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　　在考察技术溢出的门槛效应时，常用的有分组检验和交叉项模型两种方法。

　　前者通过人为选择分割点将样本分为若干组，分析比较不同组的回归结果后者则通过在线性模型基础上添加交叉项分析两者的相互作用。但分组检验方法难以客观把握样本分组的标准，无法从数理统计角度估计具体的门榄值，更无法对不同样本回归结果的差异性进行显著性检验。交叉项模型方法虽可以估计具体门槛值但难以客观设定吸收能力指标与交叉项的形式无法验证估计门槛值的正确性也无法对内生的门檻效应进行显著性验证。而提出的门槛回归分析模型将门槛值作为一个未知变量纳人研究模型中，构建了技术溢出系数的分段函数同时还能对门槛值及门檻效应进行系列的估计和检验弥补了前面两种方法的不足。

　　综上，本文借鉴的方法，通过构建检验技术溢出门槛效应的计量模型，考察经济发展水平、经济开放度、基础设施建设及人力资本水平个吸收能力因素对中国技术溢出的门槛效应。其中，我们采用等（的非参数数据包络分析方法测算年中国个省区内资工业企业的全要素生产率，因为非参数方法不依赖于具体生产函数形式的设定能更准确测算全要素生产率，也可避免由于生产函数的严格假定导致最终以人均产出测度技术水平的问题。

　　(一）内资企业全要素生产率的测算

　　目前研究技术溢出的基本方法是将东道国的全要素生产率作为因变量将的流人程度作为自变量通过考察项系数的变化来衡量技术溢出程度的本文选取年为样本区间主要基于两方面考虑：

　　一是重在对一个较短时期一个年任期或一个年计划对应的时期跨度进行探讨；二是考虑到自年开始中国经济受到美国次贷危机冲击的干扰可能导致趋势性的研究结论失真。这一思路我们首先采用方法测算中国个省区内资工业企业的。其中，代表生产中的要素投人密度，中代表基于规模报酬不变条件下的技术可能性。

　　投入产出指标选取与价格调整。中国工业部门开放的时间长、范围较广、程度相对较深，且工业部门历来是中国的主要领域，同时考虑到数据的可得性与全面性本文选用了工业部门作为技术溢出门槛效应分析测定的样本。在采用指数法测算年中国个省区内资工业企业全要素生产率时，首先需要确定该方法所需的投人产出变量。同时统计年鉴所载数据均为以当年价计算的名义值其中包含了物价变动因素在模型估计之前需要对这些变量进行价格调整。本文的数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及《年中国经济普査年鉴》。投人产出指标选取与价格调整的具体情况如下：

　　投入变量选取及其调整。内资工业企业的投入变量选取最有代表性的资本与劳动力：

　　资本存量借鉴张海洋的方法，以内资工业部门固定资产净值年平均余额表示测算采用永续盘存法即。首先，把各省在各时期的固定资产净值年平均余额之差作为当年新增固定资产投资，即，其中为年固定资产折旧率此处取张军等。然后设各省第年的固定资产投资的价格定基指数为巧，经过调整后各省第年固定资产实际存量为。劳动力指标采用内资工业企业的“全部从业人员年平均人数”代替，内资工业企业的全部从业人员年平均人数由全部国有及规模以上非国有工业企业的“全部从业人员年平均人数”减去三资工业企业外资企业和港澳台商企业）的“全部从业人员年平均人数”得到。

　　产出变量选取及其调整。借鉴蒋殿春和张宇的做法，本文采用工业总产值作为产出变量。把各省的名义工业总产值用第年的工业品出厂价格指数巧，进行平减，得到各省的实际工业总产值内资工业部门的估计。本文采用上述永续盘存法得到的固定资产实际存量作为资本投入量，以各地区内资工业企业的“全部从业人员年平均人数”作为劳动投人量，经工业品出厂价格指数平减后的“工业总产值”作为内资工业企业的产出变量运用软件对中国个省年内资工业企业的全要素生产增长率进行估计结果如表所示。

　　各省年的基本情况是年上海、江苏的全要素增长率最高，浙江、广东紧随其后增长最慢的地区包括山西、甘肃、陕西。年北京、天津的全要素增长率全国最高上海、江苏、浙江、广东也保持了较高的增长率增长最慢的仍然是甘肃、宁夏及山西等，其中山西年来年全要素增长率都是全国各省中最低的。

　　(二）技术溢出的门檻回归分析

　　门槛回归模型。面板门檻回归模型可以表示为：其中，为被解释变量，、为维解释变量向量，为门槛变量，它既可以是解释变量向量巧中的一个回归元，也可以是一个独立的门檻变量。对于任意门播值可通过求残差平方和进而得到各参数的估计值。最优门槛值为使得在所有残差平方和中最小者将门檻变量中的每一个观测值都作为可能的门檻值，将满足的观测值作为门槛值。在确定了门槛估计值以后，其他参数值能随之相应确定。

　　得到大样本的值它类似于一般计量方法得到的概率用方法得到小于，说明在显著性水平下拒绝零假设。在零假设。：氏成立时方程组退化成单一线性回归方程，即不存在门槛效应；反之，备择假设：氏成立表示存在门槛效应，啟和庆在不同的区间有不同的作用效果。当确定一个门槛值后，为确定是否存在其他门檻值，可再进行两个及两个以上的门槛值检验。当拒绝检验时说明存在门槛值，在估计出这个门檻值的基础上，需搜寻第门槛值是否存在，以此类推，直到无法拒绝零假设为止。

　　基于的门槛回归分析模型，借鉴与陈继勇和盛杨怿关于技术溢出门檻回归分析的方法本文通过构建如下的门槛回归模型考察了经济发展水平、经济开放度、基础设施建设、人力资本水平个吸收能力因素的门檻效应其中，为已测度出的各省份内资工业部门全要素生产率，为除以外的一组影响内资部门全要素生产率的控制变量，为门槛变量，本文中依次分别为经济发展水平、经济开放度、基础设施建设、人力资本水平个吸收能力因素，表示省份，表示年份，为指示函数，表示个不同水平的门槛值，为随机扰动项。

　　数据与指标选取。我们选取内资工业企业研发投人和内资工业企业人均资本存量、作为除流人外的控制变量。其中，企业研发投入以内资工业企业科技活动经费投入衡量内资工业企业的人均资本存量采用当年内资工业企业固定资产与内资企业从业人员的比值衡量。流人状况则以各省外资部门的固定资产实际存量占全部固定资产实际存量的比重衡量。控制变量的选取主要是基于内生经济增长理论视角的考虑，我们借鉴了与和关于技术进步源于及资本深化副产品的经济发展水平、外贸开放度、基础设施建设和人力资本水平个方面的具体衡量指标如下：经济发展水平选取最能反映一个地区经济发展水平的人均作为衡量指标；外贸开放度，借鉴蒋殿春和张宇方法，采用外贸依存度作为衡量指标外贸依存度进出口货物总额国内生产总值基础设施，借鉴何洁与张宇的做法选用道路长度（铁路与公路营运里程之和）占地区面积的比重度量地区基础设施水平；人力资本水平参考张宇的方法，采用地区科技活动人员占该地区总人口的比重衡量。

　　在以上的控制和门檻变量中，内资工业企业的人均资本存量数据来自于《中国工业经济统计年鉴企业研发投人、人力资本水平数据来自于《中国科技统计年鉴》；经济发展水平、外贸开放度、基础设施的原始数据则来源于历年《中国统计年鉴》。

　　门檻效应回归结果与分析。我们在构建模型的基础上采用软件进行回归分析。首先检验样本数据是否存在门槛效应在存在门槛效应情况下进一步估计门檻水平。在进行此操作时设置个网格搜寻点，并进行次“自举法”重复。

　　检验过程中考虑到各变量的时间跨度为个观测值时间序列长度有限只进行两个门槛值的检验，不再进行个及以上门槛值的研究。经济发展水平。首先我们检验经济发展水平作为门槛变量是否存在门榄效应（结果见表。由表可知，统计量显著水平拒绝了零假设存在门槛效应且有两个门檻值。在存在门檻效应基础上经过检验得到的门槛值和的置信区间见表而在存在两个门槛值条件下的模型及参数估计结果。

　　综上经济发展水平对中国技术溢出存在双门槛效应，经济发展水平越高技术溢出效应越显著，当跨越了第门槛值时存在显著的技术溢出。回归结果中经济发展水平作为门槛变量存在两个门槛值，分别是人均为元和元。当人均尚未跨越第门槛值元时前面系数虽为正但统计上不显著，不存在显著的技术溢出；当人均超过元但未达到元时对内资部门的全要素生产率有经济意义上的正向溢出，也表现出了一定的统计显著性当人均跨越了第门檻值元后，前面的弹性系数显著变大且在水平上显著此时存在显著的技术溢出且溢出效应更强。此处的发现与何洁的观点吻合。她认为经济发展水平越高的地区，溢出效应越明显，越有利于技术溢出效应发挥。这同张宇和蒋殿春与张宇发现的人均对技术溢出存在单门槛效应的结果基本一致，但本文发现的是存在双门槛效应。以及人均资本存量的回归系数显著为正意味着和资本深化均是推动全要素生产率的重要原因符合内生经济增长理论的推断。

　　外贸依存度对技术溢出存在一定的门檻效应适度的外贸开放有利于技术溢出外贸开放过高或过低时均不存在显著的技术溢出。将外贸依存度作为门檻变量时有两个门檻值当外贸依存度小于第门檻值或超过第门植值时即外贸依存度过高或过低时均不存在显著的技术溢出。

　　何洁的研究甚至发现对外开放度和技术溢出之间是负相关谢建国也发现在外贸开放度低的西部省区抑制了技术效率的提高。只有当外贸依存度处于两个门槛值之间时，才存在一定程度的技术溢出。这与和、包群和赖明勇及张宇和蒋殿春研究发现的对外开放规模和技术溢出效应正相关的观点一致。本文的发现与包群的贸易开放与经济增长存在非线性的“倒型”关系及张宇的外资依存度与技术溢出的“倒型”关系相似，但在张宇的研究中地区的外贸依存度对技术外溢的影响仅是正向的单门槛特征。

　　关于为何外贸依存度过高也不能促进技术溢出效应的有效发挥问题我们认为可能的原因是：

　　一方面外贸依存度过高的地区，已通过技术转移、转让以及资本品贸易获得了相应技术技术溢出已不再是获得跨国公司先进技术的主要渠道；另一方面，从中国的实际情况看虽然中国外贸开放程度较高的地区也引进了很多但技术含量高的并不多大部分规模小、技术含量低，引资质量不高，这为技术溢出带来了一定难度。另外，更重要的是，引致的加工贸易对中国的外贸依存度有很大影响“两头在外”的其许多技术外溢的渠道和机制被阻隔，对内资企业产品和要素市场的竞争效应也弱化了的技术溢出导致其得不到有效发挥。反映了各省外贸依存度门槛通过情况。年个主要集中在中西部的省份没有跨过第门檻外贸依存度过低使不存在显著的技术溢出；天津、上海、江苏及广东省的外贸依存度则太高也不存在显著的技术溢出，仅个省份的外贸依存度能在一定程度上促进的正向技术溢出。到年江西、四川、广西等省市自治区顺利越过第门槛，跻身正向技术溢出之列个省份集中在第、门槛之间。特别值得注意的是天津、上海、江苏、广东省市的外贸依存度依然过高，仍不能促进技术溢出的发挥这些地区应重点着手提高引资质量和调整对外开放结构。

　　基础设施没有达到第门槛值时技术溢出效应不显著。只要跨越第个门槛后，就存在显著的正向技术溢出；当跨越第个门檻后的弹性系数进一步增大统计显著性也进一步增强的技术溢出效应更大。该发现与何洁提出的基础设施完善程度和当地企业溢出效应大小正相关的观点一致，与包群和赖明勇认为存在着制约技术溢出效应发挥的基础设施门槛的观点一致也同张宇和蒋殿春基础设施变量个门檻值和对应的置信区间分别为和。

　　近一半的省区都还没有跨越第个门槛，基础设施欠发达不能促进技术溢出效应的发挥。到年，各地的基础设施建设有了显著提高，未跨越第个门槛的已缩减为内蒙古、黑龙江、甘肃、青海、新疆个省区。其他地区的基础设施建设均达到了可以促进技术溢出的程度，跨越第个门槛的省也由年的个增至个尤其是河北、辽宁、江西、贵州、陕西个省区的基础设施提升经历了“跨越式”发展从年未通过第个门槛到年一举跨越了第个门槛。截至年，绝大部分省区的基础设施建设已能促进技术外溢效应的发挥并且，基础设施建设可以在较短时期内实现“跨越式”发展。这意味着地方政府和官员热衷于基础设施建设从技术溢出的角度是一种理性行为因为基础设施建设是在较短时斯（如本文的一个年斯）就能显著促进技术溢出的方法。面对年美国次贷危机的冲击，中国政府的万亿投资中份额最大的就是基础设施建设其在技术溢出方面会有较显著的促进功效。

　　当一个地区的人力资本水平低于第门槛值，即平均人中从事科技活动人员不足人时，不存在显著的技术溢出；当地区的人力资本水平跨越第个门槛即人中科技活动人员超过人时，才会存在显著的技术溢出。本文关于技术溢出的人力资本门槛效应同之前的理论预测及经验证据基本一致。一般的东道国地区的人力资本水平较高意味着内资企两个门槛值和对应的置信区间分别为和。

　　反映了各省人力资本门槛通过情况。在年，只有北京、天津、上海、江苏省市处于高人力资本区域，人力资本水平能有效吸收的技术溢出，到年跨越人力资本第门槛的省区仅增加了浙江、广东、辽宁个。虽然位于个门槛之间的省份到年巳经达到了个表现出了一定的统计显著性和一定的正面促进作用。但是，即使到了年，绝大部分省份的人力资本水平都还没有达到能显著吸收技术外溢的水平，尤其广西、海南、贵州、云南、新疆个省区依然低于人力资本低门槛水平，这些省份应该谨慎吸弓，并适度提高内资企业的人才待遇，以防止外资企业的人才积聚效应阻碍本土企业的技术进步和效率提升。相对于经济发展水平特别是基础设施建设而言从吸收消化的技术外溢角度来看，中国的人力资本水平总体而言还相当低。而且人力资本建设或人才战略是一项见效慢的长期工程’不能期望一蹴而就或如基础设施建设那样实现短期内的“跨越式”发展。

　　四、结论与政策含义

　　东道国或地区的经济发展水平、外贸依存度、基础设施建设和人力资本水平等吸收能力因素对的技术溢出可能存在门槛效应。本文将非参数全要素生产率测算法与门槛回归分析模型有机结合对比分析上述个吸收能力因素对技术溢出的门槛效应。得到主要结论如下：

　　经济发展水平对中国技术溢出存在双门槛效应，经济发展水平越高技术溢出效应越显著当跨越了第门槛后存在更加显著的技术溢出效应。本文发现经济发展水平对技术溢出存在个门檻值，分别是元和元，经济发展水平越高，技术溢出效应越强，当经济发展水平跨越了第门槛后开始存在一定的技术溢出效应，当跨越第门榄后技术溢出效应更加显著。从省际层面看年有近一半的省份未通过经济发展水平的第门槛不存在技术溢出效应，跨越高门槛的仅有北京、天津、上海、浙江个省市。到年广东、山东、江苏、福建、河北、内蒙古、吉林、辽宁个省区也加人了这个行列跨越第门檻的省区增至个。之前未跨越第门檻的个省份中已有个跨过了第门槛，经济发展一定程度上促进了的技术溢出。唯有贵州仍未跨越第门槛，经济发展还不能促进技术溢出效应的发挥。