技術進步與產業結構升級：制度環境的門檻效應

潘明明，王 艷，龔新蜀

(石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000)

技術進步與產業結構升級：制度環境的門檻效應

潘明明，王 艷，龔新蜀

(石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000)

本文借助30個省區2001～2014年面板數據，運用面板門檻效應模型探究制度環境在技術進步推動產業結構升級中的門檻效應。研究結果表明，制度環境中市場化程度和經濟開放度均存在雙重門檻效應，低市場化程度和經濟開放度抑制技術進步的產業結構升級效應，高市場化程度和經濟開放度促進技術進步的產業結構升級效應；我國市場化程度和經濟開放度整體處于較低水平，中西部地區明顯落后于東部發達省區；在制度環境具體維度中，政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場發育情況、要素市場發育情況和中介組織發育與法律健全五項市場化程度及經濟開放度是關鍵維度，也是制度改革的關鍵。

技術進步；產業結構升級；制度環境；門檻效應

一、引言與文獻綜述

產業結構升級具有推動傳統產業改造、引導新興戰略產業發展、提升產業資源轉換效率和效能等功能，常被視為實現經濟可持續發展的關鍵手段[1]。自改革開放以來，歷年政府工作會議均將產業結構升級作為經濟改革的重點。“十三五”規劃也指出我國應以供給側結構性改革為主線，優化要素配置，推動產業結構升級，形成引領經濟發展新常態的體制機制和發展方式，為建成小康社會和實現中華民族偉大復興的中國夢奠定堅實的經濟基礎①。

產業結構升級的根本動力和關鍵途徑是技術進步[2]。熊彼特(1912)最早意識到這一點，其在“創新理論”中突出強調創新對產業“創造性破壞”的作用，技術創新可有效推動經濟結構革命化，實現舊結構不斷破壞和新結構不斷創造[3]。羅斯托(1960)提出經濟起飛這一概念，強調技術進步在主導產業更替中的作用，認為技術進步通過推動產業結構合理化和高級化而產生新的生產函數[4]。Micheal Porter(1980)則對技術進步內涵進行界定，指出技術進步包括產品、過程創新和專有知識擴散等內容[5]。近年來，學者在實證檢驗技術進步與產業結構升級關系時發現部分地區或產業存在二者關系不顯著的現象，并將其解釋為技術進步與產業結構升級關系非線性，技術進步在作用產業結構升級中受到多種因素的影響[6]。

在眾多影響技術進步的產業結構升級效應的因素中，制度環境的作用最為顯著[7]。North(1971)最早關注到制度環境的中介作用，以其為代表的新制度經濟學指出技術和知識存量僅決定產量上限，實際產量還受到制度的調節，制度環境左右著技術進步的速率和實際績效[8]。馬克思主義政治經濟學對制度環境的調節作用也作出了科學論斷，將技術進步和制度環境分別歸結為生產力和生產關系的范疇，強調二者不可分割，制度環境決定技術能力方向且是影響技術創新成效的一個重要因素[9]。此外，國內學者也提出目前造成我國產業結構難以優化升級的根本原因依然是體制問題，由于我國市場機制尚不健全，技術、勞動力和資本等要素難以在產業間合理分配，從而極大地限制了產業結構的優化升級[10]。

總體來看，國內外學者已關注到制度環境在技術進步推動產業結構升級中發揮著重要的調節作用，但制度環境的調節方式及影響程度卻鮮有學者展開研究。與此同時，當前在制度環境的衡量上，學者們傾向于選用非國有經濟從業人員比重和非國有經濟產業增加值比重等市場化程度相關評價指標進行替代，而對制度環境中衡量國家對外開放制度的經濟開放程度的重視程度明顯不足[11][12]。基于此，本文在全國30個省區(除西藏外)2001～2014年面板數據基礎上，運用面板數據門檻效應模型，從市場化和經濟開放度兩個維度探究制度環境在技術進步推動產業結構升級中的調節作用，厘清制度環境的調節方式及影響程度并提出制度改革的具體舉措，以最大限度地發揮技術進步對產業結構升級的推動作用。

二、模型設定、變量選擇及樣本說明

(一)模型設定

本文采用面板門檻回歸模型進行研究，具體的步驟如下：

1.模型設置。門檻回歸(threshold regression)模型的基本形式如下：

(1)

其中，xi為自變量，qi是門檻變量。模型(1)的統一形式表示為：

(2)

其中，xi(γ)=xidi(γ)，g0gggggg為指示函數，d(γ)={qi≤γ}，θ=θ2，δn=θ2-θ1。將(2)進一步改寫成矩陣形式：

Y=Xθ+Xγδn+e

(3)

(4)

其中，Γn=Γ∩{q1,…,qn}。在門檻變量測算中，Hansen將每一個相對獨立的觀測值都視為可能的門檻值，并根據(4)獲得其他各項參數。擴展單門檻模型可得到多門檻模型。

2.顯著性檢驗。門檻模型顯著性檢驗零假設為H0:θ1=θ2，表示不存在使參數顯著不同的門檻。LM的統計量如下：

(5)

其中，S0為零假設下殘差平方和，LM統計量通過Bootstrap P值衡量。該方法將通過模擬數據形成的變量序列產生的概率值P作為檢驗工具。多門檻檢驗也可通過這種方法檢驗。

3.置信區間。構建門檻變量置信區間零假設H0:γ*=γ，具體的檢驗統計量如下：

(6)

(二)變量選擇及說明

本文研究制度環境在技術進步推動產業結構升級中的調節作用，關鍵變量為產業結構升級、技術進步和制度環境。由于西藏歷史數據缺失，我們僅選取30個省區2001～2014年面板數據作為樣本，數據由全國統計年鑒和各省統計年鑒整理后得到。

產業結構升級(upgrade)為被解釋變量，采用產業結構升級指數進行衡量，具體計算公式為：

技術進步(tfpch)為解釋變量，采用全要素生產率進行評價，計算公式為：

制度環境(insti-environment)為門檻變量。為有效彌補傳統研究多采用市場化程度相關指標替代，忽視經濟開放程度造成的研究偏差，本文采用市場化程度(market)和經濟開放度(open)兩個指標對制度環境進行全面評價。在具體數據收集上，2001～2009年市場化程度來源于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》[13]，2010、2012和2014年市場化程度摘自《財經》雜志[14]。同時，由于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》和《財經》公布的數據在原始材料和計算基數等方面存在一定差異，為保證數據的一致性，本文根據二者2008年市場化程度變動情況而對2010、2012和2014年數據進行調整。此外，由于《財經》尚未公布2011和2013年市場化程度，故這兩年數據分別由2010與2012市場化程度平均值及2012與2014年市場化程度平均值替代。經濟開放度則選用進出口貿易總額占國內生產總值的比重來衡量。

為最大限度地消除變量遺漏帶來的研究誤差，本文引入城鎮化發展水平(urban)、金融業發展水平(finan)和需求因素(demand)三個控制變量。其中，城鎮化發展水平采用地區城鎮人口數占總人口數的比重來評價，金融業發展水平采用地區金融業增加值與國內生產總值的比值來評價，需求因素選用居民年均消費水平來衡量。

三、回歸計量過程及結果分析

(一)門檻檢驗

1.門檻效應檢驗。對制度環境是否存在門檻效應及門檻個數進行檢驗，以確定模型的具體形式，并采用Bootstrap方法依次計算單一門檻、雙重門檻和三重門檻對應模型估計值的P值(結果如表1所示)。市場化程度雙重門檻效應在10%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，經濟開放度單一門檻效應和雙重門檻效應在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，即制度環境中的市場化程度和經濟開放度均存在雙重門檻效應。

2.門檻值檢驗和門檻區間劃分。在確定門檻效應和門檻數后，需進一步估計和檢驗門檻模型的門檻值，本文分別對市場化程度和經濟開放度的雙重門檻模型門檻值進行估計(結果如表2所示)。市場化程度的第一、二門檻值分別為6.200和11.130，依次分布在[4.650,11.905]和[4.560,9.240]且均通過顯著性檢驗。經濟開放度的第一、二門檻值分別為0.434和0.697，依次分布在[0.433,0.446]和[0.083,0.943]且均通過顯著性檢驗。

表1 門檻模型檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表2 門檻值估計結果

(二)模型估計與結果分析

在確定門檻值及其分布后，接下來需估計門檻模型參數，本文分別對市場化程度和經濟開放度的雙門檻模型參數進行估計(結果如表3、4所示)。同時，為保證門檻模型的穩健性，以市場化程度和經濟開放度的25、50和75分位為標準分組，進行分組估計后以此作為對照組與門檻模型估計結果予以比較分析。

市場化程度和經濟開放度的分組估計結果表明，市場化程度和經濟開放度水平越高，技術進步的產業結構升級效應越顯著，這與二者的門檻模型估計結果一致，即二者的門檻模型具有較強的穩健性。進一步分析門檻模型估計結果后得到以下的結論：

從門檻模型的估計結果看，市場化程度小于第一門檻值、介于第一和第二門檻值之間及大于第二門檻值，技術進步對產業結構升級的影響依次是-0.635(10%的顯著性水平下顯著)、-0.0435(不顯著)和1.620(1%的顯著性水平下顯著)，即低市場化程度抑制技術進步的產業結構升級效應，高市場化程度則促進技術進步的產業結構升級效應。這主要是因為低市場化降低市場競爭，誘發地方保護主義和壟斷行為，限制技術進步作用的發揮；高市場化推動優勝劣汰市場競爭機制的建立，為技術進步作用的發揮提供廣闊空間。經濟開放度小于第一門檻、介于第一和第二門檻之間及大于第二門檻，技術進步對產業結構升級的影響依次是-0.231(不顯著)、2.382(1%的顯著性水平下顯著)和4.374(1%的顯著性水平下顯著)，即經濟開放度越高，技術進步的產業結構升級效應越顯著。根據新古典自由貿易理論，提高經濟開放度可引導先進技術和優勢資源向新興產業和優勢產業轉移和配置，推動產業結構的優化升級。

從市場化程度和經濟開放度的省區劃分情況看，根據市場化程度門檻值將30個省區分為低、中、高三類市場化區域，新疆、青海和甘肅長期處于低市場化區域，福建長期處于中市場化區域，北京、廣東、江蘇、上海、天津和浙江先后由中市場化區域過渡到高市場化區域，其他省區先后由低市場化區域過渡到中市場化區域。根據經濟開放度門檻值將30個省區分為低、中、高三類經濟開放區域，安徽、甘肅、廣西、貴州、海南、河北、河南、湖北、湖南、江西、遼寧、內蒙古、寧夏、青海、山東、山西、陜西、四川、新疆和云南等20個省區始終處于低經濟開放區域，上海、廣東和北京始終處于高經濟開放區域，重慶由低經濟開放區域過渡到中經濟開放區域，黑龍江、吉林、江蘇、浙江和天津先后由中經濟開放區域過渡到高經濟開放區域。總體來看，我國市場化程度和經濟開放度水平均較低，多數省區處于中、低市場化區域或經濟開放區域，東部沿海省區的市場化程度和經濟開放度普遍好于中西部省區。

從門檻模型的控制變量看，城鎮化發展水平正向影響產業結構升級。城鎮化推動產業分工和重組，加速現代新興產業協同集聚，帶動技術和創新能力的顯著提升，從而形成產業升級的強大動力[15]。金融業發展水平也通過顯著性檢驗。金融業為新型工業和服務業提供強有力的資金保障，為企業的成長注入活力[16]。需求因素雖通過顯著性檢驗，但影響系數較小，表明我國依然為“投資拉動型”的經濟發展模式，居民消費需求對經濟發展的作用非常微弱。

表3 市場化程度的門檻模型估計結果

注：估計結果由Stata13.0處理得到，括號內為t統計量；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。下表同此。

表4 經濟開放度的門檻模型估計結果

四、關鍵制度維度的識別

鑒于市場化程度由政府與市場關系(gov)、非國有經濟發展(nonstate)、產品市場發育情況(pro)、要素市場發育情況(factor)和中介組織發育與法律健全(inter)五個維度構成[13]，因此在確定市場化程度調節技術進步的產業結構升級效應后，還需進一步識別市場化程度中哪個維度在技術進步推動產業結構升級中的調節作用最為顯著，以確定市場化改革的方向。借鑒Swaleheen(2008)的研究思路，本文通過比較技術進步和市場化程度各維度交互項與技術進步對產業結構升級影響的顯著性和系數變動情況進行判斷(結果如表5所示)[17]。同時，《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》僅涵蓋30個省市1997～2009年市場化程度各維度指數，故本文使用2001～2009年相關數據進行檢驗。

表5 市場化程度關鍵維度的識別(N=420)

由表6可知，引入政府與市場關系及非國有經濟發展后，技術進步的產業結構升級效應變為不顯著，影響系數分別下降0.4899和0.4645；引入產品市場發育情況、要素市場發育情況和中介組織發育與法律健全三個指標后，技術進步的產業結構升級效應雖通過顯著性檢驗，但影響系數分別下降0.4503、0.4363和0.4668。因此，上述五個指標均是市場化程度的關鍵維度。同時,市場化程度的五個維度分別由市場分配經濟資源比重、政府對企業和市場的干預、非國有經濟固定資產投資、非國有經濟就業人數、市場決定價格能力、商品地方保護狀況、勞動力流動性、技術成果轉化市場化、中介市場發育情況、知識產權與消費權益保護等要素構成，因此提高市場調節能力、推動非國有經濟發展、消除地方保護、健全勞動力市場、提升技術成果轉化效率、推動產品和要素市場發育、加強中介市場建設及完善知識產權與消費者權益法律法規等將是我國市場化改革的關鍵。

五、結論與啟示

技術進步對產業結構升級具有顯著的推動作用，同時又受到制度環境的調節。本文借助2001～2014年30個省區面板數據，運用門檻效應模型探究制度環境對技術進步的產業結構升級效應的調節作用，得到以下的幾點結論：(1)制度環境中市場化程度和經濟開放度在技術進步推動產業結構升級中存在雙重門檻，當市場化程度低于第一門檻或介于第一、二門檻之間及經濟開放度低于第一門檻時，制度環境抑制技術進步的產業結構升級效應，當市場化程度高于第二門檻和經濟開放度介于第一、二門檻之間或高于第二門檻時，制度環境促進技術進步的產業結構升級效應；(2)我國市場化程度和經濟開放度均比較低，僅北京、廣東、江蘇、上海、天津和浙江六省市處于高市場化區域，上海、廣東、北京、黑龍江、吉林、江蘇、浙江和天津八省市處于高經濟開放度區域，其他省市均處于中、低的市場化或經濟開放區域，我國市場化程度和經濟開放度具有明顯的空間差異，東部省區的市場化程度和經濟開放度普遍好于中西部地區；(3)市場化程度中的政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場發育情況、要素市場發育情況和中介組織發育與法律健全及經濟開放度均是制度環境的關鍵維度，也是我國制度改革的關鍵；(4)在控制變量中，城鎮化發展和金融業發展顯著推動了我國產業結構升級，而需求因素對產業結構升級的作用微弱。

基于上述分析，我們得到以下的管理啟示：第一，厘清政府與市場關系，推動我國政府由“干預型”向“服務型”轉變，減少政府對市場和企業的干預，提升市場的經濟調節能力；第二，加大非國有經濟固定資產投資比重，鼓勵高層次人才向非國有經濟領域流動，推動個體、民營和外資等非國有經濟的快速發展；第三，打破各省市的市場分割局面，加快市場一體化進程，形成國內統一的商品市場，消除地方保護，增強市場決定價格的能力；第四，完善勞動力市場，健全勞動力市場政策法規，實現勞動力合理流動；第五，進一步提升科技成果轉化的市場化程度，推動創新主體多元化和科研開發與生產無縫對接，提升科技成果產業化轉化速度和效率；第六，通過制度建設、工作協調、行業自律和重點監管等方式形成中介組織建設誠信體系和監管體系，推動中介市場健康、有序發展；第七，逐步完善知識產權和消費者權益保護法律法規，增強知識產權和消費者權益保護力度，維護社會經濟秩序的正常發展；第八，借助“一帶一路”的發展契機，加強鐵水空樞紐、口岸和保稅區三個“三合一”平臺建設，發展外向型經濟，提高經濟開放水平。

[1] 宋德軍.中國農業產業結構優化與科技創新耦合性評價[J].科學學研究,2013,(2):191-200.

[2] 張暉明,丁娟.論技術進步、技術跨越對產業結構調整的影響[J].復旦學報(社會科學版),2004,(3):81-85.

[3] [美]約瑟夫·熊彼特著,杜貞旭譯.經濟發展理論[M].北京:商務印書館,2000.

[4] [美]沃爾特·羅斯托著,郭熙保譯.經濟成長的階段[M].北京:中國社會科學出版社,2010.

[5] [美]邁克爾·波特著,陳麗芳譯.競爭戰略[M].北京:中信出版社,2014.

[6] 李健,徐海成.技術進步與我國產業結構調整關系的實證研究[J].軟科學,2011,(4):8-13.

[7] 姚德文.產業結構優化升級的制度分析——以上海為例[D].上海:復旦大學博士學位論文,2008.

[8] [美]道格拉斯.C.諾思,張五常等著,羅仲偉譯.制度變革的經驗研究[M].北京:經濟科學出版社,2003.

[9] 李省龍,張貴孝.論馬克思主義制度分析的一般結構[J].當代經濟研究,2002,(12):30-33.

[10] 姚德文.基于制度分析的產業結構升級機理與對策[J].社會科學,2011,(3):44-52.

[11] 劉永澤,張多蕾,唐大鵬.市場化程度、政治關聯與盈余管理——基于深圳中小板民營上市公司的實證研究[J].審計與經濟研究,2013,(2):49-58.

[12] 成力為,孫瑋.市場化程度對自主創新配置效率的影響——基于Cost-Malmquist指數的高技術產業行業面板數據分析[J].中國軟科學,2012,(5):128-137.

[13] 樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告[M].北京:經濟科學出版社,2011.

[14] 王小魯,余靜文,樊綱.中國市場化八年進程報告[Z].財經,2016,(47),2016-04-11/2016-08-17.

[15] Michaels G.,Rauch F.,Redding S.J. Urbanization and Structural Transformation[J].The Quarterly Journal of Economics,2012,127(2):535-586.

[16] 王立國,趙婉妤.我國金融發展與產業結構升級研究[J].財經問題研究,2015,(1):22-29.

[17] Swaleheen M.U. Corruption and Saving in a Panel of Countries[J].Journal of Macroeconomics, 2008,30(3):1285-1301.

TechnologicalProgressandIndustrialUpgrading：ThresholdEffectofInstitutionalEnvironment

PAN Mingming, WANG Yan, GONG Xinshu

(School of Economics and Management, Shihezi University, Shihezi 832000, China)

Based on the panel data of 30 provinces from 2001 to 2014,this article uses the method of threshold effects model to explore the threshold effect of institutional environment in the promotion of industrial upgrading by technological progress.The results are as follows: Both the marketization degree and the economic openness of institutional environment have dual threshold effect, that is, low degree of marketization and low level of economic openness suppress the effect of technological progress on industrial upgrading, whereas high degree of marketization and high level of economic openness promote the effect of technical progress on industrial upgrading.The economic openness and marketization of our country are still at a low level,and the central and western regions fall far behind the eastern developed provinces in this regard.Moreover, the relation between the government and the market,the development of non-state economic sectors,the product market development,the factor market development,the development of intermediary organizations and sound laws of market indicators and economic openness in institutional environment are key dimensions in the institutional environment as well as the key to the institutional reform.

Technological Progress; Industrial Upgrading; Institutional Environment; Threshold Effect Model

2016-08-21

國家社會科學基金資助項目(14BJL090；15BJL074；16XMZ092)

潘明明(1989-)，男，安徽宿州人，石河子大學經濟與管理學院博士生；王艷(1981-)，女，山東高唐人，石河子大學經濟與管理學院博士生；龔新蜀(1963-)，女，四川遂寧人，石河子大學經濟與管理學院教授。

資料來源于《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十三個五年規劃綱要》。

F713.55

A

1004-4892(2017)10-0011-07

(責任編輯化木)