程水紅 ，沈利生

（1.華僑大學 經(jīng)濟與金融學院，福建 泉州 362021；2.閩南師范大學 商學院，福建 漳州 363000；3.華僑大學 數(shù)量經(jīng)濟研究院，福建 泉州 362021；4.中國社會科學院 數(shù)量經(jīng)濟與技術(shù)經(jīng)濟研究所，北京 100732）

自20世紀90年代以來，在區(qū)域經(jīng)濟快速增長的同時，中國省際間的技術(shù)空間擴散效應日益明顯。新經(jīng)濟地理理論強調(diào)，相較于科技創(chuàng)新的成本投入，技術(shù)的空間擴散更能有效地緩解區(qū)際技術(shù)增長差距。此外，伴隨國際競爭力的不斷增強，外商直接投資（FDI）和進口貿(mào)易也成為中國吸收國際技術(shù)空間擴散的主要方式。因此，研究中國省際之間和國際技術(shù)空間擴散效應并分析其變化特征，可為區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新提供理論參考。

一、文獻回顧

最早引入空間因素對技術(shù)擴散現(xiàn)象進行探討的是Haugerstrand（1952），認為在技術(shù)擴散過程中空間距離是影響信息流動的主要阻力，技術(shù)空間擴散的模式主要由信息流動和采取阻力的空間特征所決定[1]。其后學術(shù)界普遍認為，技術(shù)擴散最重要的兩個途徑是國際進口貿(mào)易和FDI。關(guān)于進口貿(mào)易的技術(shù)擴散效應，Coe et al.（1995）通過構(gòu)建CH模型，以R&D資本存量來代表技術(shù)發(fā)展水平，同時以進口額的比重作為各貿(mào)易國的技術(shù)發(fā)展水平權(quán)重將各國的R&D資本存量進行加總，用OECD國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果顯示：貿(mào)易伙伴國的技術(shù)發(fā)展水平可以提高本國的全要素生產(chǎn)率[2]。Lichtenberg（1998）在接受CH模型的基本假設(shè)前提下，改變權(quán)重設(shè)置，以進口額占該國總產(chǎn)出的比重作為權(quán)重重新測算技術(shù)擴散效應，實證結(jié)果顯示，進口貿(mào)易是國際技術(shù)空間擴散的重要途徑之一，該模型稱為LP模型[3]。學者們在CH和LP模型基礎(chǔ)上運用不同國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進行了大量實證研究。Jae（2003）利用韓國1976—1991年的行業(yè)數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)國外R&D資本通過貿(mào)易和FDI對本國生產(chǎn)率有正向效應，但效應不大[4]。Madsen（2005）采用13個OECD國家一百多年的相關(guān)數(shù)據(jù)研究表明，進口貿(mào)易渠道的技術(shù)擴散能顯著提高OECD國家的全要素生產(chǎn)率[5]。FDI的技術(shù)擴散主要通過跨國公司的子公司來實現(xiàn)的。Gorg et al.（2005）研究認為，東道國企業(yè)通過模仿外資企業(yè)的產(chǎn)品和生產(chǎn)運營模式，獲取技術(shù)擴散效應[6]。Dalgic（2013）分別以研發(fā)資金強度和研發(fā)人員強度作為吸收能力的替代指標，采用門限回歸預測不同水平的研發(fā)資金強度和研發(fā)人員強度對FDI技術(shù)擴散的影響差異[7]。

國內(nèi)近年來也涌現(xiàn)了大批關(guān)于進口貿(mào)易以及外商直接投資促進技術(shù)空間擴散的相關(guān)研究，且以實證研究為主，但研究結(jié)論并不一致。劉美玲 等（2015）基于中國1999—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，驗證了進口貿(mào)易顯著地提升了中國全要素生產(chǎn)率以及技術(shù)效率和規(guī)模效率[8]。張輝 等（2015）實證檢驗發(fā)現(xiàn)：FDI規(guī)模對外資的技術(shù)溢出存在雙重門檻效應，東道國自身的研發(fā)實力、產(chǎn)業(yè)政策和外貿(mào)發(fā)展程度也會影響 FDI的技術(shù)溢出效應[9]。王惠 等（2016）使用DEA-Malmquist指數(shù)法測算2004—2013年江蘇省28個行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，回歸結(jié)論顯示，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應以及吸收能力在行業(yè)間存在明顯不同[10]。

通過對技術(shù)空間擴散效應文獻研究脈絡(luò)的梳理可以看出，在實證研究方面，基于中國省際間技術(shù)空間擴散的文獻大多數(shù)缺乏對技術(shù)空間擴散效應時空特征的探討。為了彌補現(xiàn)有研究的不足，本文以中國31個省區(qū)為研究對象，從時間和空間兩個維度分別研究中國省際及國際技術(shù)空間擴散效應，以期精準刻畫出中國省際和國際技術(shù)空間擴散效應的空間分布和時間演變特征。

二、中國各省區(qū)技術(shù)發(fā)展的測度與分布現(xiàn)狀

如何正確測量技術(shù)是研究技術(shù)空間擴散的基礎(chǔ)，最常見的測度技術(shù)的指標包括全要素生產(chǎn)率（TFP）和專利授權(quán)量，而TFP的估算又可以分為索洛剩余法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）的Malmquist指數(shù)方法。本文將主要利用DEA方法對中國的各省區(qū)技術(shù)發(fā)展水平和技術(shù)發(fā)展的分布現(xiàn)狀進行測度。以中國31個省（直轄市、自治區(qū)）為研究對象，暫不考慮香港、澳門和臺灣。由于數(shù)據(jù)的可得性等原因，本文選擇樣本期間為1991—2015年，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1990—2016年）、《中國科技統(tǒng)計年鑒》（1990—2016年）、前瞻數(shù)據(jù)庫及OECD.stat數(shù)據(jù)庫。

（一）中國各省區(qū)的Malmquist技術(shù)效率和技術(shù)指數(shù)

DEA-Malmquist指數(shù)法最先由Caves et al.（1982）提出，隨后Fare et al.（1994）成功將DEAMalmquist指數(shù)應用于技術(shù)的衡量[11-12]。該方法可將全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)分解為技術(shù)進步指數(shù)（techch）和技術(shù)效率指數(shù)（effch）兩個部分，其中，技術(shù)效率指數(shù)描述了從上一時期到下一時期每個省區(qū)追趕最佳生產(chǎn)前沿的情況；技術(shù)進步指數(shù)則表述了技術(shù)前沿從上一時期到下一時期的移動情況。指數(shù)大于1，表示在進步；指數(shù)小于1，表示在退步。

利用DEAP2.1軟件，使用1991—2015年中國各省區(qū)產(chǎn)出水平、物質(zhì)資本k及從業(yè)人員數(shù)數(shù)據(jù)，得到1991—2015年中國各年份的DEA-Malmquist指數(shù)及其分解①。其中物質(zhì)資本k用永續(xù)盤存法來計算獲得，其計算公式為kt=kt-1（1-δ）+It，固定資產(chǎn)的折舊率以及基期資本存量值采用單豪杰（2008）的計算方法，折舊率為10.96%[13]。從總體縱向來看，中國各省區(qū)技術(shù)效率年均增長率為1.1%，而技術(shù)進步反而下降了0.9%，由于技術(shù)效率的提高使得中國各省區(qū)全要素生產(chǎn)率的年均增長率為0.2%。從各階段縱向來看，1998年之前，全國31個省區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高主要依靠技術(shù)效率的提高，技術(shù)進步的貢獻不大，說明1998年前改革開放政策對技術(shù)的促進作用都主要體現(xiàn)在提高生產(chǎn)效率方面；1998—2006年，相對于技術(shù)進步，各省區(qū)在技術(shù)的應用和管理方面的效率和作用開始下降；2006—2015年，Malmquist指數(shù)開始小于1，且技術(shù)效率和技術(shù)進步指數(shù)也均小于1，說明中國技術(shù)增長率的下降是因為技術(shù)進步和技術(shù)效率的雙雙下降所致。

（二）中國各省區(qū)技術(shù)指數(shù)分布

對1991—2015年中國分省區(qū)的TFP指數(shù)進行分解，全要素生產(chǎn)率指數(shù)（tfpch）排在前五位的區(qū)域依次為：上海（1.046）、江蘇（1.045）、北京（1.043）、天津（1.036）和遼寧（1.033）。技術(shù)進步指數(shù)（techch）排在前三位的區(qū)域為：北京（1.047）、上海（1.046）、天津（1.02）和新疆（1.02）；技術(shù)效率指數(shù)（effch）排在前三位的是：甘肅（1.035）、江蘇（1.031）及海南（1.03）。各省區(qū)的技術(shù)效率指數(shù)比較接近，絕大多數(shù)區(qū)域均在1之上，相反，各省區(qū)的技術(shù)進步指數(shù)則存在較大的差異，且Malmquist指數(shù)基本隨技術(shù)進步指數(shù)而波動，說明各省區(qū)的技術(shù)應用能力及經(jīng)濟發(fā)展差距主要由技術(shù)進步水平的不同所導致。

從指數(shù)分布來看，中國各省區(qū)全要素生產(chǎn)率指數(shù)分布與技術(shù)進步指數(shù)分布基本趨于一致，且技術(shù)進步指數(shù)較高的省區(qū)主要分布于沿海；沿海省區(qū)是技術(shù)能力強省，其憑借先進的技術(shù)發(fā)展基礎(chǔ)和不斷地創(chuàng)新拉開與中西部地區(qū)的技術(shù)差距。而中國技術(shù)效率指數(shù)相對較高的省區(qū)主要分布于中西部，說明相較于技術(shù)創(chuàng)新中西部地區(qū)主要是引進和應用沿海省份的先進技術(shù)。

三、技術(shù)空間擴散效應檢驗

技術(shù)在省際間的擴散現(xiàn)象使得接受技術(shù)的區(qū)域可以以較低的成本獲得技術(shù)先進區(qū)域的經(jīng)濟溢出，減小經(jīng)濟增長差距。另外，各省區(qū)的技術(shù)增長既受國內(nèi)省際間的技術(shù)擴散影響，也會受來自國外的國際技術(shù)空間擴散的推動。國際技術(shù)空間擴散的主要渠道包括FDI和進口貿(mào)易兩種，貿(mào)易進口成為引進出口國先進技術(shù)和管理經(jīng)驗的最直接的渠道，本國通過進口發(fā)達國家的最終產(chǎn)品直接分享國外研發(fā)活動的成果，也能通過進口中間產(chǎn)品提高本國終端商品的技術(shù)含量。FDI能彌補發(fā)展中國家的“資金缺口”，提高東道國的投資水平，主要通過作用于東道國的資本積累對東道國產(chǎn)生技術(shù)擴散效應。

隨著區(qū)域開放度的提高，技術(shù)擴散過程中區(qū)際之間的空間交互作用日趨明顯，本區(qū)域的研發(fā)投入和技術(shù)進步對相鄰甚至其他距離較遠區(qū)域都可能產(chǎn)生沖擊，同樣本區(qū)域通過FDI和進口貿(mào)易形式獲得的技術(shù)增長也會對其他區(qū)域產(chǎn)生一定的促進作用，技術(shù)的增長在區(qū)際之間存在溢出效應。因此，在考察技術(shù)擴散過程中，區(qū)域空間相關(guān)性成為不可避免的關(guān)鍵因素。下文將利用空間面板數(shù)據(jù)模型考察中國各省區(qū)的省際技術(shù)擴散效應以及FDI和進口貿(mào)易形式的技術(shù)擴散效應。

（一）空間權(quán)重矩陣的選取

為定義區(qū)域與相鄰區(qū)域的空間相關(guān)關(guān)系，空間計量學在計量模型中引入空間權(quán)重矩陣來反映這種相關(guān)關(guān)系。本文選擇兼顧空間和經(jīng)濟聯(lián)系的經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣進行分析。

經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣的表達式為：

（1）式和（2）式中，w地理為空間距離矩陣，dij為 i省與j省省會之間的距離，省會距離可依據(jù)Gis軟件求得。省會之間地理距離近（數(shù)值?。┑?，其倒數(shù)就大，權(quán)重也大，相互之間的影響就大。E為地區(qū)間經(jīng)濟差異性矩陣，主對角線元素為0，非對角線元素為地區(qū)間人均GDP差額的倒數(shù)，其公式為：

（二）技術(shù)空間擴散模型的設(shè)定

在開放經(jīng)濟條件下，區(qū)域的技術(shù)水平不僅由本地的研發(fā)投入決定，還有來自其他省區(qū)和國外的技術(shù)擴散。本地的研發(fā)投入一般分為研發(fā)經(jīng)費投入和人力資本投入；來自其他省區(qū)的技術(shù)擴散則一般由其他省區(qū)的研發(fā)經(jīng)費投入決定；而國際技術(shù)擴散則一般通過進口貿(mào)易和FDI兩種渠道來實現(xiàn)。本文基于這些基本觀點和事實，在Romer（1996）提出的知識生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上建立中國各省區(qū)的技術(shù)生產(chǎn)函數(shù)[14]。

（4）式中KR和LR分別表示R&D部門的資本存量和勞動力；A表示知識存量；t表示時間，i表示不同的地區(qū)；A可以理解為來自其他地區(qū)的技術(shù)擴散；dA是知識的增量。

本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法所測算的全要素生產(chǎn)率指數(shù)TFP的對數(shù)來表示技術(shù)，并將其他變量也轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shù)形式，為此我們的技術(shù)生產(chǎn)函數(shù)普通面板模型為：

（5）式中，KRi，t，LRi，t分別表示區(qū)域 i的 R&D 的資本存量和R&D部門勞動力代表省際技術(shù)空間擴散表示區(qū)域i通過FDI形式來自國外的技術(shù)擴散表示區(qū)域i通過進口形式來自國外的技術(shù)擴散；Ri，t表示基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平；α，β分別是R&D勞動力和R&D資本存量的產(chǎn)出彈性，θ衡量來自國內(nèi)其他各省區(qū)的技術(shù)擴散效應系數(shù)，η為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對技術(shù)進步的影響彈性系數(shù)，λ，τ分別為外商直接投資和進口形式的技術(shù)擴散系數(shù)。

由于被解釋變量（TFP）和解釋變量中的通過FDI形式來自國外的技術(shù)擴散，以及通過進口形式來自國外的技術(shù)擴散之間可能存在雙向因果關(guān)系導致的內(nèi)生性問題，因此為緩解這一內(nèi)生性問題，本文將所有解釋變量滯后一期。

因中國各省區(qū)在技術(shù)空間擴散方面可能存在一定的空間效應，如果直接利用普通面板模型忽略空間效應進行參數(shù)估計，會引起估計結(jié)果有偏，因此本文先建立非空間面板模型進行分析，并檢驗空間相關(guān)性的存在，再建立空間面板模型進行估計?？臻g面板模型存在空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）及空間杜賓模型（SDM）三種主要形式。

中國各省區(qū)技術(shù)空間擴散效應空間滯后模型的形式為：

（6）式中，ρ為空間滯后系數(shù)，度量空間滯后項wlnTFPi，t-1對lnTFP的影響；w為經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣；ui為空間個體效應；λt為時間效應；εit為白噪聲。此模型為空間時間雙向效應模型，如果去掉ui，則為時間效應模型；如果去掉λt則為空間效應模型。

中國各省區(qū)技術(shù)空間擴散效應空間誤差模型的形式為：

（7）式中，uit是空間自相關(guān)誤差項表示相鄰區(qū)域j的誤差項對區(qū)域i的空間影響，ρ是空間自相關(guān)系數(shù)，如果ρ=0，則簡化為一般的線性回歸模型。

中國各省區(qū)技術(shù)空間擴散效應空間杜賓模型的形式為：

（三）變量說明與數(shù)據(jù)處理

1.被解釋變量（TFP）。全要素生產(chǎn)率（TFP）為前文中利用DEAP2.1軟件計算出的Malmquist指數(shù)。

2.R&D勞動力及R&D資本存量（lnLR，lnKR）。解釋變量中LR和KR分別為各省區(qū)的R&D勞動力和R&D資本存量，其中R&D勞動力用各省區(qū)的R&D人員數(shù)表示。R&D資本存量采用永續(xù)盤存法進行計算，計算公式為：RDi，t=RDi，t-1（1-δ）+Ei，t-1，其中，Ei，t-1表示研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出?；谘邪l(fā)資本存量計算公式為：RDi0=Ei0/（gi+δ），gi為實際研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出1992—2015年的平均增長率，δ為資本存量的折舊率，本文依據(jù)Coe et al.（1995）、Griliches（1990）的研究，將δ設(shè)為10%[2，15]。為了消除物價水平的影響，我們采取以消費物價指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的加權(quán)合成的R&D資本價格指數(shù)進行指數(shù)平減，其中消費物價指數(shù)的權(quán)重為0.55，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)為0.45。即加權(quán)價格指數(shù)=0.45*固定資產(chǎn)價格指數(shù)+0.55*消費價格指數(shù)②。

4.基礎(chǔ)設(shè)施水平（R）。由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在中國經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)進步過程中發(fā)揮了重要作用，且公路交通在經(jīng)濟發(fā)展過程中的空間溢出效應較為突出。因此，本文以省域公路里程數(shù)來表示各省區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)水平，公路里程包括各省區(qū)的城間、城鄉(xiāng)間、鄉(xiāng)（村）間能行駛汽車的公共道路。

外商直接投資額按照各省區(qū)固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減折算為1991年不變價格，各省區(qū)產(chǎn)出額按照各省區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值價格指數(shù)進行平減折算為1991年不變價，并按照1991—2015年的美元對人民幣匯率換算為人民幣數(shù)額③。進口額按照各省區(qū)零售物價指數(shù)進行平減折算為1991年不變價，并按照1991—2015年的美元對人民幣匯率換算為人民幣數(shù)額④。各國歷年的R＆D存量的計算仍使用永續(xù)盤存法，研發(fā)滯后期和折舊率采用Hur et al.（2002）的研究成果，分別為3年和13%[16]。由于數(shù)據(jù)的可得性等原因，我們最終確定的樣本期為1991—2015年，選定除香港、澳門和臺灣以外的31個省區(qū)。

（四）模型檢驗及計量分析結(jié)果

為檢驗模型設(shè)定的合理性，本文首先運用非空間面板數(shù)據(jù)模型對中國各省區(qū)技術(shù)空間擴散效應進行分析，再檢驗空間相關(guān)性存在與否，如果存在空間相關(guān)性則再采用空間面板數(shù)據(jù)模型進行分析。非空間面板模型運用OLS估計，對于空間面板模型則采用MLE估計，其回歸結(jié)果如表1所示。面板模型回歸前先進行隨機效應及固定效應檢驗，其hausman檢驗結(jié)果Chi-Sq值為25.41，且在5%顯著性水平上通過了檢驗，因此應采用空間面板固定效應模型進行分析。進一步對時間固定效應進行檢驗，其結(jié)果為 F（23，30）=36.39，相應 P 值為 0.000 0，說明應在模型中包含時間效應；而在檢驗模型是否存在個體效應時，其Breusch and Pagan LM檢驗結(jié)果Chi-bar2值為3 010.40，相應P值為0.000 0，說明應在空間固定效應模型中包括個體效應，建立個體和時間雙向固定效應模型比較合適。確定了面板模型的形式后再進行空間自相關(guān)性的檢驗，依據(jù)Elhorst給出的空間相關(guān)性檢驗的法則，利用非空間面板模型構(gòu)建LM和R-LM統(tǒng)計量進行空間相關(guān)性檢驗[17]。結(jié)果表明，LM-lag，LM-err，Robust LM-lag 及Robust LM-err均通過了1%的顯著性檢驗，表明存在顯著的空間相關(guān)性，因此應該采用空間面板模型進行分析?？臻g面板模型的形式選擇則通過Wald和LR檢驗來判斷，即判斷空間杜賓模型（SDM）能否簡化為空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM），由表 1可知：Wald_spatial_lag及 LR_spatial_lag均在5%顯著性水平下通過檢驗，表明SDM模型不能簡化為SAR模型；Wald_spatial_error及LR_spatial_error也均在5%顯著性水平下通過檢驗，說明SDM模型不能簡化為SEM模型，所以應該選擇空間杜賓模型進行分析。非空間面板模型及空間杜賓模型回歸最終結(jié)果如表1所示。

由表1的模型估計結(jié)果可知：SDM模型中空間自相關(guān)系數(shù)ρ值為0.188 4，且在1%水平上通過顯著性檢驗，說明地理臨近對技術(shù)增長具有顯著的正向空間效應，即中國各省區(qū)的技術(shù)增長在相鄰地區(qū)之間具有顯著的空間相關(guān)性。由此可見，在技術(shù)空間擴散與經(jīng)濟增長收斂研究中如果不考慮空間相關(guān)性，將會產(chǎn)生明顯的偏誤。從反映模型對實際數(shù)據(jù)擬合程度的可決系數(shù)來看，普通面板數(shù)據(jù)模型的R2只有0.720 6，而空間杜賓模型的R2則提高到0.749 6，這進一步證明了模型中加入了空間相關(guān)性后其擬合優(yōu)度更好。

各省區(qū)之間的技術(shù)空間擴散系數(shù)為0.106 0，且在1%水平上通過顯著性檢驗，說明中國各省區(qū)之間存在顯著的正向技術(shù)空間擴散效應，技術(shù)在區(qū)際之間的傳播和借鑒有利于各省區(qū)的技術(shù)增長。通過外商直接投資渠道的國際技術(shù)擴散彈性系數(shù)為0.391 8，且在1%水平上通過顯著性檢驗，說明FDI顯著提高了中國各省區(qū)的技術(shù)水平。貿(mào)易進口渠道的國際技術(shù)擴散彈性系數(shù)為-0.3497，且在1%水平上通過顯著性檢驗，表明進口貿(mào)易形式的技術(shù)空間擴散效應將顯著弱化中國各省區(qū)的技術(shù)水平。

關(guān)于空間滯后項，各省區(qū)之間的技術(shù)空間擴散效應彈性系數(shù)為0.070 3，且在5%水平上顯著，說明相鄰省區(qū)接收的國內(nèi)其他省區(qū)的技術(shù)擴散對本省區(qū)技術(shù)的提高有顯著正向作用。外商直接投資渠道的技術(shù)擴散的空間滯后項系數(shù)回歸結(jié)果為-0.054 3，且在1%水平上顯著，即相鄰地區(qū)的外商直接投資渠道的技術(shù)擴散對本地區(qū)的急速增長具有顯著的負向影響。國際貿(mào)易形式的技術(shù)擴散的空間滯后項系數(shù)回歸結(jié)果為0.049 3，且在1%水平下顯著，說明對于中國各省區(qū)而言，鄰近省區(qū)的進口貿(mào)易增長對本區(qū)域的技術(shù)增長存在一定的促進作用。

觀察各個控制變量，可以得出以下結(jié)論：第一，R&D部門人員數(shù)對TFP影響為負，但未通過顯著性檢驗，且這種負向效應是通過降低技術(shù)效率產(chǎn)生的，對技術(shù)進步影響不顯著，表明總體而言，中國各省區(qū)經(jīng)濟增長方式仍較粗放，TFP的提高對人力資本的依賴不高，甚至出現(xiàn)“相對過?！钡娜肆Y本現(xiàn)象。其空間滯后項為負，但不顯著，說明相鄰區(qū)域的人力資本對本區(qū)的TFP并無顯著影響。第二，R&D部門資本存量對TFP增長影響顯著為正，且這種影響是通過技術(shù)進步實現(xiàn)的，表明R&D經(jīng)費支出的增加有力地促進了新技術(shù)和新知識的誕生，推動了社會前沿技術(shù)進步。其空間滯后項為正，但不顯著，表明相鄰省份的R&D支出對本區(qū)域的TFP提高并無明顯推動作用。第三，省域公路里程數(shù)對TFP增長有顯著正向效應，其空間滯后項對TFP增長有一定負向效應，但不顯著，說明本區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施水平對區(qū)域技術(shù)發(fā)展具有顯著促進作用，而相鄰區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施水平對本區(qū)域技術(shù)發(fā)展具有一定弱化作用，但在短期內(nèi)并不能顯現(xiàn)，這也許和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)一般周期較長，對技術(shù)發(fā)展的作用較緩慢有關(guān)。

表1 技術(shù)空間擴散效應普通面板及空間面板模型回歸結(jié)果

為進一步考察技術(shù)空間擴散對技術(shù)進步和技術(shù)效率提高的驅(qū)動作用，下文將利用技術(shù)進步和技術(shù)效率作為被解釋變量，進行空間面板數(shù)據(jù)回歸分析，表2的第（1）和第（2）列報告了其回歸結(jié)果；由于技術(shù)空間擴散對TFP可能不僅僅有短期影響，也可能存在長期影響。因此，為了分析技術(shù)空間擴散的時效性，我們將解釋變量分別滯后2至3期，表2第（3）和第（4）列為其回歸結(jié)果。

表2的第（1）和第（2）列回歸結(jié)果顯示，各省區(qū)之間以及相鄰省區(qū)的技術(shù)空間擴散對各省區(qū)技術(shù)效率的溢出效應并不顯著，而對技術(shù)進步的作用卻顯著為正，說明省區(qū)之間的技術(shù)空間擴散主要是通過技術(shù)進步溢出而影響本區(qū)域的TFP增長。同時回歸結(jié)果還顯示，外商直接投資渠道的國際技術(shù)空間擴散對本區(qū)域的TFP產(chǎn)生正向影響，且是通過對技術(shù)效率的正向溢出而影響了本區(qū)域的TFP增長，對本區(qū)域的技術(shù)進步溢出效應不顯著。而進口貿(mào)易渠道的國際技術(shù)擴散對本區(qū)域的TFP產(chǎn)生負向影響，且主要是通過對技術(shù)進步的負向溢出來影響本區(qū)域的TFP增長，對本區(qū)域的技術(shù)效率的負向溢出效應不顯著。兩者的空間滯后項回歸結(jié)果表明，相鄰省區(qū)的FDI對本區(qū)域存在顯著的正向技術(shù)進步溢出效應，但對技術(shù)效率的溢出效應并不顯著；相鄰省區(qū)的進口貿(mào)易對本區(qū)域的技術(shù)進步和技術(shù)效率的負向溢出效應均不顯著。

表2 技術(shù)效率、技術(shù)進步回歸及技術(shù)擴散效應的時效性

表2的第（3）和第（4）列回歸結(jié)果表明，省區(qū)之間技術(shù)空間擴散的正向效應隨著時間推移迅速衰減，甚至在滯后3期時逆轉(zhuǎn)為負。FDI對2年、3年后的TFP增長的滯后影響仍顯著為正，且衰減速度較小，說明FDI對TFP的溢出效應時效性較長。進口貿(mào)易對TFP的溢出效應在滯后第2期和第3期時仍為負，說明進口貿(mào)易渠道的技術(shù)空間擴散并非是中國各省區(qū)提高其全要素生產(chǎn)率的有效手段。

四、研究結(jié)論與對策建議

本文采用DEA-Malmquist指數(shù)方法對1991—2015年中國各省區(qū)技術(shù)發(fā)展水平進行測度，運用GeoDA軟件對技術(shù)發(fā)展分布現(xiàn)狀進行可視化比較分析。同時，運用空間面板數(shù)據(jù)回歸模型考察了中國省際以及國際技術(shù)空間擴散效應，探討了技術(shù)空間擴散對技術(shù)進步和技術(shù)效率提高的驅(qū)動作用以及技術(shù)空間擴散的時效性。得到以下結(jié)論：中國各省區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長主要歸功于技術(shù)效率的提高，各省區(qū)的技術(shù)增長及經(jīng)濟發(fā)展差距主要歸咎于技術(shù)進步水平存在較大差異。中國各省區(qū)之間存在顯著的正向技術(shù)擴散效應，且主要是由技術(shù)進步引起，技術(shù)效率的影響并不顯著；相鄰區(qū)域接收的國內(nèi)其他省區(qū)的技術(shù)擴散對本省區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高也有顯著正向作用。FDI的國際技術(shù)擴散效應顯著為正，但貿(mào)易進口的國際技術(shù)擴散效應均為負，F(xiàn)DI主要是通過影響技術(shù)效率促進區(qū)域TFP增長，而進口貿(mào)易主要通過對技術(shù)進步的負向溢出來阻礙本區(qū)域的TFP增長。相鄰地區(qū)的外商直接投資渠道的技術(shù)擴散對本地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提高具有顯著的負向影響，而鄰近省區(qū)的進口貿(mào)易增長對本區(qū)域的全要素生產(chǎn)率增長存在一定的促進作用。省區(qū)之間技術(shù)空間擴散的正向效應隨著時間推移迅速衰減，F(xiàn)DI對TFP增長的正向溢出效應時效性較長。進口貿(mào)易對TFP的負向溢出效應隨時間推移一直存在。

基于以上的研究結(jié)論，我們提出以下對策建議：

1.技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略應該具有區(qū)域差異性。從以上分析可知，中國技術(shù)進步前沿省區(qū)主要分布在沿海地區(qū)，且各省區(qū)之間存在的正向技術(shù)擴散效應主要由技術(shù)進步引起。故應該加大對技術(shù)先進的沿海地區(qū)研發(fā)投入，形成技術(shù)研發(fā)的集聚效應。而對于技術(shù)相對落后地區(qū)，一方面應該著力于提高自身的技術(shù)吸收能力和與技術(shù)增長相關(guān)的制度、管理水平的提高，為有效承接先進地區(qū)的技術(shù)轉(zhuǎn)移奠定基礎(chǔ)，并積極利用對先進地區(qū)技術(shù)轉(zhuǎn)移的成果，對自身的技術(shù)水平進行提升。另一方面，可以與技術(shù)先進地區(qū)建立區(qū)域研發(fā)聯(lián)盟，減少重復研發(fā)投入，有效整合本土與技術(shù)先進地區(qū)的研發(fā)資源，與發(fā)達地區(qū)形成先進技術(shù)利益共同體參與到國內(nèi)與國際競爭中。因此，地方政府應該通過制度設(shè)計引導建立將區(qū)域作為整體涵蓋本地和先進地區(qū)的研發(fā)機構(gòu)的廣泛聯(lián)盟，真正參與到先進技術(shù)的研發(fā)體系中，以實現(xiàn)技術(shù)增長的共容性聯(lián)盟。

2.繼續(xù)鼓勵和吸引高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的外資來華設(shè)立高層次的研發(fā)機構(gòu)。尤其鼓勵外資企業(yè)在中國設(shè)立高端、智能、綠色等先進制造業(yè)領(lǐng)域以及工業(yè)設(shè)計等技術(shù)密集型領(lǐng)域的研發(fā)中心。在吸引外資研發(fā)經(jīng)費投入的同時，更要支持和鼓勵國內(nèi)企業(yè)加強自主研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新能力，不斷改進研發(fā)環(huán)境，助推在華外資企業(yè)研發(fā)機構(gòu)功能的不斷提升。并盡可能地鼓勵外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)合作設(shè)立研發(fā)聯(lián)盟。支持符合條件的外商投資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)、研發(fā)機構(gòu)合作申請國家科研項目、創(chuàng)新能力建設(shè)項目等。鼓勵中外企業(yè)加強研發(fā)合作、積極承接境外研發(fā)外包業(yè)務，并支持中國企業(yè)和研發(fā)機構(gòu)積極開展與跨國公司的知識產(chǎn)權(quán)合作，在境外開展聯(lián)合研發(fā)和設(shè)立研發(fā)機構(gòu)，在國外申請專利，形成全方位、多層次、寬領(lǐng)域的國際科技合作格局。在有效承接FDI的技術(shù)擴散效應的同時，逐步切實地提高國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)吸收能力和創(chuàng)新能力，從而以創(chuàng)新技術(shù)的空間擴散效應帶動區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.優(yōu)化技術(shù)研發(fā)人員的人力資本結(jié)構(gòu)。上文分析可知R&D人員數(shù)增加卻會抑制TFP增長，因此應注重研發(fā)人員的分類培養(yǎng)和交流使用。一方面，通過國際交流合作、科研院校與企業(yè)融合培養(yǎng)一批具有國際視野、具備國際領(lǐng)先技術(shù)水準的高精端人才，確保技術(shù)研發(fā)的先進性；另一方面，要加大基礎(chǔ)研發(fā)人員的跨界交流，引導中低端技術(shù)研發(fā)人員進入企業(yè)的非研發(fā)崗位跨行業(yè)任職，建立技術(shù)研發(fā)崗位與其他崗位的合理交流路徑，在提升基礎(chǔ)研發(fā)人員視野的同時，也有效控制R&D人員數(shù)的非合理性增長。

注釋：

①圖1中數(shù)據(jù)為歷年TFP指數(shù)及其分解的省區(qū)算術(shù)平均值。廣東省1991—2000年的固定資產(chǎn)投資指數(shù)、海南省1991—1999年固定資產(chǎn)投資指數(shù)、重慶1991—1996年固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值缺失，均使用相應年份的全國固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值替代；西藏1991—2015年固定資產(chǎn)投資指數(shù)缺失，采用相應年份西藏地區(qū)的零售價格指數(shù)（RPI）替代。

②重慶1996年之前的數(shù)據(jù)包含在四川內(nèi)，為增加樣本量，我們通過使用1997年重慶和四川這一數(shù)據(jù)的比例對1996年前的四川數(shù)據(jù)進行拆分以獲得重慶的相關(guān)數(shù)據(jù)。廣東省1991—2000年的固定資產(chǎn)投資指數(shù)、海南省1991—1999年固定資產(chǎn)投資指數(shù)、重慶1991—1996年固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值缺失，均使用相應年份的全國固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值替代；西藏1991—2015年固定資產(chǎn)投資指數(shù)缺失，采用相應年份西藏地區(qū)的零售價格指數(shù)（RPI）替代。

③廣東省1991—2000年的固定資產(chǎn)投資指數(shù)、海南省1991—1999年固定資產(chǎn)投資指數(shù)、重慶1991—1996年固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值缺失，均使用相應年份的全國固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值替代；西藏1991—2015年固定資產(chǎn)投資指數(shù)缺失，采用相應年份西藏地區(qū)的零售價格指數(shù)（RPI）替代。

④重慶1991—1996年零售物價指數(shù)數(shù)值缺失，均使用相應年份的全國固定資產(chǎn)投資指數(shù)數(shù)值替代。

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