基于LSTAR模型的技術創新與產業結構關系實證研究

李庭輝，董 浩

(廣州大學 經濟與統計學院，廣東 廣州 510006)

一、引言

技術創新是經濟新常態下優化產業結構的重要力量。經濟新常態是注重經濟結構對稱的穩定增長的經濟，而不是總量的經濟。2017年兩會期間，《政府工作報告》在思路上體現為穩中求進，政府用政策創造未來中國經濟增長的新動力，用政策扶持和市場來推動未來中國經濟結構調整所需要的新技術、新產業、新業態和新的商業模式，而新技術無疑是后三者的關鍵所在。關于技術創新與產業結構之間關系的論述頗豐，但更多地集中于以下三個方面：一是技術創新與產業結構的協同關系研究；二是從產業結構調整的驅動力方面研究技術創新與產業結構的關系；三是技術創新在產業結構調整中的作用。

從技術創新和產業結構的協同性關系研究文獻來看，研究的核心目標是圍繞經濟增長質量，即通過技術進步促進產業結構調整，進而穩定經濟或者促進經濟增長。Thoenissen等重點研究了結構性的技術創新政策對產業結構產生的影響，進而能夠提升經濟增長質量，其研究中發現結構性的技術創新政策對產業結構和經濟增長的影響具有非對稱性[1]。從技術創新、產業結構對經濟增長作用機制來看，與外部要素集聚程度，企業大小都具有非常強的關聯性，其主要原因在于技術創新不同規模企業的溢出效應具有差異[2]。從產業結構合理化和高級化進程分析，產業結構對經濟增長具有穩定性促進作用，但也具有階段性特征；同時產業結構對經濟波動具有重要的影響，具體表現在不可預測的周期性波動方面[3]。在產業結構從低級到高級過程中，對經濟增長質量提升具有重要作用，技術力量是重要的推動力量，但政策和宏觀調控也是其中的一個重要因素[4]。謝蘭云則從省域的角度，研究R&D投入對各省份經濟增長作用機制，研究結果表明一個省份的R&D投入通過四條途徑作用于整個國家的經濟增長，其中一條是直接影響，一條是間接影響，另外兩條是通過空間溢出形成的間接影響[5]。技術創新對經濟增長方式改變也有具有條件的，技術創新或技術引進提高全要素生產率僅是技術創新或技術引進促進經濟增長方式轉變的必要條件，而非充分條件。理論上，由于技術引進依賴、技術創新的機會成本和逆向溢出等因素的影響，技術創新對經濟增長方式轉變的作用是不確定的；受技術差距、消化吸收能力等因素的影響，技術引進對經濟增長方式轉變的作用較為復雜[6]。針對技術創新、產業結構與經濟增長關系三者的關系，研究發現：技術進步增長率具有明顯的周期性特征，且與經濟周期呈現同步變化；產業結構演化隨著結構調整的深入，其速率總體呈現下降態勢，產業結構調整逐步由量向質轉化和升級；技術創新、產業結構與經濟增長三者之間的作用機制在短期存在較大差異，甚至是出現反向作用，但是長期均呈現積極、穩定的正向促進關系[7]。

從產業結構升級的驅動力來說，技術創新帶來企業吸收能力、產業集聚以及生產效率等的變動，進而驅動產業結構調整升級[8-9]。從全球范圍來看，技術創新與產業結構關系空間關聯性，不僅與技術引進過程中各個企業對技術的吸收能力有關，與各國經濟政策，特別是貨幣政策的穩定性具有顯著性的關系[10-11]，基于此，各國在技術創新與引進過程中，需要結合本國企業吸收能力，制定相應的支持政策，更有利于技術進步，從而對產業結構轉型具有積極作用。在區域的技術產業和產業結構關系中，產業集聚和國際貿易對產業結構起到顯著性影響，仇怡和吳建軍[12]研究發現我國高技術產業具有典型的區域集中特征，產業集聚度逐年增強，不斷增長的高技術產品國際貿易不僅促進了產業集聚，同時提高了當地的技術水平，促進了產業結構的轉型。從微觀層面分析，FDI具有正向的行業內和行業間出口溢出效應；內資企業的所有制結構以及外資是否出口對FDI出口溢出效應的影響，相應地，技術創新和產業結構在不同行業之間存在關聯性[13]。產業的集聚對技術創新與產業結構的空間關聯更多體現在要素的集聚上，要素集聚下技術創新與產業結構優化升級存在非線性關聯及其外溢效應，而這種外溢效應有積極的，也有消極的[14]。從技術創新、模仿創新以及技術引進對產業結構轉型升級的空間傳導機制來看，技術創新和技術引進有利于本地區產業結構合理化，且存在長期空間溢出效應。模仿創新能夠促進產業結構高級化，且長期正向溢出效應明顯[15]。

產業結構調整過程受多種因素影響，而技術創新在在產業結構調整中具有非常重要的作用。Guerrieri等認為產業結構的動力機制中，金融資源的介入對其產生重要影響[16]。技術創新是產業進化的根本動力。考慮微觀基礎及內生創新機制的產業進化模型，通過情景模擬發現，中國技術創新導致的勞動生產力提高，以及企業物質資本成本的節約共同作用推動了中國產業結構進化，所以，產業結構調整過程中，技術創新是核心要素[17]。焦勇[18]在研究產業結構演進過程中，發現生產要素地理集聚對產業結構變遷具有重要影響，且對不同區域具有差異性；而就技術創新來看，自主創新并不利于產業結構高級化，卻促進了產業結構合理化發展；政府干預促進了地區產業結構高級化，卻影響了產業結構合理化進程。在考慮環境規制時，技術進步對產業結構調整的影響具有顯著的門檻特征。當環境規制強度低于門檻值時,技術進步會促進我國產業結構調整；當環境規制強度高于門檻值時，技術進步對我國產業結構調整不存在明顯作用[19]。吳繼英、孫曉陽[20]在技術創新的視角下對江蘇省產業結構演進機理進行探討發現，技術創新與產業結構演進存在單向因果關系，技術創新能夠有效地促進江蘇產業結構轉型升級，而且技術創新人才投入對第二產業的促進效果比第三產業顯著，技術創新經費投入對第三產業的促進效果比第二產業顯著。

上述文獻對技術創新與產業結構關系演化研究提供了基礎性工作，同時也為本文研究提供了足夠的研究空間：一是技術創新與產業結構之間的關系可以進一步研究。現有文獻更多地研究基礎創新對產業結構研究的影響，但技術創新對產業結構的影響理論上是動態的，這種動態發展使得作用機制可能是動態的，所以對兩種關系的動態發展需要進一步研究。二是技術創新與產業結構的演進關系可能存在非線性機制，這種關系將在動態中對產業結構的調整產生影響。這種機制可能適合在不同的產業演進階段，在制定政策時需要根據具體機制進行確定。三是不同維度對產業結構的影響需要進一步研究。技術創新的不同維度和產業結構之間影響機制不同，因此可能會出現顯著性差異。為促進不同維度之間的協調發展，相對較快地實現產業結構升級，需要在不同維度中，通過測算影響程度，進而有針對性地采用相應政策。這些進一步的研究空間，恰好為本文的創新與特色。

本文余下部分的基本框架如下：第二部分提出本文研究的基本理論。第三部分是在第二部分理論研究的基礎上，設計模型，并給出模型中變量的度量方法。第四部分是在構建模型基礎上，搜集中國數據進行實證分析。最后一部分是本文得到的基本結論。

二、技術創新與產業結構關系機理分析

從機理上分析，技術創新與產業結構關系表現在三個方面，即技術創新與產業結構調整具有動態相關性，技術創新通過技術擴散、產品需求和要素配置三個驅動力影響產業結構的調整、技術創新與產業結構的非線性關系。

(一)技術創新與產業結構調整的動態關系

產業結構調整實質上是技術不斷進步或創新的過程。從經濟社會發展角度來看，由于技術創新對產生的產業集聚，使得經濟均衡發生突變，改變企業生產經營模式，引起產業部門要素結構和產業結構發生變動，特定產業部門發展速度與技術創新或者技術突破時間存在密切聯系，這是由于技術突破或者技術創新使得特定產業部門處于規模報酬遞增階段，促使產業部門快速發展，這種改變的方向也是產業結構動態變化的方向。

從動態變化角度看，一個經濟體的產業結構變遷既可以通過優化資源配置獲得產業結構合理化，又可以推動產業形態從低級向高級演變以實現產業結構高級化，即產業結構的動態調整具有兩個維度，即產業結構合理化和產業結構高級化。產業結構合理化使得產業發展能夠更好地與自身的要素稟賦相結合，提高專業生產的效率和多元化，可以增強與國外產業的依存度，吸收先進產業并轉移落后產業，推動產業在國際間的有機融合，促進國民經濟各產業的協調發展。同時，以服務業為主的產業結構高級化將會提高產品的附加價值，促進產業鏈的進一步延伸，對關聯產業形成更強的輻射效應，使得產業價值鏈在全球范圍內進一步拓寬，帶動產業結構的全面升級。

從生產要素投入角度看，技術創新會促使生產要素的升級和更新換代。在有限的資源稟賦下，投入到技術創新相關產業的資源將會大幅增加。在相關資源投入技術創新時，新產業和新工業將不斷出現，一旦技術獲得重大突破，產品成本將下降、資源消耗減少，消費品換代升級，進而刺激了需求結構發生根本性改變。由于需求結構的改變，促進了產業結構的改變，進而影響產業結構的演化。

技術創新也促進了企業或者產業內部對科學技術和組織管理的優化，這直接優化了技術創新資源配置。技術創新通過對科學技術和組織管理方面的優化，對勞動力和資本的效率提高具有明顯的促進作用。科技變動是指產業技術結構變化和科技創新。產業技術結構變化是由于新技術的產生、技術水平的提高，產業技術向專門化、綜合化發展的技術現代化的過程。科技創新也會引起產業技術結構發生變化，為產業部門提供更加合理有效的生產經營手段，從而產業部門生產成本降低、產品質量提高、市場擴大、利潤增加，進而對產業的擴張提供可能。

(二)技術創新與產業結構關系的驅動力分析

技術創新通過技術擴散、科技需求和科技產業要素配置三個驅動力影響產業結構的調整。具體表現為：技術擴散促進產業集聚和組織變化、科技需求是產業結構調整的基礎和科技產業要素配置促進產業結構的優化調整。

技術的擴散促進產業集聚和組織變化。當創新技術取得突破后，發達地區或產業通過各種方式試圖取得壟斷性利潤。但是，由于發達地區或產業之間的技術競爭性，發達地區或產業會考慮在一定時間內及時地對技術進行轉移，以使得技術開發成本得到滿意的補償。對于落后地區或產業來說，技術模仿創新就是溢出效應產生的重要途徑。這種區域或者產業技術差異促使技術擴散。技術創新在產業集群間更容易實現擴散，這種過程有其特殊優勢；在產業集群間的擴散，使得產業部門間的勞動生產率發生改變，進而有效改變產業部門間勞動生產率。投入要素在低生產率部門和高生產率部門間進行流動，從而促進產業結構轉型，而技術創新或者技術引進使要素供給、需求結構相協調一致，需求空間得以擴展與延伸，實現技術與產業相融合。技術創新也使得產業組織方式發生變革，使得產業組織的方式從一體化演變為多元化模式。科技創新能力作為產業組織方式的決定性因素，在科技創新能力強的國家，往往產業組織的演進路徑會較快地表現出多元化特征；科技創新能力相對較弱的國家，產業組織方式朝著多元化演進速度緩慢。技術創新對產業組織也具有明顯的優化作用，其演化的基本模式為家庭作坊到工廠模式，工廠模式繼續向集團化模式演進，進而演化出多元化模式。

科技需求是產業結構調整的基礎。科技需求在空間上也進行不斷擴散，改變技術創新與產業結構。不同區域的資源稟賦不同，科技資源集中程度不同，而技術創新又進一步引起了空間分布的不均勻，具體體現在兩個方面：一方面是技術創新產業的周期性決定了技術創新空間的不均勻。在產業剛剛起步的初期，科技產品需求一般都會集中分布在技術創新能力較高的區域；在產業成長期，由于技術擴散，則會出現分散分布的特征；在產業的成熟期，又會繼續呈現出集中分布在科技創新能力較高的區域；在產業的衰亡期，產業規模減小，此時產業就會集中分布在一個很小的區域。另一方面是資源稟賦造成的分工調整，使得空間不均勻。技術創新依賴不同的資源稟賦，如科技金融不僅依賴電子信息技術，還依賴金融產業的發到程度[21]；醫藥制造業對科技需求，不僅是醫藥產業需求，還有人口等集聚因素。科技需求發生在不同空間的均質性，與資源稟賦均質性疊加，強化了空間不均勻。但隨著技術創新的擴散，不同空間對技術創新吸收能力的差異，都影響著產業結構的調整升級。產業轉移的主要原因就是區域之間擁有的資源和技術存在不均勻的現象，這樣成為產業結構調整的側面需求因素。

科技產業要素配置是產業結構調整的根本路徑。科技產業要素配置是從供給側角度分析技術創新與產業結構演化。從供給側來看，科技進步影響著產業內部生產要素的配置和轉移。技術創新會促使生產要素的升級和更新換代，而創新的核心要素之一體現在人力資本的要素上。技術創新對高素質人才需求增加，同時也促進了高素質和高技術人才的流動，這將促使企業優勝劣汰的加劇。金融資源在技術創新中起到推動作用：金融作為資本為技術創新提供了資金支持；金融資源作為媒介對產業影響也更為顯現。金融對科技產業發展的支持以及科技對金融變革的作用在社會進步與經濟發展中是有機結合的，隨著眾多新興科技的發展，金融與科技融合滲透經濟生活的方方面面，金融科技能夠更加明確突出地表達科技與金融的互利互惠與交互作用，能夠更加鮮明地體現新經濟運行模式的特點，這加速了金融要素在技術創新與產業結構演化的催化作用。新技術在演進過程中是供給側的重要因素。根據文獻測算，科學技術諸因素對我國產業結構升級的影響程度基本上由生產技術進步引起，技術進步是深化和優化產業結構的根本途徑[22]。

科技產業要素重新配置降低了產業循環周期，相應地降低產業結構升級周期。對于不同的產業，有其不同的壽命周期，而且各個產業之間的差異很大。一個產業的壽命周期與其核心技術的周期以及由核心技術決定的產品的周期是密切相關的。在社會個人對新產品需求日益高漲的現在，大多數核心技術以及由核心技術決定的主導產品的生命周期都呈現出縮短的趨勢。人們需求日益增加，核心技術擴散程度加大，降低了創新產品的生命周期。因此，只有通過科技創新，用創新的技術代替古老的技術，企業才能適應瞬息萬變的市場需求。

(三)技術創新與產業結構具有非線性關系

技術創新與產業結構的非線性關系主要是由于產業集聚的協同效應和擠占效應共同作用。產業集聚的協同效應是指由于不同地區和不同產業之間存在技術差距，技術在不同區域或者產業之間傳遞為技術差距雙方共同需求作用。對于集聚區的企業，其擁有更多的信息和知識渠道，從而更加易于獲得更多的技術和信息，隨后開始增強自己的研究和創新能力，進而進一步優化集聚區的產業結構。此外，集聚區企業的充分交流以及競爭合作，在最大范圍內優化科技產業要素的配置情況，從而實現技術方面的突破，進而對產業結構的調整具有促進作用。產業集聚的擠占效應是指當一個區域產業超過最優規模后，由于生產要素的稀缺導致企業的生產成本和研發成本增加，對產業結構的調整具有抑制的效果。另外，由于部分企業的保守行為，阻礙了新信息的流入和新技術的產生。而市場的充分交流，使得創新成果容易被相近企業進行模仿，從而降低了企業應有的經濟效益，進而使得研發的風險增加，對整體市場的產業結構調整具有阻礙作用。

發達地區或產業率先在技術過程中投入，但由于各種未知因素難以預測，使得創新投入與創新成果之間呈現了一種復雜的風險性非線性關系。根據技術創新與產業結構的關系，可以將整個過程分為三個階段。第一階段，主要是產業集聚的協同效應產生作用。隨著新技術的興起，產業集聚的協同效應有利于提高各種生產要素的流通速度，從而為企業帶來了遞增的收益，此時企業均朝著新技術的發展方向對自己的經營進行調整，此時產業結構也逐漸優化。第二階段，產業集聚的協同效應和擠占效應此消彼長。隨著區域內企業的逐漸飽和，生產要素稀缺等問題逐漸顯現出來，此時仍然有部分企業愿意去發展自己的創新能力，雖然此時協同效應對產業結構的邊際效用遞減，但仍然大于擠占效應的邊際效用，因此這個階段主要還是協同效應對產業結構調整有重要作用。第三階段，產業集聚的擠占效應為產業結構調整的主要力量。隨著產業集聚度的進一步提高，技術擴散使得區域內企業的創新成本增加，降低了企業的經濟效益，因此企業不愿意對自己現有的結構進行調整，甚至出現企業不愿意共享自己創新成果的情況，因此，此時技術擴散對產業結構的調整產生了負面的作用。

總而言之，技術創新通過要素的配置影響產業供給，通過技術關聯影響產業關聯，通過技術的更新換代促使產業和產業部門的更迭，通過影響和刺激需求改變需求結構，進而影響產業結構的調整。技術創新的這種改變促進產業結構改變，本質上是技術創新與產業結構之間關系的動態變化，且這種動態變化逐漸實現了關系狀態的轉移，從而實現產業結構的動態式調整。

三、技術創新與產業結構關系的實證模型設計與變量測度

(一)技術創新與產業結構關系的實證模型設計

通過機理分析可知，科技產品需求、對科技產業要素配置以及技術創新的擴散都會驅動產業結構的調整。技術創新能力對產業結構調整具體三個方面，即研發人員與經費等生產要素配置、科技產品的需求、技術創新的擴散。基于此，技術創新與產業結構關系的實證模型基本結構為：

(1)

隨著技術創新對產業結構影響機制的變換，技術創新各個路徑對產業結構的影響可能由線性機制逐步轉換為非線性機制，且轉化過程中的非線性可以更合理地刻畫二者的相關關系。基于此，用平滑轉移模型來研究技術創新與產業結構之間的關系能夠清晰說明動態轉變的機理。平滑轉移模型根據轉移函數的不同分為LSTAR模型和ESTAR模型，其中轉移函數為Logistic形式的為LSTAR模型，主要用于研究產業結構調整兩個狀態之間動態特征的差異，并且是從一個狀態平滑轉移到另一個狀態；而ESTAR模型的轉移函數為指數形式，主要用來描述產業結構調整兩個狀態具有動態相似性。將兩者之間的動態關系轉換為非線性模式，則式(1)結構描述為：

RM+=α0+α1Kt+α2Qt+α3Pt+(β0+β1Kt+β2Qt+β3P)G(st;γ,c)+ut

(2)

式(2)分為兩部分，即線性部分和非線性部分，其中G(st;γ,c)為平滑轉移函數，設定為Logistic形式，即。

平滑轉移函數G(st;γ,c)取值在0和1之間，st是轉移函數中的轉移變量，γ和c分別是模型的平滑參數和位置參數。

由于LSTAR模型可以存在很多位置參數，因此在確定模型的具體形式前，還需要通過序貫檢驗，需要檢驗的序貫假設，各統計量的F1，F2，F3，F4的原假設為：

通過對H0的判定能得到各變量之間是否存在線性關系，而通過對H04，H03，H02的判定能夠得出該模型的狀態轉移機制模型，以及確定該模型位置參數個數，進而判定轉移函數的具體形式。

(二)模型中的變量測度

對產業結構變量測度并沒有一致的方法，就本文產業結構調整過程來看，產業結構變量測度能夠體現如下經濟意義，一是能夠從產業結構合理化，即產業結構與就業結構之間能夠充分耦合，反映出投入與產出之間關系；二是考慮各個產業體量的大小，即對各個產業變量處理側重相對權重，避免絕對值計算帶來的非對稱性；三是考慮產業結構的動態變化特征，采用產業變動或者增量數據計算。基于此，構建產業結構變量如式(3)所示：

(3)

解釋變量技術創新擴散Kt選取新產品銷售收入占GDP的比重進行測算。新產品是指采用新技術原理、新設計構思研究生產，或在結構、材質、工藝等任一方面有所突破創新或者與之前的產品具有明顯改進的產品，對新產品的銷售是使得這一新技術得以擴散的基本途徑。

解釋變量科技產品需求Qt選取當年專利申請數量進行測算。專利申請量是指專利機構當年所受理的技術發明申請專利的數量，能夠反映一個社會科技活動是否活躍以及科技產品的供給面，從而反映對科技產品的需求。

解釋變量科技要素配置Pt涉及對科技人力和財力的投入，根據經濟增長要素理論，包括資本和勞動。基于此，選擇R&D研發投入測算要素中的資本，選擇科研人員數測算要素配置中的勞動，鑒于模型中解釋變量為一個，故對資本和勞動兩個要素進行綜合，具體采用式(4)的計算方式：

Pt=λRt+(1-λ)Nt.

(4)

在式(4)中，Rt,Nt分別代表標準化后第t年R&D研發投入和科研人員數。λ為權重，在此取λ=0.5，即假設R&D研發投入和科研人員數量對技術創新規模的貢獻相同。

四、技術創新與產業結構關系的實證分析

(一)數據來源與描述分析

根據選擇的變量，搜集R&D研發投入、科研人員數、專利申請數量、新產品銷售收入、GDP、各個產業增加值、各個產業勞動力人數等相關指標，各個指標時間維度限定在1978年至2015年，所有數據均來自國家統計局網站。利用前述需要測算的變量，計算得到標準化后的產業結構變量RMB、科技產業要素配置變量PB、科技產品需求變量QB、技術創新擴散KB，定性描述技術創新與產業結構關系如圖1所示。同時搜集三個驅動力研究技術創新與產業結構之間的動態關系。

圖1反映了我國1978-2015年技術創新與產業結構動態關系的描述分析。由圖1可以看出，我國產業結構演化呈現出一定的階段性。第一個階段為1978-1996年，該階段科技產業要素配置、技術創新擴散處于下降階段，科技產品需求幾乎不發生變化，但產業結構的測度值有一定的下降趨勢，說明該階段科技產業要素配置、技術創新擴散為主要影響產業結構的調整，且相同方向變化，主要是由于改革開放初期，對產業結構的優化調整主要在其他方面，并不是主要由科技產業要素和技術創新擴散影響，科技還沒有得到國家的重視。第二階段為1996-2000年，該階段我國市場經濟運行基本穩定，開始注重科技對產業結構的影響，因此在科技產業要素配置和技術擴散方面有顯著的增加，但由于仍然處于初始階段，消費者對科技的認可度不足引起該時間段科技產品的需求并沒隨著投入的增加而顯著增長，此時產業結構的測度值呈現出上升趨勢，說明在認識到科技對產業結構調整重要性的初期，同樣要注重需求與供給的平衡，該階段對科技產業要素配置的力度投入過大，出現了消費者只愿意宣傳而不愿意使用該產品的情況，因此造成了產業結構調整出現了反方向變動。第三階段為2001年至今，隨著消費者認可度的提升，該階段科技產業要素配置、科技產品需求和技術創新擴散都有顯著增長，且產業結構測度值雖有波動，但呈現出基本下降的趨勢。這說明技術創新對產業結構的調整可能呈現出“倒U型”，即：在技術創新初期，科技產業要素配置、科技產品需求和技術創新擴散的增長會優化產業結構，隨著技術創新的發展，市場中對科技產品的需求以及消費者可能產生的畏懼心理，使得產業結構調整往相反方向發展，因此，在發展技術創新的同時，不能追求過快的發展，反而需要更穩的發展。

圖1 1978-2015年技術創新與產業結構關系描述分析圖

此外，從圖1整體來看，前期科技要素配置和技術擴散均呈下降趨勢，科技產品的需求幾乎不變，此時具有優化產業結構的效果；后期隨著技術創新三個維度的增加，產業結構調整出現了一定的波動，基于此，本文認為技術創新的三個維度與產業結構調整之間具有一定的非線性關系。

在對模型參數估計之前，需要對模型中的變量消除量綱以及驗證數據的生成過程中是否有可預測性和可延續性。首先，由于解釋變量中，科技資源要素配置和技術創新擴散是百分數，而科技產品需求的單位是個數，因此需要先進行標準化處理消除量綱。其次，在驗證數據生成過程中是否有可預測性和可延續性的方法中，一般采用對序列的平穩性檢驗來確定。所采用的方法一般為ADF檢驗。ADF檢驗的原假設是存在單位根的過程，由圖1可知，本文所取得四個變量均含有趨勢項。因此，本文在Eveiws中采用ADF檢驗，提高單位根檢驗的功效性，避免模型建立時可能出現的偽回歸。為了表述方便，使用RM代表產業結構，QB表示科技產品需求標準化結果，PB為科技資源要素配置的標準化結果，KB為技術創新擴散的標準化結果。檢驗結果如表1所示，表格主要列出平穩的情況。

表1 各變量單位根檢驗結果匯總

注：1.α=0.05。2.D代表一階差分后的序列；D2代表二階差分后的序列；D4代表四階差分后的序列。

由表1可以看出，RM+、KB、PB序列一階差分后，ADF統計量的值均小于0.05水平下的值，而QB四階差分后ADF統計量值也小于0.05水平下的值，即RM+、KB、PB變量經過一階差分后具有平穩性，QB四階差分后具有平穩性。

(二)模型參數估計結果

1.模型設定

在消除序列之間的量綱問題以及解決其平穩性之后，對LSTAR模型參數估計之前，首先需要進行對模型的設定。模型設定主要包括滯后階數的確定、模型的線性檢驗和轉移變量的確定。模型滯后階數主要是針對LSTAR模型的線性部分，本文根據VAR模型的判定方法來確定相應的滯后階數，主要是通過Eviews來實現，結果如表2所示。

表2 滯后階數結果匯總

由AIC等準則以及表2的結果可知，滯后階數為1時最優，因此本文選取滯后階數為1。為了檢驗模型是否具有非線性特征，可采用LM檢驗方法來判定模型的非線性，根據序貫假設，使用不同轉移變量對函數線性進行假設檢驗，其結果如表3所示。

由表3輸出結果可以看出，當以PB或者QB為轉換變量時，拒絕模型為非線性模型的假設，以KB為轉換變量時則拒絕了模型為線性模型的原假設，同時這也說明了技術創新對產業結構的非線性作用主要體現在技術創新的傳播擴散這一方面。

2.模型參數估計

在確定了轉換變量和轉換函數的形式后，我們需要對LSTAR模型進行參數估計。LSTAR模型的估計一般是采取非線性最優化的路線，本文選擇網格搜尋法進行估計，其基本思想為：分別選取λ的一組值和c的一組值，對兩組數據進行組合，再將各組合分別代入到轉換函數中，最后找到使得轉換函數估計所得的殘差平方和最小的和，所得和即為轉換函數的參數，表4是利用JMulTi軟件得出的兩個不同轉移變量模型初始值，其展現了兩個不同轉移變量模型的平滑參數和位置參數的初始估計值的區間范圍，只有當平滑參數和位置參數的初始估計值處在構造的區間中，才可以對模型參數進行估計。

由表4可以看出，參數的初始估計值落在對應的區間內，由平滑參數和位置參數的初始估計值，結合理論模型的構建，將技術創新的擴散作為轉換變量對模型的參數進行估計，估計結果如表5。

由表5參數估計結果，可以得到模型形式如下：

式中：

表3 線性假設檢驗和模型選擇結果匯總

表4 平滑參數和位置參數的初始估計值

表5 模型參數估計結果

(三)實證結果分析

由表4的輸出結果可知，非線性模型具有兩個位置參數，分別是0.29802和0.07902，去標準化后為0.75575和0.69562，即其閾值為0.76和0.7，該值說明產業結構受不同影響所產生的不同效應的中間點，且說明產業結構在研究期內的影響存在差異，存在非對稱性。

從表5的輸出結果可以看出，產業結構的動態調整過程存在非線性機制。在模型非線性部分，以科技人力和財力的投入為代表的科技要素資源配置對產業結構調整的影響系數為2.8928，表現為對產業結構調整的抑制作用，這說明科技資源要素配置對產業結構具有非線性作用。改革開放以來，我國科技市場逐漸完善，市場逐漸發揮其在資源配置中的主導地位，從而促進產業結構的調整升級。

在不同的影響機制中，同一驅動力對產業結構調整的影響存在顯著性差異。以專利申請數量代表的科技產品需求滯后一階在模型的線性部分的系數為9.1221，呈現出對產業結構調整的抑制作用，而在模型的非線性部分，其系數為-8.1493，表現為對產出結構調整的促進作用。這說明科技產品的需求對產業結構調整的影響是非對稱的且具有一定的滯后性。近十幾年來，我國在借鑒國外專利制度的基礎上，利用專利費用減緩、“一步到位”等專利申請的特色方案大大降低了申請人的準入門檻，并對專利制度進行保護和公開，互聯網等知識傳播工具的廣泛應用以及服務領域層出不窮的創新活動，形成了一條取之不盡、用之不竭的知識資源長河，使得專利申請的數量急劇上升，進而增長了對科技產品的需求，從而降低了產業結構測度值，對產業結構演化具有促進作用。因此科技產品需求對產業結構演化過程中主要為非線性機制。

另外，不同驅動力對產業結構調整的影響有差異。在模型的線性部分，技術擴散對產業結構演化的影響程度為-0.0392，科技產品需求對產業結構的系數為3.3395，其滯后一階則為9.1221，科技資源要素配置滯后一階的系數為-4.3357。技術創新三個維度對產業結構的影響各不相同，且只有科技產品需求通過顯著性檢驗，說明主要是靠其驅動產業結構演化。而在模型的非線性部分，科技資源要素配置對產業結構的影響程度為2.8928，其滯后一階系數為2.4936，技術擴散滯后一階的系數為2.1262，科技產品需求的滯后一階系數為-8.1493。即在非線性機制下，技術創新三個路徑對產業結構調整的影響仍然不同，通過顯著性檢驗的為科技產品需求的滯后一階以及科技資源要素配置，說明主要是受到了科技產品滯后一階的促進作用以及科技資源配置效率抑制作用兩個方面的影響。

五、基本結論

本文首先通過對技術創新與產業結構關系的機理分析，并構建技術創新三個驅動力的指標體系，測算出產業結構RM+值，然后進一步建立考察不同驅動力對產業結構的非線性影響及其轉移過程的LSTAR模型。并進行實證分析，得出如下結論。

第一，產業結構的動態調整呈現出一定的階段性。改革開放以來，我國產業結構的調整經歷了前期由于國家注重對產業結構的強制調整，而忽視了技術創新對產業結構的自主調整。到意識到科技對產業結構的自主作用但又忽視了科技產品的供需不平衡導致產業結構調整出現反方向變動，再到最后增加技術創新不同路徑的投入，充分發揮技術創新在產業結構調整的作用，此時產業結構的調整具有一定的波動性。說明市場在產業結構調整中占有主要地位，但仍需要政府通過相關宣傳激勵以及對科技產品安全的把關，協助調整市場在產業結構調整過程中的不足。

第二，技術創新對產業結構的調整呈現出“倒U型”關系。技術創新在產業結構調整過程中具有重要的作用，隨著技術創新程度的提高，使得各個產業的效率有所提高，因此增加了產業的產值，使得產業結構朝著優化方向發展。但隨著技術創新的繼續擴張，市場需求達到飽和狀態，部門對現有情況的滿足使得其不愿意對自己的產業進行調整，使得產業效率有所下降，產值也有所縮減，從而使得產業結構調整往相反方向發展。進一步說明，為防止產業結構調整出現相反方向發展，更加需要政府彌補市場存在的不足，制定政策刺激科技產品的需求的同時，也要保證部門的科技產品供給安全。

第三，科技產品需求對產業結構的優化調整具有一定的延遲效應。由于科技產品在進入市場后，從逐漸走進消費者的視野，到得到其關注，再到認可該產品的功能可以為之所用是一個較長的過程。只有得到消費者的認可，部門才會有意愿去加大對該產品的生產，增加對該類技術的投入，從而增加單個部門的生產率，從而達到整個產業結構的優化調整。因此，政府可以增強新型科技產品在市場的準入度，以此提高消費者對產品的認知，從而增加科技產品的需求；相關產業加大新型科技產品的宣傳力度，提升產品研發過程的透明度，消除消費者心中的顧慮，縮短產品“入市”過程。

第四，隨著技術擴散程度的變化，技術創新不同路徑對產業結構的優化調整具有差異性。當技術擴散程度較低時，消費者對科技產品的認知度不足，使得對科技產品的需求較小，則此時相關產業不愿意增加其對技術創新的投入，從而使得產業結構往相反方向發展，因此此時對科技產品的需求是產業結構優化調整的主要影響因素。隨著技術擴散程度的增加，消費者有了對科技產品的認知，更加容易對該產品有認可度，使得消費者對科技產品的需求顯著增加，從而影響到了產業對科技資源要素的配置。因此，此時的科技資源要素配置以及科技產品需求是產業結構優化調整的主要驅動因素。