我国技术进步偏向空间扩散的非线性特征

林秀梅 曹张龙 蔡晓陈

摘要：针对技术进步偏向的空间扩散现象，本文在理论分析基础上，通过构建面板平滑遷移（PSTR）模型对技术进步偏向空间扩散的非线性特征进行了实证检验。结果表明：在经济体要素禀赋结构既定的条件下，技术进步偏向会随技术的空间扩散而产生扩散现象;由于引进地区会对引进技术进行消化、吸收，这导致原有技术的要素偏向特性在空间扩散过程中发生改变，故技术进步偏向的空间扩散呈现出显著的非线性特征;当技术创新模式为适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较强，引进技术原有的偏向特性会发生较大改变，这时技术进步偏向的空间扩散效应较小，反之较大，因而技术进步偏向的空间扩散效应存在创新模式的门限效应。

关键词：技术进步;要素偏向;空间扩散;技术创新模式;非线性特征;面板平滑迁移模型

文献标识码：A

文章编号：1002-2848-2020（05）-0090-13

一、问题的提出

技术进步是经济持续快速增长的关键推动力量[1]，然而，技术进步并不一定会以相同的速度来提高每一种要素的生产效率，当技术进步对不同要素的生产效率产生非对称性影响时，技术进步便呈现出一定的偏向性。按照Acemoglu[2-3]的定义，在要素禀赋结构不变的情况下，当技术进步对某种要素的边际产出提升更大，则技术进步为偏向于该要素的技术进步。由于计量经济估算技术的发展，学者们对我国技术进步偏向进行了大量深入研究，大多数文献的观点认为我国技术进步总体上偏向资本。随着对技术进步偏向问题研究的深入，技术进步偏向的空间扩散问题成为许多文献关注的焦点，其中主流的观点认为技术进步偏向会随着技术溢出而产生空间扩散。另外，从目前我国经济发展的实际情况来看，我国整体上还是一个技术追赶型国家[4]，引进海外先进技术是我国实现技术追赶的重要措施。同时，由于我国各地区经济发展不平衡，技术扩散在国内发达程度不同地区也是普遍存在，许多欠发达地区的自主创新能力和从海外引进先进技术的能力都不高，这时从国内相对发达地区引进较为先进的技术成为其实现技术追赶的一个较好选择。那么在技术从发达地区向欠发达地区扩散的过程中，技术进步偏向是否也会产生空间扩散现象？这是本文需要回答的第一个问题。而且本文研究发现先进技术的引进并不等同于先进技术在生产中的应用和生产效率的必然提升，因为这涉及到引入技术的要素偏向特性与引入地区要素禀赋结构是否相匹配，比如具有资本偏向特性的技术发挥效率往往需要较为密集的资本和相应的技能劳动[5]，不考虑引入地区要素禀赋结构的全盘照搬式技术引进势必影响技术效率的有效发挥[6]。在实践中，强调在引进先进技术的基础上基于本地区要素禀赋结构对引入技术进行充分消化、吸收及改造是各地区存在的普遍现象，例如在2016年，我国规模以上工业企业购买国内外技术总共支出683.4亿元，对引进技术的消化吸收总共支出109.2亿元，而技术改造总共支出3016.6亿元;在2017年，我国规模以上工业企业购买国内外技术总共支出600.2亿元，对引进技术的消化吸收总共支出118.5亿元，而技术改造总共支出3103.4亿元。这表明在对先进技术引进的过程中，与原有要素禀赋结构相匹配的技术进步偏向在空间扩散过程中极有可能发生改变，故技术进步偏向的空间扩散并非完全以线性形式扩散，由此，本文要回答的第二个问题是在从发达地区向欠发达地区空间扩散的过程中，技术进步偏向是否会发生改变？随之而来的问题是如果技术进步偏向在空间扩散过程中其扩散方向和强度确实能够发生改变，那么其又会呈现一种怎样的特征？对以上三个问题的回答涉及到我国创新驱动发展战略下合理地进行技术选择和技术引进的问题，有鉴于此，本文围绕以上问题试图为我国技术进步偏向的空间扩散现象提供系统的理论分析和实证根据。

二、文献回顾

关于技术进步偏向空间扩散的研究，已有文献主要从三个思路展开。第一，从贸易开放角度分析技术进步偏向的空间扩散。这类文献认为由于不同国家要素禀赋结构的差异，发达国家与欠发达国家不仅在技术进步水平上存在较大差距，而且其技术进步偏向特性也存在较大不同。一般来说，发达国家资本深化程度比较高，这往往容易衍生出与资本要素相匹配的技术组合，所以发达国家技术进步方向更偏向于资本要素，在开放条件下，发达国家主要出口资本密集型产品，这又进一步鼓励其国内产业研发具有资本偏向特征。相对而言，欠发达国家劳动力较丰富，这种要素禀赋结构往往容易衍生出与劳动要素相匹配的技术组合，进而技术进步方向具有劳动偏向特征。然而贸易开放后，欠发达国家发现利用发达国家的技术组织生产所取得的效益会更高，就会从发达国家大量引进资本偏向性技术，这主要体现在其引进先进的资本设备上，通过引进发达国家先进的资本设备，欠发达国家的技术进步方向就会朝资本偏向型技术转变[2-3]。如张莉等[7]通过跨国经济数据的实证研究发现，贸易开放后发展中国家会从发达国家引进技术含量较高的机器设备，而发达国家的机器设备具有典型的资本偏向特征和技能偏向特征，由于大量进口这些资本设备使得发展中国家的技术进步偏向资本。陈欢等[8]基于中国制造业细分行业的面板数据也得出了类似的结论。王林辉等[9]测度了中国和美国制造业22个细分行业技术进步偏向指数，并运用面板数据模型对中国和美国这22个细分行业技术进步偏向的空间传递进行了实证检验，结果发现，美国制造业技术进步偏向对中国制造业的技术进步偏向存在显著的传递效应，但存在1～2年的时间滞后。根据类似的逻辑，也有文献利用国内发达地区与欠发达地区的数据进行实证研究，潘文卿等[10]利用中国266个城市数据测算了技术进步偏向指数，并对北京、上海、广东3个发达城市对其他欠发达城市的扩散效应进行了实证分析，结果发现这3个发达城市的技术偏向与其他欠发达城市的技术偏向存在显著的正向关系;进一步的分析发现技术进步偏向的空间扩散效应主要是由要素增强型技术空间扩散导致的。第二种思路从防御性创新角度来分析技术进步偏向的空间传递。这类文献的观点认为发达国家的资本密集型产品进入到欠发达国家时，其产品市场竞争力更强，这对欠发达国家的原有市场形成巨大冲击，为了应对这种外来冲击，欠发达国家的企业会通过防御性创新以应对来自国外的竞争，这最终会使得欠发达国家企业加强对资本偏向型技术的研发投入，从而资本偏向型技术从发达国家传递到欠发达国家[11-12]。第三种分析思路认为技术进步偏向的空间扩散效应受技术引进的直接传递效应和间接引致效应的双重影响。董直庆等[6]构建了一个技术进步偏向跨国传递模型，其中包括两类不同的技术创新部门，即自主创新部门和技术引进部门，该模型详细演绎了技术进步偏向从发达国家向发展中国家的传递机制，通过数值模拟这一传递过程的动态变化后发现，要素投入结构在技术进步偏向传递过程中起到了决定性作用，并且技术进步偏向的传递方向和强度存在技术适配度的门限效应，最终，技术进步偏向的空间传递一方面受引进技术自身偏向的直接影响，另一方面受引进技术所引致的间接影响。

通过文献梳理后发现，尽管已有文献对技术进步偏向的研究已取得许多突破性成果，但仍存在幾点不足之处：第一，尽管许多文献已经发现技术进步偏向空间扩散的典型事实，但却没有系统分析技术进步偏向空间扩散发生的理论机理。第二，已有文献大多数只是证实技术进步偏向空间扩散的存在，但对技术进步偏向空间扩散特征的刻画不够细致。第三，尽管已有文献关注到要素禀赋结构对技术进步偏向空间扩散的影响，即适宜性技术问题，但并未考虑到地区适宜性技术创新模式对技术进步偏向空间扩散的影响。与已有文献研究相比，本文的贡献主要体现在以下几个方面：首先，本文对技术进步偏向的空间扩散进行了系统的理论分析，尤其是揭示了技术进步偏向空间扩散呈现非线性特征的理论基础。其次，充分考虑地区技术创新模式对技术进步偏向空间扩散的影响，当技术创新模式为适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较强，引进技术原有的要素偏向特性会发生较大改变，这时，技术进步偏向的空间扩散效应较小;反之较大。最后，本文在估算技术进步偏向指数的基础上，以地区创新模式为转换变量，首次利用面板平滑迁移模型（PSTR）实证分析了技术进步偏向空间扩散的非线性特征。

三、理论分析

（一）技术进步偏向指数定义

假设代表性厂商的生产函数如式（1）所示：

式（1）中，Y表示总产出，

K表示资本投入，

L表示劳动投入，

M表示资本效率，

N表示劳动效率，

σ表示资本与劳动要素替代弹性，

α表示资本密集度，且0<α<1。对资本边际产出（MPK）与劳动边际产出（MPL）之比进行全微分得到式（2）：

如果要素投入比不发生改变，技术进步发生后，式（2）存在三种情况：

①当式（2）大于0时，资本边际产出提高相对较多，即MPK/MPL有所提高，所以此时称技术进步偏向资本;

②当式（2）小于0时，劳动边际产出提高相对较多，即MPK/MPL有所降低，所以此时称技术进步偏向劳动;

③当式（2）等于0时，两种要素的边际产出变动相同，即MPK/MPL不变，所以此时称技术进步为Hicks中性。

尽管式（2）可以判断技术的要素偏向特征，但是不能量化其大小，参考戴天仕等[13]的研究，在假设生产函数为式（1）的情况下，其从定量角度定义技术进步偏向指数：

式（3）中，δt=MPK/MPL，即资本边际产出与劳动边际产出之比，bias表达式的经济含义是由技术进步引起的资本劳动边际产出比的变化率，这是一个标准化变量，可以更好地刻画技术进步偏向数量特征。

由生产函数式（1）、资本边际产出、劳动边际产出的表达式即可得到资本效率M和劳动效率N公式为：

式（4）（5）中，sok和sol分别表示资本收入份额和劳动收入份额，将Mt和Nt、σ代入式（3）便能算出技术进步偏向指数bias。然而，以上变量的计算需要资本劳动替代弹性σ和资本密集度α估计值。本文参考Klump等[14]的做法采用标准化供给面系统法测算σ和α。具体来说，在假设生产函数为CES形式的情况下，假设资本效率Mt和劳动效率Nt为Box-Cox型增长，先分别求出CES生产函数对资本要素和劳动要素的一阶条件，然后对CES形式生产函数及其一阶条件标准化[15]，得到标准化供给面系统方程如下：

其中，γK和γL分别表示资本增强型技术和劳动增强型技术的增长率，λk和λL分别表示资本增强型技术和劳动增强型技术的技术曲率，ξ表示规模因子。利用广义非线性最小二乘法（FGNLS）即可对该三方程系统进行参数估计，考虑到非线性模型参数估计结果对参数初始值选择比较敏感，本文参考陈晓玲等[15]的方法选择初始值。CES生产函数三方程标准化供给面系统的参数估计结果见表1。

由表1的参数估计结果可以发现，我国大多数省份资本劳动要素替代弹性σ显著小于1，这表明，在大多数省份资本与劳动要素呈现出一种互补关系。利用替代弹性σ和资本密集度α的估计结果，即可由式（3）求出各省历年技术进步偏向指数bias，图1为代表性省份历年技术进步偏向指数的走势。可以看出，技术进步偏向指数在代表性省份的多数时期大于0，这表明代表省份的技术进步偏向总体上偏向资本，这与现有文献的研究结果基本一致。

（二）技术进步偏向空间扩散的理论假说

新古典增长理论认为，经济持续增长的驱动力量是技术进步，发达国家与欠发达国家经济增长水平差距可归因于二者技术进步速度的差异。一般来说，发达国家的技术水平处于世界前沿，他们主要通过自主研发来实现技术创新;而欠发达国家由于受自身条件的限制，如较低的物质资本和人力资本存量、落后的自主创新条件，其往往依靠技术引进，并通过消化、吸收从发达国家引进的技术来达到技术进步的目的。然而，欠发达国家必须比发达国家具有更快的技术进步速度才可能实现比发达国家更快的经济增长[16-17]。因此，在存在较大技术差距的条件下，欠发达国家必须比发达国家以更低的成本实现技术创新，其技术进步速度才能比发达国家更快，进而实现经济的持续快速增长[18]。

而关于技术引进的途径，已有文献认为主要是通过国际贸易，如Chuang[19]利用不对称贸易来解释欠发达国家具有更快的技术进步（即东亚奇迹）。当欠发达国家与发达国家存在较大的技术差距时，欠发达国家可以通过与发达国家进行贸易而获得学习溢出效应，而发达国家却不能获得这种技术溢出效应，这使得欠发达国家获得更快的技术进步，但随着技术差距的缩小，这种不对称的学习溢出效应会逐渐减小，最终，欠发达国家与发达国家的技术差距会持久地存在。除了国际贸易外，技术扩散的途径还包括FDI和人力资本的扩散[20]。不论是通过哪一种途径进行技术扩散，其本质都是要素增强型技术的空间扩散[10]。然而，在要素禀赋结构既定的条件下，技术进步并不一定会以相同的速度来提高每一种要素的生产效率，当技术进步对不同要素的生产效率产生非对称性影响时，技术进步便呈现出一定的偏向性，这就是技术进步偏向产生的直接逻辑，故在技术进步空间传递的同时，技术进步偏向可能会随着要素增强型技术的空间扩散而产生扩散现象。据此，本文提出理论假说1。

假说1：在发达程度不同的经济体之间存在一定的技术差距，欠发达经济体往往以低廉的成本从发达经济体引进较为先进的技术，结果在经济体要素禀赋结构既定的条件下，技术进步偏向可能会随技术的空间扩散而产生扩散现象。

在经济日趋一体化的大背景下，技术水平相对落后的欠发达经济体除了依靠自身研发实现技术进步外，还可以通过技术引进的方式吸收发达经济体的先进技术，这为其技术赶超和经济的持续快速增长提供了机会[16-17]。然而，一个典型的事实是即使不同欠发达经济体的技术引进途径完全相同，其对经济增长的影响却并不必然一致，这取决于特定经济体对引进技术的适用能力，也就是所谓的适宜技术问题。一个经济体的适宜技术由其要素禀赋结构内生决定[17]，如果欠发达经济体的技术选择与自身要素禀赋结构一致，也即选择了最适宜技术，那么其经济增长速度可以超过发达经济体的增长速度。从技术进步偏向的角度看，适宜技术问题就是技术进步偏向与要素禀赋结构是否契合，例如具有资本偏向特征的技术要想充分发挥效率往往需要较为密集的资本和相应的技能劳动，而具有劳动偏向特征的技术要想充分发挥效率往往需要丰裕的劳动力资源[5]。另外，一个典型的事实是技术进步的要素偏向特征会促使生产要素不断流向回报高的部门，从而使得生产要素在不同部门发生重新配置[21]，这是一个不断提高技术进步偏向与要素禀赋结构契合程度的过程，这也表明了技术进步的要素偏向特征与要素禀赋结构的契合与否直接影响技术效率的有效发挥。

然而，引进技术衍生于发达经济体的要素禀赋，这使得其具有发达经济体的要素偏向特征，其往往与引入地的要素禀赋结构并不能完全契合。也即欠发达经济体从发达经济体引进的技术并不必定是其最适技术，在引进后还往往需要付出消化、吸收和改造的相关支出成本，这样才能使得引进技术与本地区要素禀赋相契合，从而真正成为适宜技术。总之，当经济体的要素禀赋结构既定时，若引进技术的要素偏向特征与要素禀赋结构相适应，那么其生产效率即可得到改进;反之，当引进技术的要素偏向特征与要素禀赋结构不相适，则其生产效率将有所损失。由于引进技术与本地要素禀赋并不完全适应，所以对引进技术的消化、吸收成为必要，这导致原有技术在扩散过程中其要素偏向特征可能会发生变化，所以技术进步偏向的空间扩散并不一定是以线性方式进行，而可能呈现出一种较为复杂的非线性方式。据此，本文提出理论假说2。

假说2：当一种引进技术的要素偏向特征与地区要素禀赋结构一致时，这种引进技术就是所谓的适宜技术，由于现实中经济体在引进技术的过程中往往会遇到引进技术不是最适宜技术的问题，这就会产生对引进技术的消化、吸收过程，这将导致原有技术在扩散过程中其要素偏向特性发生改变，故技术进步偏向的空间扩散并不一定以线性的方式进行，而可能呈现出一种较为复杂的非线性方式。

现阶段我国各省份经济和技术存在着发展不平衡的现实，一方面，欠发达省份纷纷试图通过技术引进在短期内缩小与发达省份的的技术差距;另一方面，由于技术引进有明显的路径依赖特征，而且随着技术差距的缩小，技术引进的空间越来越小，模仿的成本逐渐提高，欠发达地区容易陷入引进、落后、再引进、再落后的恶性循环之中，这就涉及到什么才是本地区适宜的创新模式问题。所谓适宜性创新模式并不是指单纯的自主创新，也不是指单纯的技术引进或技术模仿，而是指与地区要素禀赋结构及经济环境相匹配的创新模式组合，适宜性创新模式可以让欠发达地区跳出技术引进怪圈，其是一种通过对引进技术进行充分消化、吸收及改造，并进行二次创新的新模式组合，这种新模式最终能够使得欠发达地区取得技术进步的赶超。对于地区适宜性创新模式而言，自主创新和技术引进并不冲突，关键是要在这两种技术创新模式之间选择合适的平衡点[22]。

由于内源式创新模式立足于原有要素禀赋结构，其技术进步偏向与原有要素禀赋结构一致，而对于引进式创新模式，其技术进步偏向与引入地区要素禀赋并不必然一致，引入技术生产效率的充分发挥取决于引入地区对引进技术的消化、吸收能力。在内源式创新模式和引进式创新模式的最佳平衡点，其对引进技术的消化、吸收能力最强，最可能产生二次创新，此时，引进技术的要素偏向特征与本地要素禀赋结构契合程度较高，引进技术的生产效率最高。所以，当技术创新模式为适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力最强，技术进步的原有方向发生改变的可能越大，这时，技术进步偏向空间扩散效应较小;反之，当技术创新模式为非适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较弱，技术进步的原有方向发生改变的可能性较小，此时，技术进步偏向的空间扩散效应较大。总之，技术进步偏向的空间扩散效应存在地区技术创新模式的门限效应。据此，本文提出理论假说3。

假说3：不同地区存在适宜性技术创新模式，当技术创新模式为适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较强，技术进步的原有方向发生改变的可能性较大，这时技术偏向空间扩散效应较小;反之，当技术创新模式为非适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较弱，技术进步原有的方向改变较小，此时技术进步偏向的空间扩散效应较大，故技术进步偏向的空间扩散效应存在地区技术创新模式的门限效应。

四、计量模型构建与变量选取

（一）计量模型构建

关于技术进步偏向的空间扩散效应，已有文献大多强调的是线性特征，也即是否存在空间扩散，而对于其非線性特征很少有文献涉及。实际上，受制于适宜性创新模式的影响，技术进步偏向空间扩散并不是简单地表现为非正即负的线性特征，而是表现出较为复杂的非线性特征。对于变量之间非线性特征的计量模型，早期使用较多的是Hansen[23]提出的面板门限回归（Panel Threshold Regression，PTR）模型，然而，门限回归模型的一个不足之处是在门限值的两侧，变量的转换是跳跃的，而现实中经济变量的影响效应往往是渐变的过程。为此，Gonzlez等[24]在模型中引入一个带有连续变化特征的转换函数，构建了面板平滑迁移（Panel Smooth Transition Regression，PSTR）模型，从而很好地定量分析模型从低区制向高区制的平滑转换过程。鉴于PSTR模型能很好地刻画变量回归系数从低区制向高区制变化过程中的平滑转换机制，本文通过构建PSTR模型对前文提出的假说进行实证检验，见式（9）。

式（11）—（13）中，k表示解释变量的个数，SSR0表示原假设下残差平方和，SSR1表示备选假设下的残差平方和，基于以上3个统计量即可检验原模型是否存在非线性特征，若拒绝原假设，表明模型确实存在非线性特征;接下来需要检验转移函数的个数r，r确定后，还需确定位置参数的维数m，这可以比较不同模型参数估计的AIC和BIC值来选择。在r和m确定后，即可通过非线性最小二乘法对PSTR模型进行参数估计。参考已有文献，本文构造的实证模型如下：

模型1：

式（14）和式（15）分别称为模型1和模型2，其中i表示以各省份表示的横截面单元，考虑到西藏自治区部分数据缺失，本文采用除西藏自治区及港澳台以外的30个省市作为研究对象，且i=1，2，…，30;t表示时期，且t=1996，1997，…，2018;bias表示技术进步偏向指数，biasdev表示发达地区技术进步偏向指数。另外，参考已有文献的研究成果，一般认为经济开放程度、地区人力资本、人均资本存量、经济发展水平等因素可能会影响技术进步偏向，故本文将这几个变量作为控制变量引入模型。其中k/l表示人均资本存量，hum表示地区人力资本，rgdp表示人均地区生产总值，open表示地区开放度。为了对模型进行稳健性检验，在模型1和模型2中分别使用不同的技术创新模式作为转换变量，且分别表示为qΙit和qⅡit。

（二）变量数据说明

被解释变量：技术进步偏向指數（bias）。参考陈晓玲等[15]的方法采用标准化供给面系统方法测算，具体过程见前文理论部分。

核心解释变量：发达地区技术进步偏向指数（biasdev）。参考潘文卿等[10，20]的做法，将北京、上海、广东这三个经济较为发达且技术创新水平在全国位居前列的省市作为技术进步偏向的扩散源，其他省市作为技术进步偏向的接收地，在此将这三个地区作为一个整体考虑，也采用标准化供给面系统测算其整体的技术进步偏向指数作为发达地区技术进步偏向指数。

转换变量：地区创新模式（qΙit和qⅡit）。考虑到某地区的技术创新模式并不是单纯指技术引进或自主创新，而是指与地区要素禀赋及经济环境相匹配的创新模式组合，模型1采用各地区规模以上工业企业技术引进、消化、吸收的经费支出与R&D经费内部支出之比表示地区创新模式（qΙit），模型2采用各地区规模以上工业企业技术引进、消化、吸收的经费支出与开发新产品经费支出之比表示地区创新模式（qⅡit）。

其他控制变量：

①人均资本存量（k/l）是资本深化的指标，对于资本存量，参考多数文献的方法采用永续盘存法测算，其公式是Kt=It+（1-δ）Kt-1，折旧率δ参考张军[26]做法取9.6%，且将1996年作为基期，对于基期资本存量的核算方法利用公式K0=I0/（g+δ），其中I0为1996年固定资本形成总额，g为1996—2018年地区实际生产总值平均增长率，δ为折旧率;另外，在核算过程中，本文用固定资产价格指数将固定资产投资转化为实际值;对于劳动，采用全社会从业人员数表示。

②地区人力资本（hum）采用平均受教育年限作为代理变量。

③人均地区生产总值（rgdp）是经济发展水平指标。

④地区经济开放度（open）用各地区进出口总额与地区生产总值之比表示。

本文所有数据来自《新中国六十年统计资料汇编》《中国科技统计年鉴》，历年《中国统计年鉴》及各省统计年鉴，各主要变量的统计特征如表2。

五、实证分析与结果讨论

（一）技术进步偏向空间扩散非线性特征的实证检验

针对前文理论分析所提出的三个假说，本文利用PSTR模型对其进行实证检验。首先，对模型进行非线性检验，也即是检验面板数据是否适合使用非线性模型。具体来说，原假设表示模型是线性的，若拒绝原假设，则说明样本数据存在横截面上的异质性，使用非线性模型是合适的。具体检验结果见表3。结果表明在1%显著性水平下都拒绝了原假设，故模型1和模型2设为非线性是合适的。从经济意义上看，这表明发达地区向欠发达地区技术偏向的空间扩散并不是简单的线性关系，而存在一种较为复杂的非线性扩散机制。其次，需要进行最适转移函数个数r的确定，由表3的检验结果，对原假设（H0：r=1）进行显著性检验表明模型并不能拒绝最适转换函数个数r=1的原假设，故将模型1和模型2设为两区制的面板平滑迁移模型是合适的。

另外，在参数估计前还需要确定模型位置参数的维数m，根据Gonzlez等[24]的研究结果，一般将位置参数个数设为1或2即可。本文分别对m=1和m=2情况下的模型进行估计得到AIC和BIC值，并利用这一准则对m进行识别，结果见表4。从中可知，模型1和模型2的位置参数维数m=1。

在此基础上，本文利用非线性最小二乘法对模型1进行参数估计，表5为估计结果。第一，核心解释变量biasdev的回归系数线性部分为1.2276，非线性部分为-1.0574，两个回归系数都很显著，这说明技术进步偏向确实存在空间扩散效应，这验证了前文的假设1。第二，由于回归系数线性部分为正数，而非线性部分为负数，所以技术进步偏向空间扩散效应系数在β01～（β01+β11），即1.2276～0.1702之间变化，在创新模式由低区制向高区制转换的过程中，扩散系数存在一个平滑转换过程，其中转换变量的门限值为0.3423，转换速度为2.0591，图2为转换函数的动态变化过程。由图2可以看出，技术进步偏向空间扩散系数不仅在高区制和低区制有分布，而且在中间位置也有分布，这比一般线性模型或普通门限模型更精确地刻画了技术进步偏向空间扩散特征。这一实证结果有重要的经济学含义，这表明较高的技术引进比例并非必然导致较强的技术进步偏向空间扩散效应，更可能的情况是随着技术创新模式越接近地区最适创新模式，技术进步偏向的空间扩散效应反而更弱。这主要是技术引进地区根据自身要素禀赋结构对引进技术进行本土化改造，其更加强调对引进技术的渐进式创新或二次创新，从而避免了引进技术的“水土不服”现象，这验证了前文的假说2。第三，技术进步偏向的空间扩散效应存在以创新模式为门限的门限效应，创新模式的门限值为0.3423。在门限值的两侧分别代表创新模式的不同区制，以门限值0.3423为界，大于门限值称为高区制（此时为适宜性创新模式），低于门限值称为低区制（此时为非适宜性创新模式）。当技术创新模式为非适宜性创新模式，技术进步偏向空间扩散效应越强，此时系数为β01=1.2276;超过门限值后，技术进步偏向空间扩散效应迅速减小，即当技术创新模式为适宜性创新模式，技术进步偏向空间扩散效应越弱，此时空间扩散系数为β01+β11=0.1702。其经济含义是技术创新模式越接近适宜性创新模式，技术引入地区对引进技术的消化、吸收能力越强，引进技术原有的要素偏向特征改变越大，故技术进步偏向空间扩散效应越弱。进一步通过比较发现，我国绝大多数省份的技术创新模式都超过了门限值，也即多数地区对先进技术的消化、吸收的能力较强，能够不断实现渐进的技术创新与二次创新，对发达地区进行技术追赶。

其他解释变量结果如下：

①人均资本（lnk/l）的线性部分和非线性部分回归系数都不显著。一般来说，要素禀赋结构是决定技术进步偏向的关键因素，而我国的技术进步偏向受要素禀赋的影响却不明显，这说明我国要素禀赋对技术进步偏向发挥的作用较小，究其原因可能与我国在改革开放后40年的发展过程中对海外技术进行了大量引进有关。同时，这一结果也说明现阶段我国技术进步的适宜性有待提高。

②人力资本（lnhum）回归系数的线性部分为正数，非线性部分为负数，且显著性较强，说明随着技术创新模式的优化，人力资本积累可以明显降低技术偏向资本的程度，这主要是因为提高人力资本水平不但有利于对引进技术的消化吸收，提高接收地要素禀赋与引进技术的匹配程度，而且提高人力资本水平可增强技能劳动与先进技术的互补性。

③经济发展水平（lnrgdp）回归系数的线性部分为负，非线性部分为正数，但总和为正数。这说明现阶段经济发展水平的提高使得技术进步更加偏向资本，这可能是因为当前阶段经济发展水平越高，可用资金越丰裕，企业越倾向于对先进技术和设备加大投入，故经济发展水平对技术进步偏向有正向作用，这也与当前我国发展的实际情况比较一致。

④开放度（lnopen）回归系数线性部分为正数，非线性部分为负数。这表明现阶段提高经济的开放程度對技术进步偏向有正向作用，其原因可能是通过国际贸易引进了大量的境外技术，从而使得这些引进的技术带有资本丰裕国家的要素偏向特征，然而随着技术创新模式的优化，技术进步偏向资本的趋势会有所减弱。

（二）按地区分组的估计结果

由于我国地区经济发展不平衡，东部地区经济发达程度较高，中西部地区经济发达程度相对较低，为了分析技术进步偏向空间扩散在不同区域的差异，本文将样本按经济发达程度不同分为东中西三个部分，分别用PSTR模型进行回归分析，回归结果如表5所示。第一，从核心解释变量biasdev回归系数看，按地区分组的估计结果线性部分都显著为正，非线性部分显著为负。这表明技术进步偏向确实存在空间扩散现象，且在不同地区其扩散效应存在一定差异。第二，从技术进步偏向空间扩散效应系数的变化区间看，东中西部地区分别为1.1027～0.0305、1.2155～0.7834和1.2748～0.6101，这表明在创新模式由低区制向高区制转换的过程中，扩散系数存在一个平滑转换过程。第三，当门限变量（技术创新模式）超过门限值且达到高区制之后，东中西部地区技术进步偏向空间扩散效应回归系数（β01+β11）分别为0.0305、0.7834、0.6101，很明显东部地区技术进步偏向受空间扩散效应的影响较小，中西部地区技术进步偏向受空间扩散效应的影响较大，这可能与中西部地区对引进技术的吸收能力较弱有较大关系，同时这也表明中西部地区在技术追赶的过程中不能只注重引进技术的先进性，而是要结合自身要素禀赋，注重培育对引进技术的吸收改造能力和二次创新的能力。

（三）稳健性检验

上文利用PSTR模型实证检验了我国技术进步偏向空间扩散的非线性特征，为了验证结论的稳健性，接下来使用各地区技术引进、消化、吸收的相关支出与开发新产品经费支出之比作为技术创新模式的代理变量（qⅡit），并以此为转换变量进行稳健性检验，参数估计结果如表6所示，图2为转换函数动态变化过程。从图2可以看出，创新模式门限值为0.4128，样本数据中有一部分位于创新模式低区制和高区制之间，使用平滑迁移模型比线性模型或门限模型更加合理。以全国样本数据的估计结果为例，当地区创新模式处于低区制时（非适宜性创新模式），技术进步偏向的空间扩散效应较大，回归系数为β01=1.4278;然而，当地区创新模式处于高区制时（适宜性创新模式），技术进步偏向的空间扩散效应较小，此时回归系数为β01+β11=0.5063。在创新模式由低区制（非适宜性创新模式）向高区制（适宜性创新模式）转换的过程中，核心解释变量的回归系数存在一个平滑过程，转换变量（创新模式）的门限值为0.4128，转换速度为9.4389，这表明超过创新模式门限值后，技术进步偏向空间扩散效应迅速减小，这与前文的研究结论一致。从地区分组的结果来看，与表5中核心解释变量biasdev的回归系数并无实质性差异，这表明本文的研究结果是稳健的。

六、结论与启示

针对技术进步偏向的空间扩散现象，本文首先进行了系统的理论分析，然后通过构建面板平滑迁移（PSTR）模型对技术进步偏向空间扩散的非线性特征进行了实证检验，得出如下结论：

①在经济体要素禀赋结构既定的条件下，技术的要素偏向特性会随技术的空间扩散而产生扩散现象。然而，由于引进技术的要素偏向特性与本地区要素禀赋结构并非完全契合，也即存在适宜性技术的问题，引进地区就会对引进技术进行消化、吸收及改造，这导致原有技术的要素偏向特性在扩散过程中发生改变，故技术进步偏向的空间扩散并不是以线性的方式进行扩散，而是呈现出连续平滑转换的非线性特征。

②不同地区对技术引进的消化、吸收能力存在一定差异，这与不同地区的创新模式有关，当技术创新模式为适宜性创新模式时，引进地区对引进技术的消化、吸收能力较强，引进技术原有的要素偏向特性会发生较大改变，这时，技术进步偏向的空间扩散效应较小;反之，当技术创新模式为非适宜性创新模式时，引进地区对技术引进的消化、吸收能力较弱，引进技术原有的要素偏向特性改变较小，此时，技术进步偏向的空间扩散效应较大，故技术进步偏向的空间扩散效应存在创新模式的门限效应。

③从地区分组的研究结果来看，技术进步偏向空间扩散效应存在明显的区域差异，东部地区技术进步偏向受空间扩散效应影响较小，而中西部地区技术进步偏向受空间扩散效应影响较大。

基于以上结论可以得到如下启示：首先，本文的研究结果表明技术进步偏向空间扩散效应是影响地区技术进步偏向发生改变的重要因素。对于企业来说，其在技术引进时不能只注重引进技术的先进性，而应该充分考虑引进技术的要素偏向特征，只有引进技术的要素偏向特征与本地区要素禀赋结构相契合，才能真正发挥引进技术的生产效率。如果地区要素禀赋不同，即使是相同类型的企业，其在进行技术引进时也应该有所差异。而对于政府部门，在实施创新政策时应该充分考虑引进技术的要素偏向特征对本地区技术进步偏向的影响，尤其应该注意通过市场干预引导引进技术朝本地区要素丰裕的方向倾斜，使引进技术的要素偏向特征与本地区要素禀赋结构相契合，从而真正发挥技术创新对经济增长的驱动作用。

其次，本文的研究结果表明尽管技术进步偏向能够产生空间扩散现象，但由于引进地区会对引进技术进行消化、吸收及改造，这导致原有技术的要素偏向性在扩散过程中会发生改变，较高的技术引进比例并非必然导致较强的技术进步偏向扩散效应。對于企业来说，应结合本地区要素禀赋，注重培育其自身对引进技术的消化吸收能力和二次创新能力。传统的引进思维热衷于对先进技术的引进，忽视吸收能力和二次创新能力的培育，其结果不仅影响技术生产效率的充分发挥，而且恶化了劳动收入分配份额。而对于政府来说，其在设计创新政策时，应该根据本地区要素禀赋的实际情况对自主创新激励政策、二次创新激励以及引进技术的消化吸收激励政策有所区别，单一崇拜自主创新或者单一崇拜技术引进的思维都有失偏颇，创新激励政策关注地区适宜性技术创新模式对创新驱动发展意义有可能更大。

最后，针对技术进步偏向空间扩散效应的地区差异，政府应该实施分类指导的技术创新策略，对于经济较为发达的东部地区，应重点加强自主创新的资金投入，进一步提高地区企业自主创新能力;对于经济相对落后的中西部地区，在适度扩大引进国内外先进技术力度的同时，应重点加强对引进技术吸收、改造的投入力度。

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责任编辑、校对： 郑雅妮