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专著连载

19. 技术进步对中国区域经济增长的影响时间: 2017-09-23信息来源:中国区域经济学会文献 作者:高萍 责编:万山

专著连载十九
中国区域经济学会文献


区域发展创新论

  主  编:罗布江村 陈达云 陈栋生
  副主编:肖金成 郑长德


技术进步对中国区域经济增长的影响
            ——
基于Panel-data 数据的实证研究
高萍
(武汉理工大学经济学院) 

    一、引    言
    关于中国区域经济增长的影响因素是什么,学者们对此进行了广泛的探讨,得出了许多结论。Demurger et al(2002)[1]通过使用一种代表政府优惠政策的指标研究了政策变量对于人均GDP增长的影响作用,许多研究从全球化和自由化的角度进行分析,认为全球化和自由化已显著地影响了经济增长(lin,2000;Brun et al,2002;Zhang and Zhang,2003)。[2] Demurger(2001)[3]和Demurger et al(2002)[4]认为地理位置、交通运输、通讯设备能解释省际间经济增长差距的相当一部分。一些研究认为中国一些省份持久地落后于其他地区的原因是累积性因果循环(Golley,2002)[5]。此外,还有许多学者从要素投入等角度对中国区域经济增长的影响因素进行了分析。
    中国由于幅员辽阔,各区域之间差别很大,区域经济发展水平有很大差距,因而各区域之间经济增长影响的因素会有很大的不同。随着改革的深入,市场经济体制的建立,在影响中国区域经济增长的因素中,要素投入、市场化程度的提高、生产效率的提高等对经济增长的贡献度将会逐渐减小,而人力资本的投入、技术进步等对经济增长的贡献度将会逐渐提高。本文选取外商投资和专利申请授权这两个有代表性的方式,分地区对我国的技术进步进行测算,并就其在经济增长中的贡献进行实证研究。

    二、文献概览
    技术进步包括广义技术进步和狭义技术进步,狭义技术进步是指生产要素(包括生产设备、工具、器具和原材料)以及生产工艺的改进,广义技术进步还包括软技术如组织、管理、政策、体制等的调整与改进。对于技术进步对经济增长的作用的研究,经历了从外生到内生的思路。为了解释长期的人均增长,Solow在模型中引入外生技术,用参量A 代表,即ÛA/ A = g , Y = Af ( K, L) , 技术进步由ÛA/ A 描述。新古典增长模型的经济含义是:1)当资本存量增长时,经济增长会放慢,最终人均产出的增长取决于外生的技术因子;2)穷国应该比富国增长快,这一结论也称为“条件趋同”。因此从长期看,这种广义外生技术进步不能解释国家间增长的差异,而且穷国的赶超也与实际不符。
    技术内生化研究最早可追溯到熊彼特[6]创新理论,他从均衡微观的角度进行分析,认为“创新”是经济增长的关键,这为Rostow经济起飞假说及知识创新、国家创新观点的形成提供了理论背景。
    80年代后期以来,以P. Romer 和Lucas为代表的新经济增长理论逐渐发展起来,主要讨论技术知识的内生化以及如何在模型中体现技术知识的问题,认为经济长期增长的驱动力在于内生化的技术知识或人力资本存量的积累,从不同侧面讨论了技术进步与经济行为的关系。
    这一理论主要有两种研究思路:第一种是边干边学和技术扩散模型,可追溯至Arrow[7],主要代表有Lucas(1993)、Yang(1992)、P. Romer,[8] D. Romer[9]等;第二种称为内生的技术进步与回报递增模型。具体又可再细分为三种不同的研究思路:(1)Romer(1986,1990)工作,强调生产要素外溢效应;(2)人力资本积累理论,研究思路是建立在Uzawa[10]基础上的,主要代表有Lucas(1988)[11] , P. Romer(1990)[12],Jones[13]等;(3)垄断竞争与R&D理论,如Grossman和Helpman(1991)提出的横向创新模型(Horizontal Innovation),以及Aghion和Howitt(1992)提出的纵向创新模型(Vertical Innovation)。
    P. Romer(1986)[14]的经济增长模型认为知识与投资之间存在正反馈。但是,由知识的外部性导致产品生产表现出收益递增,从而人均收入可以无限增长,且增长率随时间递增,这时不存在竞争均衡,这并不符合经济增长的实际。通过假定知识生产是收益递减,P. Romer同时给出一个含内生技术进步的竞争均衡增长模型,通过求解效用最大化问题证明了竞争均衡的存在,并且得到人均产出增长率与人口自然增长率无关的结论。这一模型为对新技术的垄断以及由此带来的超额利润提供了投资和技术研究的动力。D. Romer于1996年引入含物质生产部门和生产技术知识的R&D部门的两部门模型,资源在两部门间存在配置关系,两部门的产出都取决于资本和劳动力的投入及现有技术知识存量的多少,在一定的生产函数条件下讨论了经济的长期动态行为;但是在长期平衡增长路径上,人均产出的增长率完全取决于外生给定的人口自然增长率。
    阿尔文•扬(Alwyn Young,1992)认为,在一个经济体系中,投入过多的资源用于研究而牺牲边干边学,可能最终会减缓长期的增长速度。卢卡斯(Lucac,1993)认为,高速增长的关键在于使熟练工人迅速在部门间转换的能力。
Lucas(1988)[15]试着用人力资本来解释经济持续增长问题和国家间增长的差异。他强调人力资本积累为可持续增长的另一个源泉,并对两种人力资本积累(或技能获取)的来源进行了区分,即教育和边干边学。
    他假定每一个生产者存在人力资本H ,且用一定比例u 的时间来从事物质生产,用(1-u)的时间从事自身人力资本的积累,人力资本的积累可存在外部效应,通过求解效用最大化问题可得出经济的微分动力系统,并且通过在平衡增长路径上的讨论得到了如下结论:即使人口增长率为零或负值,长期平衡增长仍是可能的;而且,国家间贫富差距会越来越大。P. Romer(1990)[16]将知识分为以人力资本为载体的部分H 和不以人力资本为载体的技术知识A ,假定总人力资本存量固定,A 的进步通过新的资本体现且存在规模效应,由生产部门利润最大化行为,给出了经济的均衡增长率与人力资本存量、R&D部门生产率成正比,与时间贴现率成反比,而与人口规模无关的结论。这一模型解释了各国经济增长的差异,但对发达国家自20世纪70年代以来增长速率并没有因人力资本的不断积累而提高,反而降低的现象无法给出合理的解释。
    阿吉翁和霍依特(Aghion and Howitt,1988,1992)[17]提出了一个垂直型创新的模型,认为增长是由一系列随机的质量改进(或者说垂直型创新)带来的,而这些创新本身也来自于(具有不确定性结果的)研发活动。格罗斯曼与赫尔普曼(Grossman and Helpman,1991)[18]把基本熊彼特模型中的蛙跳式假设(以及在位创新者被外来的研究者系统超越)变为一个比较渐进(一步接一步的)技术进步假设,研究了从蛙跳式技术进步到渐进式技术进步的问题。
    许多学者借用新增长理论的建模思想和方法论,对技术进步与经济增长的关系进行了研究。Basant和Fikkert(1996)利用印度1974—1982年间厂商数据,估计了R&D开支、技术购买、国内和国际的R&D溢出对综合要素生产率的影响。研究表明,技术的国际溢出是印度当地厂商R&D非常重要的一种补充。Markusea和Venables(1997)发现FDI与国内的投资具有互补性。Borenstein(1998)利用1970—1989年69个发展中国家的跨国资料进行实证研究,证实FDI对促进技术转移具有正面效果,其重要性甚至高于国内投资。
    中国国内的研究中,张帆、郑京平(1999)[19]使用宏观经济模型检验了外商直接投资对中国经济的影响。姚洋(1998)[20]利用第三次全国工业普查资料,从中随机抽取了12个大类行业中的14670家企业作为样本,进行了多因素回归分析后得出结论认为,与国有企业相比,国外“三资”企业的技术效率要高39%,港澳台“三资”企业要高33%;并且,行业中国外“三资”企业数量在行业中的比重每增加一个百分点,每个企业的技术效率就会提高1.1%。何洁、许罗丹(1999)[21]借鉴Feder(1982)的计量方法,利用生产函数建立回归方程,得出如下结论:外国直接投资带来的技术水平每提高1个百分点,我国内资工业企业的技术外溢作用(即产量的增加)就提高2.33个百分点。沈坤荣、耿强(2001)[22]建立了中国FDI不平衡分布与地区不平衡发展的相关性模型,对FDI与中国区域经济增长的关系进行了分析。魏后凯(2002)[23]利用1985-1999年时间序列和横断面数据,对外商投资对中国区域经济增长的影响进行了实证分析,分析结果表明,在这期间,东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率的差异,大约有90%是由外商投资引起的,并认为,改革开放以来,中国区域经济发展呈现出典型的二元结构特征与外商投资分布的不平衡密切相关。武剑(2002)[24]运用多维方差分析模型,对外国直接投资在中国的区域分布及其经济增长效应进行了分析,其研究结果表明,FDI的区域分布不能有效解释各地区经济的不平衡状况。颜鹏飞、王兵(2004)[25]运用DEA的方法测度了1978-2001年中国30个省(自治区、直辖市)的技术效率、技术进步及曼奎斯特生产率指数,并对人力资本和制度因素同技术效率、技术进步和生产率增长的关系进行了实证检验。袁诚、陆挺(2005)[26]从民营企业家的角度对FDI管理知识溢出效应的存在性进行了实证研究,其经验结果显示,在企业业绩的最终表现上,FDI对中国企业家有一定的培训效果,但不十分显著;同时在“三资”企业的工作经历会带给民营企业家某些、而不是全面的先进管理理念。
    总体来说,关于技术进步对中国区域经济的影响问题,大多数研究者都集中在FDI对区域经济增长的溢出效应上,而通过人力资本投资、R&D的投入等对于技术进步的作用研究得较少。在FDI对中国区域经济增长的影响方面,研究者们也得出了不同的结论。

    三、研究方法、模型设计和数据
    技术进步对经济增长的作用和贡献的测定可从两个方面来思考。从投入的角度来看,由于技术是通过改变其他要素的形态和质量来实现自身价值的,无法将其作用从其他要素中分离出来,所以对其量度和测定是困难的。从产出的角度来讲,可以考虑以产出增长减去其他投入要素增长来测定技术进步对经济增长的作用和贡献。
    虽然从投入的角度考察技术进步对经济增长的影响很困难,但我们可以用近似指标来代替。假设在一个开放的经济中,技术进步主要有两种途径:其一是通过有目的的研究与开发(R&D)活动,或者通过实践经验实现,即“边干边学”(learning by doing)。其二,技术进步还可以通过技术的引进、吸收、扩散和转移等方式实现。要衡量在技术进步方面的投入或体现技术进步的指标,从第一种方式来看,可用R&D活动的投入,科学家和工程师人数等表示,本文用发明专利申请授权量来衡量。采用发明专利申请授权量来表示,是基于这样的考虑,发明专利申请授权量是科研投入的一种产出,但当把发明专利再投入到生产中去,它又代表了一个国家或地区自主研究与开发而来的技术进步水平的投入指标,当然,批准的发明专利最后是否投入到生产中也不一定,所以其实这些指标都只能近似地反映技术进步水平。从第二种方式来看,具有技术外溢效应的外国直接投资(FDI)是传播和转移先进技术和管理经验的最有效的渠道,FDI通过国外先进技术、管理和营销经验的转移推动当地经济增长和技术进步,除外国直接投资外,国际贸易对技术的引进、扩散和转移也有重要作用,在本文中只用了FDI的大小来近似地衡量。
    根据以上分析,假定各地区经济增长具有科布-道格拉斯生产函数的特性,区域总产出用国内生产总值来衡量,区域投入包括资本和劳动力,其中资本包括国内投资和外国直接投资,并以发明专利申请授权量反映从“边干边学”中实现的技术进步,以外国直接投资数量反映通过技术引进、吸收、扩散和转移等方式实现的技术进步。
如果以Y代表区域国内生产总值(亿元),DK代表国内投资(亿元),FDI代表外商投资(万美元),L代表劳动力就业人数(万人),Z代表发明专利申请授权量,那么区域生产函数可以写成:
      (1)上式也可表达为:
      (2)对(2)式两边取对数,得:(3)式中,c为方程的截距,系数α、β、γ、δ分别是FDI、DK、L、Z的增长对GDP增长的估计弹性,且满足 。ε为统计误差。
根据前面的分析,国内投资、外商投资、发明专利申请授权数量、劳动力增长对GDP增长有着正的影响,因此,可以期望以上指标对GDP增长的弹性系数为正。可以设想,作为技术进步的两个指标外商投资和发明专利申请授权量对GDP增长的影响在三大地带具有较大的差异。
    由于分地区的发明专利申请授权数从1991年开始才完整,因此,此模型的时间序列是从1991年到2003年。国内投资数由全社会固定资产投资总额减实际利用外商投资,并按1991年各地区固定资产投资价格指数进行了调整,以消除物价因素的影响。外商投资采用实际利用的外商直接投资与其他投资之和的数据。FDI按当年的美元价根据当年汇率换算成当年价的人民币再除以以1991年为100的GDP平减指数得出。实际GDP是以1991年为100的GDP指数得出GDP平减指数,最后根据GDP平减指数得出。各地区劳动力就业系采用当年全部从业人员数。
具体数据处理的计算公式如下:
 
    上述所使用的数据中,发明专利申请授权量来自《中国科技统计年鉴》(各年度),其他数据均来自国家统计局编的《中国统计年鉴》(各年度)。

    四、计量检验与实证分析
    (一)全国及分区域样本检验
    首先对中国的区域进行划分,按地理区域将整个经济区域划分为三个区域,如下表所示:

表1中国三类地区的划分
东部地区 北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南
中部地区 山西、安徽、江西、湖南、河南、湖北、吉林、黑龙江
西部地区 重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古

    根据以上三类地区的划分,采用1991-2003年的时间序列和横断面数据,分别研究各地区外商投资、发明专利申请授权量对GDP增长的影响。
    重庆因单列时间不长,本模型中把重庆的数据并入了四川,以保持各年度统计数据的一致性。西藏的数据不全,因此本模型没有考虑西藏。这样,在1991年-2003年间,29个省市区13年间共有374个分析样本。由于青海在1991、1998和2000年,新疆在1992年没有吸收到外商投资者或者缺乏这方面的数据,宁夏1992年、1997年专利发明授权量为零,所以这期间有效分析样本只有368个。表2是对统计数据进行回归分析的结果。
表2  全国样本、东中西部地区样本的回归结果(被解释变量:lnY)
变量 全国样本 东部地区 中部地区 西部地区
常量C 0.983968***
(11.90881)
[0.082625] 0.831928***
(6.594577)
[0.126153] 1.278049***
(6.799214)
[0.187970] 0.242407*
(1.463800)
[0.165601]
专利申请授权数量(lnZ) 0.067975***
(6.398987)
[0.010623] 0.059755***
(3.456370)
[0.017288] 0.090315***
(4.620679)
[0.019546] 0.061930***
(3.230295)
[0.019172]
外商投资(lnFDI) 0.096829***
(6.398987)
[0.006711] 0.140980***
(10.71527)
[0.013157] 0.045534***
(2.839925)
[0.016034] 0.021454*
(1.754446)
[0.012228]
国内投资(lnDK) 0.546666***
(29.06995)
[0.018805] 0.497608***
(15.41960)
[0.032271] 0.590732***
(14.59537)
[0.040474] 0.525778***
(17.51061)
[0.030026]
劳动(lnL) 0.314953***
(24.25882)
[0.012983] 0.361206***
(15.41960)
[0.023464] 0.253416***
(8.011551)
[0.031631] 0.43961***
(17.45771)
[0.025181]
观察值 368 140 104 124
R2 0.998000 0.994866 0.998608 0.996083
Adj R2 0.997978 0.994713 0.998551 0.995951
F统计值 45283.40*** 6539.589*** 17752.26*** 7564.552***
注:***表示显著性水平为0.01,**表示显著性水平为0.05,*表示显著性水平为0.10。圆括号中的数字为T检验值,方括号中的数字为标准差。

    分析结果表明,在1991-2003年间,全国及三大区域模型调整后的R2均在0.99以上,从调整后的R2和F统计值来看,四个计量模型均具有十分显著的统计意义。在这期间,从全国样本来看,外商投资的弹性系数为0.096829,发明专利申请授权量的弹性系数为0.067975,且都通过了1%的显著性检验。东部地区和中部地区的外商投资对GDP增长具有十分显著的正的影响,其弹性系数分别为0.1409、0.0455,且都通过了1%的显著性检验。在西部地区,InFDI的系数值也为正,系数值为0.021454,但是在10%的水平上具有显著性。这说明外商投资对西部落后地区的GDP增长的影响不如东部和中部地区显著。从申请发明专利授权量对GDP增长的影响来看,其对三大区域GDP增长也都有十分显著的影响,其弹性系数分别为0.060、0.090、0.062,根据T检验结果,都通过了1%的显著性检验,但发明专利申请授权量对GDP的影响在三大区域有些微不同。其中对GDP增长影响最大的是中部地区,其次是西部,最后是东部。
从各要素投入的标准回归系数来看,对GDP增长的影响就全国样本而言,最大的首先是国内投资,其次是劳动力投入、外商投资、专利申请授权数。就区域样本而言,在东部影响最大的首先是国内投资,其次是劳动力投入、外商投资、专利数,在中部地区首先是国内投资,其次是劳动力投入、专利数、外商投资,在西部地区首先是国内投资,其次是劳动力投入、专利数、外商投资。
    由以上分析可知,技术进步对中国经济增长的影响,从全国样本来看,通过技术的引进、吸收、扩散和转移等方式实现的技术进步对中国经济增长的影响大于通过自主研究开发而实现的技术进步对中国经济增长的影响。从区域样本来看,在东部地区,通过技术的引进、吸收、扩散和转移等方式实现的技术进步对东部经济增长的影响大于通过自主研究开发而实现的技术进步对东部经济增长的影响。而在中部和西部,通过自主研究与开发而实现的技术进步对区域经济增长的影响大于通过技术的引进、吸收扩散和转移等方式实现的经济增长。
    (二)加入虚拟变量后的全国样本分析
    一个值得注意的问题是,在考虑不同区域外商投资、专利数对经济增长的作用和影响时采用了分样本的分析方法,非常可惜的是减少了样本的观察值。我们可以引入虚拟变量刻画各省市区所处地理位置和经济发展水平的差异。下面直接引入虚拟变量进行分析。考虑D1、D2、D3分别对东部地区、中部地区和西部地区的省份赋值1,对其他地区省份赋值0,这样东、中、西部省份各年所对应的地理位置差异虚拟变量向量为(1,0,0)、(0,1,0)和(0,0,1)。
    下面对样本数据加入虚拟变量后分别做固定效应和随机效应分析。固定效应是对各变量估计一个不同截距项(固定的影响),对权数的处理是假设所有观测值都有相同的权数。由于加入了虚拟变量,这里使用的是带虚拟变量的最小二乘法(Least Square Dummy Variable)。随机效应是假设截距项是所有合并数据库成员的随机变量,并假设所有观测值都有相同权数,使用带虚拟变量的最小二乘法估计。具体分析结果如表3所示:
表3  加入虚拟变量的固定效应和随机效应的回归分析结果
变量 固定效应系数 随机效应系数
D1*LOG(Z) 0.132642***
(7.757398)
[0.017099] 0.109585***
(7.461710)
[0.014686]
D2*LOG(Z) 0.133366***
(6.601923)
[0.020201] 0.132598***
(8.047150)
[0.016478]
D3*LOG(Z) 0.092179***
(5.547478)
[0.016616] 0.106301***
(6.900363)
[0.015405]
D1*LOG(FDI) 0.132151***
(8.797507)
[0.015021] 0.122022***
(8.933776)
[0.013659]
D2*LOG(FDI) 0.070977***
(5.035433)
[0.014095] 0.066644***
(4.726964)
[0.014099]
D3*LOG(FDI) 0.018691*
(1.712932)
0.010912] 0.017871*
(1.666811)
[0.010722]
LOG(DK) 0.471726***
(21.61408)
[0.021825] 0.466000***
(22.53332)
[0.020680]
LOG(L) 0.109742
(1.023007)
[0.107274] 0.366603***
(10.60544)
[0.034567]
观察值 368 368
R2 0.984555 0.982717
Adj R2 0.982875 0.982332
F统计值 3014.204*** 
注:***表示显著性水平为0.01,**表示显著性水平为0.05,*表示显著性水平为0.10。圆括号中的数字为T检验,方括号中的数字为标准差。

    从固定效应回归分析结果看,发明专利申请授权数对GDP增长具有十分显著的正的影响。D1*LOG(Z)、D2*LOG(Z)、D3*LOG(Z)的固定效应弹性系数分别为0.133、0.133、0.092 ,且都通过了1%的显著性检验。外商投资对GDP增长也具有十分显著的正的影响。D1*LOG(FDI)、D2*LOG(FDI)、D3*LOG(FDI)的固定效应弹性系数分别为0.132、0.070,且都通过了1%的显著性检验,D3*LOG(FDI)的固定效应弹性系数为0.018,通过了10%的显著性检验。发明专利申请授权数对三大区域GDP增长对东部和中部地区具有相同影响,其次是西部地区。外商投资对三大区域GDP增长的影响依次为东部、中部和西部。
    从随机效应回归分析结果看,发明专利申请授权数对GDP增长同样具有十分显著的正的影响。D1*LOG(Z)、D2*LOG(Z)、D3*LOG(Z)的随机效应弹性系数分别为0.109、0.133、0.106,且都通过了1%的显著性检验。外商投资对GDP增长也具有十分显著的正的影响。D1*LOG(FDI)、D2*LOG(FDI)的随机效应弹性系数分别为0.122、0.067,并通过了1%的显著性检验,D3*LOG(FDI)的随机效应弹性系数为0.018,通过了10%的显著性检验。发明专利申请授权数对三大区域GDP增长影响很接近,区别不大。外商投资对三大区域GDP增长的影响依次为东部、中部和西部。

    四、结论和建议
    本文对技术进步的两个指标——外商投资和专利申请授权数量对中国区域经济增长的影响进行了实证分析。分析结果表明,无论是全国及分区域样本检验,还是全国样本加入虚拟变量后的固定效应和随机效应分析,外商投资和专利申请授权量对GDP增长具有十分显著的正的影响。总的说来,从全国样本来看,外商投资对中国经济增长的影响大于专利申请授权量对中国经济增长的影响。从区域样本来看,外商投资对东部经济增长的影响大于专利申请授权量对东部经济增长的影响;而在中部和西部,专利申请授权量对区域经济增长的影响大于外商投资对区域经济增长的影响。
根据上面的理论模型以及关于技术进步与区域经济增长率之间因果关系的实证分析所得出的结论,可以得出以下政策建议:
    1,技术进步政策应该成为中国推进经济增长的关键性宏观政策。上述实证分析表明,一方面,在当前阶段,中国经济特别是东部地区的增长主要还是靠投资增长驱动的,另一方面,技术进步对经济增长的推动作用开始加大。中国经济特别是东部地区的增长模式正处在从基于资本扩张驱动的短期增长向基于技术进步的长期增长转型的历史阶段。
    在推进技术进步的过程中,一方面要进一步扩大外商投资,另一方面,要加大自主研发。从以上的回归分析中可以看出,专利申请授权数量对区域经济增长的影响总体而言小于外商投资对区域经济增长的影响。通常在发展中国家和地区,由于经济发展水平的相对落后,在经济发展的初期,靠技术引进、扩散等对经济增长的作用大于自主研发所引致的技术进步对经济增长的作用,这也是落后国家和地区的后发优势之所在,但随着经济发展水平的提高,自主研发所引致的技术进步对经济增长的贡献最终应该大于技术引进、扩散及溢出效应所引致的技术进步对经济增长的贡献。而要做到这一点,就必须增加R&D和人力资本的投入。
    2,技术进步政策应该成为区域调控政策的重要组成部分。政府应针对不同地区的实际制定和实施不同的技术进步政策,促进各区域的经济增长。中国区域经济增长差异的一部分是由不同区域技术进步的差异引起的。由于技术进步的差异,导致了区域增长的差异。随着对外开放的扩大和市场经济体制的完善以及经济发展进入新的阶段,由技术进步导致的区域经济增长差异将会越来越大于其他比如对外开放度、区位条件等因素对区域经济增长的差异。一旦市场经济形成,技术进步将是可持续发展的根本动力。因此,未来促进区域经济协调发展的重点将是促进各区域的技术进步水平的协同提高,这需要政府制定一系列政策并采取相关措施促进各区域的技术进步水平的协同提高。
    3,中西部地区要在继续推进自主性技术创新的基础上,大力改善投资软环境和产业配套条件,以促进外商投资投向中西部地区。东部地区因区位条件、基础设施和经济技术基础较好,吸引了进入中国的绝大部分外商直接投资,外商直接投资的大规模进入,带来了溢出效应,促进了技术的引进、扩散,推动东部地区经济的快速发展,但外商投资对中西部地区经济增长的影响缺乏显著性,因此,在今后加快中西部地区经济发展的过程中,积极引导外商投资投向中西部地区将具有十分重要的战略意义。要促进外商投资向中西部大规模转移,在短期内是不现实的。为促进外商投资逐步向中西部转移,今后除继续搞好能源、交通、通信、水利等基础设施建设外,更重要的是不断改善投资软环境和产业配套条件。
    4,东部地区要在继续扩大外商投资的同时,增加R&D的投入、人力资本的投入,增强自主研发所引致的技术进步对区域经济增长的推动力。在经济全球化日益加快的情况下,东部地区由于区位条件优越,经济发展水平高,投资软硬环境较好,今后仍将是外商直接投资的首选地区。外商投资将继续在东部地区的技术进步和经济增长中发挥重要的推动作用,但是,东部地区要获得持续的技术进步和经济增长,从长远看还必须加大自主性技术创新和技术进步的力度。

参考文献:
Demurger S. ,Saches J.D. , Woo W. T. ,Bao Shuming , and Chang G. H. ,2002, “The relative contributions of location and preferential in China’s regional development: being in the right place and having the right incentives”,China Econ. Rev. ,13, 444-465.
Lin S., 2000,“Resource allocation and economic growth in China”,Econ. Inquiry 38(3),515-526.
Brun J. F., Combes J. L. and Renard M. F. ,2002,“Are there spillover effects coastal and noncoastal regions in China?”,China Econ. Rev. ,13,161-169.
Zhang X. and Zhang K. H. ,2003,“How does globisation affect regional inequality within a developing Demurger S., 2001, “Infrastructure development and economic growth: an explanation for regional disparities in China?” J. comp. Econ. ,29,95-117.
Demurger S. ,Saches J.D. , Woo W. T. ,Bao Shuming , and Chang G. H. ,2002, “The relative contributions of location and preferential in China’s regional development: being in the right place and having the right incentives”,China Econ. Rev. ,13, 444-465.
Golley J. ,2002, “Regional patterns of industrial development during China’s economic transition”, Econ.
熊彼特•约. 经济发展理论. 北京: 商务印书馆, 1990。
Arrow KJ . The economic implication of learning by doing. Review of Economic Studies , 1962 , 29 :155
Romer P. Increasing returns and long2run growth. Journal of Political Economy , 1986 , 94(5) :1 002
Romer D. Advanced macroeconomics. [ S. l. ] : Mcgram2Hill Companies Inc , 1996
Uzawa H. Optimal technical change in an aggregative model of economic growth. International Economic Review , 1965 , 6 (1) :18
Lucas R E. On the mechanics of development planning. Journal of Monetary Economics , 1988 , 22(1) :3
Romer P. Endogenous technological change. Journal of Political Economy , 1990 , 98(5) :71
Jones C I. R&D2based models of economic growth. Journal of Political Economy , 1995 , 103 :759
Romer P. Increasing returns and long run growth. Journal of Political Economy , 1986 , 94(5) :1 002
Romer P. Endogenous technological change. Journal of Political Economy , 1990 , 98(5) :71
Aghion, Philippe, and Peter Howitt. “A Model of Growth Through Creative Destruction.” Econometrica 60(1992):323-351.
Gross, G. M. ,and Helpman, E. 1991. Innovation and Growth in the Global Economy, Mass.:MIT press.
张帆、郑京平:《跨国公司对中国经济结构和效率的影响》,《经济研究》1999年第1期。
姚洋:《非国有经济成分对我国工业企业技术效率的影响》,《经济研究》1998年第12期。
何洁、许罗丹:《中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究》,《世界经济文汇》1999年第2期。
沈坤荣、耿强:《外国直接投资、技术外溢与内生经济增长》,《中国社会科学》2001年第5期。
魏后凯:《外商直接投资对中国区域经济增长的影响》,《经济研究》2002年第4期。
武剑:《外国直接投资的区域分布及其经济增长效应》,《经济研究》2002年第4期。
颜鹏飞、王兵:《技术效率、技术进步与生产率增长:基于DEA的实证分析》,《经济研究》2004年第12期。
袁诚、陆挺:《外商直接投资与管理知识溢出效应:来自中国民营企业家的证据》,《应用研究》2005年第3期。