所有制差异、FDI与技术创新——来自中国省级水平的经验证据，本文主要内容关键词为：所有制论文,技术创新论文,中国论文,省级论文,证据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，中国经济已经取得了举世瞩目的成就，GDP增长率在1979-2008年间平均为9.8%。这一高增长率在一定程度上来源于市场化和产权改革初期配置效率的改善所带来的“转轨收益”。而从长期来看，为保证中国经济的持续快速发展，技术进步与创新以及获取和消化吸收新技术的能力是关键。在这方面，中国经济展现出了两个显著的特征：首先，至少自20世纪90年代中期以来，中国已成为技术创新活动的重要所在地，内资企业的R&D投资和创新活动相当活跃；其次，中国一直是全球最具吸引力的投资东道国之一，2009年中国外国直接投资(FDI)流入量达到约950亿美元，仅次于美国，并且连续18年位居发展中国家之首。
在实际的经济活动中，实现技术进步与创新一般有R&D投资和引进吸收国外先进技术等方式。R&D通过两个渠道影响技术进步和创新：一方面通过促进自主研发和新知识的积累直接提高本国的技术和创新水平；另一方面，R&D投入也会影响一国的吸收能力，进而间接影响FDI在东道国的技术扩散程度。因此，R&D投资具有两面性——创新能力和吸收能力。技术进步的另一个途径来自国际先进技术的外溢，其中FDI是最重要也是最有效的外溢方式。众所周知，FDI不仅具有资本的属性，同时还具有技术的属性。作为资本，FDI对国内资本存在挤入作用，加剧了国内市场环境的竞争程度；作为技术，FDI把国外先进技术扩散到内资企业，推动本国技术进步和人力资本水平提高，即技术溢出效应。FDI的技术扩散实际上也是东道国企业实现技术创新的途径之一。当然，技术扩散不会自动发生，技术的成功溢出是有条件的，东道国必须拥有一定的吸收能力，才能成功模仿、吸收和消化FDI带来的先进技术。可以从不同角度解释吸收能力的构成因素，包括东道国的经济发展水平、受教育程度、与外资企业的技术差距、自身R&D投入水平、贸易开放度等。
本文的目的在于从实证方面考察日益增长的FDI流入水平与我国内资企业的创新活动之间是否存在某种关联，即分析FDI对我国内资企业技术创新的溢出效应及其溢出的渠道。特别地，中国是一个由计划经济逐渐向市场经济转型的国家，同时也在进行产权的改革。国有企业和非国有企业因产权关系和经营环境的差异具有不同的创新激励和效率，吸收能力也不一样。鉴于此，本文主要从所有制差异角度来研究FDI的技术溢出效应。具体地说，本文所要研究的问题是：FDI分别对国有企业和非国有企业的技术创新有何影响？
一、文献回顾
自MacDougall(1960)①第一次明确提出FDI对东道国的技术溢出效应之后，学者们对此进行了大量的理论分析。通常认为，FDI溢出效应的渠道主要有示范效应、跨国公司人员培训和流动、竞争效应、出口效应以及前向关联和后向关联效应等(Blomstr
m和Kokko，1997)。②在实证方面，有诸多文献研究FDI对东道国的溢出效应。Keller和Yeaple(2003)运用美国1987-1996年制造业企业层面数据考察了FDI对美国企业的技术外溢效应，他们发现，FDI能够显著地促进内资企业生产率的提高，在此样本期间，企业劳动生产率的增长有14%的份额可由FDI溢出效应得到解释。③Aitken和Harrison(1999)的分析表明，FDI对东道国企业产生了一种负向的影响，外资的进入迫使东道国当地企业削减产量，从而在短期内降低了企业的生产能力。④Germidis(1977)认为不存在FDI向东道国企业转移技术的证据，原因在于内资企业与外资企业之间人员流动性差、内资企业很难获得外资企业的合同、缺乏R&D等。⑤由此看来，现有文献在FDI对东道国的技术溢出效应方面很难达成一致。
之所以会出现这种研究结论上的不一致，是因为FDI溢出效应的存在性、符号和大小取决于多种因素，其中最重要的因素是内外资企业间的技术差距和东道国企业的吸收能力。Findlay(1978)认为，FDI溢出效应的大小与内外资企业间的技术差距正相关。⑥Kokko(1994)指出，如果差距太小，则内资企业从FDI的技术溢出中获益很少，对本地企业生产率的影响有限。⑦当然，过大的差距会阻碍内资企业吸收国外先进技术，原因在于技术扩散不会自动产生，FDI的技术扩散特别是关键核心技术的成功扩散是有条件的，本地企业必须拥有一定的吸收能力，才能成功地模仿、吸收和消化外资企业的先进技术。一个常用的测度内资企业吸收能力的指标是其R&D支出水平(Cohen和Levinthal，1989；⑧Griffith et al.，2003⑨)。其他因素包括地理的邻近性、内资企业的特征、FDI的特征和东道国的贸易政策体制等。
国内学者对于FDI技术溢出的研究成果颇丰。⑩(11)大多数学者发现FDI对中国工业企业劳动生产率的提高有显著的正向影响，并且，他们还注意到FDI技术溢出具有条件，如张海洋(2005)从R&D角度(12)、赖明勇等(2005)从贸易开放度和人力资本角度(13)、王玲和涂勤(2007)从技术差距与企业规模和出口导向角度(14)、蒋殿春和张宇(2008)从制度角度来考察FDI的技术溢出条件。(15)在既有文献的基础上，本文在以下几方面做了一些新的尝试：(1)以技术创新作为被解释变量，考察外资活动对我国技术创新的影响，因为尽管在“经济的长期增长取决于技术创新”这一点上学术界已然达成共识，但哪些因素决定一国的创新率还有待进一步的研究。(2)本文建立动态面板模型考察了创新的累积效应，同时克服了内生性问题。(3)特别地，本文从所有制角度来研究FDI的技术溢出效应，即研究在国有企业和非国有企业中FDI的技术溢出效应有何差异。
二、数据、变量及模型设定
本文实证模型采用的样本为1997-2007年间中国除港澳台地区和西藏自治区外的30个省、自治区和直辖市的面板数据，这样，每年共有30个省区(市)进入样本，11年共计330个观测值。相关数据主要来源于1998-2008年的《中国科技统计年鉴》和《中国统计年鉴》。其中在《中国科技统计年鉴》中包含有全部大中型工业企业数据、国有大中型工业企业数据和“三资”大中型工业企业数据，本文采取在全部大中型工业企业数据中扣除“三资”大中型工业企业部分的办法，以便得到内资大中型工业企业的数据，以及在内资大中型工业企业数据中扣除国有大中型工业企业数据，从而获得非国有大中型工业企业数据。
1.变量选取和定义
本文计量模型中的被解释变量是中国内资大中型工业企业的创新水平。内生增长理论表明，技术创新是一国经济增长的源泉，因此，将技术创新引入理论和实证模型并非难题，真正的困难在于如何从数量上测度创新。实际上，正是这一困难制约了学者们对技术创新与经济增长关系问题的实证研究。Schmookler(1966)(16)和Griliches(1979)(17)等是用专利数量来度量创新的先驱者，这为后来的研究者提供了新的研究方向。虽然用专利测度企业技术创新水平存在一些不足之处，但专利统计数据是唯一可用来分析技术变迁过程的数据资源，从而被学者们广泛采用。本文也用专利(18)来测度创新水平。《中国科技统计年鉴》并未直接反映出内资企业的专利数量，我们用大中型企业的专利数减去三资企业的专利数来得到，非国有企业的专利数用内资企业的专利数减去国有企业的专利数来得到。为避免异方差性，我们对内资企业的专利数、国有企业专利数、非国有企业专利数取对数。另外，考虑到创新可能存在滞后效应，或者说，上一期的创新数量往往会影响到当期的创新能力，我们将滞后一期的自主创新数量引入实证模型来考察创新的累积效应。
本文的计量模型中包含以下解释变量：
(1)R&D资本存量。R&D资本存量是本文的重要解释变量，它具有两面性：创新能力和学习/吸收能力。或者说，R&D不仅可以产生新的知识和信息，而且可以增强企业吸收现有知识和信息的能力，促进知识和技术的外溢。在《中国科技统计年鉴》上提供了R&D支出项目，即劳务费、原材料费、固定资产购建费、开发新产品经费以及科技机构经费等。为了获得内资企业的R&D支出，需用总的R&D支出减去三资企业的R&D支出，非国有企业的R&D支出用内资企业R&D支出减去国有企业的R&D支出。我们以1997年的消费价格指数为基期对R&D支出进行平减，从而得到1997-2007年各省区(市)的R&D支出实际值。《中国科技统计年鉴》中反映的R&D支出为逐年的流量指标，而企业的创新能力往往是通过R&D存量反映出来的，因此有必要对R&D存量进行估算。R&D存量一般用永续盘存法来测算，测算公式为：
在计算逐年的R&D存量之前，我们需要获得基期(在本文中即为1997年)各样本地区的R&D存量。本文采用Hall和Mairesse(1995)的方法来计算基期的R&D存量。(20)
(2)科研人员。这一指标用于度量企业在创新方面投入的人力资本水平。内资企业的科研人员数量由大中型工业企业科研人员数目减去“三资”大中型工业企业数目，非国有企业的科研人员数由内资企业科研人员数减去国有企业科研人员数，并分别取对数以避免异方差性。
(3)FDI。此变量为本文的核心解释变量。根据国内的相关文献，在外资变量的选择上存在着多种可能，三资企业的工业总产值占该省区(市)工业总产值比例、三资企业的固定资产占该省区(市)固定资产比例、三资企业的就业人数占该省区(市)的就业人数比例等。由于本文考察的重点在于FDI对内资企业的技术扩散效应，而外资企业关键核心技术对内资部门的扩散主要体现在人员的流动上，外资企业的产值比例以及固定资产比例并不能很好地反映外资企业的技术活动。因此，我们用外资大中型工业企业就业人数比例来衡量外资对内资企业创新的综合影响。
(4)制度变量。国内大多数学者在研究中国的FDI溢出效应时都未考虑制度因素。因为FDI的溢出机制会受到国内制度的严重钳制，我们将制度变量引入实证模型以评估制度变迁对内资企业技术创新和FDI溢出效应的影响。中国是一个转型经济国家，市场环境在逐渐改善。只有在市场能合理地为新知识和新技术定价、使用新技术能为企业带来足够的期望利润的情况下，本地企业才会有激励进行技术模仿和吸收，或在竞争加剧的情况下加强自身研发的力度。同时，也只有在市场体制下，人力资本才能得到合理的回报，企业乃至社会的技术活动才会具有效率。制度涉及的因素很多，很难做到绝对精确、有效的量化，现有研究大多采用樊纲等人编制的我国各省区的市场化指数(market)作为代理变量。该指数的时间跨度分别为1997-1999年、1999-2000年、2000-2002年、2001-2005年以及2005-2007年，由于部分指标或者指标统计口径的变化以及计算基期的调整，各省区(市)在各个指标不同年份的得分上存在一定程度的不可比性。不过，樊纲等(2010)通过一定的技术处理手段，将各地区在1997-2007年间在各指标上的得分统一处理为以2001年为基期的、口径基本一致的数据，使之变得跨年度可比，(21)因此本文采用该指数作为制度因素的代理变量。
(5)企业规模。根据Schumpeter(1950)提出的创新假说，在成熟的市场经济中，企业规模与创新之间存在密切的关联，大企业在社会技术进步中承担着超出其比例的份额。(22)目前，国内仅有少量文献关注了企业规模与创新之间的关系，如周黎安和罗凯(2005)、(23)聂辉华等(2008)。(24)本文用中国省级数据来检验内资企业规模与创新之间的关系，对企业规模的度量办法是将《中国科技统计年鉴》中各地区大中型工业企业数目和工业总产值分别减去“三资”大中型工业企业的企业数目和工业总产值，得到内资大中型工业企业数目和工业总产值，然后用工业总产值除以企业数目，获得内资大中型工业企业的规模水平。需要指出的是，本文的企业规模是一个省际意义上的平均概念，为了避免出现异方差，我们对之取自然对数。
表1是变量名的定义及中英文的对照，表2给出了这些变量的描述性统计分析。
2.模型设定
本文运用动态面板数据模型对外资与内资企业创新的关系进行估计分析。该方程的特征是在模型右边的解释变量中加入因变量的滞后项，以控制创新的累积效应。考虑下面的动态面板数据模型：
系数λ包含了两方面的含义：一是代表R&D的吸收能力；二是表示FDI技术扩散的程度。如果λ不显著，表明内资企业R&D吸收能力较弱，内资企业未能通过R&D途径有效地吸收内含在外资中的先进技术，外资技术扩散不明显；如果λ显著为正，则表明内资企业中R&D吸收能力较强，成功地吸收了内含在外资中的先进技术，外资的技术扩散明显；若λ显著为负，则表明内资企业R&D吸收能力很弱，不仅没有吸收外资中的先进技术，反而产生了逆向的技术扩散，抑制了内资企业的技术创新。
估计动态面板数据模型的标准方法是对估计方程进行一阶差分以消除未观察到的特定厂商效应，并用因变量/前定变量的滞后水平值作为一阶差分方程的工具变量以修正联立性偏误。但Ahn和Schmidt(1995)指出，这一标准的一阶差分GMM估计法由于未能使用所有可利用的条件，其估计结果虽然是一致的，但不是有效的。(25)为克服一阶差分GMM估计法的有限样本偏误及较差的估计精度，Arellano和Bover(1995)(26)与Blundell和Bond(1998)(27)提出了system GMM估计法，即构建由水平方程(原始方程)和一阶差分方程(转换方程)组成的方程系统，除了使用因变量的滞后水平值作为一阶差分方程的工具变量，还使用因变量的滞后差分作为水平方程的工具变量。Blundell etal.(2000)通过蒙特卡罗模拟实验表明，标准的一阶差分GMM估计法的确存在较大的有限样本偏误和非常低的估计精度，而system GMM估计法不仅极大地改善了前者的估计效果，还显著降低了其有限样本偏误。(28)本文选择system GMM估计法对动态投资模型进行回归分析。
三、实证结果及分析
本部分采用system GMM估计方法对计量模型(1)和(2)进行分析，结果见表3和表4。
我们首先对这两张表的第2列结果进行对比分析：
1.创新有显著的累积效应。上期专利数增加1%，国有企业当期的专利数增加0.4366%，非国有企业当期专利数增加0.3413%。由此可以看出，上一年的创新数量会影响到当年的创新能力，这与周黎安和罗凯(2005)的研究结果一致。
2.在国有企业和非国有企业中，变量lnsize、lnh和lnrd的系数都是显著的正值，表明雄厚的人力资本及资金投入都会促进技术创新，这些与经验预期完全相符。
3.制度环境越好的地区，其创新活动也更活跃，这与Tebaldi和Elmslie(2008)(29)以及蒋殿春和张宇(2008)的研究结果吻合。我们注意到，当制度的质量改进1%，能促进国有企业技术创新增长0.0678%，同时非国有企业的技术创新增长0.1577%。这同时也说明，非国有企业对制度环境更敏感。Tebaldi和Elmslie(2008)指出制度在创新过程中起着至关重要的作用，一个好的制度可以方便新专利的注册，使新知识在研究者中更快地扩散以及加强知识产权的保护。
4.关于FDI的技术溢出效应，我们发现了一个有意思而且很重要的结果，表3第2列的fdi系数为正但不显著，表4第2列的fdi系数显著为正。这说明，在控制创新的累积效应、R&D存量、人力资本、企业规模和制度等因素的影响后，FDI在国有企业技术创新中没有产生显著的溢出效应，而在非国有企业中产生显著且为正的技术溢出效应。
事实上，FDI的技术溢出特别是关键的核心技术的成功溢出是有条件的，东道国必须拥有一定的吸收能力，才能成功模仿、吸收和消化FDI的先进技术。鉴于此，我们用R&D代表国有企业和非国有企业的吸收能力，将fdi和lnrd的交互项引入最初的实证模型，来考察FDI的技术溢出条件，估计结果见这两张表的第3列和第4列。由于其他变量的显著性及符号变化与第2列的结果基本一致，下面只分析FDI及其与R&D交互项的结果。
两张表的第3列用fdi和lnrd的交互项代替了变量fdi，我们获得了一个显著为正的估计系数，但这一显著性可能源于遗漏其他重要相关变量而引致的结果，特别是fdi本身。因此有必要重新引入fdi变量，以考察FDI和R&D是通过其交互项还是独立地影响内资企业创新水平。比较这两张表第4列发现，fdi的估计系数均为负数，这表明控制R&D吸收能力后，由于外资部门在国内市场份额迅速扩大，使得内资部门市场缩小，外资活动产生了较大的负向竞争效应，抑制了内资企业技术创新水平的提高。不过，由于在表3中fdi的系数不具有统计显著性，表4中fdi系数在1%水平上是显著的，说明外资的负向竞争效应对非国有企业技术创新影响显著，对国有企业技术创新没有显著影响。同时，国有企业中fdi*lnrds的系数为正但不显著，非国有企业中fdi*lnrdp的系数在1%水平上显著为正。这说明在非国有企业中，FDI和R&D具有显著的互补效应，FDI对非国有企业技术创新的溢出效应通过其与R&D交互项得到了增强，这与前面论述的“吸收能力说”一致，表明非国有企业有很强的吸收能力，能够成功地吸收FDI带来的先进技术，从而促进了技术创新。同时，实证结果表明国有企业的吸收能力较弱，国有企业没能通过R&D途径有效地吸收内含在FDI中的先进技术，外资技术扩散对于促进其技术创新没有明显作用。
由于变量fdi和交互项fdi*lnrd的符号相反，所以FDI对内资企业创新是否产生正的影响取决于其R&D水平，我们可以根据估计参数估算出FDI开始产生正效应的R&D临界值。对于非国有企业而言，这一临界值为11.34(0.0288/0.00254)，低于样本均值13.864，大约有75%的观察值超过临界水平，说明FDI对非国有企业技术创新的总量效应显著为正。FDI对国有企业技术创新的影响也具有类似的模式，不过在统计上不显著。
外资活动对于促进非国有企业创新水平提高的作用显著，而对于国有企业技术创新没有明显作用，为什么？笔者认为可能存在以下几方面的原因：
(1)产权关系是否清晰，直接关系到创新的激励。国有企业由于所有者缺位、缺乏监督以及其他各种历史和现实方面的原因，普遍存在冗员过多、效率低下等问题，这都将导致国有企业创新激励低下。非国有企业在产权安排方面明显优于国有企业，具有更多的创新激励。
(2)融资难易程度决定了企业技术创新的方式。一般认为，实现技术进步主要有自主研发和吸收外来技术(主要是FDI)。众所周知，自主研发是投入多、周期长、风险大的一种创新方式；而吸收外来技术恰好相反，具有成本低、周期短、风险小的特点。由于政府的“偏向性”政策和对资源配置的直接或间接控制，为国有企业安排贷款，提供保护性融资手段，导致金融市场的分割，金融市场为国有企业提供大量成本相对低廉的资金，使得国有企业能承担自主研发的风险。非国有企业缺乏与政府的“关系网络”，其融资过程非常艰难，不太容易获得金融部门的支持，不具备承担高风险的能力，只能选择吸收外来技术这种低风险、低成本的创新方式。
表5是以固定资产投资贷款为例，反映金融部门对国有经济和非国有经济支持的差异性。1997-2003年平均来说，国有经济部门的固定资产投资贷款为4610.49亿元，非国有经济部门的固定资产投资贷款为1601.75亿元，占总贷款的比例分别为69.32%和19.59%。这说明，给予国有经济部门的支持远高于非国有经济部门，金融支持上的差异性势必影响企业的行为，国有企业倾向于选择通过自主研发来提高自身的技术水平，而非国有企业由于得到金融部门的支持比较少，倾向于通过选择吸收外来技术(FDI)来提高自身的技术水平。因此，非国有经济部门有动力来吸收FDI中的先进技术，这在一定程度上可以解释为什么FDI在非国有企业中具有显著的技术溢出效应。
四、结论
改革开放以来，中国实施“以市场换技术”的外资战略，吸引了大量FDI。本文为理解和评价FDI对中国经济的影响提供了一个新的视角。本文使用我国省级大中型工业企业面板数据，基于system GMM估计法，从实证方面分析了FDI对我国国有企业和非国有企业技术创新的溢出效应及其溢出的渠道，我们发现：
1.在控制创新的累积效应、R&D存量、人力资本、企业规模和制度等因素的影响后，FDI对部分国有企业的技术创新没有产生显著的溢出效应，而对非国有企业技术创新具有显著的正向影响。
2.考虑到FDI的技术溢出是有条件的以及R&D具有吸收能力的属性，我们进一步将两者的交互项纳入模型，以考察FDI和R&D是通过其交互项还是独立地影响内资企业创新水平。结果显示，控制R&D吸收能力后，FDI非但没有促进内资企业技术创新，反而通过竞争效应抑制了内资企业的创新活动。同时，国有企业中fdi*lnrds的估计系数为正但不显著，非国有企业中这一系数在1%水平上显著为正，这说明在非国有企业中，FDI和R&D具有显著的互补效应，FDI对非国有企业技术创新的溢出效应通过其与R&D交互项得到了增强，表明非国有企业有很强的吸收能力，能够成功地吸收FDI带来的先进技术从而促进了技术创新。此外，实证结果还表明在某些领域国有企业的吸收能力较弱，部分国有企业没能通过R&D途径有效地吸收内含在FDI中的先进技术而促进其技术创新。
3.由于变量fdi和交互项fdi*lnrd的符号相反，所以FDI对内资企业创新的总量影响取决于其R&D投入水平。只有在内资企业拥有一个最低的R&D存量临界值(或者对先进技术有足够的吸收能力)时，FDI才可能对内资企业创新产生正向影响。
4.由于国有和非国有企业在产权关系的明晰程度和融资的难易程度上存在差异性，决定这两类企业具有不同的创新激励并选择不同的创新方式，因此不同所有制企业表现出不同的吸收能力，从而FDI对非国有企业技术创新具有显著的溢出效应而对部分国有企业的溢出不显著。
注释：
①MacDougall,G.D.A.,"The Benefits and Costs of Private Investment from Abroad:A Theoretical Approach," Economic Record 36(1960):13-35.
②Blomstrm,M.and A.Kokko,"The Impact of Foreign Investment on Host Countries:A Review of the Empirical Evidence," World Bank Policy Research Working Paper 1745(1997).
③Keller,W.and S.Yeaple,"Multinational Enterprises,International Trade,and Productivity Growth:Firm-level Evidence from the United States," NBER Working Paper 9504(2003).
④Aitken,B.and A.Harrison,"Do Domestic Firms Benefit form Foreign Direct Investment," American Economic Review 89.3(1999):605-618.
⑤Germidis,D.,Transfer of Technology by Multinational Corporations(Paris:Development Centre of the OECD,1977).
⑥Findlay,R.,"Relative Backwardness,Direct Foreign Investment,and the Transfer of Technology:A Simple Dynamic Model," Quarterly Journal of Economics 92.1(1978):1-16.
⑦Kokko,A,"Technology,Market Characteristics,and Spillovers," Journal of Development Economics 43(1994):279-293.
⑧Cohen,W and Levinthal,D.,"Innovation and Learning:Two Faces of R&D," Economic Journal 99(1989):569-596.
⑨Griffith,R.,S.Redding and J.Reenen,"R&D and Absorptive Capacity:Theory and Empirical Evidence,"Scandinavian Journal of Economics 105.1(2003)99-118.
⑩何洁：《外国直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化》，《世界经济》2000年第12期。
(11)王红领、李稻葵、冯俊新：《FDI与自主研发：基于行业数据的经验研究》，《经济研究》2006年第2期。
(12)张海洋：《R&D两面性、外资活动与中国工业生产率增长》，《经济研究》2005年第5期。
(13)赖明勇、包群、彭水军、张新：《外商直接投资与技术外溢：基于吸收能力的研究》，《经济研究》2005年第8期。
(14)王玲、涂勤：《中国制造业外资生产率的条件性研究》，《经济学(季刊)》2007年第1期。(15)蒋殿春、张宇：《经济转型与外商直接投资技术溢出效应》，《经济研究》2008年第7期。
(16)Schmookler,J.,1966,Invention and Economic Growth,Harvard University Press.
(17)Griliches,Z.,"Issues in Assessing the Contribution of R&D to Productivity Growth," Bell Journal of Economics 10.1(1979):92-116.
(18)本文中所讲的专利指的是申请专利。
(19)笔者曾应用5%和10%的折旧率对所有回归方程作过敏感度分析，发现其结论与采用15%折旧率基本一致。
(20)Hall,B.H.and J.Mairesse,"Exploring the Relationship between R&D and Productivity in French Manufacturing Firms," Journal of Econometrics 65(1995):263-293.
(21)樊纲、王小鲁、朱恒鹏：《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2009年报告》，北京：经济科学出版社,2010年。
(22)J.Schumpeter,Capitalism,Socialism,and Democracy,3[rd]Edition(NY:Harper and Row,1950).
(23)周黎安、罗凯：《企业规模与创新：来自中国省级水平的经验证据》，《经济学(季刊)》2005年第3期。
(24)聂辉华、谭松涛、王宇锋：《创新、企业规模和市场竞争：基于中国企业层面的面板数据分析》，《世界经济》2008年第7期。
(25)Ahn,S.and P.Schmidt,"Efficient Estimation of Models for Dynamic Panel Data," Journal of Econometrics 68.1(1995):5-27.
(26)Arellano,M.,and O.Bover,"Another Look at the Instrumental Variables Estimation of Error Components Models," Journal of Econometrics 68(1995):29-51.
(27)Blundell,R.and S.Bond,"Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models," Journal of Econometrics 87(1998):11-43.
(28)Blundell,R.and Bond,S."GMM Estimation with Persistent Panel Data:An Application to Production Functions," Econometric Reviews 19.3(2000):321-340.
(29)Tebaldi,E.and B.Elmslie,"Do Institutions Impact Innovation," MPRA Paper,No.8757,University Library of Munich,Germany,2008.