进口贸易技术溢出、技术吸收能力与内生经济增长

何雄浪 张泽义

（西南民族大学 经济学院，四川 成都610041）

一、引言及相关文献综述

自亚当·斯密以来，经济增长始终是经济学家所关注的一个核心问题。以亚当·斯密、李嘉图为代表的古典经济学家把一国经济的增长归因于资本、土地和劳动等生产要素的增加。以索洛为代表的新古典经济增长理论虽然强调技术进步是经济增长的源泉，但是它却假定技术进步是外生变量，使得其对一些重要的经济现象无法解释。直到20世纪80年代中期以罗默和卢卡斯为代表的内生增长理论才使人们认识到技术不是外生的，技术创新是经济增长的源泉，经济增长是经济体内部力量即内生技术变化的结果。在封闭经济中，一国的技术进步水平取决于自身现有技术知识存量及其研发投入，而在经济全球化和一体化的今天，一国的技术进步还可以取决于国外已有的技术存量和研发投入，这些技术存量和研发投入通过一系列的国际经济活动来影响本国的技术进步，国际经济活动中这种国外研发投入的外部性被称为国际技术溢出（何雄浪，2014）［1］。国际技术溢出的途径有多种，如外商直接投资、国际合作、技术援助与转移。对于大多数发展中国家而言，由于外部环境的限制，很难获得跨国公司的技术投资，或由于资金的限制，无法负担国际技术转移的成本，而通过国际贸易的方式，利用进口贸易产品来引进、吸收外国先进技术，无疑是缩小与发达国家技术差距的重要渠道。改革开放以来，中国经济建设取得了举世瞩目的成就，但是中国的研发支出无论在相对数还是绝对数上都比发达国家小得多，技术水平与发达国家相比差距还很大。在国内技术水平不高、缺乏自主创新能力的情况下，吸收国外先进技术是促进中国技术进步的重要途径。随着进口贸易关税大幅下降和其他非关税壁垒减少，我国的进口贸易迅猛发展，进口贸易总额从1998年1 402.4亿美元增长到2012年的18 184.1亿美元，增长了11.97倍。因此，中国作为发展中的贸易大国，要实现技术赶超，进口贸易是一条不可忽视的重要渠道。在现阶段进口规模逐渐变大的情况下，充分有效发挥进口贸易技术溢出的作用，对迅速发展的中国来说具有重要的现实意义。

随着研究的深入，有越来越多的学者开始关注进口贸易技术溢出与经济增长之间的联系。Coe和 Helpman（1995）［2］最早对进口贸易的技术效益进行了检验，通过对22个工业化国家和77个欠发达国家的数据研究发现，发展中国家的全要素生产力（TFP）和工业国家R＆D投入以及来自工业化国家的机械设备进口量呈现显著正相关。Jakob（2005）［3］采用1883-2002年13个OECD国家的面板数据，分析表明进口贸易的技术溢出使得OECD国家的TFP增长了200%。Funk（2001）［4］利用面板协整和蒙特卡洛模拟方法也验证了进口贸易的正向技术溢出。Keller（1998）［5］比较分析了南美国家与东亚国家的进口贸易技术溢出效果，研究发现由于人力资本积累的差距导致了进口贸易对经济增长率影响的差异。Nelson和Phelps（1996）［6］研究结果也显示，一个国家的人力资本水平越高，对技术的理解和模仿能力越强，从而越能促进技术溢出效果的发挥。Lichtenberg和Pottelsberghe（1998）［7］运用研发资本密度加权的方法测算外国R＆D存量，研究发现一国的经济开放程度对进口贸易技术溢出产生正的效应。Xu和Eric（2005）［8］关于发展中国家的研究却不支持这一观点，认为贸易开放度不是越大越好，贸易开放程度过大会导致技术溢出对经济增长产生负的影响，发展中国家的贸易开放度应与其国内的经济基础相适应。关于进口贸易的技术溢出效应有一些学者在实证研究中得出了不一致的结果。Haddad（1993）［9］在对摩洛哥进口贸易的实证检验中发现，进口贸易没有产生技术溢出。Aitken和 Harrison（1999）［10］对委内瑞拉进行分析也表明，进口贸易没有对其经济发展产生技术溢出效应。国内学者在研究技术溢出方面更侧重于外商直接投资技术溢出的研究，较少关注进口贸易的溢出效应。谢建国、周露昭（2009）［11］利用1992-2006年我国省际面板数据分析国际R＆D的技术溢出效应，结果表明，国际R＆D通过进口贸易对中国TFP产生了显著正的影响，人力资本促进了国际R＆D技术溢出，而国内研发投入不利于技术溢出，同时技术溢出呈现显著的区域差异，即中西部强而东部相对较弱。符宁（2007）［12］通过实证检验也发现，进口贸易对我国技术进步有显著而积极的作用，但是其促进作用受到人力资本和国内研发的制约，与国内研发不足相比，我国人力资本的缺乏对国际技术溢出效应的发挥起更加阻碍的作用。张建清、孙元元（2011）［13］将进口贸易的技术溢出内生化，运用系统GMM估计方法，实证结果表明，进口贸易存在显著的技术溢出，东部和中部地区的人力资本、国内研发投入、制度以及经济发展水平显著促进其技术溢出，西部地区人力资本、制度和经济发展水平也促进技术溢出，但其研发投入显著阻碍进口贸易的技术溢出。

从现有的文献可以看出，大多研究都是以TFP作为被解释变量，很少在内生增长模型框架下研究进口贸易的技术溢出效应，缺乏研究技术溢出与技术吸收能力影响长期均衡增长路径的内在机理。同时大多数研究集中在进口贸易对经济增长均值的影响，缺乏分析进口贸易对经济分布的影响，不足以反映进口贸易对经济增长的全部影响。本文在内生经济增长理论模型的基础上，通过加入开放经济以及本国技术进步不仅取决于本国资本和技术还取决于外国研发投入的假定，进行模型的市场均衡分析，推导出经济稳态增长率，并以此构建计量模型，应用工具变量分位数回归（IVQR）实证分析了在考虑技术吸收能力的条件下我国进口贸易对经济增长的技术溢出效应。

二、模型建立及分析

（一）模型基本假定

借鉴 Romer（1990）［14］的模型，同时作出两方面的改进，一方面，修改其封闭经济的假设，在开放经济背景下研究；另一方面，为了研究技术溢出，假定本国研发部门产出不仅取决于本国人力资本和技术，还取决于外国研发投入。在开放经济中整个经济系统包括三个部门：最终产品生产部门、中间产品生产部门和研发部门。整个经济中非熟练劳动L和人力资本H是固定不变的，非熟练劳动只投入到最终生产部门，人力资本可以投入到最终产品生产部门（HY），也可以投入到研发部门（HR）H＝HY＋HR。研发部门投入人力资本（HR）和现有技术进行技术开发和研究，产出中间产品设计方案并将其出售给中间产品部门。中间产品部门使用所购买到的设计方案生产中间产品，将其中间产品出售给最终产品生产部门。最终产品生产部门使用从本国中间产品部门和国外中间产品部门购买的中间产品，连同非熟练劳动力（L）和人力资本（HY）进行生产。

假定最终产品生产部门在完全竞争市场条件下生产单一同质产品，其生产函数采用扩展的D-S形式

其中，Y表示最终产品生产部门的产量，A＞0表示生产技术参数，这里可以看作是政府行为、法律制度等对生产的影响。L表示最终产品生产部门投入的非熟练劳动力总量，HY表示投入最终产品生产部门的人力资本数量，n表示国内中间产品的种类，n＊表示国外中间产品的种类，xi表示在国内购买的第i种中间产品的数量，表示从国外购买的第i＊种中间产品的数量。

假定国内整个经济中有无数个中间产品生产企业，但是每个企业只生产一种中间产品，一单位任一种类型的中间产品的生产正好耗费1单位的最终产品Y。为了简便起见，遵循Romer（1990）［14］的方法，假定一旦中间产品的设计方案被研发部门发明出来，中间产品生产部门购买方案并投入到生产。假定生产中间产品设计方案的研发部门，其产出取决于其人力资本、现有知识存量以及通过国际贸易渠道获得的技术溢出。现有的知识存量可以等同于已被开发出来的中间产品种类，因此研发部门的生产函数形式定义如下

其中表示技术知识的增量，即，n和表示本国和外国现有的技术知识存量，θ表示研发部门的生产参数，HR表示研发部门投入的人力资本量，T∈［0，1］表示技术吸收能力，是经济开放度（O）、人力资本（H）和金融发展水平（I）的函数，其中O∈（0，＋∞），O＝0表示经济完全开放，O＝＋∞表示经济完全自给自足，I＞0，I越小表示金融体系发展越落后，I越大表示金融体系发展越成熟。因此，∂T/∂O＜0，∂T/∂H＞0，∂T/∂I＞0。

为了模型的完整性，考虑消费者的效用函数，假定代表性家庭的效用函数是拉姆齐相对风险规避系数不变的效用函数

其中，Ct是消费者在t时刻的消费，σ是边际效用弹性，也就是跨期替代弹性的倒数，ρ是消费者的主观时间偏好率。

（二）均衡分析

1.最终产品生产部门

为了方便起见，把最终产品的价格标准化为1。WHy、WHR分别是最终产品生产部门和研发部门人力资本的工资，WL是最终产品生产部门非熟练劳动力的工资，分别表示国内中间产品和国外中间产品的价格。由于最终产品生产部门处于完全竞争市场，因此最终产品生产企业的利润最大化表示为

因为所有国内或国外的中间产品都对称地投到最终产品部门，故式中的下标可以去掉。

2.中间产品生产部门

假定中间产品部门是可以自由进入和退出的，而且当研发部门开发出一个新的设计方案后，这个方案便被一中间产品生产企业购买和垄断性生产。中间产品生产部门设定其价格为Px，根据前面假设一单位任一种类型的中间产品的生产正好耗费1单位的最终产品Y，因此国内和国外中间产品生产企业的利润最大化式为

根据一阶条件可得到中间产品的定价

为了考虑经济开放程度对进出口贸易的影响，遵循Samuelson（1954）［15］的方法，本国进口了x＊单位的中间产品，但是由于对外开放程度O的影响，最终达到本国的中间产品只有x＊e-O单位，因此有

将式（8）、式（9）代入式（6），最终产品生产部门购买的国内外中间产品均衡数量可重新写为

将式（10）代入式（1），那么最终产品生产部门的均衡产量为：

3.研发部门

假定中间产品的专利价格为Pn，则研发部门的总利润TR为

研发部门可以自由进入和退出，因此TR＝0，则

由于中间产品部门可以自由进入和退出，因此均衡状态下，中间产品的专利价格等于中间产品生产者各个时期利润的贴现总值

其中，（s，t）表示两个时刻之间的平均利率。在均衡状态下，r为常数，整理后，有

由上式可知，在其他条件不变的情况下，r越小，中间产品生产部门所获得的利润就越多，在均衡条件下，中间产品的专利价格也就越高。

4.经济均衡增长路径

根据 Romer（1990）［14］的假定，人力资本在最终产品生产部门和研发部门自由流动，因此人力资本在最终产品生产部门和研发部门获得相同的工资，即

根据式（16），可以得到最终产品生产部门的人力资本数量Hr为

假定nw＝n＋n＊，且。其中u表示国内与国外的技术差距，特别地，u＝0表示自给自足的经济状态，研发部门的产出只取决于本部门人力资本、现有技术知识存量。因此

把式（18）代入式（17），有

根据式（2）可以得到技术的增长率

在均衡增长路径上，根据产出、消费和投入的关系，则

由上式可以看出，在开放经济条件下一国经济的长期增长率g和研发部门的人力资本HR、技术吸收能力T呈正相关。

最后考虑消费者行为，代表性家庭在给定收入和财富的约束条件下最大化其终身效用，通过建立汉密尔顿函数，利用最大值定理得到最优消费路径

这时，开放经济条件下的稳态经济增长率为

（三）模型结论与计量模型的建立

从式（23）可以看出，稳态经济增长率取决于技术吸收能力I、人力资本H、经济开放程度O以及金融发展水平I。对式（23）依次求偏导可以得出：随着技术吸收能力T的提高，根据式（2）、式（13），研发部门产出的增长率和研发部门人力资本的工资WHR提高，从而提高经济的增长率。随着人力资本H的增加和金融发展水平I的提升会提高研发部门的技术吸收能力（∂T/∂H＞0，∂T/∂I＞0，），进而提高稳态经济增长率。但是开放程度O对经济增长率的影响是不确定的。一方面，对外开放程度越高，本国的技术吸收能力越强（∂T/∂O＜0），增强了研发部门的产出增长率，使得WHR＞WHY，人力资本将向研发部门流动，从而促进经济增长。另一方面，开放程度的提高，有利于最终产品生产部门进口国外中间产品，增加产出水平（式（11）中，∂Y/∂O＜0），提高最终产品生产部门人力资本的工资水平，使得WHR＜WHY，本国人力资本往最终产品生产部门流动，从而降低了经济的稳态增长率。关于经济开放程度与经济增长的关系一直是经济学家们争论的焦点，Romer（1986）［16］、Lucas（1988）［17］从理论模型证明了经济开放能够通过技术溢出促进经济的长期增长，Edward（1992）［18］、Sachs（1995）［19］通过实证结果也支持了这种观点；但是其他一些学者通过实证分析却得出了相反的结果，如Lee（1993）［20］发现开放程度和经济增长存在显著的负相关。两者的这个关系在实践中也有所体现，亚洲新兴国家如韩国、新加坡的发展证实了经济开放程度与经济增长的正向关系，但是南美洲、非洲一些国家的开放却没有带来经济较快的增长。因此，开放程度与经济增长的关系会因时间、地区的不同而呈现差异。

在以上理论模型所得研究结论的基础上，利用30个省份1998-2012年的数据，实证分析与检验进口贸易技术溢出对我国经济增长的影响。一般的线性回归研究的是解释变量的平均水平受其他因素影响的大小，为了研究不同水平下的研究对象受各种因素的影响，本文采用分位数回归模型，线性条件分位数回归模型如下

其中，git为各省份的经济增长率，DRit为各省份的国内研发投入，Hit为各省份的人力资本投资，Oit为各省份的经济开放程度，Iit为各省份的金融发展水平，FRit代表以进口贸易为渠道的技术溢出效应。在研究进口贸易FR对经济增长不同点的影响时，如果FR是外生变量，则可以直接使用分位数回归，但是由于FR与经济增长相关，就出现内生性问题。如果直接使用分位数回归，就会使得估计系数产生偏差。为了控制FR的内生性，本文利用 Chernozhukov和 Hansen（2006）［21］提出的工具变量分位数回归（IVQR）方法估计内生分位数影响。构建FR工具变量如下

其中，Zit为工具变量，Xit为上面提到的DRit、Hit、Oit、Iit变量。作为工具变量，它应与随机解释变量高度相关，但与随机误差项不相关。从理论模型分析可知，技术吸收能力影响溢出效果，因此可将反映技术吸收能力的变量Hit、Oit、Iit作为工具变量。

三、实证分析

（一）数据来源及其描述性统计

由于西藏自治区各项数据的缺失，利用除了西藏自治区之外的全国大陆30个省份1998-2012年的数据。文中的各种数据均来源于《新中国60年统计资料汇编》、相应年份《中国统计年鉴》以及各省统计年鉴。git经济增长率用人均GDP增长率来衡量，DRit国内研发投入采用政府财政研发支出（单位：亿元），Hit人力资本以居民平均受教育程度来衡量，Oit经济开放程度选取进出口贸易额占经济活动总量的比重来衡量，Iit金融发展水平采用金融相关比率来衡量，在一定的国民产值上，金融体系越发达，金融相关系数越高，因此可以根据金融相关比率来衡量金融发展水平，即Iit＝（Sit＋Lit）/GDP，其中Sit代表全部金融机构存款，Lit代表全部金融机构贷款。FRit（单位：亿元）的衡量参考Coe和 Helpman（1995）［2］的方法，即，用各省中间投入品进口份额作为权重的加权值，由于数据的可获得性问题，用各省份的进口贸易额来替代中间投入品进口份额。考虑到G8国家与中国具有较为密切的经贸关系，同时G8国家的研发投入占据了全球研发投入的绝大部分，根据世界银行报告，2011年全球研发投入1.3万亿美元，G8国家就占到了大约75%，因此国外研发投入采用G8国家（美国、英国、法国、德国、意大利、加拿大、日本、俄罗斯）的研发投入来衡量。各变量的描述性统计如表1所示。

表1 数据的描述性统计

（二）进口贸易技术溢出效应分位数回归

为了考察进口贸易FR和经济增长之间的关系，首先利用OLS和QR进行回归分析，结果如表2所示。对于分位数回归，分别计算了在分位点q＝20、30、40、50、60、70、80的系数，并构建了估计系数95%的置信区间。根据OLS估计结果可知，进口贸易对经济增长具有显著的正向影响。对于QR估计结果，在分位数q＝20和q＝30时进口贸易对经济增长出现不显著负向的影响，在其余分位点是正向影响且效果显著。由此可见，由于地区吸收能力的差异使得进口贸易对经济增长的影响在不同分位点上存在差异。上述结果也在图1中也有所体现，图1表示OLS和QR回归的进口贸易FR在不同分位数上系数的变化情况，该图显示FR对经济增长的影响先负后正，在分位点q＝40及其以后变为正。

OLS和QR结果均显示，国内研究投入对经济增长的促进作用不显著。出现作用不显著的原因可能是指标选择的问题，本文考虑到数据的可获得性，采用政府财政研发支出来衡量国内研发投入，却忽略了企业、事业单位及科研机构的研发投入，从而不能准确反映研发投入与经济增长的关系，低估了研发投入对经济增长的促进作用。这一结果也表明，对于发展中国家的中国来说，在推进国内技术进步方面，引进吸收国外技术对经济增长的促进作用可能并不亚于自主创新。自主创新虽然可以提高我国自主研发能力和降低对国外的依赖，但是要耗费大量的人财物，成本明显高于技术引进和吸收。

结果同时还显示人力资本对经济增长的作用是正向显著的，这与我国大力推进九年义务教育、高校扩招等提高了国民的受教育年限有关。对外开放对经济增长产生正向的显著影响，在低分位数上产生负向影响但效果不显著，高分位数上产生正向影响且效果显著，表明我国应不断提高对外开放程度，扩大与各国的经济交往，积极参与国际活动。金融发展水平对经济增长产生了负向作用，不管在低分位数还是高分位数上都产生负向影响，表明我国现存金融体系的不完善与金融体制改革的相对滞后。

（三）工具变量分位数回归估计结果分析

从理论模型分析知，技术吸收能力影响溢出效果，同时从进口贸易技术溢出效应分位数回归可知，进口贸易对经济增长的影响因各地区技术吸收能力的不同而存在差异。利用工具变量分位数回归检验技术吸收能力Hit、Oit、Iit是否有利于进口贸易对经济增长的溢出效应。将Hit、Oit、Iit作为工具变量引入到工具变量分位数回归，解决了传统分位数回归的内生性问题，同时还能进一步分析不同地区的技术吸收能力对溢出效应的影响。

表2 OLS估计和QR估计结果

图1 OLS和QR估计的FR系数变化及置信区间

1.人力资本对溢出效应的影响

为了考察人力资本对进口贸易技术溢出的影响，选取人力资本作为工具变量进行IVQR估计（结果如表3所示）。从表3可看出，IV回归结果中FR系数显著为正，说明人力资本促进了以进口贸易为渠道的技术溢出，IVQR回归结果显示在所有分位数上，人力资本对进口贸易技术溢出产生显著为正的影响。这一结果在图2中也能体现出来。

表3 人力资本对进口贸易技术溢出影响的IV和IVQR回归结果

近几年来，国家财政投入的教育经费不断增加，人力资本总量不断增大，为国际经济活动技术溢出积累了丰富的人力资本。2011年，我国财政性经费达到18 586.700 9亿元，比1998年相比增长了8.1倍，教育投入呈现不断增加的趋势，且增幅也逐年增大。不断增加的教育投入推动了我国人力资本总量的攀升。根据《2013中国人力资本报告》显示，2010年中国人力资本总量按1985年货币计算为168.98万亿元，与1985年的28.60万亿元相比，增长了4.9倍。

2.经济对外开放程度对溢出效应的影响

为了分析不同地区对外开放程度对进口贸易技术溢出的影响，将经济对外开放程度作为工具变量引入到IVQR模型中，IV和IVQR回归结果如表4所示。从表4可以看出，IV回归结果显示FR系数为正但不显著，说明在经济对外开放的推动下，我国进口贸易对经济增长产生了不显著的正影响。IVQR回归结果显示，在低分位数上，FR系数为正且显著，在高分位数上，FR系数为负但不显著，说明在我国经济增长率低的地区，对外开放促进了进口贸易的技术溢出，这些地区进口国外先进产品和技术，企业通过模仿和吸收为其当地发展提供了更加先进的技术。而在我国经济增长率高的地区，对外开放却不利于进口贸易的技术溢出。这是因为，一方面，在我国经济增长较快的地区主要集中在东部，其经济开放程度也比其他地区要大，由于资源缺乏加上我国技术自主创新能力有限，需要从国外进口中间产品和先进技术，而过分依赖进口给这些地区的企业带来了负面效应，大量的国外优质产品进入并挤占了国内市场，国内企业产量下降，从而对经济产生不利影响，这正与传统凯恩斯主义认为的一样，即把进口看成是总需求中的漏出量。另一方面，东部地区进口渗透率过高，即进口占GDP比重过大，导致国内原有的生产力转移到国外，使原本具有较高生产率的国内厂商效率降低，国内资源重新分配给效率低下的厂商，从而导致生产率普遍下降。

图2 IV和IVQR估计的FR系数变化及置信区间

这一结果在图3中也能体现出来，图3显示FR的系数为正，说明经济开放程度有利于技术溢出，但是在其尾端出现了负的影响，说明在经济增长率高的地区，经济开放程度对进口贸易的技术溢出产生了不利影响。

表4 经济对外开放对进口贸易技术溢出影响的IV和IVQR回归结果

图3 IV和IVQR估计的FR系数变化及置信区间

3.金融发展水平对溢出效应的影响

选取我国金融发展水平指标作为工具变量进行IVQR回归，分析金融发展水平对进口贸易技术溢出的影响。从表5可知，IV回归结果显示FR系数为负且显著，表明我国金融发展水平不利于进口贸易的技术溢出，使进口贸易对经济增长产生了显著的负面影响。IVQR结果显示，不管在低分位数还是高分位数上，FR的系数显著地为负，并且随着分位数的增加，FR的系数有增大的趋势，表明了我国金融体系的不完善阻碍了进口贸易的技术溢出，随着经济增长率的提高，金融体系不完善的阻碍作用越凸显。以上结果从图4也可以看出，该图显示FR的系数始终为负，且随着分位数增加，FR的系数的绝对值不断变大，即金融发展水平对进口贸易技术溢出的不利影响越来越大。这可能是因为，我国长期以来以国有银行为主体的融资体系制约了金融中介在促进投资形成、技术创新方面的作用发挥。

表5 金融发展水平对进口贸易技术溢出影响的IV和IVQR回归结果

四、研究结论与政策建议

图4 IV和IVQR估计的FR系数变化及置信区间

本文在内生增长模型的基础上，引入开放经济和技术溢出的假定来构建计量模型，研究进口贸易对经济增长的技术溢出效应以及人力资本、经济开放程度、金融发展水平对溢出效果发挥的影响，得出以下结论：进口贸易是技术溢出的重要渠道，在分位数q＝20和q＝30时进口贸易对经济增长出现不显著负向的影响，在其余分位点是显著的正向影响，从而进口贸易总体上对经济增长有显著的正向影响；在所有分位数上，人力资本对进口贸易技术溢出产生显著正的影响，丰富的人力资本促进了进口贸易的技术溢出；在我国经济增长率低的地区，对外开放促进了进口贸易的技术溢出，在我国经济增长率高的地区，由于过度依赖进口和进口渗透率不断增加，对外开放对进口贸易的技术溢出出现不显著的负向影响；不管在低分位数还是高分位数上，我国金融体系的不完善阻碍了进口贸易的技术溢出，且随着分位数的增加，金融体系不完善的阻碍作用越凸显。

继续加大教育投资力度，加强人力资本培训，提高人力资本存量，增强国内企业技术吸收能力，在未来一段时间里依然是我国经济政策的一个基本取向。对于经济增长较慢的地区来讲，要进一步深化对外开放，充分利用国外先进技术和设备，而对于经济增长快的地区，在对外开放的同时要加强自主创新能力，降低对国外技术的依赖，保持适度的对外开放。提高我国的金融发展水平，放松行政管制以深化金融体制改革，同时加强金融监管协调，建立健全系统性金融风险防范预警体系和处置机制，使我国企业更好地吸收国外的技术和知识，实现技术的转移和扩散，获得技术溢出效应，促进我国技术进步和劳动生产率的提高。

［1］何雄浪.FDI技术溢出、吸收能力与经济增长［J］.西南民族大学学报（哲社版），2014（7）：109-115.

［2］Coe D T，Helpman E.International R＆D Spillovers［J］.European Economic Review，1995，39（5）：859-887.

［3］Jakob B M.Technology Spillover through Trade and TFP Convergence：120Years of Evidence for OECD Countries［R］.EPRU Working paper Series，2005：127-140.

［4］Funk M.Trade and International R＆D Spillover among OECD Countries［J］.Southern Economic Journal，2001，67（3）：725-736.

［5］Keller W.Are International R＆D Spillover Traderelated？ Analyzing Spillover Among Randomly Matched Trade Partners ［J］.European Economic Review，1998，42（8）：1469-1481.

［6］Nelson R，Phelps E.Investment in Humans，Technological Diffusion and Economic Growth ［J］.A-merican Economic Review，1996，56（1）：69-75.

［7］Lichtenberg，Pottelsberghe.International R＆D Spillover：A Comment［J］.European Economic Review，1998，42（8）：1483-1491.

［8］Xu B，Eric P.Trade，Patents and International Technology Diffusion［J］.Trade and Economic Development，2005，14（1）：115-135.

［9］Haddad M.How Trade Liberalization Affected Productivity in Morocco ［R］.PRD Working Paper，1993：1096.

［10］Aitken B J，Harrison A E.Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment？Evidence from Venezuela［J］.American Economic Review，1999，89（3）：605-618.

［11］谢建国，周露昭.进口贸易、技术吸收能力与国际R＆D技术溢出 ［J］.世界经济，2009（9）：68-81.

［12］符宁.人力资本、研发强度与进口贸易技术溢出［J］.世界经济研究，2007（11）：37-42，61.

［13］张建清，孙元元.进口贸易和FDI技术溢出的比较研究——基于技术溢出内生性的实证检验［J］.世界经济研究.2011（12）：51-58.

［14］Romer P.Endogenous Technological Change ［J］.Journal of Political Economy，1990，98：71-102.

［15］Samuelson P.The Transfer Problem and Transport cost：Analysis of Effects of Trade Impediments［J］.Economic Journal，1954，64：264-289.

［16］Romer P.Increasing Returns and Long-run Growth［J］.Journal of Political Economy，1986，94（5）：1002-1037.

［17］Lucas R.On the Mechanics of Economic Development［J］.Journal of Monetary Economics，1988，22（1）：3-42.

［18］Edwards S.Trade Srientation，Distortions，and Growth in Developing Countries［J］.Journal of Development Economics，1992，39（1）：31-57.

［19］Sachs J D.Economic Reform and the Process of Global Integration［J］.Brookings Paper on Economic Activity，1995，26（1）：1-118.

［20］Lee J.International Trade，Distortions，and Longrun Economic Growth ［R］.IMF Staff Paper，1993，40（2）：299-328.

［21］Chenozhulov V，Hansen C.Instrumental Quantile Regression Inference for Structural and Treatment Effect Models［J］.Journal of Econometrics，2006，132（2）：491-525.