技术创新影响产业结构优化的门槛效应研究

吴振华

(辽宁大学经济学院，辽宁 沈阳 110036)

0 引言

在当前 “三期叠加”新阶段背景之下，要想有效转变粗放型经济发展方式、保持经济高质量增长，必须依靠技术创新、实施创新驱动发展战略，以此提升产业素质、转换新旧动能。然而，中国目前的技术创新水平虽然显著提升，但相比发达国家而言，仍旧处于较低层次，有限的创新资源及其择优性导致各地区难以实现平等待遇，因而技术创新能否通过所谓的 “先富带动后富”来实现产业结构优化？经济发达地带能否在维持本地产业结构稳定发展的同时，通过集聚一流的创新资源带动更大区域范围的产业结构优化？我们有必要研究技术创新对本地产业结构优化的作用，特别是要关注区域异质性问题。

针对技术创新对产业结构优化的理论研究，Trevor阐述了产业创新的未来走势及其影响机制[1]；Pavitt发现技术创新由于产业差异化而呈现一定差异，企业创新和产业环境之间互为影响[2]；Levin发现创新扩散有利于社会发展[3]；Arthur提出技术创新降低了企业生产成本、提升了产品质量，企业收益递增，从而推动了产业演进[4]；Dosi提出新技术借助产业链来作用于产业结构[5]；Breschi等提出技术创新借助劳动生产率来带动产业优化[6]；Desmet等认为企业借助于技术创新导致制造业份额下降、服务业生产率提高，进而优化产业结构[7]。国内研究集中在技术创新驱动产业结构升级的路径与机制，李从容等发现技术进步和产业结构调整改变了就业弹性[8]；张银银等认为技术创新通过影响技术和市场轨道、全产业链创新驱动产业结构优化[9]；龚轶等发现产品创新、过程创新均会导致产业结构合理化，产品创新通过增加重工业比重带动产业结构高级化[10]；陶长琪等发现地区劳动和资本集聚对产业升级效应是递减的且趋向收敛态势，人力资本和创新集聚对产业升级效应是递增的且趋向发散态势[11]；时乐乐等认为技术创新和产业结构优化之间正相关，随着环境规制增强，技术创新带动产业结构优化[12]。

针对技术创新对产业结构优化的实证研究，发现技术创新对产业结构优化发挥显著的影响。Peneder认为技术创新通过影响总收入、需求结构使得需求收入弹性变化，进而带动产业结构优化[13]；Lucchese提出技术创新在行业之间差异带动了产业结构变动[14]；Bogliacino等提出技术创新和产业演化间相互作用[15]；薛继亮认为适当的技术选择会带动产业结构升级[16]；Carter指出技术变革带动了城市发展[17]；李伟庆等提出技术创新并未带动制造业升级，需要构建产学研的合作机制[18]；李政等发现创新投入结构不合理导致产业结构升级受阻[19]；王海兵等提出短期之内创新阻碍产业结构变迁，而长远看创新促进产业结构变迁[20]；Gustafsson等提出技术创新导致工业生命周期变化[21]；王煌等提出对外贸易通过技术创新带动产业结构升级[22]；蔡玉蓉等认为创新投入带来产业层次提升，其对东部地区作用最大，其次为西部地区，对中部地区的作用最小[23]。

由上述可知，国内外学者研究得到大致结论，即技术创新显著推动了产业结构优化，而已有研究仅选取线性模型检验两者之间的关系，相对比较单一，难以准确反映经济变量之间的复杂联系。鉴于此，本文构建技术创新评价指标体系，采用门槛回归模型深入研究技术创新的投入、产出、扩散、环境对产业结构升级作用的差异性。本文的贡献为：第一，从理论上系统地探讨技术创新水平对产业结构优化的影响，基于系统GMM模型探讨区域的技术创新投入、产出、扩散及环境因素对产业结构优化作用的差异；第二，基于门槛模型非线性假设，探究技术创新对产业结构升级作用的非线性阈值效应，找到相应门槛值，并结合当前中国区域技术创新特征对面板门槛模型进行实证检验，为政府制定差异性的产业政策提供参考和借鉴。

1 理论推导

基于柯布-道格拉斯生产函数，社会总体生产函数设定为：

Y=ALαKβ

(1)

(2)

其中，α为劳动产出弹性，β为资本产出弹性，α+β=1；λ为技术创新对技术进步的弹性，且0<λ<1。

各产业的生产函数定义为：

(3)

(4)

其中，i为第i产业，i=1,2,3；αi为第i个产业的劳动产出弹性；βi为第i个产业的资本产出弹性；λi为第i个产业的技术创新对技术进步的作用系数，且0<λi<1。

由式 (3)除以式 (1)，可得：

(5)

将式 (2)和式 (4)代入式 (5)，整理可得：

(6)

(7)

2 研究设计

2.1 模型设定

借鉴Wang的研究[24]，选择动态面板门槛模型，以此构建技术创新对产业结构优化的作用，模型如下：

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

(8)

其中，i为省份 (i=1,2,…,31)；t为时间；ins为被解释变量；x为控制变量；innov为技术创新；qi为门槛变量；γ为门槛值；α1为个体的未观测特征；ε为随机扰动项。

2.2 变量选取与指标说明

(1)被解释变量。产业结构升级指数 (ins)：此处选择第三产业增加值和第二产业增加值之比衡量产业结构优化。

(2)核心解释变量。技术创新水平由四部分构成，包括技术创新投入、产出、扩散和环境。第一，技术创新投入反映组织在创新活动中投入的要素组合及规模大小，包括资金、人员，为创新提供了物质担保。其中，技术创新物质资本投入用研究经费投入 (rdm)衡量，技术创新劳动投入用企事业单位的技术人员数量 (tep)衡量。第二，技术创新产出衡量创新投入转化为现实成果的能力，不仅反映基础科学的产出成果，也反映企业通过技术创新活动而流入的经济利益，此处选择国内专利授权数 (pat)予以衡量。第三，技术创新扩散反映技术外流转移的频繁度，在新技术诞生初期，企业对技术占有权产生排他性，新技术的影响不大，技术扩散至全社会才能实现技术产业化发展，此处选择技术市场成交额 (tmar)予以衡量。第四，技术创新环境是外部保证，间接影响创新主体。不同区域拥有自己的教育、科技、工业体系和消费习惯，上述因素渗透在技术创新的投入、产出和扩散环节中，影响技术创新能力形成，此处选择教育经费 (ec)和人均GDP (rgdp)予以衡量。

(3)控制变量。第一，固定资产 (inv)：选择固定资产占GDP的比重予以衡量。假如固定资产投入比较合理，则其对产业结构优化发挥正向促进作用。第二，外商直接投资 (fdi)：此处选择实际FDI对数值予以衡量。第三，政府财政支出 (gov)：此处选择政府一般财政预算支出与GDP之比予以衡量。作为政府消费的关键因素，政府财政支出比较多且合理，则会促进产业结构优化。第四，金融发展水平 (fint)：此处选择金融机构存贷款余额之和与GDP之比衡量。随着金融发展规模增加及金融结构合理化，推动了产业结构优化。第五，基础设施水平 (inf)：选择区域公路里程数与区域面积之比予以衡量，基础设施通过空间溢出、蒂伯特机制来带动产业结构优化。第六，国有化程度 (nat)：国有企业垄断是产业结构优化的重要因素，此处选择国有职工占总职工人数比重予以衡量。

本文选取中国31个省级层面2003—2018年样本，原始数据来自历年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》。

3 基准结果分析

从表1、表2和表3可知,产业结构优化的滞后一期通过了显著性检验，产业结构优化和产业结构优化滞后一期存在正相关，且系数均大于0.1，表明当期产业结构优化受前一期产业结构优化的作用较大。

表1 动态效应估计结果 (技术创新投入)

表2 动态效应估计结果 (技术创新产出和扩散)

表3 动态效应估计结果 (技术创新环境)

从技术创新投入看：第一，研究经费支出在全国的系数为0.0107，且在1%水平上显著，说明研究经费支出在全国对产业结构优化发挥显著正向推动作用；研究经费支出系数在东部不显著，西部支出系数为0.0426，且在5%水平上显著，说明研究经费支出在西部对产业结构优化发挥显著正向推动作用，且促进效果更强。高等院校、科研机构拥有的研发费用较多，产、学、研之间的配合度较高，带动全国及西部地带的科研投入到真正的服务生产中，最终带动产业结构优化；而东部研究经费投入结构不合理、研究经费使用率不高以及技术创新市场的不完善，使其对产业结构优化的作用不显著。第二，企事业单位技术人员在全国的系数为-0.0028，且在5%水平上显著，说明企事业单位技术人员对产业结构优化发挥显著负向作用；企事业单位技术人员系数在东部和西部均不显著，企事业单位技术人员较多，而相关政策忽视了技术人员的质量和结构，全国及东部企事业单位技术人员为企业生产服务的较少，故会阻碍产业结构优化，西部企事业单位人员比较少，不足以影响到产业结构优化。控制变量上，固定资产投资对产业结构优化发挥带动作用，说明固定资产投入合理，则会促进产业结构高级化；实际利用外商直接投资显著为负，源于对外开放因其地区差异所导致的失衡对产业结构优化产生了负面效应；政府财政支出对产业结构优化的抑制作用较强，预示政策制定者应该考虑地区发展协调均衡；金融机构存贷款对产业结构优化产生正向推动作用，符合当下市场发展的需要；基础设施对产业结构优化正效应显著，源于空间溢出和蒂伯特机制的作用；国有化程度不利于产业结构升级，源于市场化程度越低，导致国企垄断呈现低效率特征。

从技术创新产出看，专利授权数在全国的系数为0.0033，且在1%水平上显著，说明专利授权数对产业结构优化发挥显著正向促进作用；专利授权数系数在东部和西部均不显著，原因在于专利质量普遍不高，大多数专利均来自个人所有，而创新活动针对团体合作要求提高，故单人借助创新产出专利质量难以同团体抗衡。

从技术创新扩散看，技术市场成交额在全国的系数为0.0069，且在1%水平上显著，表明技术市场成交额对产业结构优化发挥显著正效应；技术市场成交额系数在东部不显著，在西部系数为0.0124，且在1%水平上显著，说明技术市场成交额有利于西部地带产业结构优化。2003—2018年中国技术创新成交额呈现逐年递增态势，技术市场发达也将推动产业结构优化进程；技术创新扩散引起大量劳动与资本集聚，而创新要素集聚本身促进了产业结构优化，当创新要素集聚到某一时点，会引发东部地带的产业之间通过恶性竞争夺取资源，故对产业结构优化的正作用不显著。控制变量方面，固定资产投资、金融机构存贷款总额、基础设施建设都对产业结构优化发挥显著正作用；实际利用外商直接投资、政府财政支出和国有化程度对产业结构优化的负效应显著。

从技术创新环境看：第一，教育经费在全国的系数为0.0116，且在1%水平上显著，表明教育经费对产业结构优化产生显著正作用；教育经费在东部的系数为0.0424，且在5%水平显著，说明教育经费对东部产业结构优化产生显著正作用，教育经费系数在西部不显著。全国及东部教育经费体现了区域创新的软环境，为基础研发提供了优越条件；西部教育经费投入较少，无法提供良好的创新环境，故对产业结构优化效应不显著。第二，人均GDP系数在全国及东部、西部均不显著，原因在于重工业化的产业结构，基本特点是技术水平低，产业竞争力弱，最容易受到发展环境的冲击。所以，应该努力提高技术创新能力，推动经济高质量发展。控制变量方面，固定资产投资、金融机构存贷款总额、基础设施建设都会带动产业结构优化；实际利用外商直接投资、政府财政支出和国有化程度对产业结构优化的负效应显著。

4 稳健性检验

为了确保实证结果的准确性，选择两方面对基准模型予以检验：替换产业结构优化变量估计和分时间段结果估计。第一，变量替换。此处借鉴徐敏和姜勇的做法，构建产业结构升级指数[25]，结果发现替换产业结构优化变量后，并没有改变技术创新水平对产业结构优化的作用，同前文结果保持统一。第二，分阶段检验。选取2008年金融危机作为分界点，依次对2003—2008年、2009—2018年两个时期予以估计，结果显示，分阶段回归尚未改变技术创新水平对产业结构优化的作用，与前文结果一致。

5 门槛效应估计结果

5.1 门槛效应检验及门槛值估计

(1)门槛效应检验。在构建面板门槛模型基础上，分别选择单一、双重和三重门槛假设，对式 (8)进行估计，得到门槛变量F统计量，再选择自助法估计P值，具体见表4。结果显示，技术创新投入影响产业结构优化的单一和双重门槛均通过显著性检验，三重门槛均未通过10%显著性检验。

表4 门槛效应检验结果

(2)门槛值估计。对于技术创新投入门槛变量，将其还原后，根据技术创新投入大小分为低投入型 (rdm≤506和tep≤13)、中等投入型 (5064303和tep>68)；同理，根据技术创新产出高低分为低产出型 (pat≤538)、中等产出型 (5386836)；根据技术创新扩散快慢分为低扩散型 (tmar≤21569)、中等扩散型 (2156990219)；根据技术创新环境好坏分为低劣环境型 (ec≤103和rgdp≤16)、一般环境型 (1031270和rgdp>23)。

5.2 门槛模型估计结果

由表5可知，Wald检验P值均为0，故否定解释变量系数为零的原假设，说明模型的拟合效果较好；Sargan检验P值大于0.1，表明动态GMM模型不存在过度识别问题；残差项的一阶序列AR (1)显著正相关，而AR (2)不相关，表明动态GMM模型的设定是合理的。

表5 门槛效应估计结果

(1)技术创新投入门槛估计结果。以技术创新投入的第一个变量研究经费支出为门槛变量的估计结果显示：研究经费支出对产业结构优化的影响具有门槛特征，该特征表现为，当研究经费支出低于门槛值506千万元、506千万元至4303千万元之间、高于4303千万元时，技术创新投入均对产业结构优化产生显著正效应，作用系数分别为0.0163、0.0127和0.0091。2003—2018年，海南、贵州、西藏、甘肃、青海、宁夏和新疆地区的研究经费支出低于门槛值506千万元，北京、上海、江苏、浙江、山东和广东省的研究经费支出均高于门槛值4303千万元，其余18个省份研究经费支出在[506千万元,4303千万元]范围内。

以技术创新投入的第二个变量企事业单位技术人员为门槛变量的估计结果显示：企事业单位技术人员低于门槛值13万人、高于68万人时，技术创新投入均对产业结构优化产生显著正效应，作用系数分别为0.0111和0.0134；企事业单位技术人员在13万人至68万人之间时，技术创新投入对产业结构优化产生显著的负向效应，其作用系数为-0.0030。 2003—2018年，西藏和青海的企事业单位技术人员低于门槛值13万人，河北、江苏、浙江、山东、广东、辽宁、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、黑龙江、广西、四川、云南和陕西的企事业单位技术人员均高于门槛值68万人，余下12个省份企事业单位技术人员在[13万人,68万人]范围内。

(2)技术创新产出和扩散门槛估计结果。以技术创新产出变量专利授权数为门槛变量的估计结果显示：当专利授权数低于门槛值538万项时，技术创新产出对产业结构优化产生显著负效应，作用系数为-0.0169；当专利授权数在538万项至6836万项之间、高于6836万项时，技术创新产出对产业结构优化影响不显著。2003—2018年，西藏和青海的专利授权数低于门槛值538万项，北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、辽宁、安徽、河南、湖北、湖南、黑龙江、重庆、四川、陕西的专利授权数高于门槛值6836万项，余下11个省份专利授权数在[538万项,6836万项]范围内。

以技术创新扩散变量技术市场成交额为门槛变量的估计结果显示：当技术市场成交额低于门槛值21569百万元时，技术创新扩散对产业结构优化产生显著负效应，作用系数为-0.0288；当技术市场成交额在21569百万元至90219百万元之间，技术创新扩散对产业结构优化产生显著正效应，作用系数为0.0048；当技术市场成交额高于90219百万元时，技术创新扩散对产业结构优化的影响不显著。2003—2018年，北京技术市场成交额高于门槛值90219百万元，上海、江苏和广东的技术市场成交额在[21569百万元,90219百万元]范围内，余下27个省份技术市场成交额均低于门槛值21569百万元。

(3)技术创新环境门槛估计结果。以技术创新环境的第一个变量教育经费为门槛变量的估计结果显示：当教育经费低于门槛值103亿元时，技术创新环境对产业结构优化影响不显著；当教育经费在103亿元至1270亿元之间、高于1270亿元时，技术创新环境均对产业结构优化产生显著正效应，作用系数分别为0.0095和0.0185。2003—2018年，河南和西藏的教育经费低于门槛值103亿元，江苏、广东的教育经费均高于门槛值1270亿元，余下27个省份教育经费在[103亿元,1270亿元]范围内。

以技术创新环境的第二个变量人均GDP为门槛变量的估计结果显示：当人均GDP低于门槛值16000元、在16000元至23000元之间时，技术创新环境均对产业结构优化产生显著正效应，作用系数分别为0.0145和0.0369；当人均GDP高于23000元时，技术创新环境对产业结构优化产生显著负效应，作用系数为-0.0241。2003—2018年，贵州、云南和甘肃的人均GDP低于门槛值16000元，余下省份的人均GDP均高于门槛值23000元。

6 结论与建议

本文选取2003—2018年31个省级面板数据，运用系统GMM模型、面板门槛模型，从技术创新的四大维度来研究其对产业结构优化的作用。实证结果表明：①技术创新投入视角下的研究经费支出对产业结构优化发挥显著正效应，企事业单位的技术人员对产业结构优化具有显著阻碍作用；技术创新产出视角下的专利授权量、技术创新扩散视角下的技术市场成交额对产业结构优化均具有显著促进作用；技术创新环境视角下的教育经费对产业结构优化发挥显著正效应，人均GDP对产业结构优化影响不显著；各地区技术创新水平的产业结构优化效应会因其地区发展的不同也呈现出较大差异。②技术创新水平对产业结构优化存在显著门槛效应，第一，研究经费支出在双重门槛下均促进产业结构优化，企事业单位技术人员低于门槛值13万人和高于68万人时，技术创新投入促进产业结构优化，而在13万人至68万人之间则抑制产业结构优化；第二，专利授权数低于门槛值538万项时，技术创新产出不利于产业结构优化，在538万项至6836万项之间、高于6836万项时对产业结构优化影响不明显；第三，技术市场成交额低于门槛值21569百万元时，技术创新扩散不利于产业结构优化，在21569百万元至90219百万元之间则会促进产业结构优化，高于90219百万元则对产业结构优化影响不明显；第四，教育经费低于门槛值103亿元时，技术创新环境对产业结构优化影响不明显，教育经费在103亿元至1270亿元之间、高于1270亿元时则会促进产业结构优化，人均GDP低于16000元、在16000元至23000元之间时技术创新环境促进产业结构优化，人均GDP高于23000元时技术创新环境不利于产业结构优化。

鉴于上述结论，本文提出以下建议：①继续加大研究经费的投入力度，调整研究经费的投入结构。如运用阶梯式补贴形式，对那些率先实施技术创新企业给予最大补贴；东部地区研发经费的投入结构呈现不合理态势，故应大力加强企业研究经费投入力度；科研技术人员数量增加，但总体增幅不大，故需要加大科研人员培养，运用效率工资法对其给予激励。②强化产、学、研三者之间的融合度，积极把研究成果转为生产服务。中国专利的主要特征为个人较多而集体较少，个体专利无法转为现实生产力，因此应该强化团体合作意识；西部地带应该加大科研经费投入，尽最大努力推动科研成果转化。③加大体制机制改革，提升技术创新效率。政府需要采取简政放权政策，支持高新技术创新研究、基础性研究；建立产权中介服务中心，加大科研成果知识产权保护力度；打击假冒伪劣产品，让技术创新者或企业能够获得合法权益。④加快创新成果转化，最大程度地减少时滞性对创新的影响。推进创新成果快速商品化和产业化；加强创新链与产业链的融合度，推动创新成果迅速转化；构建地区技术创新合同机制，助推创新成果较快且大量转化为生产。⑤强化技术创新和产业的有机衔接，将创新打造成驱动产业结构优化的引擎，如建立产业技术创新战略联盟，搭建科技公共服务平台，实现科技创新企业与重点实验室的信息共享，降低企业获取信息的门槛。⑥以主导产业的技术创新为主线，增强整体产业的技术水平。如将 “刚性”产业结构转为 “柔性”，突破主导产业技术瓶颈，积极开发和引进培育新支柱产业技术，在重点领域取得创新与突破，提升产业结构优化的效率。⑦重视技术创新的空间效应。区域间应该减少市场分割，出台相关合作协议，增强技术交流，促进区域间创新要素高效流动、技术知识及创新成果快速扩散，形成区域间技术创新与产业结构优化之间的良性互动。