技術創新、制度創新與中部地區產業轉型升級效率分析

沈 瓊,王少朋

(鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001)

一、引言

十九大確立創新作為引領發展第一動力的重要地位，并提出要堅持創新驅動，大力加強國家創新體系建設，加快建設創新型國家[1]。2016年，美國研發投入強度達到2.8%左右，中國的研發投入強度僅達到2.11%，但在增速上，中國研發投入強度表現出了較高的成長性，目前已經超過歐盟15國2.08%的平均水平。隨著“雙創”活動的深入開展，中國科技創新整體實力顯著提升，國際科技論文數量連續8年世界第二，僅次于美國，成為全球第二大質量論文貢獻國，被引用次數達到世界第一。產業方面，大飛機創造新的中國高度，復興號高鐵展現了中國的實力，北斗展示了中國的精度，潛龍成就了中國的深度，5G關鍵的核心技術有望領跑全球。根據2018年《全球創新指數》報告顯示，中國于2018年首次躋身全球創新指數20強，排名第17位。

經濟新常態下，中國經濟增長從高速向中高速增長轉換，同時，大力發展新型產業成為制造大國向制造強國邁進的關鍵政策。據統計，我國高技術產業增加值2018年只占工業的13%，2017年是12.7%，2016年是12.4%，產業轉型升級仍具有很大的上升空間。然而，我國區域發展不平衡，省市的先進制造業和高技術產業增加值占工業增加值最高達45%，最低的只有6%。部分地區仍然面臨著產能過剩、產業發展存在價值鏈低端、資源配置不合理等現象，產業轉型升級仍具有較強的急迫性。中部地區在全國區域發展中具有至關重要的地位，是我國“新四化”同步發展的重點區域。現階段，中部地區經濟發展相對落后，一二產業占比較高，三次產業結構比例仍停留在“二三一”階段。2016年，中部地區第一產業占比10.5%，第二產業占比為45.4%比第三產業占比高1.3個百分點，產業轉型升級的主要任務仍是大力發展第二產業，加速工業部門轉型升級，適當發展第三產業。創新能帶來技術進步，并將原有的生產要素重新組合，產生一種新的生產函數，最大限度的提高勞動生產率，直接帶動產業轉型升級。因此，研究技術創新、制度創新對中部地區產業轉型升級效率的影響，了解如何運用創新要素加速中部地區產業轉型升級進程是亟待解決的現實問題。

二、理論框架與文獻綜述

(一)理論框架

創新對產業轉型升級的驅動路徑分為兩類。第一類是技術創新驅動。指為了滿足市場需求和企業生產活動的需要，R&D經費、R&D人員、科研機構等在內的創新投入要素進行分工以及優化配置。技術創新的投入將帶來創新成果的出現，而成果的轉化又需要依賴地區良好的推廣政策與市場環境。多環節的協同作用將最終帶來地區技術創新水平的提高，從而促進地區由要素驅動和投資驅動形成的粗放型經濟向低投入、低污染的集約經濟發展，進而依靠技術創新提高生產效率，推動產業轉型升級[2]。第二類是制度創新。在市場化的過程中，通過政策引導和支持企業等創新主體實施有效的技術創新活動，并與固定資產投資等其他相關因素共同促進地區產業轉型升級[3]。總之，創新通過在良好的創新環境下推動創新投入轉化為創新成果并提升技術創新水平，技術創新與其他相關因素在制度創新的大環境下共同推動產業的轉型升級，從而帶動經濟高質量增長。

(二)文獻綜述

國內學者從兩個視角討論創新與產業轉型升級之間的關聯和創新對產業轉型升級效率的影響。一是研究創新對產業間的轉型升級，側重研究三次產業結構比例不斷高級化的過程。大多學者認為技術創新是產業結構升級的第一動力。周叔蓮(2001)認為技術創新水平較低是導致我國產業結構升級緩慢最主要的原因[4]。章仁俊(2001)認為創新是通過系統的技術進步從而帶動產業結構升級[5]。孔曙光等(2008)進一步指出，區域產業結構的升級實質上就是區域技術結構的向前演進[6]。但創新驅動產業結構升級不能只通過技術創新這一種方式實現。張銀銀等(2015)認為創新是一種系統工程，組織創新，商業模式創新等創新形式在產業結構升級進程中都起到了重要作用[7]。二是研究創新對產業內部轉型升級的影響。多數學者認為科技創新直接促進產業轉型升級。屠年松等(2015)采用省際面板數據進行實證研究，發現創新對高技術產業升級的影響大于金融發展水平，且這種影響在不同地區具有差異性[8]。周忠民(2016)以湖南省為例研究創新對產業轉型升級的影響，得出技術創新是經濟增長、產業結構調整的關鍵因素，但在依托技術創新驅動產業轉型升級時要避免短期行為[9]。除此之外，部分學者認為制度創新作為一種間接因素對產業轉型升級產生正向顯著影響。金福子等(2017)闡述了制度創新促進產業轉型升級的理論，并以此為依據采用省級面板數據進行實證研究，發現制度創新在促進產業轉型升級的過程中具有地區差異性[10]。

通過對相關文獻的分析可以發現，絕大多數都認為技術創新是產業轉型升級的第一驅動。但是，同時研究技術創新與制度創新對產業轉型升級的作用的文獻較少。大多學者都認為產業轉型升級進程中存在區域差異性，但對不同區域產業轉型升級指標的選取方面沒有考慮到這種差異性。本文在已有文獻基礎上，從三個方面進行拓展研究。一是考慮到產業轉型升級進程中地區的差異性和中部地區工業化水平，以第二產業的轉型升級來衡量中部地區產業轉型升級進程；二是將創新分為技術創新和制度創新兩個維度，并通過相關性分析，檢驗技術創新和制度創新對中部地區產業轉型升級影響程度的大小；三是在相關性檢驗的基礎上對付宏等(2013)所采用的傳統DEA研究方法進行改進[11]，剔除環境變量和隨機干擾的影響，采用三階段DEA的研究方法來分析產業轉型升級的效率。

三、變量、數據與模型設計

(一)變量選取

本文把產業轉型升級作為被解釋變量，創新作為解釋變量。國內相關文獻一般用產業結構層次系數、高新技術產業銷售收入、二三產業產值比重、非農業產值等來測度產業轉型升級水平[12]。由于本文是以第二產業的升級來衡量中部地區產業轉型升級進程，所以采用規模以上工業企業新產品產值來衡量產業轉型升級水平。創新分為技術創新和制度創新，結合數據的可得性，從技術創新成果的角度出發，選取國內三種專利有效量作為技術創新水平的衡量指標，一個地區的有效專利越多說明當地的技術創新水平相對較高。制度創新激發市場活力，關鍵在于如何正確處理“看得見的手”與“看不見的手”的關系[13]，其實質就在于處理好政府與市場的關系，而市場中最重要的交易主體是企業，較高的政府研發投入容易滋生尋租現象不利于制度紅利的釋放和政府職能的轉變[14]。同時，制度的創新能為各類企業消除體制約束，釋放企業創新動力。因此，采用企業科研經費投入與政府科研經費投入的比值來測度制度創新水平，比值越高說明該地區企業在科研活動中的積極性越大，制度創新水平也越高。同時，引入對外經濟貿易、人力資源、地區經濟水平三個控制變量。對外經濟貿易通過進口引進國外先進技術，利用出口擴大內需，促使資源合理分配進而促進產業轉型升級[15]。人力資源是推動經濟發展的基礎，優質的勞動力直接作用于生產資料，帶來高水平的技術和管理水平，直接帶動產業轉型升級。地區經濟水平是產業轉型升級的重要保障，高的經濟發展水平能提供較多的研發資金。結合數據的可得性，分別采用地區進出口總額、每十萬人口高校平均在校生、地區生產總值來衡量。

(二)數據描述

本文將數據構建為平衡面板數據集，原始數據均來自2009-2017年的《中國統計年鑒》《中國科技年鑒》《中國工業統計年鑒》和國家知識產權局，并列出所有數據的統計性描述(見表1)。值得注意的是，山西、江西兩省第二產業的發展處于較低水平，江西省的工業企業新產品產值于2013年達到頂點之后呈現下降的趨勢。通過創新水平的變動可以看出，中部六省的國內三種專利有效量逐年增高，表明中部六省的技術創新水平發展漸好。制度創新水平除山西省外均呈現出上漲的趨勢，表明其余五省企業創新積極性不斷攀升，而山西省的制度創新水平呈波動態勢。

表1 變量統計型描述

(三)模型設計

分析創新與產業轉型升級的相關性，建立如下模型：

ISit=?0+?1qit+?2giit+?3xmit+?4hrit+?5pgdpit+εit+ηt+υi

(1)

其中，i=1,2,…6代表中部六省，t=1,2,…9代表時期。isit、qit、giit、xmit、hrit、pgdpit分別代表第i個省份t時期的工業企業新產品產值、國內三種專利有效量、制度創新水平、地區進出口總額、每十萬人口平均高校在校生、地區生產總值。相關性檢驗之前對所有數據均采取對數處理。為測度創新對產業轉型升級的效率值，建立投入導向下的BCC模型：

(2)

其中，j=1,2,…6代表中部六省，X,Y分別是投入、產出向量。若θ=1,S-=S+=0，則決策單元DEA有效；若θ=1,S+≠0，或S-≠0，則決策單元弱DEA有效；若θ<1，則決策單元非DEA有效。

根據以上分析提出以下主要假設：①技術創新和制度創新均對中部地區產業轉型升級有顯著正向影響。②創新對中部地區產業轉型升級的效率沒有達到最優水平。③制約中部地區產業轉型升級效率的因素在各省份之間具有差異性。

四、相關性檢驗

本文采用的是中部六省時間跨度為9年的面板數據，截面的個數小于時間的個數，為了避免面板單位根造成序列不平穩而導致回歸結果失效，需要先進行面板單位根檢驗以確定數據的平穩性。如果是同階單整的幾個變量，可以用協整檢驗來驗證是否具有長期協整關系。從檢驗結果(見表2)可以看出，原始數據中的制度創新gi通過了單位根檢驗，其余變量均沒有通過單位根檢驗，把其余變量一階差分之后均能通過ADF檢驗，PP檢驗，LLC檢驗，且顯著性水平都比較高，根據少數服從多數的原則，本文認為這些變量一階差分不存在單位根，同為I(1)序列。為了確定序列之間是否具有長期的協整關系，需要對序列之間進行協整檢驗(見表2)。本文采用的是建立在Engl-Granger二步法檢驗基礎上的Pedroni檢驗，檢驗結果在1%的水平下拒絕了不存在協整的原假設，可以判定變量間存在長期的協整關系。

表2 單位根檢驗

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t統計量的概率值。

相比于時間序列數據模型和截面數據模型，面板數據模型由于其樣本的增大可以顯著的增加自由度，降低變量之間的多重共線性，減少模型的估計誤差，使得統計推斷更加有效，回歸之前需要對模型的選擇進行判定。首先，利用F檢驗來判定采用混合效應模型還是固定效應模型，再接著，運用Hausman檢驗判斷是采用固定效應模型還是隨機效應模型，確定模型之后再進行回歸。考慮到方程間的誤差項存在異方差和同期相關，確保模型估計的有效性，本文使用EGLS(cross-section SUR)的估計方法，并給出三類模型(固定效應、隨機效應、混合效應)的估計結果(見表3)，模型的檢驗和回歸均由Eviews8軟件來完成。

表3 面板模型回歸估計結果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為系數估計標準差。

從表3中可以看出，模型設定檢驗的F統計量的值為44.346，大于1%水平下的臨界值。Hausman檢驗Chi-Sq值為84.844，概率P為0.00，在1%的水平下拒絕了采用隨機效應模型的原假設，應當采用固定效應模型。為了驗證上一步回歸分析結果的穩健性，進一步證實技術創新與制度創新水平與產業轉型升級相關關系的真實性，本文采用替換控制變量的方法進行穩健性檢驗。選擇固定資產投資、外商直接投資、居民消費水平三種變量對控制變量依次替換并構建三種模型，回歸所采用的方法和上一步相關性檢驗的方法相同。模型1用固定資產投資替換地區經濟水平，模型2用固定資產投資和外商資產投資替換地區經濟水平和對外經濟貿易，模型3用固定資產投資、外商直接投資、居民消費水平對三種控制變量同時替換。表4中的結果表明，替換模型控制變量之后的回歸結果與前文檢驗結果基本一致，技術創新與制度創新對產業轉型升級仍有顯著的正向影響，因此，相關性檢驗結論是穩健的。

從回歸結果(固定效應)中能夠看出，創新指標均在1%的水平下顯著，說明技術創新和制度創新均對中部地區產業轉型升級均有顯著影響，這與本文假設1一致。其中，創新指標中影響產業轉型升級程度較強的是制度創新，制度創新每提高1%的水平，工業企業新產品產值增加0.3831%，這說明研發活動中企業主導地位的提高能夠激發市場活力促進產業轉型升級，應當繼續發揮制度紅利，提高企業在研發活動中的積極性和主導性。技術創新每提高1%的水平，工業企業新產品產值提高0.2254%的水平，應當加強技術創新成果的孵化，并強化技術創新成果的推廣應用。除此之外，對外經濟貿易、人力資源、地區經濟水平均對中部地區產業轉型升級有顯著的正影響，其中對外經濟貿易的系數最小為0.1596，說明中部地區產業轉型升級進程中對國際經濟貿易的依賴比較小，國際化水平仍處于提升階段。

表4 穩健性檢驗結果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為系數估計標準差。

五、三階段DEA效率檢驗

Fried(2002)認為管理無效率、環境變量和隨機噪聲三種因素會影響傳統DEA模型對決策單元效率的分析，并將環境變量、隨機噪聲引入DEA模型，以分離這三種因素的影響[16]。陳巍巍等(2014)認為，三階段DEA模型應用了隨機前沿分析理論，將傳統DEA模型中的環境因素和隨機干擾的影響剔除，使模型分析更準確[17]。如何剔除環境和隨機影響是三階段DEA模型的關鍵。首先，第一階段應用傳統DEA模型對各個決策單元進行分析，得出效率值和投入產出的目標值，再通過目標值計算出各個決策單元的投入或產出的松弛變量。其次，在第二階段，利用隨機前沿模型，將松弛變量對環境變量和混合誤差項進行回歸，同時將松弛變量分解為環境因素、管理無效和統計噪聲三種因素，并根據所得結果調整原始投入值。松弛變量是理想投入與實際投入的差額，而外部環境因素、隨機誤差、內部管理因素則是造成這種差額的主要原因。最后，通過DEA分析，重新輸入調整后的投入值，得到的結果就是剔除了環境和隨機影響的更準確的效率值。調整公式如下：

(3)

(一)一階段DEA回歸結果

運用投入導向的BCC模型對2008—2016年中部六省創新促產業轉型升級的綜合效率水平分析結果如表5。

表5 第一階段DEA綜合效率值

總體來說，中部六省創新對產業轉型升級的效率均沒有達到最優水平，有待進一步提高。從均值來看，湖北省的效率最高，山西省的效率最低。在沒有剔除環境因素和隨機噪聲的影響下，湖南省達到效率前沿面的次數最多，并且從2014年起在六省中排名最優，而江西、山西兩省產業轉型升級的效率呈現出逐年下降的趨勢。

(二)二階段SFA回歸結果

第二階段是利用SFA模型對松弛變量和環境變量進行回歸，剔除環境因素和隨機干擾對原始投入的影響。環境變量是指對投入冗余有影響但不在樣本主體可控范圍，與控制變量的選取原則基本一致。仍然選用地區進出口總額、每十萬人口平均高校學生人數和地區生產總值作為環境變量，分別將第一階段DEA分析結果得到的技術創新松弛和制度創新松弛作為隨機前沿模型的被解釋變量，環境變量為解釋變量，使用Frontier 4.1軟件進行回歸估計(見表6),在進行回歸之前對數據均采取對數處理。結果顯示，LR檢驗通過1%水平下的顯著性檢驗，說明采取SFA模型是有效的，sigma-squared值和gamma值在1%水平下顯著，且gamma值分別0.401和0.546，說明除管理無效率以外的因素也會導致投入松弛，進行環境和隨機干擾的剔除是有必要的[18]。

從模型的回歸系數來看，大部分系數估計是顯著的，正的回歸系數表示環境因素增加了投入松弛，增加了投入浪費，負的回歸系數表示環境因素減少投入浪費。進出口總額的系數均為正值，說明對外經濟貿易的擴張會增加技術創新和制度創新的浪費，不利于創新促產業轉型升級效率；每十萬人高校平均在校生的增加對技術創新松弛變量和制度創新松弛變量的系數均為負值，說明人力資本的增加能夠減少創新資源浪費。地區GDP的系數均為負數，說明地區經濟水平提高將減少技術創新和制度創新的浪費，有利于產業轉型升級效率的提高，這可歸結為經濟水平提高所帶來的外溢效應，一個地區的經濟水平越高，其對應的基礎設施建設更加完善，在人才吸引等方面更具備競爭力，對創新的有效利用有正向保障作用。

表6 第二階段SFA估計結果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為系數估計標準差。

(三)三階段DEA回歸結果

將調整后的技術創新和制度創新數據重新運用DEAP2.1軟件進行回歸，得到剔除環境因素和隨機干擾因素下的產業轉型升級效率，結果分別見表7、表8和表9。

比較第三階段DEA綜合效率(表7)與第一階段綜合效率(見表5)，發現：各省2008—2016年綜合效率均值均小于第一階段綜合效率均值。說明外部環境和隨機干擾因素給中部地區產業轉型升級帶來了正的影響，剔除之后反而會降低效率，同時也證實了中部地區產業轉型升級沒有達到最優水平。這與本文假設2一致。中部六省調整之后的綜合效率均值排名發生了變動，湖南省的綜合效率超過湖北省排名第一，說明在第一階段DEA結果中湖北省比湖南省更依賴外部環境的影響，而非創新活動本身的貢獻，剔除環境影響后，效率下降幅度超過湖南省。從各個省份的效率變動情況來看，除山西省和安徽省之外，其余四省的綜合效率值均表現出逐年上升的趨勢，且湖南省2015年以后效率達到前沿面。

表7 調整后的DEA綜合效率

DEA回歸分析將綜合效率分解為純技術效率(見表8)和規模效率(見表9)，從整體結果中可以看出中部六省的純技術效率普遍較高，而規模效率普遍偏低，可以認為整體規模效率偏低是造成中部地區產業轉型升級效率較低的主要原因。從各個省份綜合效率分解值可以看出，省際間制約產業轉型升級效率的原因具有差異性，這與假設3一致。

表8 調整后的DEA純技術效率

表9 調整后的DEA規模效率

中部六省制約產業轉型升級效率的因素主要體現在如下兩個方面。

一是以規模效率為主制約產業轉型升級效率，如山西省、江西省、湖南省。從調整后的規模效率結果來看，山西省和江西省的規模效率一直在中部六省中處于最低水平，且規模效率遠遠小于純技術效率，說明規模效率是制約這兩省效率偏低的首要原因。山西省的規模效率常年處于較低水平，而純技術效率值卻保持在高位，可以認為山西省綜合效率排名較低是由于規模效率較低導致的，提高產業轉型升級效率應當把擴大創新規模，提高規模效率作為首要目標；江西省的規模效率值雖然偏低，但呈現出上升的趨勢，而純技術效率值于2015年下降幅度較大，在提高規模效率的同時應當警惕純技術效率的下降。此外，湖南省的規模效率水平雖在六省中排名最高，但從結果中可以看出，2013年以前，湖南省純技術效率水平遠遠高于規模效率水平，表明制約湖南省產業轉型升級效率的因素是規模效率，這種狀況從2013年得到改善，且近兩年均位移到效率前沿面，表明當前湖南省創新效率較好。

二是規模效率和純技術效率共同制約產業轉型升級效率，如河南省、湖北省、安徽省。從調整后的純技術效率結果來看，三個省份的純技術效率雖然普遍高于規模效率，但效率值隨時間波動較大，而規模效率呈現出逐年上升的趨勢，且上升幅度較大，2016年的規模效率值均超過純技術效率值。可以認為，當前這三個省份在提高產業轉型升級效率方面應當以純技術效率的提高為主，同時警惕規模效率回落。

六、研究結論與對策建議

研究結論：①創新對中部六省產業轉型升級具有積極的推動作用，主要體現在技術創新和制度創新兩種因素直接作用于工業部門，促進工業企業新產品產值的提高，推動第二產業的轉型升級，同時，制度創新對產業轉型升級的作用大于技術創新的作用。②中部地區創新促產業轉型升級的效率普遍偏低，外部因素對產業轉型升級效率的提升有正向作用，創新對產業轉型升級的作用沒有達到最優水平，存在帕累托改進。③中部地區各省產業轉型升級效率偏低的原因具有差異性，制定產業轉型升級效率提升政策時應當結合本省具體情況，分別從規模效率和純技術效率的角度制定產業轉型升級政策。

根據以上結論，提出以下中部地區創新促產業轉型升級的相關建議。

①加強經濟體制、科技體制改革，通過制度創新來激發市場活力，提高企業研發積極性。中部地區應當積極響應智慧城市建設，大力發展高技術產業，根據自身資源稟賦以及產業基礎，采用新技術改造傳統產業，以大數據、智能化引領產業的轉型升級，加速信息化與工業化的深度融合。加快推進以科技創新為核心的全面創新，統籌推進制度創新、管理創新、商業模式創新、業態創新和文化創新，加快新舊動能轉換，提升中部地區創新力和競爭力。

②根據各省差異，在技術效率較低的省份鼓勵傳統企業積極引進先進技術升級過剩產能，以最快速度達到引進、吸收、再創新，引進的同時政府應當完善服務體系，為企業創新提供信息資源和數據支撐；在規模效率較低的省份應當重點增加新興產業的戰略布局，加速科研成果產業化，利用財政稅收政策促進高新技術產業集群，強化產業集聚效應，提升規模經濟[19]。同時，搭建科技市場平臺，增強創新空間集聚效應，拉動創新要素向企業集聚，提升企業創新能力，推動產品創新、工藝創新、模式創新等創新模式的多樣化，深化產學研協同創新，促進核心技術市場化，實現工業質與量同時發展。

③堅決淘汰落后產能，加快企業特別是重化工企業技術改造，減少資源環境負擔，引導落后產能升級為新動能。應當運用環保督查的倒逼機制，對違法違規長期不達標的落后產能實施關閉退出，企業在技術改造時要突出綠色低碳和智能化兩個方面，嚴格控制污染排放量。同時，中部各省份在城市規劃中要加大對工業轉型升級的投入力度，對投入產出進行量化監督，并建立城市綠色評價體系，實現綠色制造業長效發展。

④利用網絡協同優化中部六省創新資源配置，進一步加強產業轉型升級。隨著產業分工日益細化，單個企業難以解決較為復雜的創新活動，為優化資源配置，提升產業轉型升級效率，中部六省應當著力打造一批網絡協同制造公共服務平臺，以不同創新主體為生產單元，利用互聯網和大數據進行低成本信息交換與共享，實現資源充分利用。同時，針對當前網絡協同制造技術薄弱、發展模式創新不足等問題，重點研發網絡協同制造的核心軟件，突破網絡協同制造的關鍵技術，培育一批示范效應較強的智慧企業。