我國技術進步偏向空間擴散的非線性特征

林秀梅 曹張龍 蔡曉陳

摘要：針對技術進步偏向的空間擴散現象，本文在理論分析基礎上，通過構建面板平滑遷移（PSTR）模型對技術進步偏向空間擴散的非線性特征進行了實證檢驗。結果表明：在經濟體要素稟賦結構既定的條件下，技術進步偏向會隨技術的空間擴散而產生擴散現象;由于引進地區會對引進技術進行消化、吸收，這導致原有技術的要素偏向特性在空間擴散過程中發生改變，故技術進步偏向的空間擴散呈現出顯著的非線性特征;當技術創新模式為適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較強，引進技術原有的偏向特性會發生較大改變，這時技術進步偏向的空間擴散效應較小，反之較大，因而技術進步偏向的空間擴散效應存在創新模式的門限效應。

關鍵詞：技術進步;要素偏向;空間擴散;技術創新模式;非線性特征;面板平滑遷移模型

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2020（05）-0090-13

一、問題的提出

技術進步是經濟持續快速增長的關鍵推動力量[1]，然而，技術進步并不一定會以相同的速度來提高每一種要素的生產效率，當技術進步對不同要素的生產效率產生非對稱性影響時，技術進步便呈現出一定的偏向性。按照Acemoglu[2-3]的定義，在要素稟賦結構不變的情況下，當技術進步對某種要素的邊際產出提升更大，則技術進步為偏向于該要素的技術進步。由于計量經濟估算技術的發展，學者們對我國技術進步偏向進行了大量深入研究，大多數文獻的觀點認為我國技術進步總體上偏向資本。隨著對技術進步偏向問題研究的深入，技術進步偏向的空間擴散問題成為許多文獻關注的焦點，其中主流的觀點認為技術進步偏向會隨著技術溢出而產生空間擴散。另外，從目前我國經濟發展的實際情況來看，我國整體上還是一個技術追趕型國家[4]，引進海外先進技術是我國實現技術追趕的重要措施。同時，由于我國各地區經濟發展不平衡，技術擴散在國內發達程度不同地區也是普遍存在，許多欠發達地區的自主創新能力和從海外引進先進技術的能力都不高，這時從國內相對發達地區引進較為先進的技術成為其實現技術追趕的一個較好選擇。那么在技術從發達地區向欠發達地區擴散的過程中，技術進步偏向是否也會產生空間擴散現象？這是本文需要回答的第一個問題。而且本文研究發現先進技術的引進并不等同于先進技術在生產中的應用和生產效率的必然提升，因為這涉及到引入技術的要素偏向特性與引入地區要素稟賦結構是否相匹配，比如具有資本偏向特性的技術發揮效率往往需要較為密集的資本和相應的技能勞動[5]，不考慮引入地區要素稟賦結構的全盤照搬式技術引進勢必影響技術效率的有效發揮[6]。在實踐中，強調在引進先進技術的基礎上基于本地區要素稟賦結構對引入技術進行充分消化、吸收及改造是各地區存在的普遍現象，例如在2016年，我國規模以上工業企業購買國內外技術總共支出683.4億元，對引進技術的消化吸收總共支出109.2億元，而技術改造總共支出3016.6億元;在2017年，我國規模以上工業企業購買國內外技術總共支出600.2億元，對引進技術的消化吸收總共支出118.5億元，而技術改造總共支出3103.4億元。這表明在對先進技術引進的過程中，與原有要素稟賦結構相匹配的技術進步偏向在空間擴散過程中極有可能發生改變，故技術進步偏向的空間擴散并非完全以線性形式擴散，由此，本文要回答的第二個問題是在從發達地區向欠發達地區空間擴散的過程中，技術進步偏向是否會發生改變？隨之而來的問題是如果技術進步偏向在空間擴散過程中其擴散方向和強度確實能夠發生改變，那么其又會呈現一種怎樣的特征？對以上三個問題的回答涉及到我國創新驅動發展戰略下合理地進行技術選擇和技術引進的問題，有鑒于此，本文圍繞以上問題試圖為我國技術進步偏向的空間擴散現象提供系統的理論分析和實證根據。

二、文獻回顧

關于技術進步偏向空間擴散的研究，已有文獻主要從三個思路展開。第一，從貿易開放角度分析技術進步偏向的空間擴散。這類文獻認為由于不同國家要素稟賦結構的差異，發達國家與欠發達國家不僅在技術進步水平上存在較大差距，而且其技術進步偏向特性也存在較大不同。一般來說，發達國家資本深化程度比較高，這往往容易衍生出與資本要素相匹配的技術組合，所以發達國家技術進步方向更偏向于資本要素，在開放條件下，發達國家主要出口資本密集型產品，這又進一步鼓勵其國內產業研發具有資本偏向特征。相對而言，欠發達國家勞動力較豐富，這種要素稟賦結構往往容易衍生出與勞動要素相匹配的技術組合，進而技術進步方向具有勞動偏向特征。然而貿易開放后，欠發達國家發現利用發達國家的技術組織生產所取得的效益會更高，就會從發達國家大量引進資本偏向性技術，這主要體現在其引進先進的資本設備上，通過引進發達國家先進的資本設備，欠發達國家的技術進步方向就會朝資本偏向型技術轉變[2-3]。如張莉等[7]通過跨國經濟數據的實證研究發現，貿易開放后發展中國家會從發達國家引進技術含量較高的機器設備，而發達國家的機器設備具有典型的資本偏向特征和技能偏向特征，由于大量進口這些資本設備使得發展中國家的技術進步偏向資本。陳歡等[8]基于中國制造業細分行業的面板數據也得出了類似的結論。王林輝等[9]測度了中國和美國制造業22個細分行業技術進步偏向指數，并運用面板數據模型對中國和美國這22個細分行業技術進步偏向的空間傳遞進行了實證檢驗，結果發現，美國制造業技術進步偏向對中國制造業的技術進步偏向存在顯著的傳遞效應，但存在1～2年的時間滯后。根據類似的邏輯，也有文獻利用國內發達地區與欠發達地區的數據進行實證研究，潘文卿等[10]利用中國266個城市數據測算了技術進步偏向指數，并對北京、上海、廣東3個發達城市對其他欠發達城市的擴散效應進行了實證分析，結果發現這3個發達城市的技術偏向與其他欠發達城市的技術偏向存在顯著的正向關系;進一步的分析發現技術進步偏向的空間擴散效應主要是由要素增強型技術空間擴散導致的。第二種思路從防御性創新角度來分析技術進步偏向的空間傳遞。這類文獻的觀點認為發達國家的資本密集型產品進入到欠發達國家時，其產品市場競爭力更強，這對欠發達國家的原有市場形成巨大沖擊，為了應對這種外來沖擊，欠發達國家的企業會通過防御性創新以應對來自國外的競爭，這最終會使得欠發達國家企業加強對資本偏向型技術的研發投入，從而資本偏向型技術從發達國家傳遞到欠發達國家[11-12]。第三種分析思路認為技術進步偏向的空間擴散效應受技術引進的直接傳遞效應和間接引致效應的雙重影響。董直慶等[6]構建了一個技術進步偏向跨國傳遞模型，其中包括兩類不同的技術創新部門，即自主創新部門和技術引進部門，該模型詳細演繹了技術進步偏向從發達國家向發展中國家的傳遞機制，通過數值模擬這一傳遞過程的動態變化后發現，要素投入結構在技術進步偏向傳遞過程中起到了決定性作用，并且技術進步偏向的傳遞方向和強度存在技術適配度的門限效應，最終，技術進步偏向的空間傳遞一方面受引進技術自身偏向的直接影響，另一方面受引進技術所引致的間接影響。

通過文獻梳理后發現，盡管已有文獻對技術進步偏向的研究已取得許多突破性成果，但仍存在幾點不足之處：第一，盡管許多文獻已經發現技術進步偏向空間擴散的典型事實，但卻沒有系統分析技術進步偏向空間擴散發生的理論機理。第二，已有文獻大多數只是證實技術進步偏向空間擴散的存在，但對技術進步偏向空間擴散特征的刻畫不夠細致。第三，盡管已有文獻關注到要素稟賦結構對技術進步偏向空間擴散的影響，即適宜性技術問題，但并未考慮到地區適宜性技術創新模式對技術進步偏向空間擴散的影響。與已有文獻研究相比，本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：首先，本文對技術進步偏向的空間擴散進行了系統的理論分析，尤其是揭示了技術進步偏向空間擴散呈現非線性特征的理論基礎。其次，充分考慮地區技術創新模式對技術進步偏向空間擴散的影響，當技術創新模式為適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較強，引進技術原有的要素偏向特性會發生較大改變，這時，技術進步偏向的空間擴散效應較小;反之較大。最后，本文在估算技術進步偏向指數的基礎上，以地區創新模式為轉換變量，首次利用面板平滑遷移模型（PSTR）實證分析了技術進步偏向空間擴散的非線性特征。

三、理論分析

（一）技術進步偏向指數定義

假設代表性廠商的生產函數如式（1）所示：

式（1）中，Y表示總產出，

K表示資本投入，

L表示勞動投入，

M表示資本效率，

N表示勞動效率，

σ表示資本與勞動要素替代彈性，

α表示資本密集度，且0<α<1。對資本邊際產出（MPK）與勞動邊際產出（MPL）之比進行全微分得到式（2）：

如果要素投入比不發生改變，技術進步發生后，式（2）存在三種情況：

①當式（2）大于0時，資本邊際產出提高相對較多，即MPK/MPL有所提高，所以此時稱技術進步偏向資本;

②當式（2）小于0時，勞動邊際產出提高相對較多，即MPK/MPL有所降低，所以此時稱技術進步偏向勞動;

③當式（2）等于0時，兩種要素的邊際產出變動相同，即MPK/MPL不變，所以此時稱技術進步為Hicks中性。

盡管式（2）可以判斷技術的要素偏向特征，但是不能量化其大小，參考戴天仕等[13]的研究，在假設生產函數為式（1）的情況下，其從定量角度定義技術進步偏向指數：

式（3）中，δt=MPK/MPL，即資本邊際產出與勞動邊際產出之比，bias表達式的經濟含義是由技術進步引起的資本勞動邊際產出比的變化率，這是一個標準化變量，可以更好地刻畫技術進步偏向數量特征。

由生產函數式（1）、資本邊際產出、勞動邊際產出的表達式即可得到資本效率M和勞動效率N公式為：

式（4）（5）中，sok和sol分別表示資本收入份額和勞動收入份額，將Mt和Nt、σ代入式（3）便能算出技術進步偏向指數bias。然而，以上變量的計算需要資本勞動替代彈性σ和資本密集度α估計值。本文參考Klump等[14]的做法采用標準化供給面系統法測算σ和α。具體來說，在假設生產函數為CES形式的情況下，假設資本效率Mt和勞動效率Nt為Box-Cox型增長，先分別求出CES生產函數對資本要素和勞動要素的一階條件，然后對CES形式生產函數及其一階條件標準化[15]，得到標準化供給面系統方程如下：

其中，γK和γL分別表示資本增強型技術和勞動增強型技術的增長率，λk和λL分別表示資本增強型技術和勞動增強型技術的技術曲率，ξ表示規模因子。利用廣義非線性最小二乘法（FGNLS）即可對該三方程系統進行參數估計，考慮到非線性模型參數估計結果對參數初始值選擇比較敏感，本文參考陳曉玲等[15]的方法選擇初始值。CES生產函數三方程標準化供給面系統的參數估計結果見表1。

由表1的參數估計結果可以發現，我國大多數省份資本勞動要素替代彈性σ顯著小于1，這表明，在大多數省份資本與勞動要素呈現出一種互補關系。利用替代彈性σ和資本密集度α的估計結果，即可由式（3）求出各省歷年技術進步偏向指數bias，圖1為代表性省份歷年技術進步偏向指數的走勢。可以看出，技術進步偏向指數在代表性省份的多數時期大于0，這表明代表省份的技術進步偏向總體上偏向資本，這與現有文獻的研究結果基本一致。

（二）技術進步偏向空間擴散的理論假說

新古典增長理論認為，經濟持續增長的驅動力量是技術進步，發達國家與欠發達國家經濟增長水平差距可歸因于二者技術進步速度的差異。一般來說，發達國家的技術水平處于世界前沿，他們主要通過自主研發來實現技術創新;而欠發達國家由于受自身條件的限制，如較低的物質資本和人力資本存量、落后的自主創新條件，其往往依靠技術引進，并通過消化、吸收從發達國家引進的技術來達到技術進步的目的。然而，欠發達國家必須比發達國家具有更快的技術進步速度才可能實現比發達國家更快的經濟增長[16-17]。因此，在存在較大技術差距的條件下，欠發達國家必須比發達國家以更低的成本實現技術創新，其技術進步速度才能比發達國家更快，進而實現經濟的持續快速增長[18]。

而關于技術引進的途徑，已有文獻認為主要是通過國際貿易，如Chuang[19]利用不對稱貿易來解釋欠發達國家具有更快的技術進步（即東亞奇跡）。當欠發達國家與發達國家存在較大的技術差距時，欠發達國家可以通過與發達國家進行貿易而獲得學習溢出效應，而發達國家卻不能獲得這種技術溢出效應，這使得欠發達國家獲得更快的技術進步，但隨著技術差距的縮小，這種不對稱的學習溢出效應會逐漸減小，最終，欠發達國家與發達國家的技術差距會持久地存在。除了國際貿易外，技術擴散的途徑還包括FDI和人力資本的擴散[20]。不論是通過哪一種途徑進行技術擴散，其本質都是要素增強型技術的空間擴散[10]。然而，在要素稟賦結構既定的條件下，技術進步并不一定會以相同的速度來提高每一種要素的生產效率，當技術進步對不同要素的生產效率產生非對稱性影響時，技術進步便呈現出一定的偏向性，這就是技術進步偏向產生的直接邏輯，故在技術進步空間傳遞的同時，技術進步偏向可能會隨著要素增強型技術的空間擴散而產生擴散現象。據此，本文提出理論假說1。

假說1：在發達程度不同的經濟體之間存在一定的技術差距，欠發達經濟體往往以低廉的成本從發達經濟體引進較為先進的技術，結果在經濟體要素稟賦結構既定的條件下，技術進步偏向可能會隨技術的空間擴散而產生擴散現象。

在經濟日趨一體化的大背景下，技術水平相對落后的欠發達經濟體除了依靠自身研發實現技術進步外，還可以通過技術引進的方式吸收發達經濟體的先進技術，這為其技術趕超和經濟的持續快速增長提供了機會[16-17]。然而，一個典型的事實是即使不同欠發達經濟體的技術引進途徑完全相同，其對經濟增長的影響卻并不必然一致，這取決于特定經濟體對引進技術的適用能力，也就是所謂的適宜技術問題。一個經濟體的適宜技術由其要素稟賦結構內生決定[17]，如果欠發達經濟體的技術選擇與自身要素稟賦結構一致，也即選擇了最適宜技術，那么其經濟增長速度可以超過發達經濟體的增長速度。從技術進步偏向的角度看，適宜技術問題就是技術進步偏向與要素稟賦結構是否契合，例如具有資本偏向特征的技術要想充分發揮效率往往需要較為密集的資本和相應的技能勞動，而具有勞動偏向特征的技術要想充分發揮效率往往需要豐裕的勞動力資源[5]。另外，一個典型的事實是技術進步的要素偏向特征會促使生產要素不斷流向回報高的部門，從而使得生產要素在不同部門發生重新配置[21]，這是一個不斷提高技術進步偏向與要素稟賦結構契合程度的過程，這也表明了技術進步的要素偏向特征與要素稟賦結構的契合與否直接影響技術效率的有效發揮。

然而，引進技術衍生于發達經濟體的要素稟賦，這使得其具有發達經濟體的要素偏向特征，其往往與引入地的要素稟賦結構并不能完全契合。也即欠發達經濟體從發達經濟體引進的技術并不必定是其最適技術，在引進后還往往需要付出消化、吸收和改造的相關支出成本，這樣才能使得引進技術與本地區要素稟賦相契合，從而真正成為適宜技術。總之，當經濟體的要素稟賦結構既定時，若引進技術的要素偏向特征與要素稟賦結構相適應，那么其生產效率即可得到改進;反之，當引進技術的要素偏向特征與要素稟賦結構不相適，則其生產效率將有所損失。由于引進技術與本地要素稟賦并不完全適應，所以對引進技術的消化、吸收成為必要，這導致原有技術在擴散過程中其要素偏向特征可能會發生變化，所以技術進步偏向的空間擴散并不一定是以線性方式進行，而可能呈現出一種較為復雜的非線性方式。據此，本文提出理論假說2。

假說2：當一種引進技術的要素偏向特征與地區要素稟賦結構一致時，這種引進技術就是所謂的適宜技術，由于現實中經濟體在引進技術的過程中往往會遇到引進技術不是最適宜技術的問題，這就會產生對引進技術的消化、吸收過程，這將導致原有技術在擴散過程中其要素偏向特性發生改變，故技術進步偏向的空間擴散并不一定以線性的方式進行，而可能呈現出一種較為復雜的非線性方式。

現階段我國各省份經濟和技術存在著發展不平衡的現實，一方面，欠發達省份紛紛試圖通過技術引進在短期內縮小與發達省份的的技術差距;另一方面，由于技術引進有明顯的路徑依賴特征，而且隨著技術差距的縮小，技術引進的空間越來越小，模仿的成本逐漸提高，欠發達地區容易陷入引進、落后、再引進、再落后的惡性循環之中，這就涉及到什么才是本地區適宜的創新模式問題。所謂適宜性創新模式并不是指單純的自主創新，也不是指單純的技術引進或技術模仿，而是指與地區要素稟賦結構及經濟環境相匹配的創新模式組合，適宜性創新模式可以讓欠發達地區跳出技術引進怪圈，其是一種通過對引進技術進行充分消化、吸收及改造，并進行二次創新的新模式組合，這種新模式最終能夠使得欠發達地區取得技術進步的趕超。對于地區適宜性創新模式而言，自主創新和技術引進并不沖突，關鍵是要在這兩種技術創新模式之間選擇合適的平衡點[22]。

由于內源式創新模式立足于原有要素稟賦結構，其技術進步偏向與原有要素稟賦結構一致，而對于引進式創新模式，其技術進步偏向與引入地區要素稟賦并不必然一致，引入技術生產效率的充分發揮取決于引入地區對引進技術的消化、吸收能力。在內源式創新模式和引進式創新模式的最佳平衡點，其對引進技術的消化、吸收能力最強，最可能產生二次創新，此時，引進技術的要素偏向特征與本地要素稟賦結構契合程度較高，引進技術的生產效率最高。所以，當技術創新模式為適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力最強，技術進步的原有方向發生改變的可能越大，這時，技術進步偏向空間擴散效應較小;反之，當技術創新模式為非適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較弱，技術進步的原有方向發生改變的可能性較小，此時，技術進步偏向的空間擴散效應較大。總之，技術進步偏向的空間擴散效應存在地區技術創新模式的門限效應。據此，本文提出理論假說3。

假說3：不同地區存在適宜性技術創新模式，當技術創新模式為適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較強，技術進步的原有方向發生改變的可能性較大，這時技術偏向空間擴散效應較小;反之，當技術創新模式為非適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較弱，技術進步原有的方向改變較小，此時技術進步偏向的空間擴散效應較大，故技術進步偏向的空間擴散效應存在地區技術創新模式的門限效應。

四、計量模型構建與變量選取

（一）計量模型構建

關于技術進步偏向的空間擴散效應，已有文獻大多強調的是線性特征，也即是否存在空間擴散，而對于其非線性特征很少有文獻涉及。實際上，受制于適宜性創新模式的影響，技術進步偏向空間擴散并不是簡單地表現為非正即負的線性特征，而是表現出較為復雜的非線性特征。對于變量之間非線性特征的計量模型，早期使用較多的是Hansen[23]提出的面板門限回歸（Panel Threshold Regression，PTR）模型，然而，門限回歸模型的一個不足之處是在門限值的兩側，變量的轉換是跳躍的，而現實中經濟變量的影響效應往往是漸變的過程。為此，Gonzlez等[24]在模型中引入一個帶有連續變化特征的轉換函數，構建了面板平滑遷移（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，從而很好地定量分析模型從低區制向高區制的平滑轉換過程。鑒于PSTR模型能很好地刻畫變量回歸系數從低區制向高區制變化過程中的平滑轉換機制，本文通過構建PSTR模型對前文提出的假說進行實證檢驗，見式（9）。

式（11）—（13）中，k表示解釋變量的個數，SSR0表示原假設下殘差平方和，SSR1表示備選假設下的殘差平方和，基于以上3個統計量即可檢驗原模型是否存在非線性特征，若拒絕原假設，表明模型確實存在非線性特征;接下來需要檢驗轉移函數的個數r，r確定后，還需確定位置參數的維數m，這可以比較不同模型參數估計的AIC和BIC值來選擇。在r和m確定后，即可通過非線性最小二乘法對PSTR模型進行參數估計。參考已有文獻，本文構造的實證模型如下：

模型1：

式（14）和式（15）分別稱為模型1和模型2，其中i表示以各省份表示的橫截面單元，考慮到西藏自治區部分數據缺失，本文采用除西藏自治區及港澳臺以外的30個省市作為研究對象，且i=1，2，…，30;t表示時期，且t=1996，1997，…，2018;bias表示技術進步偏向指數，biasdev表示發達地區技術進步偏向指數。另外，參考已有文獻的研究成果，一般認為經濟開放程度、地區人力資本、人均資本存量、經濟發展水平等因素可能會影響技術進步偏向，故本文將這幾個變量作為控制變量引入模型。其中k/l表示人均資本存量，hum表示地區人力資本，rgdp表示人均地區生產總值，open表示地區開放度。為了對模型進行穩健性檢驗，在模型1和模型2中分別使用不同的技術創新模式作為轉換變量，且分別表示為qΙit和qⅡit。

（二）變量數據說明

被解釋變量：技術進步偏向指數（bias）。參考陳曉玲等[15]的方法采用標準化供給面系統方法測算，具體過程見前文理論部分。

核心解釋變量：發達地區技術進步偏向指數（biasdev）。參考潘文卿等[10，20]的做法，將北京、上海、廣東這三個經濟較為發達且技術創新水平在全國位居前列的省市作為技術進步偏向的擴散源，其他省市作為技術進步偏向的接收地，在此將這三個地區作為一個整體考慮，也采用標準化供給面系統測算其整體的技術進步偏向指數作為發達地區技術進步偏向指數。

轉換變量：地區創新模式（qΙit和qⅡit）。考慮到某地區的技術創新模式并不是單純指技術引進或自主創新，而是指與地區要素稟賦及經濟環境相匹配的創新模式組合，模型1采用各地區規模以上工業企業技術引進、消化、吸收的經費支出與R&D經費內部支出之比表示地區創新模式（qΙit），模型2采用各地區規模以上工業企業技術引進、消化、吸收的經費支出與開發新產品經費支出之比表示地區創新模式（qⅡit）。

其他控制變量：

①人均資本存量（k/l）是資本深化的指標，對于資本存量，參考多數文獻的方法采用永續盤存法測算，其公式是Kt=It+（1-δ）Kt-1，折舊率δ參考張軍[26]做法取9.6%，且將1996年作為基期，對于基期資本存量的核算方法利用公式K0=I0/（g+δ），其中I0為1996年固定資本形成總額，g為1996—2018年地區實際生產總值平均增長率，δ為折舊率;另外，在核算過程中，本文用固定資產價格指數將固定資產投資轉化為實際值;對于勞動，采用全社會從業人員數表示。

②地區人力資本（hum）采用平均受教育年限作為代理變量。

③人均地區生產總值（rgdp）是經濟發展水平指標。

④地區經濟開放度（open）用各地區進出口總額與地區生產總值之比表示。

本文所有數據來自《新中國六十年統計資料匯編》《中國科技統計年鑒》，歷年《中國統計年鑒》及各省統計年鑒，各主要變量的統計特征如表2。

五、實證分析與結果討論

（一）技術進步偏向空間擴散非線性特征的實證檢驗

針對前文理論分析所提出的三個假說，本文利用PSTR模型對其進行實證檢驗。首先，對模型進行非線性檢驗，也即是檢驗面板數據是否適合使用非線性模型。具體來說，原假設表示模型是線性的，若拒絕原假設，則說明樣本數據存在橫截面上的異質性，使用非線性模型是合適的。具體檢驗結果見表3。結果表明在1%顯著性水平下都拒絕了原假設，故模型1和模型2設為非線性是合適的。從經濟意義上看，這表明發達地區向欠發達地區技術偏向的空間擴散并不是簡單的線性關系，而存在一種較為復雜的非線性擴散機制。其次，需要進行最適轉移函數個數r的確定，由表3的檢驗結果，對原假設（H0：r=1）進行顯著性檢驗表明模型并不能拒絕最適轉換函數個數r=1的原假設，故將模型1和模型2設為兩區制的面板平滑遷移模型是合適的。

另外，在參數估計前還需要確定模型位置參數的維數m，根據Gonzlez等[24]的研究結果，一般將位置參數個數設為1或2即可。本文分別對m=1和m=2情況下的模型進行估計得到AIC和BIC值，并利用這一準則對m進行識別，結果見表4。從中可知，模型1和模型2的位置參數維數m=1。

在此基礎上，本文利用非線性最小二乘法對模型1進行參數估計，表5為估計結果。第一，核心解釋變量biasdev的回歸系數線性部分為1.2276，非線性部分為-1.0574，兩個回歸系數都很顯著，這說明技術進步偏向確實存在空間擴散效應，這驗證了前文的假設1。第二，由于回歸系數線性部分為正數，而非線性部分為負數，所以技術進步偏向空間擴散效應系數在β01～（β01+β11），即1.2276～0.1702之間變化，在創新模式由低區制向高區制轉換的過程中，擴散系數存在一個平滑轉換過程，其中轉換變量的門限值為0.3423，轉換速度為2.0591，圖2為轉換函數的動態變化過程。由圖2可以看出，技術進步偏向空間擴散系數不僅在高區制和低區制有分布，而且在中間位置也有分布，這比一般線性模型或普通門限模型更精確地刻畫了技術進步偏向空間擴散特征。這一實證結果有重要的經濟學含義，這表明較高的技術引進比例并非必然導致較強的技術進步偏向空間擴散效應，更可能的情況是隨著技術創新模式越接近地區最適創新模式，技術進步偏向的空間擴散效應反而更弱。這主要是技術引進地區根據自身要素稟賦結構對引進技術進行本土化改造，其更加強調對引進技術的漸進式創新或二次創新，從而避免了引進技術的“水土不服”現象，這驗證了前文的假說2。第三，技術進步偏向的空間擴散效應存在以創新模式為門限的門限效應，創新模式的門限值為0.3423。在門限值的兩側分別代表創新模式的不同區制，以門限值0.3423為界，大于門限值稱為高區制（此時為適宜性創新模式），低于門限值稱為低區制（此時為非適宜性創新模式）。當技術創新模式為非適宜性創新模式，技術進步偏向空間擴散效應越強，此時系數為β01=1.2276;超過門限值后，技術進步偏向空間擴散效應迅速減小，即當技術創新模式為適宜性創新模式，技術進步偏向空間擴散效應越弱，此時空間擴散系數為β01+β11=0.1702。其經濟含義是技術創新模式越接近適宜性創新模式，技術引入地區對引進技術的消化、吸收能力越強，引進技術原有的要素偏向特征改變越大，故技術進步偏向空間擴散效應越弱。進一步通過比較發現，我國絕大多數省份的技術創新模式都超過了門限值，也即多數地區對先進技術的消化、吸收的能力較強，能夠不斷實現漸進的技術創新與二次創新，對發達地區進行技術追趕。

其他解釋變量結果如下：

①人均資本（lnk/l）的線性部分和非線性部分回歸系數都不顯著。一般來說，要素稟賦結構是決定技術進步偏向的關鍵因素，而我國的技術進步偏向受要素稟賦的影響卻不明顯，這說明我國要素稟賦對技術進步偏向發揮的作用較小，究其原因可能與我國在改革開放后40年的發展過程中對海外技術進行了大量引進有關。同時，這一結果也說明現階段我國技術進步的適宜性有待提高。

②人力資本（lnhum）回歸系數的線性部分為正數，非線性部分為負數，且顯著性較強，說明隨著技術創新模式的優化，人力資本積累可以明顯降低技術偏向資本的程度，這主要是因為提高人力資本水平不但有利于對引進技術的消化吸收，提高接收地要素稟賦與引進技術的匹配程度，而且提高人力資本水平可增強技能勞動與先進技術的互補性。

③經濟發展水平（lnrgdp）回歸系數的線性部分為負，非線性部分為正數，但總和為正數。這說明現階段經濟發展水平的提高使得技術進步更加偏向資本，這可能是因為當前階段經濟發展水平越高，可用資金越豐裕，企業越傾向于對先進技術和設備加大投入，故經濟發展水平對技術進步偏向有正向作用，這也與當前我國發展的實際情況比較一致。

④開放度（lnopen）回歸系數線性部分為正數，非線性部分為負數。這表明現階段提高經濟的開放程度對技術進步偏向有正向作用，其原因可能是通過國際貿易引進了大量的境外技術，從而使得這些引進的技術帶有資本豐裕國家的要素偏向特征，然而隨著技術創新模式的優化，技術進步偏向資本的趨勢會有所減弱。

（二）按地區分組的估計結果

由于我國地區經濟發展不平衡，東部地區經濟發達程度較高，中西部地區經濟發達程度相對較低，為了分析技術進步偏向空間擴散在不同區域的差異，本文將樣本按經濟發達程度不同分為東中西三個部分，分別用PSTR模型進行回歸分析，回歸結果如表5所示。第一，從核心解釋變量biasdev回歸系數看，按地區分組的估計結果線性部分都顯著為正，非線性部分顯著為負。這表明技術進步偏向確實存在空間擴散現象，且在不同地區其擴散效應存在一定差異。第二，從技術進步偏向空間擴散效應系數的變化區間看，東中西部地區分別為1.1027～0.0305、1.2155～0.7834和1.2748～0.6101，這表明在創新模式由低區制向高區制轉換的過程中，擴散系數存在一個平滑轉換過程。第三，當門限變量（技術創新模式）超過門限值且達到高區制之后，東中西部地區技術進步偏向空間擴散效應回歸系數（β01+β11）分別為0.0305、0.7834、0.6101，很明顯東部地區技術進步偏向受空間擴散效應的影響較小，中西部地區技術進步偏向受空間擴散效應的影響較大，這可能與中西部地區對引進技術的吸收能力較弱有較大關系，同時這也表明中西部地區在技術追趕的過程中不能只注重引進技術的先進性，而是要結合自身要素稟賦，注重培育對引進技術的吸收改造能力和二次創新的能力。

（三）穩健性檢驗

上文利用PSTR模型實證檢驗了我國技術進步偏向空間擴散的非線性特征，為了驗證結論的穩健性，接下來使用各地區技術引進、消化、吸收的相關支出與開發新產品經費支出之比作為技術創新模式的代理變量（qⅡit），并以此為轉換變量進行穩健性檢驗，參數估計結果如表6所示，圖2為轉換函數動態變化過程。從圖2可以看出，創新模式門限值為0.4128，樣本數據中有一部分位于創新模式低區制和高區制之間，使用平滑遷移模型比線性模型或門限模型更加合理。以全國樣本數據的估計結果為例，當地區創新模式處于低區制時（非適宜性創新模式），技術進步偏向的空間擴散效應較大，回歸系數為β01=1.4278;然而，當地區創新模式處于高區制時（適宜性創新模式），技術進步偏向的空間擴散效應較小，此時回歸系數為β01+β11=0.5063。在創新模式由低區制（非適宜性創新模式）向高區制（適宜性創新模式）轉換的過程中，核心解釋變量的回歸系數存在一個平滑過程，轉換變量（創新模式）的門限值為0.4128，轉換速度為9.4389，這表明超過創新模式門限值后，技術進步偏向空間擴散效應迅速減小，這與前文的研究結論一致。從地區分組的結果來看，與表5中核心解釋變量biasdev的回歸系數并無實質性差異，這表明本文的研究結果是穩健的。

六、結論與啟示

針對技術進步偏向的空間擴散現象，本文首先進行了系統的理論分析，然后通過構建面板平滑遷移（PSTR）模型對技術進步偏向空間擴散的非線性特征進行了實證檢驗，得出如下結論：

①在經濟體要素稟賦結構既定的條件下，技術的要素偏向特性會隨技術的空間擴散而產生擴散現象。然而，由于引進技術的要素偏向特性與本地區要素稟賦結構并非完全契合，也即存在適宜性技術的問題，引進地區就會對引進技術進行消化、吸收及改造，這導致原有技術的要素偏向特性在擴散過程中發生改變，故技術進步偏向的空間擴散并不是以線性的方式進行擴散，而是呈現出連續平滑轉換的非線性特征。

②不同地區對技術引進的消化、吸收能力存在一定差異，這與不同地區的創新模式有關，當技術創新模式為適宜性創新模式時，引進地區對引進技術的消化、吸收能力較強，引進技術原有的要素偏向特性會發生較大改變，這時，技術進步偏向的空間擴散效應較小;反之，當技術創新模式為非適宜性創新模式時，引進地區對技術引進的消化、吸收能力較弱，引進技術原有的要素偏向特性改變較小，此時，技術進步偏向的空間擴散效應較大，故技術進步偏向的空間擴散效應存在創新模式的門限效應。

③從地區分組的研究結果來看，技術進步偏向空間擴散效應存在明顯的區域差異，東部地區技術進步偏向受空間擴散效應影響較小，而中西部地區技術進步偏向受空間擴散效應影響較大。

基于以上結論可以得到如下啟示：首先，本文的研究結果表明技術進步偏向空間擴散效應是影響地區技術進步偏向發生改變的重要因素。對于企業來說，其在技術引進時不能只注重引進技術的先進性，而應該充分考慮引進技術的要素偏向特征，只有引進技術的要素偏向特征與本地區要素稟賦結構相契合，才能真正發揮引進技術的生產效率。如果地區要素稟賦不同，即使是相同類型的企業，其在進行技術引進時也應該有所差異。而對于政府部門，在實施創新政策時應該充分考慮引進技術的要素偏向特征對本地區技術進步偏向的影響，尤其應該注意通過市場干預引導引進技術朝本地區要素豐裕的方向傾斜，使引進技術的要素偏向特征與本地區要素稟賦結構相契合，從而真正發揮技術創新對經濟增長的驅動作用。

其次，本文的研究結果表明盡管技術進步偏向能夠產生空間擴散現象，但由于引進地區會對引進技術進行消化、吸收及改造，這導致原有技術的要素偏向性在擴散過程中會發生改變，較高的技術引進比例并非必然導致較強的技術進步偏向擴散效應。對于企業來說，應結合本地區要素稟賦，注重培育其自身對引進技術的消化吸收能力和二次創新能力。傳統的引進思維熱衷于對先進技術的引進，忽視吸收能力和二次創新能力的培育，其結果不僅影響技術生產效率的充分發揮，而且惡化了勞動收入分配份額。而對于政府來說，其在設計創新政策時，應該根據本地區要素稟賦的實際情況對自主創新激勵政策、二次創新激勵以及引進技術的消化吸收激勵政策有所區別，單一崇拜自主創新或者單一崇拜技術引進的思維都有失偏頗，創新激勵政策關注地區適宜性技術創新模式對創新驅動發展意義有可能更大。

最后，針對技術進步偏向空間擴散效應的地區差異，政府應該實施分類指導的技術創新策略，對于經濟較為發達的東部地區，應重點加強自主創新的資金投入，進一步提高地區企業自主創新能力;對于經濟相對落后的中西部地區，在適度擴大引進國內外先進技術力度的同時，應重點加強對引進技術吸收、改造的投入力度。

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責任編輯、校對： 鄭雅妮