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摘要：本文运用1996-2009年中国地区大中型工业企业面板数据研究了国外技术引进和国内技术引进对我国经济增长的影响。通过核算国内外技术引进的存量，运用固定效应变系数模型，本文认为国外技术引进和国内技术引进对经济增长都有一定的促进作用，其中国外技术引进对经济增长的影响较大，而国内技术引进对经济增长的促进作用较小。研究还发现，国内外技术引进也表现出了明显的地区差异，其对东部省区经济增长的影响效果最为突出，各个地区技术发展水平和创新能力基础的差距可能是形成东中西部差异的主要原因。
关键词：国外技术引进；国内技术引进；经济增长
一、文献回顾
在我国技术引进研究方面，部分学者认为，我国技术引进总体水平不高、吸收不足导致我国创新能力较弱，如张树明(1999)认为我国技术引进总体水平较低，我国企业对国外技术水平了解不深入，在技术引进中处于被动地位。姜玉平、方晓阳(2000)认为我国企业在对引进技术进行创新的认识与观念上有严重误区，过分依赖引进，并且对消化吸收重视程度不够。在引进技术的管理体制上存在管理层级多和引进策略上失误的问题。对于我国科研与生产分离并且受到发达国家对我国技术转让与出口的严格控制的情况，提出了产学研三位一体的解决方案。李小平(2007)，运用DEA方法通过对中国分行业大中型工业企业数据进行实证研究，发现国外技术引进对技术进步的促进作用较大，而自主研发和国内技术引进的生产率回报率较低。吴延兵(2008)从自主研发、技术引进对生产率影响入手，通过固定效应模型和一阶差分模型探讨了三者在全国省域之间的关系，他认为自主研发对生产率有正影响，国外技术引进对生产率影响显著，而国内技术引进对生产率影响不显著。其中，经济实力较弱的西部地区的技术引进效果较大，东中部地区自主研发的经济增长效果较好。滕玉华(2009)认为，国外技术引进对工业能源强度的影响是显著的，并且与自主研发存在互补效应，而国内技术转移对工业能源强度的影响不显著，也没有与自主研发形成互补，表明我国自主研发的吸收能力较弱，结构不尽合理，对企业消化吸收国内先进技术的能力有所限制。袁建新，刘幸赟（2010）利用因子分析法分析了技术引进促进经济增长作用省际差异的影响因素，他们认为，影响技术引进促进经济增长作用的主要因素为技术消化吸收因子，包括外贸依存度、R&D投入强度、人均受教育年限、技术效率等。提高这些因素可以提高技术引进对经济增长的促进作用。
二、模型
由于全国各省区经济增长水平差距很大，国内外技术引进水平也不相同，因此，各省区国内外技术引进对经济增长的影响表现出显著的差异性。为了分析国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响，我们采用面板数据模型，分别将国外技术引进TF和国内技术引进TD作为自变量，将国内生产总值GDP作为衡量经济增长的指标，为了消除异方差影响，对变量分别取对数，得到面板数据模型的解析表达式为：
LnGDPj,it=Cj，+αjlnTj,it+εj,it i=1,2，…，n；t=1,2，…，n （1）
其中，j=0,1分别与国外技术引进TF和国内技术引进TD相对应。下标（i，t）表示第i个地区第t年的观测值。αj为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数，反映国内外技术引进对经济增长的影响效果。εj,it为随机扰动项。
三、数据与变量
（一）数据来源与变量构建
本部分实证模型采用的数据中，各省区历年GDP数据和相应年份的价格指数数据均来源于《中国统计年鉴》，各省区历年国内外技术引进数据来源于《中国科技统计年鉴》。本文选取1996-2009年共14年的省级大中型工业企业面板数据，在中国31个省市区当中，西藏、海南历年数据缺失较多，从样本中剔除，重庆市由于成为中央直辖市有部分年份数据缺失，为保证数据口径一致将重庆市数据合并到四川省中。样本数据共有14年28个省市自治区合计392个观测值。下面对本文实证模型所采用的变量进行构建和分析。
由于国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响不仅体现在当期，对以后若干时期的经济增长也有重要影响，所以需要核算国内外技术引进的存量。根据永续盘存法（Perpetual Lnventory Method，PIM）来核算国内外技术引进存量[1]。测算公式为：
Kit = Eit + (1-δ) Kit-1 （2）
K表示国内外技术引进存量，E表示国内外技术引进支出，δ为折旧率，i、t分别表示地区和时间。根据1995年不变价用各省市区相应年份的固定资产投资价格指数对国外技术引进经费（TF）和国内技术引进经费（TD）进行平减，得到28个省区14年国内外技术引进经费的实际值。然后，计算国外内外技术引进经费的基期存量，计算公式为：
KF1=EF1（1+ρ）/（ρ+δ）（3）
KD1=ED1（1+ρ）/（ρ+δ）（4）
KF1为基期国外技术引进存量，EF1为基期国外技术引进支出，δ为折旧率，设样本前（1996年之前）所有时期的技术引进的平均增长率为ρ。根据已有研究文献将技术引进存量的折旧率δ设定为15%，假定过去所有时期技术引进的平均增长率为5%。于是存量公式变为KF1= EF1（1+0.05）/（0.05+0.15）=5.25 EF1，KD1=5.25 ED1，即基期国内外技术引进存量是基期国内外技术引进支出的5.25倍。得到基期存量后，再根据永续盘存法计算出大中型工业企业1996-2009年历年国内外技术引进存量。1996-2009年历年各省区GDP数据根据1995年不变价进行平减，得到历年各省区GDP的实际值。
（二）数据的平稳性检验
在对模型进行回归前，首先要检验各个序列的平稳性，即对各个变量进行单位根检验，从而确定各变量是否平稳。普遍进行单位根检验的方法主要有三种：IPS检验法、ADF检验法及PP检验法。本文采用IPS检验法来检验国内生产总值（GDP）、国外技术引进存量（TF）和国内技术引进存量（TD）三个变量的平稳性，结果如下表：
注：检验形式中C、T、K分别代表检验模型中含有常数项、趋势变量、滞后阶数，“*”表示在10%的置信水平下。
从表中我们可以看出，lnGDP、lnTF、lnTD在IPS检验统计量水平值上大于临界值，表明其是非平稳的，对三者取一阶差分后，其IPS检验统计量小于临界值，表明是平稳的，即三个变量是一阶单整的。
（三）数据的协整检验
国外技术引进和国内技术引进这两个具有各自长期波动规律的变量对经济增长的影响是否具有一个长期的均衡关系，我们通过协整检验来分析。此处，选择Johansen极大似然法对lnGDP、lnTD、lnTF之间的协整关系进行检验，检验结果如下：
由表2和表3可知，lnGDP与lnTD之间不存在协整关系的概率为0，拒绝原假设；lnGDP与lnTD之间存在协整关系的概率为0.9367，即在5%的显著性水平下有一个协整关系；lnGDP与lnTF之间的协整关系拒绝原假设，二者之间存在协整关系的概率为0.896，即在5%的显著性水平下有一个协整关系。
四、估计结果与分析
本部分分别探讨国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间关系的省域差异。面板模型包括三种情形，即既有个体影响又有结构变化的变系数模型、有个体影响但无结构变化的变截距模型和既无个体影响又无结构变化的混合模型。一般使用协方差分析检验判断模型形式（李子奈，叶阿忠，2000）。根据1996-2009年全国28个省份lnGDP、lnTD和lnTF的面板数据,运用Eviews6.0估计及检验,确定lnGDP与lnTD之间lnGDP与lnTF之间应建立固定效应变系数模型[2]。分别对lnGDP与lnTD、lnGDP与lnTF这两个面板数据模型的参数进行估计，得到表4和表5所示结果。
从R2和F值可以看出，模型（5）的拟合优度较好且总体线性关系显著，并且不存在自相关。各省区lnTF的系数均能通过t检验，表明国外技术引进对经济增长有显著影响。模型（5）中截距的固定项代表效率参数，数值越大，表明变量对经济增长的促进作用越显著，它反映的实际上式经济增长中不能被国外技术引进所解释的部分。其中，13.52反映全国各省国外技术引进对经济增长效果的整体水平，截距的固定影响C1反映各地区技术引进效果的差异。C2代表各省区国外技术引进的投入产出弹性系数，反映国外技术引进对经济增长的影响。
估计方程为：lnGDPi=13.52+C1+C2lnTFi （5）
（26.66）
R2=0.992 D.W.=1.50 F=185.12
由表4可知：在全国28个省区中，截距项最大的为云南，其次是新疆、陕西，反映这三个省份在经济增长方面受国外技术引进之外的综合因素影响较大。从各省区lnTF的系数来看，国外技术引进对经济增长影响最大的三个省区是北京、江苏、广东，其弹性系数分别为0.72、0.68、0.65，表明这些省份的国外技术引进对经济增长的促进作用较大。而贵州、广西、云南三省lnTF的系数最低，分别为0.02、0.04、0.05，表明这三省国内外技术引进对经济影响最小。山东、上海、天津、江西、福建、安徽等省份国外技术引进的弹性系数在0.4-0.5之间，其对经济增长的影响处于中间水平。
模型（6）的拟合优度也较好，全国省区除甘肃之外，lnTD的系数均能通过t检验，表明国内技术引进对经济增长的影响显著。模型（6）中截距项是效率参数，其值越大，表明国内技术引进对经济增长的促进作用越大。其中，12.77反映全国国内技术引进对经济增长效果的整体水平，C3反映各省国内技术引进效果之间的差异，C4代表各省区国内技术引进的投入产出弹性系数，反映了国内技术引进对经济增长的影响效果。
估计方程为：lnGDP=12.77+ C3+C4lnTD（6）
（43.93）
R2=0.977 D.W.=1.61 F=264.77
由表5可知，在全国28个省区中，甘肃的截距项最大，其次是吉林、四川，说明这三个省份在经济增长方面受国内技术引进之外的综合因素影响较大。国内技术引进对经济增长影响较为显著的有广东、湖北、江苏、河北、北京、陕西，其弹性系数均在0.6-0.7之间，表明这些省份的国内技术引进对其经济增长有较大的促进作用；新疆、贵州、云南三个省份的国内技术引进对其经济增长的促进作用最小，其弹性系数都不到0.1；甘肃省lnTD的系数没有通过显著性检验，说明甘肃省国内技术引进对经济增长的影响是不显著的。
综合考虑国内外技术引进对经济增长的影响，广东、江苏、北京呈现双高特征，贵州、云南则呈现双低特征，其他省份则表现为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数同高同低的特点。明显地，国内外技术引进对经济增长影响双高的地区多为东部地区省份，双低的地区多为西部地区省份，其他地区多为中部地区。在东中西三大区域中，东部地区和中部地区经济基础相对发达，产业较为密集，竞争激烈，这激励企业引进国外先进技术，不断提高自身技术水平，同时东中部地区开外程度更高，技术进步较快，因而能够大量引进国外先进技术从而促进经济增长。相比较而言，西部地区经济实力较弱，各种基础设施还不完善，因此国内外技术引进对经济增长促进作用不是太显著。
对表4和表5进行综合分析，从国内外技术引进对经济增长影响的平均水平来看，全国国外技术引进弹性系数的平均水平为0.35，国内技术引进弹性系数的平均水平为0.30，明显地，国内外技术引进对经济增长的促进作用是显著的，其中，国外技术引进大于国内技术引进对经济增长的促进效果，各省都呈现明显的差异。究其原因，目前在技术水平上，国内企业与国外技术还存在很大的差距，国外相对落后的技术对于国外企业而言很可能是较为先进的技术，而国外企业出于自身利益和发展战略的需要也愿意把相对落后的技术转移给发展中国家。因而，在国内技术水平总体较为落后、国内外技术差距较大的背景下，国内企业引进国外技术的空间就较大，引进数量也较多。同时，国内企业总体技术水平较落后，企业之间技术可替代性较大、市场竞争激烈、企业往往都采取措施保护自己的专利技术不会轻易进行技术转移，因此，国内技术引进受到一定限制、技术交易量较小。1996-2009年我国28个省区大中型工业企业平均国内技术引进经费为2.4亿元，而平均国外技术引进经费则多达21.9亿元，国外技术引进经费远远大于国内技术引进经费。
五、结论与建议
我国人均资源相对匮乏，过去长期依靠资源推动的粗放式经济增长方式已不可取，技术引进能够在较短的时间里增强我国的技术水平，从而推动经济又好又快发展。本文运用1996-2009年中国地区大中型工业企业面板数据，通过固定效应变系数模型对我国国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间的关系做了实证研究，得到以下主要结论：（1）我国各省区国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，国内外技术引进的增加能够推动我国经济持续的增长，国外技术引进对经济增长的促进作用较为显著，而国内技术引进对经济增长的促进作用相比较国外技术引进而言较弱。（2）不同省份国内外技术引进对经济增长的影响存在较大差异。国内外技术引进对经济增长影响同高的省份属于东部地区，同低的省份属于西部经济落后地区，中部地区则较为平稳。各个地区经济实力不同，技术发展水平和创新能力基础差距较大可能是造成这一现象的主要原因。
根据以上研究结论提出以下建议：（1）注重引进国外的先进技术，由于先进技术需要一定的吸收能力才能最大程度的为我所用，因此，一方面引进国外先进技术，另一方面要注重加大研发力度，在更大程度上学习和借鉴国外先进技术，技术引进与自主研发相结合是推动我国技术发展和促进经济增长的重要途径。自主研发是技术引进吸收能力的重要因素之一，对引进的先进技术，要“干中学，学中干”，最大限度掌握先进技术的理念方法，进行自我创新，避免出现引进-模仿-再引进-再模仿的被动局面，以求充分利用全球科技资源提高自身技术水平和经济发展速度。（2）制定科技创新政策应因地制宜，考虑各地区的实际技术水平和创新能力基础。东中部地区技术水平相对较高，与国外技术之间的技术替代性相对强,这些地区主要应靠自主研发在市场竞争中实现技术升级和经济发展。西部地区与国外技术水平差距相对较大，国内外技术互补性较强，这些地区也缺乏自主创新的基础设施和配套环境,因而技术引进有利于西部地区的技术提升。所以，激励东部地区科技创新和西部地区技术引进，因地制宜地采取有针对性的创新激励政策,才能全面提升各地区的创新能力，促进各地区经济实现平衡增长。
参考文献：
[1] 吴延兵.自主研发、技术引进与生产率[J].经济研究.2008,(8)
[2] 卢方元,靳丹丹.我国R&D投入对经济增长的影响——基于面板数据的实证分析[J].中国工业经济, 2011,(03) .
[3] 候彗.我国技术引进与经济增长的相关性分析[J].发展研究, 2010,(02).
[4] 张月.我国企业引进技术消化吸收能力的影响因素分析[D].暨南大学硕士论文,2007(05)
[5] 吴延兵.知识生产及其影响因素——基于中国地区工业的实证研究[J]. 世界经济文汇,2009( 4)
[6] S. Nelson, E. Phleps,Investment in Human, Technological Diffusion and Economy Growth J , American Economic Review, 1966.
[7] Cohen, Levinthal. Absorptive capability: a new perspective on learning and innovation J . Administrative Science Quarterly, 1990,35 : 128-152.
[8] Henny Romijn. Acquisition of Technological Capability in Development: A Quantitative Case Study of Pakistan s Capital Goods Sector J . World Development,1997, 25 3 :359-377.
[9] Lall. S.. Technological capabilities and industrialization J . World Development, 1992, 20 2 :165-186.
[10] Rod Falvey, Neil Foster, David Greenaway. Relative backwardness, absorptive capacity and knowledge spillovers J . Economics Letters 2007 97 230-234.
关键词：国外技术引进；国内技术引进；经济增长
一、文献回顾
在我国技术引进研究方面，部分学者认为，我国技术引进总体水平不高、吸收不足导致我国创新能力较弱，如张树明(1999)认为我国技术引进总体水平较低，我国企业对国外技术水平了解不深入，在技术引进中处于被动地位。姜玉平、方晓阳(2000)认为我国企业在对引进技术进行创新的认识与观念上有严重误区，过分依赖引进，并且对消化吸收重视程度不够。在引进技术的管理体制上存在管理层级多和引进策略上失误的问题。对于我国科研与生产分离并且受到发达国家对我国技术转让与出口的严格控制的情况，提出了产学研三位一体的解决方案。李小平(2007)，运用DEA方法通过对中国分行业大中型工业企业数据进行实证研究，发现国外技术引进对技术进步的促进作用较大，而自主研发和国内技术引进的生产率回报率较低。吴延兵(2008)从自主研发、技术引进对生产率影响入手，通过固定效应模型和一阶差分模型探讨了三者在全国省域之间的关系，他认为自主研发对生产率有正影响，国外技术引进对生产率影响显著，而国内技术引进对生产率影响不显著。其中，经济实力较弱的西部地区的技术引进效果较大，东中部地区自主研发的经济增长效果较好。滕玉华(2009)认为，国外技术引进对工业能源强度的影响是显著的，并且与自主研发存在互补效应，而国内技术转移对工业能源强度的影响不显著，也没有与自主研发形成互补，表明我国自主研发的吸收能力较弱，结构不尽合理，对企业消化吸收国内先进技术的能力有所限制。袁建新，刘幸赟（2010）利用因子分析法分析了技术引进促进经济增长作用省际差异的影响因素，他们认为，影响技术引进促进经济增长作用的主要因素为技术消化吸收因子，包括外贸依存度、R&D投入强度、人均受教育年限、技术效率等。提高这些因素可以提高技术引进对经济增长的促进作用。
二、模型
由于全国各省区经济增长水平差距很大，国内外技术引进水平也不相同，因此，各省区国内外技术引进对经济增长的影响表现出显著的差异性。为了分析国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响，我们采用面板数据模型，分别将国外技术引进TF和国内技术引进TD作为自变量，将国内生产总值GDP作为衡量经济增长的指标，为了消除异方差影响，对变量分别取对数，得到面板数据模型的解析表达式为：
LnGDPj,it=Cj，+αjlnTj,it+εj,it i=1,2，…，n；t=1,2，…，n （1）
其中，j=0,1分别与国外技术引进TF和国内技术引进TD相对应。下标（i，t）表示第i个地区第t年的观测值。αj为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数，反映国内外技术引进对经济增长的影响效果。εj,it为随机扰动项。
三、数据与变量
（一）数据来源与变量构建
本部分实证模型采用的数据中，各省区历年GDP数据和相应年份的价格指数数据均来源于《中国统计年鉴》，各省区历年国内外技术引进数据来源于《中国科技统计年鉴》。本文选取1996-2009年共14年的省级大中型工业企业面板数据，在中国31个省市区当中，西藏、海南历年数据缺失较多，从样本中剔除，重庆市由于成为中央直辖市有部分年份数据缺失，为保证数据口径一致将重庆市数据合并到四川省中。样本数据共有14年28个省市自治区合计392个观测值。下面对本文实证模型所采用的变量进行构建和分析。
由于国外技术引进和国内技术引进对经济增长的影响不仅体现在当期，对以后若干时期的经济增长也有重要影响，所以需要核算国内外技术引进的存量。根据永续盘存法（Perpetual Lnventory Method，PIM）来核算国内外技术引进存量[1]。测算公式为：
Kit = Eit + (1-δ) Kit-1 （2）
K表示国内外技术引进存量，E表示国内外技术引进支出，δ为折旧率，i、t分别表示地区和时间。根据1995年不变价用各省市区相应年份的固定资产投资价格指数对国外技术引进经费（TF）和国内技术引进经费（TD）进行平减，得到28个省区14年国内外技术引进经费的实际值。然后，计算国外内外技术引进经费的基期存量，计算公式为：
KF1=EF1（1+ρ）/（ρ+δ）（3）
KD1=ED1（1+ρ）/（ρ+δ）（4）
KF1为基期国外技术引进存量，EF1为基期国外技术引进支出，δ为折旧率，设样本前（1996年之前）所有时期的技术引进的平均增长率为ρ。根据已有研究文献将技术引进存量的折旧率δ设定为15%，假定过去所有时期技术引进的平均增长率为5%。于是存量公式变为KF1= EF1（1+0.05）/（0.05+0.15）=5.25 EF1，KD1=5.25 ED1，即基期国内外技术引进存量是基期国内外技术引进支出的5.25倍。得到基期存量后，再根据永续盘存法计算出大中型工业企业1996-2009年历年国内外技术引进存量。1996-2009年历年各省区GDP数据根据1995年不变价进行平减，得到历年各省区GDP的实际值。
（二）数据的平稳性检验
在对模型进行回归前，首先要检验各个序列的平稳性，即对各个变量进行单位根检验，从而确定各变量是否平稳。普遍进行单位根检验的方法主要有三种：IPS检验法、ADF检验法及PP检验法。本文采用IPS检验法来检验国内生产总值（GDP）、国外技术引进存量（TF）和国内技术引进存量（TD）三个变量的平稳性，结果如下表：
注：检验形式中C、T、K分别代表检验模型中含有常数项、趋势变量、滞后阶数，“*”表示在10%的置信水平下。
从表中我们可以看出，lnGDP、lnTF、lnTD在IPS检验统计量水平值上大于临界值，表明其是非平稳的，对三者取一阶差分后，其IPS检验统计量小于临界值，表明是平稳的，即三个变量是一阶单整的。
（三）数据的协整检验
国外技术引进和国内技术引进这两个具有各自长期波动规律的变量对经济增长的影响是否具有一个长期的均衡关系，我们通过协整检验来分析。此处，选择Johansen极大似然法对lnGDP、lnTD、lnTF之间的协整关系进行检验，检验结果如下：
由表2和表3可知，lnGDP与lnTD之间不存在协整关系的概率为0，拒绝原假设；lnGDP与lnTD之间存在协整关系的概率为0.9367，即在5%的显著性水平下有一个协整关系；lnGDP与lnTF之间的协整关系拒绝原假设，二者之间存在协整关系的概率为0.896，即在5%的显著性水平下有一个协整关系。
四、估计结果与分析
本部分分别探讨国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间关系的省域差异。面板模型包括三种情形，即既有个体影响又有结构变化的变系数模型、有个体影响但无结构变化的变截距模型和既无个体影响又无结构变化的混合模型。一般使用协方差分析检验判断模型形式（李子奈，叶阿忠，2000）。根据1996-2009年全国28个省份lnGDP、lnTD和lnTF的面板数据,运用Eviews6.0估计及检验,确定lnGDP与lnTD之间lnGDP与lnTF之间应建立固定效应变系数模型[2]。分别对lnGDP与lnTD、lnGDP与lnTF这两个面板数据模型的参数进行估计，得到表4和表5所示结果。
从R2和F值可以看出，模型（5）的拟合优度较好且总体线性关系显著，并且不存在自相关。各省区lnTF的系数均能通过t检验，表明国外技术引进对经济增长有显著影响。模型（5）中截距的固定项代表效率参数，数值越大，表明变量对经济增长的促进作用越显著，它反映的实际上式经济增长中不能被国外技术引进所解释的部分。其中，13.52反映全国各省国外技术引进对经济增长效果的整体水平，截距的固定影响C1反映各地区技术引进效果的差异。C2代表各省区国外技术引进的投入产出弹性系数，反映国外技术引进对经济增长的影响。
估计方程为：lnGDPi=13.52+C1+C2lnTFi （5）
（26.66）
R2=0.992 D.W.=1.50 F=185.12
由表4可知：在全国28个省区中，截距项最大的为云南，其次是新疆、陕西，反映这三个省份在经济增长方面受国外技术引进之外的综合因素影响较大。从各省区lnTF的系数来看，国外技术引进对经济增长影响最大的三个省区是北京、江苏、广东，其弹性系数分别为0.72、0.68、0.65，表明这些省份的国外技术引进对经济增长的促进作用较大。而贵州、广西、云南三省lnTF的系数最低，分别为0.02、0.04、0.05，表明这三省国内外技术引进对经济影响最小。山东、上海、天津、江西、福建、安徽等省份国外技术引进的弹性系数在0.4-0.5之间，其对经济增长的影响处于中间水平。
模型（6）的拟合优度也较好，全国省区除甘肃之外，lnTD的系数均能通过t检验，表明国内技术引进对经济增长的影响显著。模型（6）中截距项是效率参数，其值越大，表明国内技术引进对经济增长的促进作用越大。其中，12.77反映全国国内技术引进对经济增长效果的整体水平，C3反映各省国内技术引进效果之间的差异，C4代表各省区国内技术引进的投入产出弹性系数，反映了国内技术引进对经济增长的影响效果。
估计方程为：lnGDP=12.77+ C3+C4lnTD（6）
（43.93）
R2=0.977 D.W.=1.61 F=264.77
由表5可知，在全国28个省区中，甘肃的截距项最大，其次是吉林、四川，说明这三个省份在经济增长方面受国内技术引进之外的综合因素影响较大。国内技术引进对经济增长影响较为显著的有广东、湖北、江苏、河北、北京、陕西，其弹性系数均在0.6-0.7之间，表明这些省份的国内技术引进对其经济增长有较大的促进作用；新疆、贵州、云南三个省份的国内技术引进对其经济增长的促进作用最小，其弹性系数都不到0.1；甘肃省lnTD的系数没有通过显著性检验，说明甘肃省国内技术引进对经济增长的影响是不显著的。
综合考虑国内外技术引进对经济增长的影响，广东、江苏、北京呈现双高特征，贵州、云南则呈现双低特征，其他省份则表现为国外技术引进和国内技术引进的弹性系数同高同低的特点。明显地，国内外技术引进对经济增长影响双高的地区多为东部地区省份，双低的地区多为西部地区省份，其他地区多为中部地区。在东中西三大区域中，东部地区和中部地区经济基础相对发达，产业较为密集，竞争激烈，这激励企业引进国外先进技术，不断提高自身技术水平，同时东中部地区开外程度更高，技术进步较快，因而能够大量引进国外先进技术从而促进经济增长。相比较而言，西部地区经济实力较弱，各种基础设施还不完善，因此国内外技术引进对经济增长促进作用不是太显著。
对表4和表5进行综合分析，从国内外技术引进对经济增长影响的平均水平来看，全国国外技术引进弹性系数的平均水平为0.35，国内技术引进弹性系数的平均水平为0.30，明显地，国内外技术引进对经济增长的促进作用是显著的，其中，国外技术引进大于国内技术引进对经济增长的促进效果，各省都呈现明显的差异。究其原因，目前在技术水平上，国内企业与国外技术还存在很大的差距，国外相对落后的技术对于国外企业而言很可能是较为先进的技术，而国外企业出于自身利益和发展战略的需要也愿意把相对落后的技术转移给发展中国家。因而，在国内技术水平总体较为落后、国内外技术差距较大的背景下，国内企业引进国外技术的空间就较大，引进数量也较多。同时，国内企业总体技术水平较落后，企业之间技术可替代性较大、市场竞争激烈、企业往往都采取措施保护自己的专利技术不会轻易进行技术转移，因此，国内技术引进受到一定限制、技术交易量较小。1996-2009年我国28个省区大中型工业企业平均国内技术引进经费为2.4亿元，而平均国外技术引进经费则多达21.9亿元，国外技术引进经费远远大于国内技术引进经费。
五、结论与建议
我国人均资源相对匮乏，过去长期依靠资源推动的粗放式经济增长方式已不可取，技术引进能够在较短的时间里增强我国的技术水平，从而推动经济又好又快发展。本文运用1996-2009年中国地区大中型工业企业面板数据，通过固定效应变系数模型对我国国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间的关系做了实证研究，得到以下主要结论：（1）我国各省区国外技术引进和国内技术引进与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，国内外技术引进的增加能够推动我国经济持续的增长，国外技术引进对经济增长的促进作用较为显著，而国内技术引进对经济增长的促进作用相比较国外技术引进而言较弱。（2）不同省份国内外技术引进对经济增长的影响存在较大差异。国内外技术引进对经济增长影响同高的省份属于东部地区，同低的省份属于西部经济落后地区，中部地区则较为平稳。各个地区经济实力不同，技术发展水平和创新能力基础差距较大可能是造成这一现象的主要原因。
根据以上研究结论提出以下建议：（1）注重引进国外的先进技术，由于先进技术需要一定的吸收能力才能最大程度的为我所用，因此，一方面引进国外先进技术，另一方面要注重加大研发力度，在更大程度上学习和借鉴国外先进技术，技术引进与自主研发相结合是推动我国技术发展和促进经济增长的重要途径。自主研发是技术引进吸收能力的重要因素之一，对引进的先进技术，要“干中学，学中干”，最大限度掌握先进技术的理念方法，进行自我创新，避免出现引进-模仿-再引进-再模仿的被动局面，以求充分利用全球科技资源提高自身技术水平和经济发展速度。（2）制定科技创新政策应因地制宜，考虑各地区的实际技术水平和创新能力基础。东中部地区技术水平相对较高，与国外技术之间的技术替代性相对强,这些地区主要应靠自主研发在市场竞争中实现技术升级和经济发展。西部地区与国外技术水平差距相对较大，国内外技术互补性较强，这些地区也缺乏自主创新的基础设施和配套环境,因而技术引进有利于西部地区的技术提升。所以，激励东部地区科技创新和西部地区技术引进，因地制宜地采取有针对性的创新激励政策,才能全面提升各地区的创新能力，促进各地区经济实现平衡增长。
参考文献：
[1] 吴延兵.自主研发、技术引进与生产率[J].经济研究.2008,(8)
[2] 卢方元,靳丹丹.我国R&D投入对经济增长的影响——基于面板数据的实证分析[J].中国工业经济, 2011,(03) .
[3] 候彗.我国技术引进与经济增长的相关性分析[J].发展研究, 2010,(02).
[4] 张月.我国企业引进技术消化吸收能力的影响因素分析[D].暨南大学硕士论文,2007(05)
[5] 吴延兵.知识生产及其影响因素——基于中国地区工业的实证研究[J]. 世界经济文汇,2009( 4)
[6] S. Nelson, E. Phleps,Investment in Human, Technological Diffusion and Economy Growth J , American Economic Review, 1966.
[7] Cohen, Levinthal. Absorptive capability: a new perspective on learning and innovation J . Administrative Science Quarterly, 1990,35 : 128-152.
[8] Henny Romijn. Acquisition of Technological Capability in Development: A Quantitative Case Study of Pakistan s Capital Goods Sector J . World Development,1997, 25 3 :359-377.
[9] Lall. S.. Technological capabilities and industrialization J . World Development, 1992, 20 2 :165-186.
[10] Rod Falvey, Neil Foster, David Greenaway. Relative backwardness, absorptive capacity and knowledge spillovers J . Economics Letters 2007 97 230-234.