5)中的R&D、技術(shù)溢出以及市場(chǎng)化程度等影響因素。

(二)全要素生產(chǎn)率的核算

目前，適用于宏觀經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的核算方法大致可以分為兩大類：參數(shù)法和非參數(shù)法[5-6,14,20]。參數(shù)法的核心是利用國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算數(shù)據(jù)計(jì)算人力資本投入和物質(zhì)資本投入在國(guó)民收入分配中所占份額或利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)擬合出資本或勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。非參數(shù)法以DEA-Malmquist指數(shù)法為代表，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法確定生產(chǎn)前沿面，在此基礎(chǔ)上得到距離函數(shù)，并利用距離函數(shù)衡量全要素生產(chǎn)率。DEA-Malmquist不需要假定生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，能夠?qū)⑷厣a(chǎn)率分解成技術(shù)進(jìn)步和效率等因素，被許多學(xué)者接受。但是，不論是參數(shù)法和非參數(shù)法，都需要對(duì)資本存量和勞動(dòng)力數(shù)據(jù)進(jìn)行準(zhǔn)確的核算，本文采用國(guó)民經(jīng)濟(jì)的核算數(shù)據(jù)來計(jì)算歷年人力資本和物質(zhì)資本在國(guó)民收入中的份額。定義全要素生產(chǎn)率指數(shù)為：

(7)

其中：腳標(biāo)i和t分別代表省份和年份；TFP代表全要素生產(chǎn)率指數(shù)；Y、L和K分別代表產(chǎn)出、勞動(dòng)力投入和資本存量；α和β分別代表通過國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算數(shù)據(jù)計(jì)算得到的資本和勞動(dòng)份額。

(三)省級(jí)技術(shù)溢出模型的構(gòu)建

由于缺失部分省份與世界多數(shù)國(guó)家之間的直接投資和貿(mào)易數(shù)據(jù)，為構(gòu)建各省通過CH-LP技術(shù)溢出框架獲取國(guó)際研發(fā)資本的技術(shù)溢出，本文首先利用CH-LP分析框架求出中國(guó)通過FDI和貿(mào)易渠道獲取的技術(shù)溢出，同時(shí)假定各省份獲得的技術(shù)溢出是由各省在中國(guó)全部FDI、ODI和貿(mào)易總額中所占份額決定的。在CH-LP分析框架下，中國(guó)通過FDI、ODI、進(jìn)口和出口渠道獲取的技術(shù)溢出可以如下所示：

(8)

(9)

(10)

(11)

其中：下標(biāo)n=1,…,N表示國(guó)家；下標(biāo)t表示年份；SFDI、SODI、SIM和SEX分別表示中國(guó)通過FDI、ODI、進(jìn)口渠道和出口渠道獲取的技術(shù)溢出量；FDI表示外國(guó)(或者地區(qū))對(duì)中國(guó)的直接投資；ODI代表中國(guó)對(duì)外直接投資；IM和EX分別代表中國(guó)與貿(mào)易伙伴國(guó)(或者地區(qū))之間的進(jìn)口和出口商品總額；K、S和Y分別代表外國(guó)(地區(qū))的固定資本形成總額、研發(fā)資本存量和國(guó)民生產(chǎn)總值。因此，中國(guó)各省份通過各種技術(shù)開放渠道獲取的技術(shù)溢出可以表示為：

(12)

(13)

(14)

(15)

其中，下標(biāo)m=1,2,…,M表示中國(guó)的各省份，并存在如下關(guān)系：

(16)

(17)

(18)

(19)

(四)數(shù)據(jù)來源及處理

考慮到西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失較多，本文選取中國(guó)大陸除西藏外的30個(gè)省(直轄市，自治區(qū))作為研究對(duì)象，研究的周期設(shè)定為2004—2014年。全要素生產(chǎn)率的提高依賴于自主研發(fā)的不斷投入和知識(shí)的不斷積累，因此本文采用資本存量衡量自主研發(fā)活動(dòng)和技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。各省的產(chǎn)出數(shù)據(jù)以GDP表示，采用GDP平減指數(shù)折算到2000年不變價(jià)。勞動(dòng)力L采用三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)表示。K代表以固定資產(chǎn)投資表示的資本存量。資本存量K的計(jì)算首先需要采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將固定資產(chǎn)投資折算到基期(2000年)，接著利用永續(xù)盤存理論計(jì)算歷年的固定資本存量。GDP、勞動(dòng)力數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)均可以從中國(guó)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取。根據(jù)中國(guó)主要的投資貿(mào)易伙伴國(guó)(地區(qū))，同時(shí)考慮研發(fā)資本在世界上的分布情況，選取中國(guó)香港地區(qū)、新加坡、韓國(guó)和G7國(guó)家(美國(guó)、加拿大、德國(guó)、英國(guó)、法國(guó)、意大利和日本)作為中國(guó)主要的技術(shù)溢出來源國(guó)家(地區(qū))。中國(guó)各省外商直接投資數(shù)據(jù)以中國(guó)實(shí)際利用外商直接投資數(shù)據(jù)表示，并可以在中國(guó)各省統(tǒng)計(jì)年鑒中找到。中國(guó)各省直接對(duì)外投資數(shù)據(jù)可以從中國(guó)商務(wù)統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取(由于缺失極少省份在個(gè)別年份的ODI數(shù)據(jù)，我們假定這些省份在這期間的ODI數(shù)據(jù)與年鑒公布它們年份最早那一年的數(shù)據(jù)相同)。中國(guó)各省與各國(guó)(地區(qū))進(jìn)口的數(shù)據(jù)以中華人民共和國(guó)關(guān)境外原產(chǎn)國(guó)(地區(qū))表示；中國(guó)各省與各國(guó)(地區(qū))出口的數(shù)據(jù)以中華人民共和國(guó)關(guān)境外目的國(guó)(地區(qū))表示。由于香港是世界上最大的中轉(zhuǎn)貿(mào)易地區(qū)，中國(guó)大陸出口通過香港進(jìn)行中轉(zhuǎn)的商品總額約占整個(gè)香港中轉(zhuǎn)商品的60%左右。因此，中國(guó)大陸出口到香港的貨物需要進(jìn)行一定調(diào)整，但準(zhǔn)確估計(jì)出香港從中國(guó)大陸進(jìn)口的商品(留在香港本地消費(fèi))存在很大困難。為簡(jiǎn)單起見，本文假定中國(guó)大陸出口到香港的商品與從香港進(jìn)口的商品總額相等。中國(guó)各省歷年的自主研發(fā)數(shù)據(jù)采用中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒中的R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示，并以GDP平減指數(shù)折算到2000年不變價(jià)。外國(guó)(地區(qū))歷年的GDP、固定資本形成總額可以通過世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)獲取。首先，通過世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)獲取各國(guó)(地區(qū))歷年的GDP數(shù)據(jù)，并折算到基期。其次，運(yùn)用各年GDP數(shù)據(jù)乘以R&D占GDP比例得到各國(guó)(地區(qū))歷年的R&D支出數(shù)據(jù)。最后，根據(jù)公布?xì)v年匯率數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成人民幣。與Hang等的研究[33]一致，本文采用國(guó)有規(guī)模工業(yè)企業(yè)增加值占規(guī)模工業(yè)企業(yè)增加值的比重作為反映中國(guó)市場(chǎng)化程度的指標(biāo)，相應(yīng)的數(shù)據(jù)可以從歷年《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲取。中國(guó)各省R&D研發(fā)資本存量和固定資本存量以及外國(guó)(地區(qū))的R&D研發(fā)資本存量計(jì)算均采用永續(xù)盤存法進(jìn)行計(jì)算：

SRDt=RDt+(1-σ)SRDt-1

(20)

其中：SRDt-1表示上一年的研發(fā)資本存量,SRDt和RDt分別表示當(dāng)年的研發(fā)資本存量和投資金額；σ代表資本折舊率，與Huang等[15]使用的數(shù)據(jù)一致，選擇σ=9.6%。為了構(gòu)建一個(gè)資本存量的完整時(shí)間序列，基期的研發(fā)資本存量可以通過式(21)計(jì)算：

(21)

表1 數(shù)據(jù)定義及其基本特征描述

四、實(shí)證結(jié)果和分析

(一)實(shí)證方法介紹

固定效應(yīng)模型(fixed effects，以下簡(jiǎn)稱FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型(random effects，以下簡(jiǎn)稱RE)是分析面板模型兩種最常見的模型。判斷哪種模型更合適通?？梢圆捎肏ausman檢驗(yàn)工具。但是，如果模型存在序列相關(guān)或者異方差，采用FE或者RE得到的估計(jì)結(jié)果都將是有偏的。因此，本文首先采用Greene[34]和Wooldridge[35]提出的Wald檢驗(yàn)方法來判斷是否存在序列相關(guān)或者異方差，檢驗(yàn)結(jié)果表明模型存在序列相關(guān)和異方差。接下來，我們采用廣義最小二乘法(Feasible Generalized Least Square，以下稱FGLS)對(duì)模型重新進(jìn)行估計(jì)。但是FGLS通常要求時(shí)間維度T大于或等于截面長(zhǎng)度N，否則，F(xiàn)GLS的估計(jì)性能會(huì)降低。因此，本文也采用Driscoll-Kraay (以下稱DK) 方法。DK方法能夠在存在序列相關(guān)和異方差情況下提供穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，但是全要素生產(chǎn)率也可能影響自主研發(fā)投入。例如，全要素生產(chǎn)率較低的省份為了獲得較高的全要素生產(chǎn)率往往會(huì)加大自主研發(fā)投入，因此模型也可能存在內(nèi)生性。為解決模型存在的內(nèi)生性，本文還采用了R&D的一階滯后項(xiàng)作為工具變量對(duì)模型重新進(jìn)行估計(jì)。在建立的動(dòng)態(tài)模型中，采用差分廣義矩的估計(jì)方法不僅能夠解決遺漏變量的問題，而且也能夠消除反向的因果關(guān)系、解決模型內(nèi)生性問題。相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 估計(jì)結(jié)果

注:FE、DK、FE-VE和Diff-GMM分別代表固定效應(yīng)模型、Driscoll-Kraay估計(jì)方法、工具變量的估計(jì)方法和差分廣義矩估計(jì)方法。各變量中括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。AR括號(hào)內(nèi)以及Hansen的值為prob>z值。異方差檢驗(yàn)和一階自相關(guān)檢驗(yàn)的原假設(shè)條件是：模型不存在異方差和一階自相關(guān)。***、**和*分別代表在1%、5%和10%水平上顯著。差分廣義矩估計(jì)中，工具變量為全要素生產(chǎn)率的一階及更高階滯后項(xiàng)和自主研發(fā)的二階及更高階滯后項(xiàng)

(二)基本實(shí)證結(jié)果及分析

在表2中，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明模型在1%顯著水平上拒絕選擇RE，表明FE更適合模型。模型(1)給出了FE的估計(jì)結(jié)果。由于存在自相關(guān)和異方差，模型(2)也給出了采用DK方法估計(jì)的結(jié)果?？紤]到模型可能存在的內(nèi)生性，模型(3)采用R&D的滯后期作為工具變量，結(jié)果表明：變量的估計(jì)系數(shù)和顯著性與模型(1)、模型(2) 基本相似，僅個(gè)別變量的顯著性存在細(xì)微區(qū)別。模型(4)為采用動(dòng)態(tài)模型的估計(jì)結(jié)果，進(jìn)一步將全要素生產(chǎn)率的一階滯后項(xiàng)納入模型的分析當(dāng)中，滯后項(xiàng)系數(shù)大小體現(xiàn)了上期全要素生產(chǎn)率對(duì)當(dāng)期全要素生產(chǎn)率的影響力度；滯后項(xiàng)系數(shù)符號(hào)體現(xiàn)了上期全要素生產(chǎn)率對(duì)當(dāng)期全要素生產(chǎn)率的影響方向。廣義矩估計(jì)得到的估計(jì)量存在一致性的一個(gè)重要前提是一次差分以后的擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，但如果存在一階序列相關(guān)則是允許的。模型(4)的結(jié)果表明：模型不存在擾動(dòng)項(xiàng)的二階序列相關(guān)(p=0.11)。同時(shí)，Hansen 檢驗(yàn)的結(jié)果表明：工具變量的選擇是有效的(與Sargen檢驗(yàn)相比，Hansen檢驗(yàn)更適用于存在異方差的情況，由于模型存在異方差，因此本文選用Hanse檢驗(yàn)方法)。由此可以判定本文采用差分廣義矩估計(jì)得到的結(jié)果是一致且有效的。

表2的估計(jì)結(jié)果顯示：在影響全要素生產(chǎn)率的各種因素中，自主研發(fā)(lnSRD)對(duì)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)是最大的，說明自主研發(fā)是提高全要素生產(chǎn)率的最有效工具。國(guó)內(nèi)自主研發(fā)支出能夠直接創(chuàng)造和積累技術(shù)，其通過技術(shù)途徑對(duì)提高全要素生產(chǎn)率起到了極大的作用，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他投資和貿(mào)易渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用。各模型中，F(xiàn)DI、ODI和進(jìn)口產(chǎn)生的技術(shù)溢出均在10%以上水平通過顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，ODI和進(jìn)口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出顯著性水平達(dá)到了5%，表明外資企業(yè)通過在中國(guó)設(shè)立投資企業(yè)等對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)起到了很好的競(jìng)爭(zhēng)和示范作用，能夠促使國(guó)內(nèi)企業(yè)較好地學(xué)習(xí)、消化和吸收通過FDI渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出。同時(shí)，中國(guó)實(shí)施的“走出去”戰(zhàn)略對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高也起到了極大的促進(jìn)作用。進(jìn)口渠道對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，表明本地企業(yè)通過進(jìn)口一些質(zhì)量較好和技術(shù)水平較高的資本品或者生產(chǎn)設(shè)備提高了自身產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，增強(qiáng)了自身的創(chuàng)新能力，從而起到了提高全要素生產(chǎn)率的作用。但是，出口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)反而降低了全要素生產(chǎn)率。理論上，出口企業(yè)一方面可以通過技術(shù)傳染效應(yīng)、示范效應(yīng)，以及干中學(xué)效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)等促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；另一方面，出口企業(yè)為了增強(qiáng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，往往也會(huì)主動(dòng)通過提高生產(chǎn)效率降低生產(chǎn)成本。在中國(guó)，出口長(zhǎng)期以來一直被視為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三架馬車”之一，它在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的過程中，也為中國(guó)的就業(yè)和社會(huì)進(jìn)步做出了重要貢獻(xiàn)。為了擴(kuò)大出口，中國(guó)出臺(tái)了許多有助于出口型企業(yè)成長(zhǎng)的財(cái)政或稅收政策。再加上中國(guó)本身在人力資本、土地、能源等生產(chǎn)要素方面的優(yōu)勢(shì)，許多外資企業(yè)紛紛將一些勞動(dòng)密集型、低附加值的加工產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國(guó)，如化工行業(yè)、化纖原料等；這些行業(yè)產(chǎn)品相對(duì)成熟，難以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，長(zhǎng)期來看這類產(chǎn)品大量出口對(duì)提高中國(guó)全要素生產(chǎn)率并沒有益處。在模型(4)中，全要素生產(chǎn)率的滯后項(xiàng)系數(shù)為0.573 0，并且在1%水平上顯著，表明前期的全要素生產(chǎn)率和當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率高度正相關(guān)，同時(shí)也說明全要素生產(chǎn)率的提高是一個(gè)連續(xù)、累積的調(diào)整過程。

表2的回歸結(jié)果表明，國(guó)有工業(yè)企業(yè)比重的增加會(huì)提高全要素生產(chǎn)率，這一研究結(jié)論與預(yù)期存在一定的偏差。為進(jìn)一步分析各種影響因素是否會(huì)隨時(shí)間變化而對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同的影響，我們選取2008年作為分界點(diǎn)*選取2008年作為分界點(diǎn)，主要是考慮到2008年爆發(fā)了金融危機(jī)。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，F(xiàn)DI，ODI以及進(jìn)出口均在這一年發(fā)生了較大的改變。同時(shí)，政府也在這一年進(jìn)行了大規(guī)模改革和刺激政策，具有一定的代表性。，分別采用固定效應(yīng)模型和DK估計(jì)方法對(duì)模型進(jìn)行分段估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

相對(duì)于表2，表3提供了更為豐富的信息。如表3所示，在不同時(shí)期，自主研發(fā)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響仍然非常顯著，其系數(shù)遠(yuǎn)大于其他渠道形成的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。出口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出和市場(chǎng)化程度因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響在2004—2007年和2008—2014年發(fā)生了顯著的變化。在前一時(shí)期，出口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出提高了全要素生產(chǎn)率，但在后一時(shí)期，出口卻降低了全要素生產(chǎn)率。這可能是隨著時(shí)間的增加，中國(guó)逐漸意識(shí)到以粗放型產(chǎn)品為主的出口結(jié)構(gòu)并不有助于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，進(jìn)而對(duì)外國(guó)轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)設(shè)定了一些門檻并進(jìn)行了篩選，從而使得出口渠道能夠形成正向的技術(shù)溢出效應(yīng)。中國(guó)一直致力于推進(jìn)國(guó)有企業(yè)加速市場(chǎng)化進(jìn)程的改革，根據(jù)《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重基本呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)。表3的回歸結(jié)果說明：在國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比較高的時(shí)期(2004—2007)，提高國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重會(huì)降低全要素生產(chǎn)率；而當(dāng)國(guó)有企業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比重較低時(shí)(2008—2014)，提高國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重反而有助于提高全要素生產(chǎn)率。這可能是由于政府通過壟斷一些生產(chǎn)要素保障行業(yè)，如能源、電力、金融和通信等，對(duì)穩(wěn)定國(guó)民經(jīng)濟(jì)正常運(yùn)行起到了積極的作用，有利于全要素生產(chǎn)率的提高。而當(dāng)國(guó)有企業(yè)比重已經(jīng)較高，繼續(xù)提高國(guó)有企業(yè)比重會(huì)降低市場(chǎng)化程度，反而不利于全要素生產(chǎn)率的提高。

表3 分階段估計(jì)結(jié)果

注:各變量中括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差；***、**、*分別代表在1%，5%和10%水平上顯著

五、結(jié)論和政策建議

本文采用CH-LP技術(shù)溢出分析框架，綜合運(yùn)用多種計(jì)量分析工具，研究了2004—2014年中國(guó)自主研發(fā)、外商直接投資、中國(guó)對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易以及市場(chǎng)化改革對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響。

基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)論表明：首先，全要素生產(chǎn)率的提高是一個(gè)極其復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過程。國(guó)內(nèi)自主研發(fā)支出能夠直接創(chuàng)造和積累生產(chǎn)技術(shù)，對(duì)提高全要素生產(chǎn)率起到了極大的推動(dòng)作用，其作用效果遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于投資和貿(mào)易渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用。在各種開放渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響中，F(xiàn)DI、ODI和進(jìn)口產(chǎn)生的技術(shù)溢出顯著地提高了中國(guó)全要素生產(chǎn)率。但是，出口渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)反而降低了全要素生產(chǎn)率，表明外資企業(yè)通過在中國(guó)設(shè)立投資企業(yè)等活動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)起到了很好的競(jìng)爭(zhēng)和示范作用，能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)較好地學(xué)習(xí)、消化和吸收通過FDI渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出。其次，中國(guó)通過大力實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略對(duì)提高全要素生產(chǎn)率起到了極大的推動(dòng)作用。再次，本地企業(yè)通過進(jìn)口一些質(zhì)量較好和技術(shù)水平較高的資本品或生產(chǎn)設(shè)備也會(huì)增強(qiáng)自身的創(chuàng)新能力，從而提高全要素生產(chǎn)率。最后，為了擴(kuò)大出口，中國(guó)出臺(tái)了許多有助于出口型企業(yè)成長(zhǎng)的財(cái)政或稅收政策。同時(shí)，中國(guó)本身在人力資本、土地、能源等生產(chǎn)要素方面的優(yōu)勢(shì)也吸引許多外資企業(yè)將一些勞動(dòng)密集型、低附加值的加工產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國(guó)。這些行業(yè)產(chǎn)品相當(dāng)成熟、技術(shù)含量較低，難以促進(jìn)技術(shù)的進(jìn)步。因此，出口產(chǎn)生的技術(shù)溢出反而降低了中國(guó)的全要素生產(chǎn)率。以國(guó)有規(guī)模工業(yè)企業(yè)增加值占規(guī)模工業(yè)企業(yè)增加值作為反映中國(guó)市場(chǎng)化程度的指標(biāo)，在國(guó)有企業(yè)占比較低的階段時(shí)，國(guó)有企業(yè)占比的上升有助于全要素生產(chǎn)率的提高；而當(dāng)國(guó)有企業(yè)占經(jīng)濟(jì)比重較高時(shí)，繼續(xù)提高國(guó)有企業(yè)的比重反而降低了全要素生產(chǎn)率。

上述實(shí)證結(jié)論表明：自主研發(fā)對(duì)提高全要素生產(chǎn)率的作用遠(yuǎn)大于其他各種開放渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出。因此，中國(guó)應(yīng)以自主創(chuàng)新作為提高全要素生產(chǎn)率的主要抓手，堅(jiān)持走自力更生的可持續(xù)發(fā)展道路。在各種開放渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出中，F(xiàn)DI、ODI和進(jìn)口渠道對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高都起到了一定的促進(jìn)作用。長(zhǎng)期來看，忽視產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)的盲目擴(kuò)張很難獲得正向的技術(shù)溢出效應(yīng)，并不有助于全要素生產(chǎn)率的提高，這表明中國(guó)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)外商投資行業(yè)的甄別。同時(shí)，對(duì)以出口型為主導(dǎo)的企業(yè)也應(yīng)設(shè)定一些門檻，淘汰一些技術(shù)含量低、資源消費(fèi)程度高的勞動(dòng)密集型企業(yè)，大力培育和發(fā)展一些具有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的出口型企業(yè)。在國(guó)有企業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比重較低的階段，政府通過對(duì)一些生產(chǎn)要素保障行業(yè)，如能源、電力、金融和通信等行業(yè)的壟斷，能夠?qū)Ψ€(wěn)定國(guó)民經(jīng)濟(jì)正常運(yùn)行起到積極的促進(jìn)作用，有利于全要素生產(chǎn)率的提高。但是，當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比例已經(jīng)較高時(shí)，繼續(xù)提高國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重則會(huì)降低市場(chǎng)化的程度，不利于全要素生產(chǎn)率的提高。因此，中國(guó)應(yīng)將市場(chǎng)化程度控制在一定的范圍內(nèi)。

本文首次在CH-LP框架下同時(shí)分析了自主研發(fā)和4種開放渠道產(chǎn)生的技術(shù)外溢以及市場(chǎng)化程度等因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響,得出了一些有意義的結(jié)論。 但是，還有一些問題有待更進(jìn)一步的深入研究：一是各種渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制問題；二是市場(chǎng)化程度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制問題，這些問題的解決都有待后續(xù)相關(guān)的研究。同時(shí)，在接下來的研究中，我們也將從微觀的視角豐富和補(bǔ)充本文的研究結(jié)論。

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