力。此外，国有企业产权不清、责任不明、缺乏有效激励机制等痼疾，也不利于市场经济效率机制的发挥。
（4）政府支出并没有对经济产生负面作用。与现有的理论分析不同，并没有显著的证据表明政府支出妨害了经济增长。这可能说明，在中国经济转型的过程中，并不能完全离开政府行为，政府对公共资源的支配行为并非是没有效率的。
（二） Granger因果检验
上述回归模型初步表明了创新能力、FDI外溢与经济增长之间的关系，但是，仍然存在两个问题需要进一步的探讨：第一，上述回归表明了本土创新能力与经济增长之间具有显著的正向关系，这两者之间有没有可能存在伪相关？第二，创新能力本身与FDI之间是否存在因果关系，若是本土创新能力在相当程度是由FDI的外溢效应导致的，那么，即使模型的结果表明本土创新能力能够促进经济增长，也不能够说明上文的观点。为此，本文运用全国层面的数据进行Granger因果检验，对上述两个问题进行进一步的判断。以创新能力与经济增长之间的关系为例，建立以下的双变量回归模型：
LnYt =α0 +α1Yt-1 +α2Yt-2…+αkYt-k +β1LnPATENTt-1 +…+βkLnPATENT t-k （2） LnPATENTt=α0 +α1LnPATENTt-1…+αkLnPATENT t-k+β1Yt-1 +β2Yt-2…+βkYt-k （3） 其中，k是滞后阶数。若检验的原假设是LnPATENTt不是LnYt的Granger成因，即：β1=β2=…βk=0。对LnPATENTt和FDI之间关系的检验假设也是类似的。
在Granger检验之前，首先需要对数据进行平稳性检验。本文利用ADF法进行平稳性检验发现，这些时间序列变量本身是非平稳的，但它们的一阶差分在5%的显著水平下是平稳的（结果如表2），因此差分结果符合进行Granger因果检验的条件。
表2：变量及其差分的平稳性检验 变量 LnPATENT LnPATENT（-1） LnY LnY（-1） FDI FDI（-1） ADF检验值 检验形式（C,T,K） 临界值（10%，5%，1%） -1.03 -1.98 -2.42 -3.97 -0.54 -2.50 （C，0，1） （0，0，1） （0，T，1） （0，0，1） （0，0，1） （0，0，1） （-3.96，-3.08，-2.68） （-2.76，-1.97，-1.63） （-4.73，-3.76，-3.22） （-4.80，-3.79，-3.33） （-2.74，-1.96，-1.63） （-2.76，-1.97，-1.63） 平稳性 否 是 否 是 否 是 注：检验形式（C,T,K）中的C、T及K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，表2、3的检验使用软件Eviews3.1完成。
因此，把（2）（3）式改写成差分检验的形式：
△LnYt =α0 +α1△Yt-1…+αk△Yt-k +β1△LnPATENTt-1 +…+βk△LnPATENT t-k （4）
△LnPATENTt=α0 +α1△LnPATENTt-1 +…+αk△LnPATENTt-k+β1△Yt-1 +…+βk△Yt-k （5）
表3：创新能力与经济增长的双向因果检验 Null Hypothesis 本土创新能力增强不是经济增长的原因 经济增长不是本土创新能力增强的原因 Obs F-Statistic Probability 14 14 14 14 4.25348 0.83840 1.17161 1.56886 0.05008 0.46356 0.35300 0.26030 5
FDI外溢不是本土创新能力增强的原因 本土创新能力增强不是FDI外溢的原因
选取滞后期k=2，检验结果如表3表示。对本土创新能力与经济增长之间关系的检验表明，第一个假设的相伴概率为5.0%，因此在统计学上5%的显著水平下拒绝原假设，故可以认为本土创新能力是经济增长的原因。相反，第二个假设的相伴概率为46.4%，不能在统计学的置信水平下拒绝原假设，因此经济增长不是创新能力增强的原因。此外，对FDI与本土创新能力之间关系的检验表明，FDI并不是引起本土创新能力增强的原因。所以，创新能力促进经济增长的结论是可信的。
（三） 区域层面的分析
本文按照惯例将全国省份分为东部、中部、西部三个区域2，下表4给出了区域层面的分析结果。在三个区域数据的实际计量中，本文首先对Pooled OLS和固定效应孰优孰劣进行判定。在个体效应不显著的原假设下，利用F统计量检验均在1%的显著水平上拒绝原假设，因此，固定效应均优于Pooled OLS模型，故表4中没有将Pooled OLS模型的结果列出。Hausman检验表明，东部、中部地区的数据使用固定效应模型比较合适。西部地区的Hausman检验值为负，随机效应模型应该更优3，但从两者的检验结果来看，固定效应和随机效应基本是一致的。因此，本文区域层面的检验结果是稳健的。从表4的分析可以得出以下结论：
表4：创新能力、FDI技术外溢与区域经济增长
解释变量 C0 LnPATENT FDI HFDI SOE GOV Hausman检验（P值） R2 样本量 东部地区 固定效应 随机效应 中部地区 固定效应 随机效应 4.365*** （9.98） 西部地区 固定效应 随机效应 4.138*** 4.212*** （13.61） （11.96） 5.706*** 5.314*** 4.909*** （14.79） （13.45） （11.74） 0.506*** 0.515*** 0.696*** 0.649*** 0.739*** 0.705*** （14.46） （14.39） （15.84） （13.63） （23.08） （20.52） -2.388 -3.535 -61.312** -37.197*** -45.987*** -47.603*** （-0.98） （-1.39） （-4.70） （-2.71） （-5.34） （-5.07） 0.0064 （1.14） 0.0107* （1.88） 0.122*** （5.72） 0.0946*** （4.09） 0.1153*** （5.54） 0.1199*** （5.33） -2.242*** -1.777*** -1.636*** -1.299*** -0.899*** -0.814** （-6.34） （-5.16） （-5.17） （-3.76） （-3.04） （-2.53） 1.905** （2.29） 0.886 170 *** ** *2.377*** （2.74） 0.885 170 -4.659*** （-5.17） 0.863 136 0.0652 （0.04） 0.853 136 -1.051 -0.653 （-1.60） （-0.92） -15.85 0.859 153 0.859 153 28.94（0.000） 71.84（0.000） 注：系数下的括号内为t检验值；分别表示在1%，5%和10%水平上显著；Hausman检验的零假说是
固定与随机效应的估计系数没有系统性差异；R2指的是withLn的情况；表4使用Stata8.0计量软件完成。
（1）在各区域中，当地的创新能力在经济增长中均表现出显著的正面作用，而这一作用 2
其中东部省份包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东；中部省份包括山西、
吉林、黑龙江、安徽、江西、湖南、湖北、河南；西部省份包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、新疆。
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根据《Stata Reference 7》的解释，当Hausman检验为负值时，我们可以不拒绝原假设，也就是可以接受随
机效应模型的估计。
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在中、西部欠发达地区比东部发达地区表现得更为突出。在检验中，东部地区创新能力的系数在0.5左右，而中、西部地区创新能力LnPATENT的系数达到0.7左右，这可能因为创新成果对经济增长的影响同样存在边际生产率递减的效应。同时，这说明欠发达地区对科技创新的依赖性更大，科技创新是一条加快欠发达地区经济发展的有效途径。
（2）从接受FDI技术外溢来看，可能存在一个人力资本的“门槛标准”，中西部等欠发达地区可能因为没有完全迈过这一标准而不能吸收FDI的技术外溢。表4可以看出，一方面，HFDI的系数是显著为正，但另一方面中、西部地区的FDI系数显著为负，因此，只有前者的效应大于后者，外国直接投资的技术外溢对经济增长才有总体的正面效应。也就是说，FDI总体上具有正的外溢效应，需要满足条件C2FDI+C3HFDI>0，故可以认为人力资本的“门槛标准”为H=-C2/ C3。进一步的观察发现，中西部地区FDI系数负值比较大，中西部地区达到这一人力资本“门槛标准”的要求更高，FDI也可能因此不能产生正的技术外溢。此外，而使得东部地区数据的计量结果表明，FDI的系数虽然没有显著的负效应，但HFDI的系数也没有显著的正效应。可能的原因是：东部地区集聚了中国大部分的外国直接投资，同时具有较强的人力资源，在改革开放初期FDI对东部地区率先发展起到了积极的作用，但是，到现阶段，FDI可能由于技术垄断、吸引大量国内人才、占据大量廉价资源等原因，技术外溢的效应已经是相当微弱。
（3）国有产权比例对经济增长的负面作用在各个区域是普遍的。这也提示我们，在当前的形势下，应该进一步推动国有企业的产权改革，以多种形式的制度创新完成国企的攻坚任务，坚持以改革的方式解决发展中的问题。
（4）东部发达地区的政府支出可能比中西部欠发达地区更有效率。对政府支出的检验发现一个有意思的结论，即东部地区的政府之处对经济增长具有正面效应，而中、西部地区则为负效应。这可能是由于发达地区的政府部门比落后地区的政府部门更为廉洁，并且，具有更高的行政水平和行政效率。
（四） 创新能力与经济收敛
当前全面建设小康社会的一个重要任务，就是要实现各个区域的均衡发展、防止区域经济差距过大。那么，各地区创新能力是如何影响发展差距的？创新能力的不平衡是否导致了经济发展的不平衡？这是一个涉及到经济收敛的问题。传统意义上的经济收敛通常是指两种形式，α收敛和β收敛。β收敛是指初期人均产出水平较低的经济系统比人均产出水平较高的经济系统增长得更快，人均产出增长率与初始产出水平呈现负相关。α收敛是指在样本期内各个经济体间真实人均产出对数的标准差随时间而下降。
我们使用α收敛的定义检验创新能力与经济发展差异的关系。将真实人均GDP对数的标准差记为SLnYt，作为模型被解释变量，将各个区域每年获得的专利授权数量对数值的标准差作为解释变量，记为SLnPATENTt。平稳性检验表明，SLnYt，SLnPATENTt均为非平稳序列，但一阶差分后均平稳，即它们为一阶单整序列。因此，可以考虑使用Engle-Granger两步法检验它们是否存在协整关系。第一步，对SLnYt，SLnPATENTt进行普通最小二乘（OLS）回归，并且获得残差项e；第二步，对残差项e进行平稳性检验，若e是平稳序列，则表明SLnYt和SLnPatentt之间存在协整关系。相关检验结果如表5表示，可见，SLnYt和
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SLnPATENTt之间具有协整关系。
表5：创新能力差异与经济收敛的协整检验结果
变量 SLnPATENTt SLnPATENT（ t-1）SLnYt SLnYt（-1） e ADF检验值 1.33 -2.76 -1.05 -2.59 -2.70 检验形式（C,T,K） 临界值（10%，5%，1%） 平稳性 （0，0，1） （0，0，1） （C，0，1） （0，0，1） （0，0，1） （-2.74，-1.97，-1.63） （-2.78，-1.97，-1.63） （-3.96，-3.08，-2.68） （-2.76，-1.97，-1.63） (-2.74，-1.97，-1.63) 否 是 否 是 是 注：检验形式（C,T,K）中的C、T及K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，表5的检验使用软件Eviews3.1完成。
进一步的，建立针对非平稳数据的误差修正模型（ECM：Error Correction Model）对创
新能力与经济收敛之间的关系进行检验，基本形式如下：
SLnYt=co+ c1SLnYt-1 + c2SLnPATENTt+c3SLnPATENTt-1+εt （6） 对误差修正模型（6）的检验结果为：
SLnYt=-0.0045+0. 885SLnYt-1 +0.025SLnPATENTt+0.047SLnPATENTt-1
(-0. 076) (6.537) (0.324) (0.453) 其中：括号内为t检验值，Adj-R2=0.890 D-W=1.01
在协整关系成立的基础上，通过上述误差修正模型可以发现，创新能力差异的系数为正，这说明中国东部、中部、西部各个区域经济发展的不平衡在一定程度上是各地创新能力的差异造成的。但另一方面，解释变量系数的t值过小，不能通过统计学意义上的检验，而且D-W检验值也不理想，这说明创新差异与经济收敛之间的协整关系还不能构成误差修正模型中的显著正向关系。即使如此，仍可以从中得到提示：缩小区域发展差距、实现经济的均衡发展，一个关键就是要通过加大对欠发达地区的科技投入、改革科研体制等多种途径，提高欠发达地区的科技创新能力，以当地的技术创新来推动经济增长、缩小区域发展差距。
四、 结论与政策建议
本文通过1987-2003年中国各个省份的面板数据分析了本土技术创新能力、FDI技术外溢两者对中国经济增长的作用，通过以上的分析，可以得出：本土的技术创新能力对中国经济增长具有显著的正面作用和因果关系；FDI本身产生的外溢对经济增长的作用并不显著，它需要与人力资本的交互作用才能够促进经济增长；创新能力在中西部地区经济增长中的作用比东部地区更强，并且区域创新能力的差异在某种程度上可能是经济发展不平衡的原因。基于创新能力在经济增长中的重要性，必须通过有效的措施，提升我国经济社会生活中的科技创新能力，将经济增长方式转变到依靠本国技术进步的内涵式发展道路上来。
第一，必须加大对科学研究和技术改造的投入。上文的Granger因果检验得出结论，创新能力是经济增长的原因，而经济增长却不能成为增强创新能力的原因，这从一个侧面反映了中国经济在快速发展的同时，对科技的投入还不够。创新型国家的一个重要标志就是，研究开发投入占国内生产总值的比重大都在2%以上。当前，我国的这一比例大约为1.23%，国务院制定的《国家中长期科学和技术发展规划纲要（2006-2020年）》指出：到2020年，我国全社会的研发投入要占国内生产总值的2.5%以上。这就要从加大国家投入、鼓励企业
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的投入两个方面增加对科技活动的支持。从国家层面看，政府投资应集中于基础研究及国防、航空航人等领域，对风险较高的高科技行业加大投资，保证国家的有效投入机制的形成，直接提高我国在某些领域的科技水平；另一方面，企业应该是的研发投入的主体，但以中国企业500强为代表的大企业虽然综合实力和国际竞争力有了很大的提高，企业研发投入占销售收入的比例却不足1%，中国企业目前遵循的仍是以扩大规模为特征的外延式发展道路。因此，应尽快完善激励企业研发投入的政策体系：加大对企业研发的财税优惠力度，针对企业研发环节给予更多税收优惠政策，加大企业研发投入税前抵扣比例，并且尽快推出企业研发准备金、研发设备加速折旧等新的税收优惠政策，降低企业研发成本。
第二，在区域层面构建研发联盟。在我国转型时期特殊制度的背景下，由于地方保护主义和区域行政壁垒，造成了产业结构的趋同（Young，1999；Chong-En Bai，2004）。这使得中国企业在新一轮的自主创新过程中，可能由于产业同构造成研发中的重复建设和过度竞争，这不利于我国整体创新水平的提高。另一方面，中国企业在自主研发的过程中，面临着跨国公司这一强大的竞争主体。因此，现阶段的主要问题在于，在技术创新为特征的竞争过程中，国内竞争性行业的中国企业可能在没有形成自主创新能力之前就被跨国公司击垮。因此，需要在区域层面构建研发联盟与跨国公司竞争。这一联盟的内涵可以包括两个层次，第一，通过政策层面的制度设计促进重点行业中的企业形成研发联盟，消除本土企业之间恶性竞争的意愿、减少重复研发投入，有效整合本土研发资源，在行业中形成一个本土企业的利益共同体参与到与跨国公司为主要竞争对手的市场竞争中。企业是研发的主体力量，企业之间的合作是研发联盟的内核。第二，通过制度设计引导形成涵盖企业和科研院所的广泛联盟，以产品为纽带、以市场为导向，促进产学研的有效合作，科研院所与企业的合作是区域研发联盟的外核。当然，构建研发联盟并不排除与跨国公司的合作，但政府政策应该向愿意与我国企业和机构转移技术、进行合作的跨国公司倾斜，否则难以形成有效的技术外溢。
第三，积极实施人才战略。科技人才是技术创新的载体，并且本文的分析还表明，人力资本与FDI相结合时，仍能够对经济增长产生正面作用。因此，充分发挥教育在创新人才培养中的重要作用，加强科技创新与人才培养的有机结合，高等院校要适应国家科技发展战略和市场对创新人才的需求；支持企业培养和吸引科技人才，国家鼓励企业聘用高层次科技人才和培养优秀科技人才，并给予政策支持；多方式、多渠道培养企业高层次工程技术人才。允许国有高新技术企业对技术骨干和管理骨干实施期权等激励政策，探索建立知识、技术、管理等要素参与分配的具体办法，构建有利于创新人才成长的文化环境。
第四，加强制度创新。制度创新的目标是推进和完善国家创新体系建设，国家科技创新体系由管理制度、运行机制和政策法规所组成，这一体系将形成新的系统创新功能，包括了新的知识和技术的产生、发展、应用、辐射和交流等全过程的创新功能。现阶段，我国特色国家创新体系建设重点，一是建设以企业为主体、产学研结合的技术创新体系，并将其作为全面推进国家创新体系建设的突破口。二是建设科学研究与高等教育有机结合的知识创新体系。以建立开放、竞争、协作的运行机制为中心，促进科研院所之间、科研院所与高等院校之间的结合和资源集成。三是建设军民结合、寓军于民的国防科技创新体系。促进军民科技的紧密结合，加强军民两用技术的开发，形成国防科技成果迅速向民用转化的良好格局。
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