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摘 要：采用我国31个省份（未包括台湾省）的2006—2012年的面板数据，对OFDI、FDI、自主研发、出口和进口对于各省的技术进步效应进行实证，技术进步使用国内专利授权量来衡量。在实证方法上进行一些新的尝试，比如没有对各变量进行价格处理，也没进行获得的外国研发资本存量的计算，而采用OFDI存量来计算获得的技术进步效应，并给出充分、合理的理由。实证结果表明，20个省份能够从OFDI中获得技术进步效应，17个省份能从FDI中获得技术进步效应，23个省份的自主研发对技术进步有正面效应，仅有4个省份能从出口中获得技术进步效应，21个省份能够从进口中获得技术进步效应，18个省份的截距项（研发环境）为正。另外，还对各种方式对于中国整体的技术进步效应进行分析。最后，提出相应的政策建议。
关键词：各省；各技术进步方式；技术进步效应
中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）06-0136-04
引言
2013年，中国货物进出口总额为4.16万亿美元，增长7.6%，一举成为世界第一货物贸易大国。同年中国吸引外资达1 239亿美元，较上年增长2.3%，居全球第二位。同年中国对外直接投资流量创下1 078.4亿美元的历史新高，同比增长22.8%，连续二年位列全球三大对外投资国。通过货物进出口、FDI、OFDI都能够增加生产、改善经济结构、促进技术进步，在国家之间的竞争越来越以科技为终极竞争时，上述方式的技术进步效应越来越引人关注。此外，其他技术进步方式还包括自主研发和国际技术贸易。这些方式对于技术进步效应的研究日益受到理论界的重视。这些问题的关联性较强，往往会被放在一起进行比较研究。
一、文献综述
（一）国外研究
Macdougall（1960）在分析FDI的福利效应时，首次提出FDI的技术溢出也是重要的福利效应之一，这是较早的关于技术溢出的观点。
罗默（1986）在罗默模型中认为，除了资本和劳动这两个要素以外，还包括另外两个要素，它们是人力资本、技术水平（人力资本和技术水平是知识的转化和具体表现形式），能够带来正的外部性。知识要通过投资才能促进积累，这种积累又刺激投资，从而投资的持续增长能永久性提高经济增长率。罗默还暗示，到外国直接投资能够给东道国带来技术溢出效应。
Kogut 和Chang（1991），首次用实证方法检验了TSFDI（技术寻求型对外直接投资）的存在和作用。他们发现日本企业对美国的直接投资集中分布在R&D密集型产业，并倾向于采取合资方式。他们据此推测，获取东道国逆向技术溢出是日本企业对美国进行直接投资的重要动因。
Coe和Helpman（1995）（简称C-H）用21个OECD国家和以色列1971—1990年的面板数据进行实证，结果表明，对于大国而言，国内R&D资本存量的弹性要大于外国R&D资本存量的TFP弹性；对于小国而言，国内R&D资本存量的TFP弹性要小于外国R&D资本存量的TFP弹性；进口占GDP比重越大的国家，从外国中获得的技术溢出效应越大。
Lichtenberg F.和B.van Pottelsberghe de la Potterie（简称LP，2000）采用了1971—1990年间美国、日本和德国等13个国家的数据，对进口、利用外资与对外投资三种途径所导致的国外R&D外溢效应进行检验。结果证实了进口和ODI（即OFDI）均是国际技术溢出的重要渠道，而FDI却没有对东道国的技术进步产生推动作用。
Bitzer和Kerekes（2008）采用17个OECD国家1973—2000年的产业层面数据，检验了OFDI的逆向技术溢出效应，却得出与Potterie和Lichtenberg（2001）完全相反的结论：FDI流入对国内技术进步具有显著的溢出效应，而OFDI则并未产生显著的逆向技术溢出效应。
（二）国内研究
赵伟、古广东、何元庆（2006）对于Lichtenberg和Potterie（1996）模型进行了修正，采用我国十大外向FDI国1985—2004年间的对外直接投资存量数据，通过实证证明了外向FDI能够促进我国的TFP的增长。
王英和刘思峰（2008）测算了中国1985—2005年间通过外国直接投资、对外直接投资、出口贸易和进口贸易四种渠道获得的技术外溢对于中国全要素生产率的影响。结果表明，国内的研发支出是最重要因素，外国直接投资和出口贸易是重要源泉，而对外直接投资和进口贸易起微弱的阻碍作用。
刘宏、秦蕾（2013）利用1990—2010年OFDI存量数据，参照CH模型构建国际R&D溢出回归模型，分析了OFDI逆向技术溢出效应对国内技术进步的推动作用。实证结果表明，OFDI对国内技术进步具有积极的促进作用，在假定其他变量不变的情况下，对外直接投资存量每增加10%，全要素生产率就会增长1‰，但存在时间上的滞后效应。
国外的研究较为成熟，为国内的研究提供了一些理论和方法。关于中国的对外直接投资能不能够获得技术进步的实证研究结果不同。但通过对外直接投资获得技术溢出确实很重要，中国最高层多次表示获得技术是中国企业走出去的战略目标之一。因此，本文对这一问题进行了不同于先前学者的研究。
二、研究的主要思路和创新点
中国各个省份的之间发展很不平衡，因此，本文尝试将中国各省市区的对外直接投资等方式获得的技术进步效应分别实证，而以前的研究是从中国整体上或者按照东部、中部、西部的划分来实证的，这样会笼统一些。
本文在方法上也做了一些尝试。第一，在技术进步衡量指标的选取上没有选用此类研究经常选用的指标——全要素生产率，而是选用了中国国内专利授权量，主要原因是全要素生产率的测算方法不同，结果也会不同，而国内专利授权量较为客观。第二，没有进行中国对外直接投资获取的研发资本存量的测算，而是采用了中国对外直接投资存量来计算获得的技术进步效应。主要理由如下：首先，国外研发资本存量要通过中国的对外直接投资来发生作用，国外研发资本存量对于中国来说是一个外生变量，是不可直接控制的。其次，决定中国对外直接投资获得技术进步效应的因素不仅只有研发资本存量，还有人力资本和文化制度等因素，单纯计算研发资本存量，模糊了对外直接投资获得技术进步效应其他方面影响因素的作用。再次，不同学者在测算研发资本存量时所用的折旧率不同，测算出来的研发资本存量就会不一样。 在方法上的尝试还包括未对国内研发资本存量消除价格上涨的影响，即只计算了国内名义研发资本存量。这样做的原因是：研发资本存量主要是依据研发支出来进行计算的，研发支出和当年的专利授权量是在国内外经济环境作用下发生的，其中包括价格上涨，如果对研发支出和研发存量消除了价格上涨因素的影响，那么对于其他变量如何做类似的处理呢？有的变量实际上无法进行价格处理。如果对各变量没有做统一的价格处理就有可能扭曲各种经济现象之间的联系。
三、数据、方法和模型建立
本文选取了我国31个省区市的2006—2012年的数据（数据来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国对外直接投资统计公报》《中国商务年鉴》以及各省统计年鉴对应年份）。
由于没有直接的各省研发资本存量的数据，对这一数据采用根据研发支出估算的方法，具体方法是永续盘存法。
RDt=（1-δ）RDt-1+It （1）
其中，RDt为第t期的研发资本存量，RDt-1为第t-1期的研发资本存量，It为第t期的研发支出总额，δ为资本的折旧率，本文按照惯例取其为5%。
对基期研发资本存量的估计运用公式：
RD2006=I2006/（ɡ+δ） （2）
其中，RD2006是2006年的研发资本存量，I2006是2006年的研发支出总额，ɡ为研发支出平均增长率，δ为折旧率。
基本模型为：
LNPA =αn+ β1n*LNOFDI + β2n*LNFDI + β3n*LNRD + β4n*LNEX+
β5n*LNIM （3）
其中，n=1，2，…，31，是代表各省截面的序号。PA表示各省国内专利授权量，它是代表技术进步效应的被解释变量，αn是常数项，OFDI是各省对外直接投资存量，FDI是外国在中国各省直接投资的存量，EX是各省出口额，IM是各省进口额，RD为各省研发资本存量，β1n、β2n、β3n、β4n、β5n是对应解释变量的系数。LN是自然对数运算符号。2012年，在专有权利使用费和特许费方面中国支付给国外出口商177.5亿美元，规模较小，未将技术贸易引入模型。时间变量在回归时引入。面对相同的数据可以有多种建立模型的选择，为了建立合理的模型，进行了多次检验，最终确定应该建立个体固定效应变系数模型（本文首先在混合模型和固定效应模型之间进行选择，其次进行了Hausman检验，最后还在建立不变系数模型、变截距模型、变系数模型之间进行选择）。
在对式（3）进行回归之前，本文先对各变量分别采用LLC、PP、ADF方法进行面板数据的单位根检验，检验结果表明，各变量的水平值均通过了上述各方法1%的显著性检验。因此，所有变量不存在单位根，本文的样本数据是平稳的，可以进行回归。
四、实证及结果分析
回归后，得到一些拟合判断标准如下：
R-squared=0.999971，Adjusted R-squared=0.999795，
F-statistic=5 702.797，Prob（F-statistic）=0.000000
这表明，模型拟合效果较好。回归结果中解释变量和各解释变量的关系以表格形式给出。
实证结果表明，全国31个省份有20个能够从OFDI中获得技术进步效应，有17个能从FDI中获得技术进步效应，23个省份的自主研发对技术进步有正面效应，仅有4个省份能从出口中获得技术进步效应，21个省份能够从进口中获得技术进步效应，18个省份的截距项为正。
11个从OFDI中获得负的技术进步效应的省份2013年的人均GDP都处于中游或下游，最高排名的为山东，排在第10位，其余的排名为第11位、第18位、第19位、第20位、第23位、第24位、第25位、第27位、第30位、第31位。在这11个省份中，排名比较靠前的第10位、第11位、第18位、第19位、第20位的省区市的截距项有4个为负，这表明虽然他们的经济水平和技术水平不低，但是研发环境并不算好。因此，人均GDP水平代表了经济实力和现有的技术水平，这会影响对外直接投资的技术进步效应，但是各省份的研发环境对于对外直接投资技术进步效应的获得也有很大的影响，即使技术水平高、人均GDP也高，但是如果研发环境不好，那么进行OFDI所带来的技术进步效应也可能为负。
人均GDP排名第1位至第8位的省份都从对外直接投资中获得了技术进步效应，因此具备一定的国内基础进行对外直接投资能够获得更高的技术进步效应。这些省份拥有一些具有一定国际竞争力的企业，在国外进行直接投资取得了一定收益，并且取得了较多的技术进步效应。
除了排名前8位的和11个从OFDI中获得负的技术进步效应的省份外，还有另外12个人均GDP处于中下游水平的省份，它们也获得了技术进步效应，如何解释呢？从截距项或许可以找到答案，这12个省份中，有8个截距项为正，这表明，即使人均GDP水平不高，技术水平也不很高，但是如果该省份的研发环境较好，也能够从OFDI中获得技术进步效应。还有一些省份人均GDP很低，技术水平也很低，提升的余地比较大，所以易于通过对外直接投资提升技术水平。
从FDI中不能获得技术进步效应的省份人均GDP总体来说较高，排名第2位、第3位、第4位、第7位的都在此列。排名在第20位以后的仅有5个，最低排名是第27位。这表明，随着技术水平的提高，在这些排名较高的省份，本土企业和外国的跨国公司的技术差距逐渐缩小，这样获得技术溢出的空间在压缩。另外，一些发达国家的在华跨国公司为了维持自己的竞争优势而对中国企业进行技术封锁，其转移给中国的是一些标准技术和成熟技术，而核心零部件的生产和核心研发放在母国国内。
研发对技术进步起负面作用的省份在人均GDP上排位在第1位、第5位、第6位、第8位、第9位、第10位、第12位、第29位，除了排位在第29位的以外，其他都是经济较为发达的省份。可能的原因是这些省份由于经济上的优势而产生麻痹，吃老本而忽略了研发的作用，这些省份的经济发达与之前的研发是有关系的，原来研发能力强、经济基础好的作用延续到现在，但是研发的作用表现为负，说明他们忽视了研发的作用，如果按照这种趋势发展下去，它们的优势会逐渐减弱。 仅有4个省份能从出口中获得技术进步效应，这表明中国现在出口的增长仍旧是粗放式增长为主，这种增长不利于中国的技术进步，不利于中国经济增长方式的转型。这种普遍现象表明出口增长方式的转变和经济增长方式的转型应该在全国范围内展开，而不仅是个别省区市的问题。
10个省份能够从进口中获得负的技术进步效应，他们在2013年人均GDP的排名是第2位、第10位、第16位、第20位、第21位、第22位、第25位、第26位、第30位、第31位。排在第2位的北京地位较为特殊，因为很多全国性的资源类公司总部都在北京，进口一些资源和能源类产品以供全国使用，大宗的商品进口不易起到带动技术进步的作用。其余的排在中游的省份进口带动作用不强可能源于货物进口选择不当以及消化吸收再创新能力不足或激励不够。
从截距项来看，北京、上海和江苏的研发环境较好。这与中国经济发展和科技发展的实际较为符合。
OFDI对PA作用的系数平均值为0.177562194，FDI对PA作用的系数平均值为1.128703516，RD对PA作用的系数平均值为0.804881419，EX对PA作用的系数平均值为-1.515509774，IM对PA作用的系数平均值为0.782544258，截距项的平均值为-9.193695065。
可以看出，虽然中国从OFDI中获得了正向技术进步效应的省份比从FDI中获得正向技术进步效应的省份多，但是从FDI中获得的总体技术进步效应要更大。另外，中国整体从OFDI所获取的技术进步效应也小于从进口所取得的技术进步效应。出口的平均影响和出口对各省的影响相似。截距项平均值表明，中国整体的研发环境不佳。
总结和政策建议
本文通过构建面板模型，实证了技术进步的各个渠道对于中国各省份技术进步的作用。OFDI虽然在多数省份技术进步效应为正，但是作用较小，应大幅提升。FDI虽然对技术进步的作用在较多的省份为负，但是整体作用较强，应该继续发挥其作用。研发资本存量对于技术进步的作用在很多省份为负，这可能与一些省份经济较强带来的自负有关，发达省份不应该忽视研发投入的作用。出口对于技术进步的作用无论从各个省份看，还是从平均水平看，都表明现有的出口增长方式及其背后的经济增长方式已到了必须转型的时候。进口带给中国的技术进步效应也较强，应该继续更好地发挥其作用。最主要的问题是中国技术进步的整体环境较差，提升一个国家创新水平不单单是研发支出的增加问题，还要有更完善的文化和制度建设。
根据上述研究结论提出以下建议：企业在对外直接投资方面，首先，要选择科技水平高、投资环境好的国家和地区为投资目的地；其次，企业要加强自主研发，提高其对获得的技术溢出的吸收能力；再次，要充分运用东道国的本土化战略，并很好地履行在当地的社会责任。政府要从财政、金融上对OFDI尤其是技术导向的OFDI进行支持，要给予审批和备案方面的更多便利，还要建立好服务机制。
在利用外资提高技术水平方面要考虑以下一些内容：首先要加强对外国直接投资的产业引导。要将技术进步效应作为地方政府引资工作评价的重要指标。
如果使出口对于技术进步的作用转为正向，要和引进外资相结合，也必须和国内的经济转型相配合，转型支持的产业就应该是出口支持的产业。
在进口方面，对于一些技术含量高的中间产品和机器设备进口采取更加优惠的政策，减少一些非必需品的进口。
为了进一步发挥自主研发的作用，改善整个国家的技术进步环境，应该进一步深化科技体制改革，加快国家创新体系建设。需要打造一个真正包容创新、尊重创新、激励创新的软环境，这也许是创新型国家建设的重中之重。
参考文献：
[1] Bitzer J.and Kerekes M，Does foreign Direct Investment transfer technology across borders？New Evidence [J].Economics Letters，2008，（3）：355-358.
[2] Coe D.T.，E.Helpman.International R&D Spillovers[J].European Economic Review，1995，（5）：859-887.
[3] Kogut B.，Chang S.J.Technological capabilities and japanese foreign direct investment in the united states [J].Review of Economics and Statistics，1991，（3）：401-413.
[4] Lichtenberg F.R.International R&D spillovers：A comment[J].European Economic Review，1998，（8）：1483-1491.
[5] Macdougall A.The Benefits and Costs of Private Investment from Aboard：A Theoretical Approach[J].Economic Record，1960，（36）：13-35.
[6] Romer P.M.Increasing Returns and Long-Run Growth[J].Journal of Political Economy，1986，（5）：1002-1037.
[7] 刘宏，秦蕾.中国OFDI逆向技术溢出效应对国内技术进步影响的实证研究[J].中国科技论坛，2013，（5）：143-148.
[8] 王英，刘思峰.国际技术外溢渠道的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2008，（4）：153-161.
[9] 赵伟，古广东，何元庆.外向FDI与中国技术进步：机理分析与尝试性实证[J].管理世界，2006，（7）：53-60.
[责任编辑 吴 迪]
关键词：各省；各技术进步方式；技术进步效应
中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）06-0136-04
引言
2013年，中国货物进出口总额为4.16万亿美元，增长7.6%，一举成为世界第一货物贸易大国。同年中国吸引外资达1 239亿美元，较上年增长2.3%，居全球第二位。同年中国对外直接投资流量创下1 078.4亿美元的历史新高，同比增长22.8%，连续二年位列全球三大对外投资国。通过货物进出口、FDI、OFDI都能够增加生产、改善经济结构、促进技术进步，在国家之间的竞争越来越以科技为终极竞争时，上述方式的技术进步效应越来越引人关注。此外，其他技术进步方式还包括自主研发和国际技术贸易。这些方式对于技术进步效应的研究日益受到理论界的重视。这些问题的关联性较强，往往会被放在一起进行比较研究。
一、文献综述
（一）国外研究
Macdougall（1960）在分析FDI的福利效应时，首次提出FDI的技术溢出也是重要的福利效应之一，这是较早的关于技术溢出的观点。
罗默（1986）在罗默模型中认为，除了资本和劳动这两个要素以外，还包括另外两个要素，它们是人力资本、技术水平（人力资本和技术水平是知识的转化和具体表现形式），能够带来正的外部性。知识要通过投资才能促进积累，这种积累又刺激投资，从而投资的持续增长能永久性提高经济增长率。罗默还暗示，到外国直接投资能够给东道国带来技术溢出效应。
Kogut 和Chang（1991），首次用实证方法检验了TSFDI（技术寻求型对外直接投资）的存在和作用。他们发现日本企业对美国的直接投资集中分布在R&D密集型产业，并倾向于采取合资方式。他们据此推测，获取东道国逆向技术溢出是日本企业对美国进行直接投资的重要动因。
Coe和Helpman（1995）（简称C-H）用21个OECD国家和以色列1971—1990年的面板数据进行实证，结果表明，对于大国而言，国内R&D资本存量的弹性要大于外国R&D资本存量的TFP弹性；对于小国而言，国内R&D资本存量的TFP弹性要小于外国R&D资本存量的TFP弹性；进口占GDP比重越大的国家，从外国中获得的技术溢出效应越大。
Lichtenberg F.和B.van Pottelsberghe de la Potterie（简称LP，2000）采用了1971—1990年间美国、日本和德国等13个国家的数据，对进口、利用外资与对外投资三种途径所导致的国外R&D外溢效应进行检验。结果证实了进口和ODI（即OFDI）均是国际技术溢出的重要渠道，而FDI却没有对东道国的技术进步产生推动作用。
Bitzer和Kerekes（2008）采用17个OECD国家1973—2000年的产业层面数据，检验了OFDI的逆向技术溢出效应，却得出与Potterie和Lichtenberg（2001）完全相反的结论：FDI流入对国内技术进步具有显著的溢出效应，而OFDI则并未产生显著的逆向技术溢出效应。
（二）国内研究
赵伟、古广东、何元庆（2006）对于Lichtenberg和Potterie（1996）模型进行了修正，采用我国十大外向FDI国1985—2004年间的对外直接投资存量数据，通过实证证明了外向FDI能够促进我国的TFP的增长。
王英和刘思峰（2008）测算了中国1985—2005年间通过外国直接投资、对外直接投资、出口贸易和进口贸易四种渠道获得的技术外溢对于中国全要素生产率的影响。结果表明，国内的研发支出是最重要因素，外国直接投资和出口贸易是重要源泉，而对外直接投资和进口贸易起微弱的阻碍作用。
刘宏、秦蕾（2013）利用1990—2010年OFDI存量数据，参照CH模型构建国际R&D溢出回归模型，分析了OFDI逆向技术溢出效应对国内技术进步的推动作用。实证结果表明，OFDI对国内技术进步具有积极的促进作用，在假定其他变量不变的情况下，对外直接投资存量每增加10%，全要素生产率就会增长1‰，但存在时间上的滞后效应。
国外的研究较为成熟，为国内的研究提供了一些理论和方法。关于中国的对外直接投资能不能够获得技术进步的实证研究结果不同。但通过对外直接投资获得技术溢出确实很重要，中国最高层多次表示获得技术是中国企业走出去的战略目标之一。因此，本文对这一问题进行了不同于先前学者的研究。
二、研究的主要思路和创新点
中国各个省份的之间发展很不平衡，因此，本文尝试将中国各省市区的对外直接投资等方式获得的技术进步效应分别实证，而以前的研究是从中国整体上或者按照东部、中部、西部的划分来实证的，这样会笼统一些。
本文在方法上也做了一些尝试。第一，在技术进步衡量指标的选取上没有选用此类研究经常选用的指标——全要素生产率，而是选用了中国国内专利授权量，主要原因是全要素生产率的测算方法不同，结果也会不同，而国内专利授权量较为客观。第二，没有进行中国对外直接投资获取的研发资本存量的测算，而是采用了中国对外直接投资存量来计算获得的技术进步效应。主要理由如下：首先，国外研发资本存量要通过中国的对外直接投资来发生作用，国外研发资本存量对于中国来说是一个外生变量，是不可直接控制的。其次，决定中国对外直接投资获得技术进步效应的因素不仅只有研发资本存量，还有人力资本和文化制度等因素，单纯计算研发资本存量，模糊了对外直接投资获得技术进步效应其他方面影响因素的作用。再次，不同学者在测算研发资本存量时所用的折旧率不同，测算出来的研发资本存量就会不一样。 在方法上的尝试还包括未对国内研发资本存量消除价格上涨的影响，即只计算了国内名义研发资本存量。这样做的原因是：研发资本存量主要是依据研发支出来进行计算的，研发支出和当年的专利授权量是在国内外经济环境作用下发生的，其中包括价格上涨，如果对研发支出和研发存量消除了价格上涨因素的影响，那么对于其他变量如何做类似的处理呢？有的变量实际上无法进行价格处理。如果对各变量没有做统一的价格处理就有可能扭曲各种经济现象之间的联系。
三、数据、方法和模型建立
本文选取了我国31个省区市的2006—2012年的数据（数据来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国对外直接投资统计公报》《中国商务年鉴》以及各省统计年鉴对应年份）。
由于没有直接的各省研发资本存量的数据，对这一数据采用根据研发支出估算的方法，具体方法是永续盘存法。
RDt=（1-δ）RDt-1+It （1）
其中，RDt为第t期的研发资本存量，RDt-1为第t-1期的研发资本存量，It为第t期的研发支出总额，δ为资本的折旧率，本文按照惯例取其为5%。
对基期研发资本存量的估计运用公式：
RD2006=I2006/（ɡ+δ） （2）
其中，RD2006是2006年的研发资本存量，I2006是2006年的研发支出总额，ɡ为研发支出平均增长率，δ为折旧率。
基本模型为：
LNPA =αn+ β1n*LNOFDI + β2n*LNFDI + β3n*LNRD + β4n*LNEX+
β5n*LNIM （3）
其中，n=1，2，…，31，是代表各省截面的序号。PA表示各省国内专利授权量，它是代表技术进步效应的被解释变量，αn是常数项，OFDI是各省对外直接投资存量，FDI是外国在中国各省直接投资的存量，EX是各省出口额，IM是各省进口额，RD为各省研发资本存量，β1n、β2n、β3n、β4n、β5n是对应解释变量的系数。LN是自然对数运算符号。2012年，在专有权利使用费和特许费方面中国支付给国外出口商177.5亿美元，规模较小，未将技术贸易引入模型。时间变量在回归时引入。面对相同的数据可以有多种建立模型的选择，为了建立合理的模型，进行了多次检验，最终确定应该建立个体固定效应变系数模型（本文首先在混合模型和固定效应模型之间进行选择，其次进行了Hausman检验，最后还在建立不变系数模型、变截距模型、变系数模型之间进行选择）。
在对式（3）进行回归之前，本文先对各变量分别采用LLC、PP、ADF方法进行面板数据的单位根检验，检验结果表明，各变量的水平值均通过了上述各方法1%的显著性检验。因此，所有变量不存在单位根，本文的样本数据是平稳的，可以进行回归。
四、实证及结果分析
回归后，得到一些拟合判断标准如下：
R-squared=0.999971，Adjusted R-squared=0.999795，
F-statistic=5 702.797，Prob（F-statistic）=0.000000
这表明，模型拟合效果较好。回归结果中解释变量和各解释变量的关系以表格形式给出。
实证结果表明，全国31个省份有20个能够从OFDI中获得技术进步效应，有17个能从FDI中获得技术进步效应，23个省份的自主研发对技术进步有正面效应，仅有4个省份能从出口中获得技术进步效应，21个省份能够从进口中获得技术进步效应，18个省份的截距项为正。
11个从OFDI中获得负的技术进步效应的省份2013年的人均GDP都处于中游或下游，最高排名的为山东，排在第10位，其余的排名为第11位、第18位、第19位、第20位、第23位、第24位、第25位、第27位、第30位、第31位。在这11个省份中，排名比较靠前的第10位、第11位、第18位、第19位、第20位的省区市的截距项有4个为负，这表明虽然他们的经济水平和技术水平不低，但是研发环境并不算好。因此，人均GDP水平代表了经济实力和现有的技术水平，这会影响对外直接投资的技术进步效应，但是各省份的研发环境对于对外直接投资技术进步效应的获得也有很大的影响，即使技术水平高、人均GDP也高，但是如果研发环境不好，那么进行OFDI所带来的技术进步效应也可能为负。
人均GDP排名第1位至第8位的省份都从对外直接投资中获得了技术进步效应，因此具备一定的国内基础进行对外直接投资能够获得更高的技术进步效应。这些省份拥有一些具有一定国际竞争力的企业，在国外进行直接投资取得了一定收益，并且取得了较多的技术进步效应。
除了排名前8位的和11个从OFDI中获得负的技术进步效应的省份外，还有另外12个人均GDP处于中下游水平的省份，它们也获得了技术进步效应，如何解释呢？从截距项或许可以找到答案，这12个省份中，有8个截距项为正，这表明，即使人均GDP水平不高，技术水平也不很高，但是如果该省份的研发环境较好，也能够从OFDI中获得技术进步效应。还有一些省份人均GDP很低，技术水平也很低，提升的余地比较大，所以易于通过对外直接投资提升技术水平。
从FDI中不能获得技术进步效应的省份人均GDP总体来说较高，排名第2位、第3位、第4位、第7位的都在此列。排名在第20位以后的仅有5个，最低排名是第27位。这表明，随着技术水平的提高，在这些排名较高的省份，本土企业和外国的跨国公司的技术差距逐渐缩小，这样获得技术溢出的空间在压缩。另外，一些发达国家的在华跨国公司为了维持自己的竞争优势而对中国企业进行技术封锁，其转移给中国的是一些标准技术和成熟技术，而核心零部件的生产和核心研发放在母国国内。
研发对技术进步起负面作用的省份在人均GDP上排位在第1位、第5位、第6位、第8位、第9位、第10位、第12位、第29位，除了排位在第29位的以外，其他都是经济较为发达的省份。可能的原因是这些省份由于经济上的优势而产生麻痹，吃老本而忽略了研发的作用，这些省份的经济发达与之前的研发是有关系的，原来研发能力强、经济基础好的作用延续到现在，但是研发的作用表现为负，说明他们忽视了研发的作用，如果按照这种趋势发展下去，它们的优势会逐渐减弱。 仅有4个省份能从出口中获得技术进步效应，这表明中国现在出口的增长仍旧是粗放式增长为主，这种增长不利于中国的技术进步，不利于中国经济增长方式的转型。这种普遍现象表明出口增长方式的转变和经济增长方式的转型应该在全国范围内展开，而不仅是个别省区市的问题。
10个省份能够从进口中获得负的技术进步效应，他们在2013年人均GDP的排名是第2位、第10位、第16位、第20位、第21位、第22位、第25位、第26位、第30位、第31位。排在第2位的北京地位较为特殊，因为很多全国性的资源类公司总部都在北京，进口一些资源和能源类产品以供全国使用，大宗的商品进口不易起到带动技术进步的作用。其余的排在中游的省份进口带动作用不强可能源于货物进口选择不当以及消化吸收再创新能力不足或激励不够。
从截距项来看，北京、上海和江苏的研发环境较好。这与中国经济发展和科技发展的实际较为符合。
OFDI对PA作用的系数平均值为0.177562194，FDI对PA作用的系数平均值为1.128703516，RD对PA作用的系数平均值为0.804881419，EX对PA作用的系数平均值为-1.515509774，IM对PA作用的系数平均值为0.782544258，截距项的平均值为-9.193695065。
可以看出，虽然中国从OFDI中获得了正向技术进步效应的省份比从FDI中获得正向技术进步效应的省份多，但是从FDI中获得的总体技术进步效应要更大。另外，中国整体从OFDI所获取的技术进步效应也小于从进口所取得的技术进步效应。出口的平均影响和出口对各省的影响相似。截距项平均值表明，中国整体的研发环境不佳。
总结和政策建议
本文通过构建面板模型，实证了技术进步的各个渠道对于中国各省份技术进步的作用。OFDI虽然在多数省份技术进步效应为正，但是作用较小，应大幅提升。FDI虽然对技术进步的作用在较多的省份为负，但是整体作用较强，应该继续发挥其作用。研发资本存量对于技术进步的作用在很多省份为负，这可能与一些省份经济较强带来的自负有关，发达省份不应该忽视研发投入的作用。出口对于技术进步的作用无论从各个省份看，还是从平均水平看，都表明现有的出口增长方式及其背后的经济增长方式已到了必须转型的时候。进口带给中国的技术进步效应也较强，应该继续更好地发挥其作用。最主要的问题是中国技术进步的整体环境较差，提升一个国家创新水平不单单是研发支出的增加问题，还要有更完善的文化和制度建设。
根据上述研究结论提出以下建议：企业在对外直接投资方面，首先，要选择科技水平高、投资环境好的国家和地区为投资目的地；其次，企业要加强自主研发，提高其对获得的技术溢出的吸收能力；再次，要充分运用东道国的本土化战略，并很好地履行在当地的社会责任。政府要从财政、金融上对OFDI尤其是技术导向的OFDI进行支持，要给予审批和备案方面的更多便利，还要建立好服务机制。
在利用外资提高技术水平方面要考虑以下一些内容：首先要加强对外国直接投资的产业引导。要将技术进步效应作为地方政府引资工作评价的重要指标。
如果使出口对于技术进步的作用转为正向，要和引进外资相结合，也必须和国内的经济转型相配合，转型支持的产业就应该是出口支持的产业。
在进口方面，对于一些技术含量高的中间产品和机器设备进口采取更加优惠的政策，减少一些非必需品的进口。
为了进一步发挥自主研发的作用，改善整个国家的技术进步环境，应该进一步深化科技体制改革，加快国家创新体系建设。需要打造一个真正包容创新、尊重创新、激励创新的软环境，这也许是创新型国家建设的重中之重。
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[责任编辑 吴 迪]