研发投入、技术创新对产业结构升级的影响——基于我国省级面板数据的实证分析

赵喜仓，袁 茹

（江苏大学财经学院，江苏镇江 212013）

党的十九大报告指出我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。我国经济发展进入新常态，正处于机遇和风险并存的关键期。一方面，2018 年我国国内生产总值（GDP）已超过90 万亿元，经济总量仅次于美国，保持世界第二经济大国地位，同时，在衡量一国或地区经济发展水平和质量的重要指标第三产业占比方面，改革开放以来，我国三次产业结构的演进从第二三产业占比增加逐渐演变为第一二产业占比下降、第三产业占比上升，表明我国产业结构不断优化、经济高质量发展水平不断提升；但另一方面，我国以往寻求经济高速增长的发展模式导致经济内在结构性问题日益突出，如生态环境恶化、资源枯竭等，因此，党中央、国务院提出实施创新驱动发展战略，以科技创新支撑经济高质量发展。党的十八大指出中国坚持走自主创新之路。创新是引领发展的第一动力，当今世界各国或地区的竞争日益演变为科技的竞争和人才的竞争。我国研发经费投入从2005 年的1 966.3 亿元增加到2018 年的19 677.9 亿元，年平均增速为19.38%，远大于经济年平均增速13.03%，研发投入强度由2005 年的1.07%上升至2018 年的2.19%，足以表明我国对科技活动的发展越来越重视，但与美国仍存在很大差距，美国研发投入强度在2000 年就已达到2.63%。随着我国人口红利优势递减，社会经济发展对科技创新的依赖越来越强，但我国仍面临着研发投入强度不足、技术创新能力较弱、第三产业仍然主要依靠资本投入拉动等问题［1］。因此，研究研发投入、技术创新对产业结构升级的影响，对我国制定推动经济高质量发展政策具有重要意义。

1 文献综述和研究假设

1.1 研发投入与产业结构升级

在新经济增长理论中，研发投入是影响经济增长的重要因素，研发投入为技术进步提供资金保障。产业结构升级和地区经济发展具有双向促进作用［2］，促进经济增长需要提高产业结构水平［3］。产业结构的变化是经济发展的根本驱动力，一个地区的产业结构是否合理，会对其经济的长期发展产生深远影响。国内众多学者对研发投入与产业结构升级的关系进行了研究，如王海涛等［4］以我国和美国为例，运用Granger 因果检验研究得出研发强度的加大可以促进产业结构的高级化；王伟龙等［5］采用广义最小二乘法（GLS）和Bootstrap 中介效应检验分析了研发投入、风险投资对产业结构升级的影响，实证结果表明，研发投入对地区产业结构升级具有明显的促进作用，风险投资在这一过程中发挥了显著的中介作用；颜婧媛［6］认为研发投入通过促进技术进步来驱动产业结构升级，其主要表现为提高全要素生产率；王钊等［7］运用面板数据联立方程探索研发投入、产业结构升级与碳排放之间的相互关系，结果表明研发投入增加虽提高了碳排放量，但显著促进了产业结构升级；饶萍等［8］运用2005—2015 年的面板数据系统分析了融资结构和研发投入与产业结构升级之间的关系，实证研究结果显示，融资结构和研发投入均可推动产业结构升级，且研发投入的影响大于融资结构的影响；唐清泉等［1］对广东省研发投入与产业结构升级进行了实证分析，结果显示，研发创新是影响产业结构和促进产业转型升级的重要因素。综合以上分析，本研究提出如下假设：

假设1：研发投入对产业结构升级具有正向促进作用。

1.2 研发投入与科技创新

创新对经济增长的驱动依赖于研发投入［9］，科技创新的动力和产出效率受到科技创新投入力度与结构的影响，并且研发投入是科技创新的直接推动力量［10］。唐清泉等［1］认为研发作为创新的源泉，通过研发活动创造和积累知识，促进技术创新和产品创新。郭捷等［11］以我国省级面板数据实证研究了环境规制、政府研发资助对绿色技术创新的影响，结果显示二者均对绿色技术创新存在显著正向影响，且政府研发资助影响效应更大。杨昀［12］运用向量误差修正模型（VECM）量化分析了高端装备制造企业风险投资、研发投入与技术创新之间的关系，实证研究结果表明，风险投资与研发投入对于创新具有正向显著的影响。樊增强［13］研究指出基础研究作为研发活动的一部分，促进企业创新能力不断增强，支撑国家综合创新能力持续提升。聂秀华等［14］基于2006—2017 年我国省级面板数据构建动态面板回归模型和动态面板门限回归模型，研究结果表明，政府研发投入显著促进了区域创新水平的提升。罗付岩等［15］指出研发活动具有周期长、不确定因素多的特点，因此企业需要大量的研发投入作为资金支撑，加大研发投入力度可以显著促进企业创新数量的增长和创新质量的提高。Liu 等［16］基于我国工业企业技术创新能力的现状，运用柯布-道格拉斯生产函数分析得出企业研发投入对技术创新能力具有正向影响。殷秀清等［17］基于2008—2017 年我国省级装备制造业面板数据，就政府研发资助、企业研发投入对装备制造业技术创新效率的影响机理进行随机前沿分析，结果显示，政府研发资助对技术创新效率主要表现为负向作用，企业研发投入对技术创新效率主要表现为正向作用。综上所述，本研究提出如下假设：

假设2：研发投入对技术创新具有正向促进作用。

1.3 技术创新与产业结构升级

国内外众多学者在科技创新对产业结构升级影响方面进行了研究，如Romer［18］和Lucas［19］将技术进步内生化，进而提出了内生经济增长理论，认为科技进步可以促进产业结构的调整；Acemoglu等［20］研究指出创新是产业结构升级的根本动力和途径；王一乔等［21］基于2009—2018 年我国省级数据，采用固定效应模型和中介效应模型进行实证分析，结果证实技术创新在金融集聚与产业结构升级的关系中存在显著的部分中介效应；张治栋等［22］基于2007—2017 年长江经济带地级市面板数据，采用面板Tobit 回归方法与门限效应分析方法研究得出区域技术创新能够推动长江经济带产业结构升级，在引入市场化条件后推动作用变得更强而且更显著；袁航等［23］基于2004—2015 年我国省级面板数据，采用面板向量自回归模型（PVAR）对创新数量、创新质量与产业结构转型升级之间的关系进行实证研究，结果显示创新数量对产业结构转型升级的促进作用较显著，创新质量因水平较低尚未达到一定的门槛值而对产业结构转型升级的促进作用不显著；刘迪［24］运用1998—2016 年我国省级面板数据，实证检验了技术市场发展对产业结构转型升级的影响，结果显示，技术市场发展显著推动了地区产业结构高级化，地区自主创新能力在技术市场发展和产业结构高级化之间起到中介作用；宋林等［25］以陕西省为例，利用其制造业26 个分行业层面2004—2017 年的面板数据研究了创新驱动对制造业升级的影响，得出创新对制造业结构升级具有显著正向效应的结论。随着我国人口红利递减，社会经济发展对科技进步的依赖性越来越强，要持续推动经济高质量发展，必须依靠技术创新。综上所述，本研究提出如下：

假设3：技术创新对产业结构升级具有正向促进作用，且在研发投入对产业结构升级影响的过程中具有中介效应。

1.4 文献分析小结

通过对以往学者的研究进行总结可以发现，大多数学者对研发投入、技术创新和产业结构升级任意两者之间关系的研究较多，但将三者放置于同一系统内进行研究的较少，因此，本研究基于2005—2018 年我国30 个省份的面板数据，研究研发投入、技术创新和产业结构三者之间的关系，探寻技术创新在研发投入对产业结构影响这一过程中的中介效应及其大小，以期为新时期促进我国产业结构升级和经济高质量发展具有重要的现实意义和实践价值提供参考。

2 研究设计

2.1 中介效应检验方法

若自变量X通过变量M对因变量Y产生影响，则称M是中介变量。例如本研究中，研发投入为自变量，产业结构升级为因变量，技术创新为中介变量，技术创新的中介效应即为研发投入通过技术创新对产业结构升级产生影响的显著程度。研究技术创新的中介效应，是为了更好地理解研发投入对产业结构升级的影响机制。Baron 等［26］提出的逐步检验回归系数方法是中介效应检验的经典方法，分为3 个步骤。假设所有变量数据均已中心化或标准化，回归分别方程为：

式（1）中的系数γ为自变量X对因变量Y的总效应；式（2）的系数α为自变量X对中介变量M的效应；式（3）的系数γ’是在控制了中介变量M后自变量X对因变量Y的直接效应，β为中介变量M对因变量Y的效应，为残差。

在中介模型中，只有一个自变量、一个中介变量，其中介效应等于间接效应。总效应和中介效应之间有如下关系：

2.2 模型设定

本研究构建以下两个实证研究模型：首先，考察研发投入对产业结构升级的影响效应，在控制经济发展水平、城镇化水平、外商直接投资和研发人力资源的基础上，检验研发投入与产业结构升级之间的关系，模型设定如式（5）所示：

其次，为进一步研究研发投入是否通过技术创新对产业结构升级产生影响，将式（5）扩展为式（6）至式（8）。

在式（5）至（8）中：i代表省份，t代表年份，c为截距项，εit为随机扰动项；被解释变量SH 为产业结构升级；核心解释变量rdinp 为研发投入；rd 为中介变量技术创新；control 为控制变量，包括地区经济发展水平（pgdp）、城镇化水平（urb）、外商直接投资水平（fdi）和研发人力资源（rdper）。

本研究选取中介效应模型检验技术创新在研发投入对产业结构升级的影响过程中是否具有中介效应。温忠麟等［27］的研究指出，对于系数乘积的检验，若检验结果均显著，则依次检验结果强于Sobel 检验结果，而Bootstrap 法是公认的可以代替Sobel 法的直接检验系数乘积的方法，修改后的新的中介效应检验流程如图1 所示。

图1 中介效应检验流程

2.3 变量选择与定义

（1）被解释变量：产业结构升级（SH）。以往学者对产业结构升级指数形成了多种计算方法，本研究参照徐敏等［28］和汪伟等［29］的研究，赋予不同产业不同权重来构造产业结构升级指数。计算公式为：

式（9）中：Yi为第i产业增加值；Y为全部产业增加值；n为产业个数。SH 介于1～3 之间，其值越大表示产业结构高级化程度越高。

（2）核心解释变量：研发投入（rdinp），采用研发经费内部支出占地区生产总值的比重。其数值越大，代表全社会对科研活动的经费支持力度越大、越有利于创新，进而促进产业结构升级。

（3）中介变量：技术创新（rd）。部分学者采用专利申请量来衡量技术创新，本研究认为发明专利授权量更能代表创新的质量，故采用发明专利授权量测度技术创新水平。

（4）控制变量：本研究借鉴王伟龙等［5］和王一乔等［20］的做法，选择4 个控制变量：经济发展水平（pgdp），采用人均地区生产总值来代表；城镇化水平（urb），城镇化水平的提高为第二三产业发展提供了大量的劳动力，对促进产业结构升级具有一定作用，因此采用城镇化率来表示；外商直接投资（fdi），外商直接投资往往会对投资的产业具有选择性，通过影响市场结构、供需结构等影响地区产业结构，因此采用实际利用外商直接投资额占地区生产总值的比重来表示；研发人力资源（rdper），对技术创新和产业结构升级来说，人力资源是其必要的生产投入要素，因此采用研发人员全时当量来表示。

各变量的具体说明如表1 所示。

表1 变量定义与计算方法

2.4 样本选取与数据来源

本研究选择2005—2018 年我国30 个省份（未含西藏和港澳台地区）的面板数据作为样本，原始数据来自《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》、各省份统计年鉴和统计公报。对单位为亿美元的实际利用外商直接投资额采用历年年均美元汇率换算为人民币，单位为“亿元”；对缺失数据运用线性插值法进行补充；为减少数据之间标准差，在进行中介效应检验时将所有变量取对数。

各指标变量的描述性统计结果见表2，可以看出在2005—2018 年期间，产业结构升级在2.094 至2.806 之间波动，且组间标准差大于组内标准差，说明同一省份产业结构随时间的变动较小，而不同省份之间产业结构差异较大，也进一步表明中国不同省份之间产业结构发展不平衡，存在较大的地区差异。研发投入平均水平为1.444，且组间标准差大于组内标准差，说明中国各省份之间研发投入存在较大差异。技术创新发展水平在23 至53 259 之间变动，其组间标准差与组内标准差相差不大，表明除广东、北京等少数省份技术创新发展水平较高，其他省份之间科技创新发展水平差别不大。由一系列指标表明，中国不同时期不同省份研发投入水平与产业结构发展水平变动较大，为研究两者之间的关系提供了可能。

表2 变量描述性统计

3 实证结果与分析

3.1 变量相关性分析与单位根检验

在进行回归分析之前，对变量之间的相关性进行检验，结果如表3 所示，可以看出,产业结构升级、研发投入与技术创新呈显著正相关，可知三者之间存在一定联系。在控制变量方面，经济发展水平与产业结构升级、研发投入和技术创新存在显著正相关，表明经济发展水平越高、研发投入强度越大、技术创新水平越高，产业结构也更加高级；城镇化水平与产业结构升级、研发投入、技术创新和经济发展水平之间存在显著正相关，表明城镇化水平的提高也可以促进技术创新发展和提升产业结构升级水平；外商直接投资水平与研发投入之间呈负相关关系但不显著，与技术创新之间呈负相关关系，可能是由于外商在进行直接投资的同时会带来部分技术，从而阻碍我国自主创新。

表3 变量间相关性分析

各变量之间的关系需要进一步通过回归模型来进行实证研究，为了避免数据不平稳造成的伪回归问题，在进行回归之前运用同质面板假设的LLC 法和异质面板假设的Fisher-ADF法判断数据的平稳性。单位根检验结果如表 4 所示，所有变量均在1%显著性水平下通过了两种方法的检验，表明所有变量都不存在单位根，可以进一步对变量进行回归。

表4 变量平稳性检验

3.2 中介效应检验结果

本研究借鉴温忠麟等［27］提出的中介效应检验方法，以Bootstrap 法检验技术创新在研发投入对产业结构升级影响过程中是否显著施加作用。由于样本数据截面跨度较大，故对组内自相关和组间异方差进行检验，结果显示两者均存在，故选择广义最小二乘估计（GLS）进行回归分析，如表5 所示。其中：模型（1）的检验结果显示，研发投入对产业结构升级在1%显著性水平下具有正向促进作用，研发投入每增加1%，产业结构升级提升0.016 4%，验证了假设1；模型（2）的检验结果显示，研发投入与技术创新在1%显著性水平下呈正相关，即研发投入增加可以促进技术创新，这一结果验证了假设2；模型（3）相对模型（1）加入了技术创新这一变量，回归结果显示，研发投入和技术创新都在1%显著性水平下对产业结构升级产生正向促进作用，且研发投入系数由不增加技术创新的0.016 4 下降至0.013 3，说明技术创新在研发投入促进产业结构升级过程中起到了部分中介效应，初步验证了假设2 和假设3。整体而言，研发投入对产业结构升级的系数估计值γ、研发投入对技术创新的系数估计值α和技术创新对产业结构升级的系数估计值β均在1%显著性水平下显著，说明技术创新在研发投入对产业结构升级影响过程中存在显著的部分中介效应。根据中介效应检验流程，部分中介效应大小为αβ/γ=0.144 3，即研发投入和技术创新共同解释产业结构升级的14.43%，再次验证了假设3。

表5 样本中研发投入通过自主创新对产业结构升级的中介效应

对于控制变量而言，经济发展水平的系数为正，表明经济发展水平的提高可能提升产业结构升级，但效果不显著；城镇化水平的系数为正，且在1%显著性水平下显著，表明城镇化水平的提高可以促进产业结构升级；外商直接投资的系数为负但不显著，表明外商直接投入可能会阻碍产业结构升级，但效果不显著；研发人力资源对产业结构升级的影响系数在1%显著性水平下显著为负，表明研发人力资源的增加会阻碍产业结构升级。

3.3 实证结果分析

（1）研发投入可以促进产业结构升级。研发资金的投入，一方面可以为技术创新提供大量的资金支持，另一方面可以带来高素质的研发人力资源，促进技术创新水平快速提升。本研究的实证结果也表明，研发投入对产业结构升级的直接作用和间接作用均是显著正向的。因此，研发投入对产业结构升级具有正向促进作用。

（2）技术创新在研发投入对产业结构升级影响过程中发挥了中介效应。创新是引领发展的第一动力，研发投入的增加为技术创新提供了资金支撑，而第二产业和第三产业的发展往往需要更多的技术支撑，因此研发投入的增加促进技术创新水平的提升，进一步推进产业结构升级。

（3）技术创新在研发投入对产业结构升级影响过程中起到部分中介效应，大小为14.43%，仍具有很大的提升空间。中介效应较小的原因可能为：一方面，由于历史发展原因，各省份产业结构发展不平衡，地区间研发投入差距大，技术创新水平参差不齐，科技成果转化效率低等；另一方面，目前科技竞争的重点在于人才的竞争，高素质研发人力的缺乏导致技术创新水平提升缓慢，进而对产业结构升级的作用较小。

（4）从控制变量来看：城镇化水平的提高有利于促进产业结构升级。城镇化水平的提高代表着更多的劳动力由农村流向城市，城市也能够提供更多的工作岗位、更好的教育资源等，逐渐地促进劳动力素质提高，更有利于培养高素质人才，从而提升技术创新水平。外商投资对产业结构升级的提高具有不利影响。外商投资者在对企业进行投资时，可能会引进部分技术设备，带来短期经济效益，但长久以往会阻碍我国的自主创新，进而不利于产业结构升级。经济发展水平对产业结构升级具有正向促进作用，而研发人力资源对产业结构升级具有负向作用，但两者都不显著，可能是经济发展水平和研发人力资源数量还未达到一定的门槛值，从而对产业结构升级的影响不显著。

4 结论与政策建议

本研究在梳理以往学者对研发投入、技术创新和产业结构升级研究的基础上提出3 个假设，并采用2005—2018 年我国30 个省份的面板数据进行实证分析，结果表明研发投入对产业结构升级具有正向促进作用，技术创新在这一过程中发挥部分中介效应，但中介效应只有14.43%，仍存在很大的提升空间。根据实证分析结果，为提升我国技术创新水平和促进产业结构升级，提出如下政策建议：

（1）加大研发投入力度，为科技创新提供资金保障。当前我国经济快速发展、科技创新水平不断提升，而2018 年以来的中美贸易摩擦表明，只有掌握了核心技术，才能增强竞争力，保持经济高质量发展。研发资金是科技创新最重要的投入要素之一，其对科技创新和研发投入具有显著的促进作用，而研发资金主要来源于政府和企业的投入，因此应加大政府研发投入力度，并且鼓励企业增加研发投入金额。

（2）坚持创新驱动发展战略，加强引进和吸收高素质科研人才。世界科技的竞争日益表现为人才的竞争，研发活动的进行需要大量高素质研发人力资源支持，因此，各地区一方面应加强实施人才引进政策，吸引优秀人才促进技术创新，另一方面在引进优秀人才的同时也要留住本地区的人才，防止本地区人才的流失。

（3）鼓励创新，提高科技成果转化效率。当前，我国研发活动的三大主体分别为企业、高校和科研院所，但三者之间的联系较弱，由研发到生产的转化能力不足，因此要加强三大主体之间的联接，推进产学研合作，促进科技成果向经济效益转化，真正发挥科技创新对产业结构升级的作用。