高技術產業集聚、技術創新對經濟高質量發展效應研究
——基于面板平滑轉換回歸模型

馬 昱 邱菀華 王昕宇

1（北京航空航天大學經濟管理學院， 北京 100191）

2（北方工業大學經濟與管理學院， 北京 100144）

引言

改革開放40 余年來，中國已經成為全球第二大經濟體，然而這一過程主要是建立在高污染、高消費、高投入的背景之下，代價是環境問題惡化、收入差距不斷拉大、原始創新動力不足。黨的十九大報告中明確指出：“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。”高技術產業是經濟高質量發展的源動力，與傳統產業相比，高技術產業不僅是傳統產業的升級，而且是各行業的基礎，對一個國家綜合競爭力具有戰略性的意義。

傳統產業由于管理方式、生產技術等原因導致增長乏力，對GDP 增速下拉作用明顯［1］，而高技術產業已成為衡量國家核心競爭力的重要標志，是經濟可持續發展的重要動力。21 世紀以來，中國高技術產業發展迅猛，中國在全球高技術產業鏈中起到了舉足輕重的作用，且高技術含量產品的生產幫助中國出口向價值鏈上游攀升。中國是一個制造業大國，改革開放前20 多年，中國經歷了高技術產業由小及大的轉變，目前處于由大到強的過渡時期，雖然當前在高技術產業發展過程中，資金、人員、政策等投入都占據著重要地位，但高技術產業發展仍主要依靠規模和創新。合理準確的探析高技術產業與經濟高質量發展之間的關系，有益于高技術產業對經濟高質量發展的驅動作用。

1 文獻綜述

關于高技術產業發展方面。孟維站等［2］采用三階段DEA 模型對高技術產業研發效率和轉換效率進行測算，研究發現：無論在研發階段還是轉化階段，純技術效率都是綜合效率提升的主要原因；于偉等［3］研究了高技術產業集聚以及研發之間的關系，認為區域高技術產業集聚存在競爭效應，研發效率存在積極聯動效應；胡亞茹等［4］基于資本服務理論和引入R＆D 資本的擴展CD 生產函數，測算了中國高技術產業的TFP 增長內在動力，得出高技術產業TFP 增長的金絲狐效應呈上升趨勢，要素配置結構效應呈下降趨勢；呂承超等［5］從高技術產業專業化集聚、多樣化集聚和市場競爭3 種集聚模式進行探討；任陽軍等［6］分析了高技術產業集聚的空間溢出性；江瑤等［7］采用半參數回歸模型對長三角地區高技術產業五大細分行業集聚影響因素進行實證研究；金春雨等［8］經過研究后認為中國高技術產業呈現明顯的空間集聚特征，且區域間產業集聚存在正向的空間相關性。

關于經濟高質量發展方面。師博等［9］基于五大“新發展理念”，從發展的基本面、社會成果和生態成果3 個維度出發，測算了全國地級以上城市經濟高質量發展水平，結果顯示，整體而言，中國城市經濟高質量發展水平仍存在較大提升空間，城市間的經濟高質量發展水平具有趨同特征，經濟增長仍然是驅動高質量發展的核心動力，未來進一步提升經濟高質量發展水平需要不斷優化城市在社會和生態層面的發展成果；在區域層面，東部城市、大城市的經濟高質量水平優于中西部城市、中小城市。王蘊等［10］認為中國經濟高質量發展與美、英、德、日、韓等國家相比仍存在差距，但差距在逐漸縮小，中國經濟發展變化基本符合以高質量發展為核心的階段轉型。王群勇等［11］將中國經濟高質量發展主要分為經濟增長數量和經濟增長質量。魏敏等［12］在構建面向新時代的經濟高質量發展水平測度體系的基礎上，采用熵權TOPSIS 法進行評價，研究發現：經濟高質量發展綜合呈現“東高－中平－西低”的分布特征，30 個省份被劃分為明星型、平庸型和落后型3 種類型。

關于高技術產業對經濟高質量發展影響方面。李海超等［13］分析了長三角、珠三角以及環渤海城市群高技術產業對經濟增長的貢獻度，研究發現：高技術產業對經濟發展具有重要的促進作用，對于經濟健康持續發展具有重要意義；黃寶鳳等［14］基于集聚經濟外部性模型，研究了高技術產業集聚對區域經濟的非線性作用；徐波等［15］通過分析高技術產業與區域經濟的互動關系，認為兩系統之間存在明顯的耦合特征；張鐘文等［16］運用統計和國民經濟核算的理論與方法，發現高技術產業投資年均增長率達到25.17%，對后危機時代抑制投資過快下滑起到了緩沖作用；其不變價增加值的年均增長率為22.05%，比GDP 年均增長率高出12.44%，尤其在經濟下行階段對GDP 增長的貢獻率達到了46.92%。

綜上，已有研究主要集中在高技術產業與經濟發展之間的關系上，鮮有文獻研究高技術產業對經濟高質量發展的影響，經濟高質量不僅要注重經濟數量的發展，更是需要注重經濟質量的發展。高技術產業全面發展并不局限于高技術產業集聚規模，同時也包括高技術產業技術創新水平［17］。中國地域廣袤，區域發展不平衡，傳統的線性關系并不能準確的描繪區域高技術產業發展對經濟高質量發展的作用。鑒于此，結合當前新常態下，經濟增速放緩、中美貿易摩擦加劇以及高技術產業茁壯發展的背景，在非線性面板平滑回歸模型框架下對中國區域高技術產業對經濟高質量發展效應進行研究，不僅有利于了解高技術產業發展對經濟效應影響機制，同時有助于合理控制高技術產業發展，對推動經濟高質量發展具有重要意義。

2 模型設定及指標選取

2.1 模型設定

根據上述分析，借鑒González 等［18］的研究，設定非線性PSTR 的模型形式：

在式（1）中，Y表示被解釋變量經濟高質量發展，z表示固定系數的外生解釋變量，α0為其系數，x為解釋變量，β0為線性部分系數，βj為非線性部分系數，為轉換函數，γj為平滑參數，值越大表明轉換函數的轉換速度也越快，r為轉換函數個數，i為各區域，t為時間。ε為隨機擾動項。

在式（2）中，時，PSTR 模型為低體制，時，PSTR 模型為高體制，當在0 與1 之間變化時，回歸系數呈現連續平滑變化的特征。

2.2 指標選取

被解釋變量。本文被解釋變量主要為經濟高質量發展。借鑒王群勇等［10］的做法，將經濟高質量分為經濟發展數量和經濟發展質量。經濟發展數量（GDP）采用各區域的生產總值來表征，經濟發展質量（TFP）采用全要素生產率來表征。

核心解釋變量。本文核心解釋變量為高技術產業發展。采用高技術產業集聚度（JG）和高技術產業技術創新效率（CXXL）兩個維度來衡量高技術產業發展。高技術產業集聚度測度公式為：

在式（3）中，JGi，t代表第t年第i個區域高技術產業集聚程度，HTIi，t為各區域高技術產業總值，由于數據的可得性，本文用主營業務收入代替，當JG值大于1 時，表明該區域高技術產業集聚程度明顯，反之亦然。

高技術產業技術創新效率（CXXL）。選擇R＆D人員折合全時當量、R＆D 經費內部支出、新產品開發經費支出、新增固定資產為投入指標，選擇專利申請數、新產品銷售收入和主營業務收入為產出指標，選擇R＆D 研發經費中政府資金、高技術企業個數、地區生產總值為環境變量，采用三階段超效率DEA 來測算。

控制變量。為了控制其它因素對經濟高質量發展的影響，選取人力資本（RLZB）、市場開放化程度（OPEN）、政府規模（ZFGM）、城鎮化水平（CZH）、區域創新（CX）。人力資本采用人均受教育年限來衡量，市場開放化程度用進出口總額占地區生產總值來衡量，政府規模采用政府財政支出占地區生產總值比重來表示，城鎮化水平用城鎮人口占常住人口比例來衡量，區域創新則采用萬人專利授權表示。

本文所需數據主要來源于2010～2018 年《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》，為使數據具有可比性，均以2009 年為基期進行相應處理。其中，地區生產總值和人力資本取對數表示。描述性統計結果如表1 所示。

表1 描述性統計

3 實證分析

3.1 模型檢驗

在進行模型估計前，要對面板平滑轉換回歸（PSTR）模型進行線性和剩余非線性檢驗。對轉換函數中的平滑參數展開一階泰勒線性表達式，進而構造LM、LMF和LRT統計量［19］，具體形式為：

在式（4）中，SSR0為原假設條件下（即線性條件下）r＝0 的殘差平方和，SSR1為備擇假設條件下（即非線性條件下）r＝1 的殘差平方和，T為樣本年限區間，N為樣本的個數。觀測LM、LMF和LRT統計量及對應P值，當拒絕原假設時，表明非線性成立，接著進行下一個轉換函數，直至接受原假設，從而得到模型的最佳轉換函數r。檢驗結果如表2 所示。

表2 非線性檢驗和剩余非線性檢驗結果

從表2 中可以發現，模型（1）～（4）的3 個統計量非線性檢驗的結果均拒絕了H0：r＝0 的原假設，這充分說明模型（1）～（4）存在顯著的非線性關系特征。綜合結果，模型（1）、（2）、（4）只存在1 個轉換函數，因此r為1，模型（3）中接受r＝3 的原假設，因此該模型的最優轉化函數個數為3。

3.2 估計結果

本文采用Matlab2014 對面板平滑轉換回歸（PSTR）模型進行估計，采用格點搜索法尋求全局最優解，獲取參數γ和c的值，并采用非線性最小二乘估計（NLS）進行估計，經過反復迭代，得到最優參數估計值，估計結果如表3 所示。

表3 PSTR 模型估計結果

續 表

續 表

模型（1）中顯示的是高技術產業集聚對經濟發展數量效應的影響，結果表明高技術產業集聚對經濟發展數量的影響具有單門檻特征。高技術產業集聚對經濟發展數量影響的線性部分系數為－2.2866，非線性部分估計系數為2.6617，且均在1%水平上顯著。位置參數為0.2188，表明當高技術產業集聚程度低于0.2188 時，對經濟的影響顯著為負，即高技術產業集聚度增加無益于地區生產總值的提升，但當高技術產業集聚程度超過閾值點時，對地區生產總值的影響系數會發生結構性變化，促進作用逐步顯現，同時λ0＋λ′0＞0，也說明了高技術產業集聚程度的提高推動了地區生產總值的增加。模型的γ 值為53.1850，表明模型轉換的速度較快。可能的原因是在高技術產業集聚較低的地區，由于資金、人員等資源要素較為分散，此時不利于高技術產業規模發展，極易造成資源冗余，使經濟增長受限，對于促進經濟增長的目標難以實現；隨著高技術產業集聚程度的增加，科技、人才、信息、資金等資源得到集中和共享，增強了區域競爭優勢，同時會與相關產業發生化學反應，形成成熟的產業鏈條，進而產生乘數效應，從而帶動經濟發展。

模型（2）中顯示的是高技術產業技術創新對經濟發展數量效應的影響，高技術產業技術創新對地區生產總值的影響同樣具有單門檻特征，具體來講，低體制下，當高技術產業技術創新效率較低時，對全要素生產率的影響系數為負，隨著高技術產業技術創新效率的提升，跨過閾值點（0.0944）時，模型進入了高體制，對地區生產總值的影響轉為明顯的促進作用。可能的原因是高技術產業由傳統產業演化而來，代表著未來工業的發展方向，為傳統產業提供信息、通訊、平臺等資源，當高技術產業技術創新水平較低時，不能有效的整合資源，從而對經濟發展不利，當高技術產業技術創新水平較高時，科技含量得到提升，有利于提升企業核心競爭力，對提高經濟效益和發展規模經濟大有裨益。

模型（3）中顯示的是高技術產業集聚對經濟發展質量效應的影響，隨著高技術產業集聚程度的連續變化，對全要素生產率的非線性影響主要穩定在4 個體制，根據高技術產業集聚程度由低到高，影響系數分別為－0.2517、－0.0499、－0.0283和0.5262，表明在高技術產業集聚程度較低時，全要素生產率的影響為反向抑制，當高技術產業集聚程度較高時，對全要素生產率的影響為正向促進。可能的原因為高技術產業集聚程度較低時，由固定的分散狀態向集聚過度，資金項目較為分散，高技術人員利用不充分，未形成有效的產業鏈，因此不利于生產率的提升，在高技術產業集聚達到一定程度時，同一類型的高技術產業在同一區域高度集中，能夠在一定區域范圍內形成產業共生，降低交易成本，有利于生產效率的提升。

模型（4）中顯示的是高技術產業技術創新對經濟發展質量效應的影響，隨著高技術產業技術創新效率的提高，低體制下，對全要素生產率的影響具有促進作用，當模型進入高體制時，較高的高技術產業技術創新效率對全要素生產率的影響不顯著，可能的原因是高技術產業是產業結構升級和經濟轉型的關鍵因素，能快速有效地滲透到其它產業中來，打破能源、交通、材料等的瓶頸制約，其效率的高低不僅僅是企業轉型升級的關鍵，更是經濟保持綠色增長的利器。

4 結論與政策啟示

本文基于2009～2017 年30 省市的面板數據，以高新技術產業集聚度和高技術產業技術創新效率為轉換變量構建PSTR 模型，檢驗高技術產業對經濟高質量發展的非線性影響。研究結果發現：（1）高技術產業的經濟高質量發展效應顯著存在基于高技術產業集聚和高技術產業技術創新的漸進演變的非線性效應，具有復雜的異質性特征，隨著高技術產業集聚和高技術產業技術創新的提升，經濟高質量發展效應也在不斷的轉換；（2）在相應的門檻值前后，高技術產業集聚對經濟發展數量和經濟發展質量的影響由抑制轉為促進；（3）中國經濟發展數量效應與高技術創新相關性較強，具體表現為在高技術產業技術創新水平較低的地區，高技術產業技術創新對經濟發展數量產生阻礙作用，而在高技術產業集聚較高的地區，高技術產業技術創新能夠顯著促進經濟發展數量；（4）在低體制內，高技術產業技術創新效率對經濟發展質量的影響為促進作用，但在高體制內效應并未顯現。

結合上述結論，在清晰高技術產業與經濟高質量之間的關系時應著重注意兩者之間的非線性關系。在規劃高技術產業發展時要充分考慮地區性差異，應根據不同高技術產業發展水平來采取不同的措施，提出建設如下：

（1）鑒于當前中國高技術產業集聚程度整體水平不高，因此，需要進一步提升高技術產業集聚水平和創新效率，加大高技術產業集聚程度，低于門檻值的區域應抓住高技術產業轉移的機遇，集中優勢資源，更好的爭取“拐點”的到來，以期更高效的發揮高技術產業集聚的經濟高質量發展的積極效應；（2）平衡各地區之間的高技術產業發展水平，在區域之間進行有效的知識和信息共享和流動，在區域之間搭載平臺，提供有序的市場競爭環境和良好的合作氛圍；（3）高技術產業技術創新是提升經濟高質量發展的重要途徑，應充分發揮各地區的發展基礎和資源優勢，有的放矢，制定符合當地目標和區位優勢的高技術產業技術創新發展政策，不斷改進高技術產業技術創新水平。