技術創新影響產業結構優化的門檻效應研究

吳振華

(遼寧大學經濟學院，遼寧 沈陽 110036)

0 引言

在當前 “三期疊加”新階段背景之下，要想有效轉變粗放型經濟發展方式、保持經濟高質量增長，必須依靠技術創新、實施創新驅動發展戰略，以此提升產業素質、轉換新舊動能。然而，中國目前的技術創新水平雖然顯著提升，但相比發達國家而言，仍舊處于較低層次，有限的創新資源及其擇優性導致各地區難以實現平等待遇，因而技術創新能否通過所謂的 “先富帶動后富”來實現產業結構優化？經濟發達地帶能否在維持本地產業結構穩定發展的同時，通過集聚一流的創新資源帶動更大區域范圍的產業結構優化？我們有必要研究技術創新對本地產業結構優化的作用，特別是要關注區域異質性問題。

針對技術創新對產業結構優化的理論研究，Trevor闡述了產業創新的未來走勢及其影響機制[1]；Pavitt發現技術創新由于產業差異化而呈現一定差異，企業創新和產業環境之間互為影響[2]；Levin發現創新擴散有利于社會發展[3]；Arthur提出技術創新降低了企業生產成本、提升了產品質量，企業收益遞增，從而推動了產業演進[4]；Dosi提出新技術借助產業鏈來作用于產業結構[5]；Breschi等提出技術創新借助勞動生產率來帶動產業優化[6]；Desmet等認為企業借助于技術創新導致制造業份額下降、服務業生產率提高，進而優化產業結構[7]。國內研究集中在技術創新驅動產業結構升級的路徑與機制，李從容等發現技術進步和產業結構調整改變了就業彈性[8]；張銀銀等認為技術創新通過影響技術和市場軌道、全產業鏈創新驅動產業結構優化[9]；龔軼等發現產品創新、過程創新均會導致產業結構合理化，產品創新通過增加重工業比重帶動產業結構高級化[10]；陶長琪等發現地區勞動和資本集聚對產業升級效應是遞減的且趨向收斂態勢，人力資本和創新集聚對產業升級效應是遞增的且趨向發散態勢[11]；時樂樂等認為技術創新和產業結構優化之間正相關，隨著環境規制增強，技術創新帶動產業結構優化[12]。

針對技術創新對產業結構優化的實證研究，發現技術創新對產業結構優化發揮顯著的影響。Peneder認為技術創新通過影響總收入、需求結構使得需求收入彈性變化，進而帶動產業結構優化[13]；Lucchese提出技術創新在行業之間差異帶動了產業結構變動[14]；Bogliacino等提出技術創新和產業演化間相互作用[15]；薛繼亮認為適當的技術選擇會帶動產業結構升級[16]；Carter指出技術變革帶動了城市發展[17]；李偉慶等提出技術創新并未帶動制造業升級，需要構建產學研的合作機制[18]；李政等發現創新投入結構不合理導致產業結構升級受阻[19]；王海兵等提出短期之內創新阻礙產業結構變遷，而長遠看創新促進產業結構變遷[20]；Gustafsson等提出技術創新導致工業生命周期變化[21]；王煌等提出對外貿易通過技術創新帶動產業結構升級[22]；蔡玉蓉等認為創新投入帶來產業層次提升，其對東部地區作用最大，其次為西部地區，對中部地區的作用最小[23]。

由上述可知，國內外學者研究得到大致結論，即技術創新顯著推動了產業結構優化，而已有研究僅選取線性模型檢驗兩者之間的關系，相對比較單一，難以準確反映經濟變量之間的復雜聯系。鑒于此，本文構建技術創新評價指標體系，采用門檻回歸模型深入研究技術創新的投入、產出、擴散、環境對產業結構升級作用的差異性。本文的貢獻為：第一，從理論上系統地探討技術創新水平對產業結構優化的影響，基于系統GMM模型探討區域的技術創新投入、產出、擴散及環境因素對產業結構優化作用的差異；第二，基于門檻模型非線性假設，探究技術創新對產業結構升級作用的非線性閾值效應，找到相應門檻值，并結合當前中國區域技術創新特征對面板門檻模型進行實證檢驗，為政府制定差異性的產業政策提供參考和借鑒。

1 理論推導

基于柯布-道格拉斯生產函數，社會總體生產函數設定為：

Y=ALαKβ

(1)

(2)

其中，α為勞動產出彈性，β為資本產出彈性，α+β=1；λ為技術創新對技術進步的彈性，且0<λ<1。

各產業的生產函數定義為：

(3)

(4)

其中，i為第i產業，i=1,2,3；αi為第i個產業的勞動產出彈性；βi為第i個產業的資本產出彈性；λi為第i個產業的技術創新對技術進步的作用系數，且0<λi<1。

由式 (3)除以式 (1)，可得：

(5)

將式 (2)和式 (4)代入式 (5)，整理可得：

(6)

(7)

2 研究設計

2.1 模型設定

借鑒Wang的研究[24]，選擇動態面板門檻模型，以此構建技術創新對產業結構優化的作用，模型如下：

insit=α1+α2insit-1+α3xit+β1innov(qi≤γ)+β2innov(qi>γ)+εit

(8)

其中，i為省份 (i=1,2,…,31)；t為時間；ins為被解釋變量；x為控制變量；innov為技術創新；qi為門檻變量；γ為門檻值；α1為個體的未觀測特征；ε為隨機擾動項。

2.2 變量選取與指標說明

(1)被解釋變量。產業結構升級指數 (ins)：此處選擇第三產業增加值和第二產業增加值之比衡量產業結構優化。

(2)核心解釋變量。技術創新水平由四部分構成，包括技術創新投入、產出、擴散和環境。第一，技術創新投入反映組織在創新活動中投入的要素組合及規模大小，包括資金、人員，為創新提供了物質擔保。其中，技術創新物質資本投入用研究經費投入 (rdm)衡量，技術創新勞動投入用企事業單位的技術人員數量 (tep)衡量。第二，技術創新產出衡量創新投入轉化為現實成果的能力，不僅反映基礎科學的產出成果，也反映企業通過技術創新活動而流入的經濟利益，此處選擇國內專利授權數 (pat)予以衡量。第三，技術創新擴散反映技術外流轉移的頻繁度，在新技術誕生初期，企業對技術占有權產生排他性，新技術的影響不大，技術擴散至全社會才能實現技術產業化發展，此處選擇技術市場成交額 (tmar)予以衡量。第四，技術創新環境是外部保證，間接影響創新主體。不同區域擁有自己的教育、科技、工業體系和消費習慣，上述因素滲透在技術創新的投入、產出和擴散環節中，影響技術創新能力形成，此處選擇教育經費 (ec)和人均GDP (rgdp)予以衡量。

(3)控制變量。第一，固定資產 (inv)：選擇固定資產占GDP的比重予以衡量。假如固定資產投入比較合理，則其對產業結構優化發揮正向促進作用。第二，外商直接投資 (fdi)：此處選擇實際FDI對數值予以衡量。第三，政府財政支出 (gov)：此處選擇政府一般財政預算支出與GDP之比予以衡量。作為政府消費的關鍵因素，政府財政支出比較多且合理，則會促進產業結構優化。第四，金融發展水平 (fint)：此處選擇金融機構存貸款余額之和與GDP之比衡量。隨著金融發展規模增加及金融結構合理化，推動了產業結構優化。第五，基礎設施水平 (inf)：選擇區域公路里程數與區域面積之比予以衡量，基礎設施通過空間溢出、蒂伯特機制來帶動產業結構優化。第六，國有化程度 (nat)：國有企業壟斷是產業結構優化的重要因素，此處選擇國有職工占總職工人數比重予以衡量。

本文選取中國31個省級層面2003—2018年樣本，原始數據來自歷年《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》。

3 基準結果分析

從表1、表2和表3可知,產業結構優化的滯后一期通過了顯著性檢驗，產業結構優化和產業結構優化滯后一期存在正相關，且系數均大于0.1，表明當期產業結構優化受前一期產業結構優化的作用較大。

表1 動態效應估計結果 (技術創新投入)

表2 動態效應估計結果 (技術創新產出和擴散)

表3 動態效應估計結果 (技術創新環境)

從技術創新投入看：第一，研究經費支出在全國的系數為0.0107，且在1%水平上顯著，說明研究經費支出在全國對產業結構優化發揮顯著正向推動作用；研究經費支出系數在東部不顯著，西部支出系數為0.0426，且在5%水平上顯著，說明研究經費支出在西部對產業結構優化發揮顯著正向推動作用，且促進效果更強。高等院校、科研機構擁有的研發費用較多，產、學、研之間的配合度較高，帶動全國及西部地帶的科研投入到真正的服務生產中，最終帶動產業結構優化；而東部研究經費投入結構不合理、研究經費使用率不高以及技術創新市場的不完善，使其對產業結構優化的作用不顯著。第二，企事業單位技術人員在全國的系數為-0.0028，且在5%水平上顯著，說明企事業單位技術人員對產業結構優化發揮顯著負向作用；企事業單位技術人員系數在東部和西部均不顯著，企事業單位技術人員較多，而相關政策忽視了技術人員的質量和結構，全國及東部企事業單位技術人員為企業生產服務的較少，故會阻礙產業結構優化，西部企事業單位人員比較少，不足以影響到產業結構優化?？刂谱兞可?，固定資產投資對產業結構優化發揮帶動作用，說明固定資產投入合理，則會促進產業結構高級化；實際利用外商直接投資顯著為負，源于對外開放因其地區差異所導致的失衡對產業結構優化產生了負面效應；政府財政支出對產業結構優化的抑制作用較強，預示政策制定者應該考慮地區發展協調均衡；金融機構存貸款對產業結構優化產生正向推動作用，符合當下市場發展的需要；基礎設施對產業結構優化正效應顯著，源于空間溢出和蒂伯特機制的作用；國有化程度不利于產業結構升級，源于市場化程度越低，導致國企壟斷呈現低效率特征。

從技術創新產出看，專利授權數在全國的系數為0.0033，且在1%水平上顯著，說明專利授權數對產業結構優化發揮顯著正向促進作用；專利授權數系數在東部和西部均不顯著，原因在于專利質量普遍不高，大多數專利均來自個人所有，而創新活動針對團體合作要求提高，故單人借助創新產出專利質量難以同團體抗衡。

從技術創新擴散看，技術市場成交額在全國的系數為0.0069，且在1%水平上顯著，表明技術市場成交額對產業結構優化發揮顯著正效應；技術市場成交額系數在東部不顯著，在西部系數為0.0124，且在1%水平上顯著，說明技術市場成交額有利于西部地帶產業結構優化。2003—2018年中國技術創新成交額呈現逐年遞增態勢，技術市場發達也將推動產業結構優化進程；技術創新擴散引起大量勞動與資本集聚，而創新要素集聚本身促進了產業結構優化，當創新要素集聚到某一時點，會引發東部地帶的產業之間通過惡性競爭奪取資源，故對產業結構優化的正作用不顯著?？刂谱兞糠矫?，固定資產投資、金融機構存貸款總額、基礎設施建設都對產業結構優化發揮顯著正作用；實際利用外商直接投資、政府財政支出和國有化程度對產業結構優化的負效應顯著。

從技術創新環境看：第一，教育經費在全國的系數為0.0116，且在1%水平上顯著，表明教育經費對產業結構優化產生顯著正作用；教育經費在東部的系數為0.0424，且在5%水平顯著，說明教育經費對東部產業結構優化產生顯著正作用，教育經費系數在西部不顯著。全國及東部教育經費體現了區域創新的軟環境，為基礎研發提供了優越條件；西部教育經費投入較少，無法提供良好的創新環境，故對產業結構優化效應不顯著。第二，人均GDP系數在全國及東部、西部均不顯著，原因在于重工業化的產業結構，基本特點是技術水平低，產業競爭力弱，最容易受到發展環境的沖擊。所以，應該努力提高技術創新能力，推動經濟高質量發展?？刂谱兞糠矫?，固定資產投資、金融機構存貸款總額、基礎設施建設都會帶動產業結構優化；實際利用外商直接投資、政府財政支出和國有化程度對產業結構優化的負效應顯著。

4 穩健性檢驗

為了確保實證結果的準確性，選擇兩方面對基準模型予以檢驗：替換產業結構優化變量估計和分時間段結果估計。第一，變量替換。此處借鑒徐敏和姜勇的做法，構建產業結構升級指數[25]，結果發現替換產業結構優化變量后，并沒有改變技術創新水平對產業結構優化的作用，同前文結果保持統一。第二，分階段檢驗。選取2008年金融危機作為分界點，依次對2003—2008年、2009—2018年兩個時期予以估計，結果顯示，分階段回歸尚未改變技術創新水平對產業結構優化的作用，與前文結果一致。

5 門檻效應估計結果

5.1 門檻效應檢驗及門檻值估計

(1)門檻效應檢驗。在構建面板門檻模型基礎上，分別選擇單一、雙重和三重門檻假設，對式 (8)進行估計，得到門檻變量F統計量，再選擇自助法估計P值，具體見表4。結果顯示，技術創新投入影響產業結構優化的單一和雙重門檻均通過顯著性檢驗，三重門檻均未通過10%顯著性檢驗。

表4 門檻效應檢驗結果

(2)門檻值估計。對于技術創新投入門檻變量，將其還原后，根據技術創新投入大小分為低投入型 (rdm≤506和tep≤13)、中等投入型 (5064303和tep>68)；同理，根據技術創新產出高低分為低產出型 (pat≤538)、中等產出型 (5386836)；根據技術創新擴散快慢分為低擴散型 (tmar≤21569)、中等擴散型 (2156990219)；根據技術創新環境好壞分為低劣環境型 (ec≤103和rgdp≤16)、一般環境型 (1031270和rgdp>23)。

5.2 門檻模型估計結果

由表5可知，Wald檢驗P值均為0，故否定解釋變量系數為零的原假設，說明模型的擬合效果較好；Sargan檢驗P值大于0.1，表明動態GMM模型不存在過度識別問題；殘差項的一階序列AR (1)顯著正相關，而AR (2)不相關，表明動態GMM模型的設定是合理的。

表5 門檻效應估計結果

(1)技術創新投入門檻估計結果。以技術創新投入的第一個變量研究經費支出為門檻變量的估計結果顯示：研究經費支出對產業結構優化的影響具有門檻特征，該特征表現為，當研究經費支出低于門檻值506千萬元、506千萬元至4303千萬元之間、高于4303千萬元時，技術創新投入均對產業結構優化產生顯著正效應，作用系數分別為0.0163、0.0127和0.0091。2003—2018年，海南、貴州、西藏、甘肅、青海、寧夏和新疆地區的研究經費支出低于門檻值506千萬元，北京、上海、江蘇、浙江、山東和廣東省的研究經費支出均高于門檻值4303千萬元，其余18個省份研究經費支出在[506千萬元,4303千萬元]范圍內。

以技術創新投入的第二個變量企事業單位技術人員為門檻變量的估計結果顯示：企事業單位技術人員低于門檻值13萬人、高于68萬人時，技術創新投入均對產業結構優化產生顯著正效應，作用系數分別為0.0111和0.0134；企事業單位技術人員在13萬人至68萬人之間時，技術創新投入對產業結構優化產生顯著的負向效應，其作用系數為-0.0030。 2003—2018年，西藏和青海的企事業單位技術人員低于門檻值13萬人，河北、江蘇、浙江、山東、廣東、遼寧、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、黑龍江、廣西、四川、云南和陜西的企事業單位技術人員均高于門檻值68萬人，余下12個省份企事業單位技術人員在[13萬人,68萬人]范圍內。

(2)技術創新產出和擴散門檻估計結果。以技術創新產出變量專利授權數為門檻變量的估計結果顯示：當專利授權數低于門檻值538萬項時，技術創新產出對產業結構優化產生顯著負效應，作用系數為-0.0169；當專利授權數在538萬項至6836萬項之間、高于6836萬項時，技術創新產出對產業結構優化影響不顯著。2003—2018年，西藏和青海的專利授權數低于門檻值538萬項，北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、遼寧、安徽、河南、湖北、湖南、黑龍江、重慶、四川、陜西的專利授權數高于門檻值6836萬項，余下11個省份專利授權數在[538萬項,6836萬項]范圍內。

以技術創新擴散變量技術市場成交額為門檻變量的估計結果顯示：當技術市場成交額低于門檻值21569百萬元時，技術創新擴散對產業結構優化產生顯著負效應，作用系數為-0.0288；當技術市場成交額在21569百萬元至90219百萬元之間，技術創新擴散對產業結構優化產生顯著正效應，作用系數為0.0048；當技術市場成交額高于90219百萬元時，技術創新擴散對產業結構優化的影響不顯著。2003—2018年，北京技術市場成交額高于門檻值90219百萬元，上海、江蘇和廣東的技術市場成交額在[21569百萬元,90219百萬元]范圍內，余下27個省份技術市場成交額均低于門檻值21569百萬元。

(3)技術創新環境門檻估計結果。以技術創新環境的第一個變量教育經費為門檻變量的估計結果顯示：當教育經費低于門檻值103億元時，技術創新環境對產業結構優化影響不顯著；當教育經費在103億元至1270億元之間、高于1270億元時，技術創新環境均對產業結構優化產生顯著正效應，作用系數分別為0.0095和0.0185。2003—2018年，河南和西藏的教育經費低于門檻值103億元，江蘇、廣東的教育經費均高于門檻值1270億元，余下27個省份教育經費在[103億元,1270億元]范圍內。

以技術創新環境的第二個變量人均GDP為門檻變量的估計結果顯示：當人均GDP低于門檻值16000元、在16000元至23000元之間時，技術創新環境均對產業結構優化產生顯著正效應，作用系數分別為0.0145和0.0369；當人均GDP高于23000元時，技術創新環境對產業結構優化產生顯著負效應，作用系數為-0.0241。2003—2018年，貴州、云南和甘肅的人均GDP低于門檻值16000元，余下省份的人均GDP均高于門檻值23000元。

6 結論與建議

本文選取2003—2018年31個省級面板數據，運用系統GMM模型、面板門檻模型，從技術創新的四大維度來研究其對產業結構優化的作用。實證結果表明：①技術創新投入視角下的研究經費支出對產業結構優化發揮顯著正效應，企事業單位的技術人員對產業結構優化具有顯著阻礙作用；技術創新產出視角下的專利授權量、技術創新擴散視角下的技術市場成交額對產業結構優化均具有顯著促進作用；技術創新環境視角下的教育經費對產業結構優化發揮顯著正效應，人均GDP對產業結構優化影響不顯著；各地區技術創新水平的產業結構優化效應會因其地區發展的不同也呈現出較大差異。②技術創新水平對產業結構優化存在顯著門檻效應，第一，研究經費支出在雙重門檻下均促進產業結構優化，企事業單位技術人員低于門檻值13萬人和高于68萬人時，技術創新投入促進產業結構優化，而在13萬人至68萬人之間則抑制產業結構優化；第二，專利授權數低于門檻值538萬項時，技術創新產出不利于產業結構優化，在538萬項至6836萬項之間、高于6836萬項時對產業結構優化影響不明顯；第三，技術市場成交額低于門檻值21569百萬元時，技術創新擴散不利于產業結構優化，在21569百萬元至90219百萬元之間則會促進產業結構優化，高于90219百萬元則對產業結構優化影響不明顯；第四，教育經費低于門檻值103億元時，技術創新環境對產業結構優化影響不明顯，教育經費在103億元至1270億元之間、高于1270億元時則會促進產業結構優化，人均GDP低于16000元、在16000元至23000元之間時技術創新環境促進產業結構優化，人均GDP高于23000元時技術創新環境不利于產業結構優化。

鑒于上述結論，本文提出以下建議：①繼續加大研究經費的投入力度，調整研究經費的投入結構。如運用階梯式補貼形式，對那些率先實施技術創新企業給予最大補貼；東部地區研發經費的投入結構呈現不合理態勢，故應大力加強企業研究經費投入力度；科研技術人員數量增加，但總體增幅不大，故需要加大科研人員培養，運用效率工資法對其給予激勵。②強化產、學、研三者之間的融合度，積極把研究成果轉為生產服務。中國專利的主要特征為個人較多而集體較少，個體專利無法轉為現實生產力，因此應該強化團體合作意識；西部地帶應該加大科研經費投入，盡最大努力推動科研成果轉化。③加大體制機制改革，提升技術創新效率。政府需要采取簡政放權政策，支持高新技術創新研究、基礎性研究；建立產權中介服務中心，加大科研成果知識產權保護力度；打擊假冒偽劣產品，讓技術創新者或企業能夠獲得合法權益。④加快創新成果轉化，最大程度地減少時滯性對創新的影響。推進創新成果快速商品化和產業化；加強創新鏈與產業鏈的融合度，推動創新成果迅速轉化；構建地區技術創新合同機制，助推創新成果較快且大量轉化為生產。⑤強化技術創新和產業的有機銜接，將創新打造成驅動產業結構優化的引擎，如建立產業技術創新戰略聯盟，搭建科技公共服務平臺，實現科技創新企業與重點實驗室的信息共享，降低企業獲取信息的門檻。⑥以主導產業的技術創新為主線，增強整體產業的技術水平。如將 “剛性”產業結構轉為 “柔性”，突破主導產業技術瓶頸，積極開發和引進培育新支柱產業技術，在重點領域取得創新與突破，提升產業結構優化的效率。⑦重視技術創新的空間效應。區域間應該減少市場分割，出臺相關合作協議，增強技術交流，促進區域間創新要素高效流動、技術知識及創新成果快速擴散，形成區域間技術創新與產業結構優化之間的良性互動。