不同技術創新途徑與產業結構升級動態互動關系研究

范德成，方 璘，宋志龍

(哈爾濱工程大學 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

中國經濟在經歷了30多年高速發展后，增速有所回落，進入“經濟發展新常態”時期。新常態主要有三大特征：從高速增長轉變為中高速增長；經濟發展結構不斷優化升級；從要素驅動、投資驅動轉向創新驅動。其中，產業結構優化升級是經濟結構優化的關鍵，而技術創新則是產業結構升級的重要力量[1]。技術創新發展途徑主要包括3類：自主創新、合作創新與技術引進，3類途徑間密切關聯。中國通過改革開放、以市場換技術的外資政策，從國外引進大量技術，為國內自主技術發展提供了基礎和機會。然而，隨著技術進步速度加快、難度和風險加大，合作創新優勢日益凸顯。隨著國內技術和知識的不斷積累，中國自主創新能力越來越強，與國外技術差距逐步縮小，3類途徑間關系可能發生改變。因此，目前3類技術創新途徑間存在哪些作用關系，它們對產業結構升級的作用效果如何以及以哪種途徑為主更有利于產業結構升級，這些問題需要深入分析。產業結構升級和技術創新互為條件。一方面，只有加快技術創新才能促進產業結構調整與升級；另一方面，加快技術創新也要求產業結構調整與升級[2]。目前，中國產業結構能否促進技術創新發展，對哪類技術創新影響更顯著值得探討。產業結構升級過程不僅需要考慮產業結構高級化，也需要注重產業結構合理化。理論上，產業結構合理化和高級化相互促進、密不可分。但在中國經濟發展過程中，產業結構合理化與高級化變遷是否一致需要進行相應檢驗[3]。對上述問題進行研究，有利于厘清不同技術創新途徑間的關系、當前中國產業結構升級更適于采取何種技術創新途徑以及產業結構合理化與高級化發展一致性與否。

1 文獻綜述

本文重點從自主創新、合作創新、技術引進間相互關系、技術創新與產業結構升級內在機理、不同技術創新途徑與產業結構升級間相互關系以及產業結構合理化與高級化間相互關系4個方面對現有文獻進行梳理與討論，以突出本文研究問題和意義。

(1)自主創新、合作創新、技術引進間相互關系研究。自主創新并非封閉式自我創新，其強調在開放條件下提高獲取關鍵技術和自主知識產權的能力。因此，自主創新不排斥技術引進和相互合作[4]。技術引進主要有3種方式：國際貿易、技術貿易和外商直接投資[5]。其中，先進生產技術可能從進口貨物中獲得，然而技術壁壘和技術信息不對稱等因素限制了生產技術轉移。技術貿易主導方在于技術出讓方，故技術購買方難以獲取其先進生產技術[6]。相比之下，國外直接投資是技術轉移最為有效的途徑，外商投資更傾向于將先進生產技術運用到實際生產過程中，且其溢出效應明顯，這種先進生產技術信息能夠通過要素資源流向本地產業，本地產業或企業部門通過吸收、模仿先進生產技術，從而有助于本地企業積累技術知識、提高自主創新能力[7-9]。隨著社會技術進步速度加快、技術創新難度增加、創新風險加大，企業合作創新趨勢日益明顯[10]。合作創新能夠分擔創新投入、規避創新風險、縮短創新周期，將知識溢出內部化，促進合作伙伴間知識共享[11-12]。因此，合作創新是消除技術創新低水平重復、加速中國技術進步的重要途徑[13]。

(2)技術創新與產業結構升級內在機理研究。技術創新從供給和需求兩個方面影響產業投入產出狀況及生產要素配置和轉換效率，進而推動產業結構升級[2]。從供給方面看：首先，技術創新促進了勞動分工，改變了勞動力就業結構，這是技術創新影響產業結構變動的基本途徑；其次，技術創新使不同行業勞動生產率出現差異，哪個行業勞動生產率更高，就會獲得更多利潤，從而導致生產要素在不同行業間流動，進一步促使產業結構發生變化[2,14]。從需求方面看，技術創新對產業結構的影響通過影響生產需求、消費需求及出口，借助需求結構變動實現，屬于間接影響。產業結構影響需求，需求拉動技術創新。由于需求誘導，某一行業可能出現快速增長趨勢，為使整個行業總產出水平保持適當規模，同時為提高或改善產品和服務質量，加之競爭的影響，這一行業中的企業會加大技術投入、改善工藝流程、重新組合現有技術，掀起新一輪固定資產投資或更新高潮(也可能源于固定資產的無形損耗)。這種過程必將對科技創新形成強大需求，從而推動技術創新發展[2,14]。

(3)不同技術創新途徑與產業結構升級間相互關系研究。國外學者較為關注技術選擇與經濟增長關系，率先將“適宜技術”思想引入經濟發展，認為技術進步本地化對經濟增長效果更顯著[15]。同時，kamber等[16]研究結構性技術創新政策對產業結構和經濟增長質量的影響，認為結構性技術創新政策對產業結構和經濟增長的影響具有非對稱性。在對發展中國家的研究中，國外學者更關注技術引進對經濟發展的影響，但未得出統一結論。有學者認為，發展中國家通過采用發達國家的前沿技術，可以促進自身技術創新發展，從而實現經濟增長[17-18]。但也有學者認為，發達國家技術引進會使發展中國家勞動技巧與技術間不匹配，帶來總要素生產率下降，也即技術引進對發展中國家存在不利影響[19-20]。另外，有學者研究產業結構對專利的影響，認為產業結構差異不會對專利數量和質量產生影響，但會影響專利商業化應用[21]。國內學者對不同技術創新途徑與產業結構升級間關系進行深入研究，主要集中在自主創新、技術引進對產業結構升級的影響上，并得出不同結論。如王衛和張玲玉[3]指出，自主創新能夠促進產業結構合理化與高級化；技術引進有利于產業結構合理化，但對產業結構高級化的影響為負。林春艷和孔凡超[22]認為，自主創新和技術引進有利于地區產業結構合理化，且存在長期空間溢出效應，但不利于產業結構高級化。傅元海等[23]認為，在消化吸收外資技術基礎上的自主創新能夠促進制造業結構高度化與合理化，但只有通過利用外資引進先進技術，尋求高端產業核心技術創新能力突破，制造業結構升級才會高附加值化；只有提高本地產業技術能力，外資才會產生技術溢出效應并促進制造業結構升級趨于合理；只有提升高端產業核心技術創新能力才能促使外資轉移先進技術，進而促進制造業結構升級并實現高附加值化。同時，也有學者研究合作創新對中國制造業轉型升級的影響，認為產學研合作研發創新模式對制造業轉型升級具有促進作用，但需要增強企業合作知識轉移能力和吸收能力[24]。目前，關于產業結構升級對技術創新影響的研究主要是間接研究，即將產業結構升級作為技術創新的一個影響因素進行研究[25,26]。僅有少數學者對兩者間關系進行了直接研究。如趙慶[27]認為，產業結構優化升級確實能夠顯著促進技術創新效率空間溢出效應形成，二者間關系應該是“螺旋上升”；楊兵等[28]認為，技術創新對產業結構優化具有長期負向沖擊效應，產業結構優化對技術創新具有短期正向沖擊效應。

(4)產業結構合理化與高級化間相互關系研究。產業結構合理化有助于資源配置達到最優，產業結構高級化可以提升勞動生產率，在更高水平上配置資源[3]。產業結構合理化是產業結構高級化的基礎，提高結構效益可以推動產業結構高級化發展，而脫離合理化的高級化是一種“偽高級化”[29]。

本文對國內外文獻進行梳理發現，目前研究取得了豐碩成果，但還有以下問題尚未完全解決：①當前研究集中于從單方面分析不同技術創新途徑與產業結構升級間關系，發現兩者存在明顯的雙向關系。因此，需要將兩者納入同一實證模型進行分析；②當前研究大都注重靜態分析，對不同技術創新途徑間、不同技術創新途徑與產業結構升級間、產業結構合理化與高級化間的動態互動關系研究較少。因此，本文將自主創新、合作創新、技術引進、產業結構合理化與高級化納入同一研究框架，運用PVAR模型，從內生視角實證分析它們間的雙向動態互動關系，同時分析不同時間段內不同技術創新途徑與產業結構升級間內在機理。

2 研究方法與數據選取

2.1 PVAR模型

PVAR模型由Holtz-Eakin[30]提出，Lütkepohl[31]對其進行優化，相較于普通VAR、SVAR模型，它對時間序列數據長度要求較低，主要針對面板數據，只要T≥p+3，即可對模型進行參數估計；T≥2p+2，即可估計穩態下滯后項參數。其中，T表示時間序列長度，p表示滯后階數。PVAR模型的核心是脈沖響應函數。脈沖響應函數主要用來描述一個內生變量對誤差的反應，也即隨機擾動項一個標準差沖擊對其它變量當前和未來取值的影響軌跡，能夠直觀刻畫變量間的動態交互作用和效應。PVAR模型設定形式如下：

(1)

其中，yi,t是包含內生變量的向量。假設每一個截面基本結構相同，采用固定效應模型，引入反映個體異質性的變量αi，克服該假設對參數的限制；引入反映個體時點效應的變量vi,t，體現在同一時點不同截面上可能受到的共同沖擊；μi,t為隨機擾動，假設其服從正態分布。

2.2 變量與數據

2.2.1 產業結構升級指標度量

產業結構升級是產業結構朝著合理化和高級化方向發展的過程，本文中的產業結構升級包含合理化和高級化兩個方面。其中，產業結構合理化既反映產業間協同程度，又體現生產要素在不同產業間的有效利用程度。在現有研究中，多數研究采用結構偏離度或泰爾指數衡量產業結構合理化程度。其中，傳統結構偏離度和泰爾指數僅考慮勞動偏離度，如果按照線性生產函數和里昂惕夫生產函數，資本與勞動可以完全替代或具有某種固定比例關系，那么單要素形式評價指標比較合適。但現實經濟往往不符合這種嚴格假定，而是大致符合柯布-道格拉斯生產函數形式。在該函數中，資本與勞動具有可變的替代率與流動性。因此，對資本偏離度的考察與勞動偏離度同樣重要，且能夠有效避免因采用單要素指標而導致的評價誤差[32]。從而，在構建產業結構偏離度評價指標時，必須考慮資本要素偏離。因此，基于勞動和資本多要素條件下的偏離評價指標為：

(2)

式(2)中，pld代表產業結構偏離度；Y代表產值；F代表生產要素；i代表第i產業；j代表第j種生產要素；m代表生產要素種類總數；n代表產業總數，其中本文取n=3，選取各省3次產業進行計算；對生產要素F的拓展為m=2且F=K,L的情況；K代表資本存量；L代表勞動，用就業人數表示。產業結構偏離度越高，表示生產要素在各產業部門中的配置越不合理，產業結構合理化水平越低。因此，產業結構合理化與產業結構偏離度為反向變動關系，本文以產業結構偏離度的倒數度量產業結構合理化，其公式為：

(3)

關于產業結構高級化，學者們提出不同度量方法。有學者認為，隨著信息技術的迅猛發展和產業結構服務化趨勢明顯加強，且鑒于經濟服務化過程中第三產業增長率快于第二產業這一典型事實，應采用第三產業產值與第二產業產值的比值度量中國產業結構高級化水平[33]。但也有學者認為，從技術水平角度可將產業結構高級化表述為：原有要素、資源從生產率和技術復雜度較低產業部門轉移到生產率和技術復雜度較高產業部門，使得生產率和技術復雜度較高產業部門比例持續增加，從而提高不同產業部門生產率。所以，產業結構高級化本質上具有兩個內涵：一是比例關系改變，即量的內涵；二是要素生產率提高，即質的內涵[34]。結合現有研究，本文綜合考慮兩類度量方式，構造產業結構高級化模型如下：

(4)

式(4)中，第一部分為第三產業產值與第二產業產值的比值，用其表示產業結構高級化過程中的經濟服務化程度。第二部分為以全要素生產率(θ)為權重的三次產業比例綜合值，用其表示產業結構高級化過程中量和質的變化。α為權重，本文認為兩者同樣重要，故取α=0.5。全要素生產率采用DEA模型中的超效率模型計算，其中投入為勞動和資本存量，產出為產業產值。

2.2.2 自主創新、合作創新與技術引進度量

(1)自主創新。有學者從技術創新產出角度，采用專利授權量對自主創新進行衡量，也有學者從技術創新投入角度，用R&D經費內部支出對其進行衡量。考慮到專利性質和價值差異較大，本文采用R&D經費內部支出衡量自主創新。為消除異方差影響，對其取對數，用lnzzcx表示。

(2)合作創新。學者往往用企業與高校、研究機構以及其它企業間合作研發情況對合作創新進行衡量。R&D經費外部支出是指調查單位委托外單位或與外單位合作進行R&D活動而撥給對方的經費，表明企業對外合作創新情況。因此，本文采用R&D經費外部支出衡量合作創新。為消除異方差的影響，對其取對數，用lnhzcx表示。

(3)技術引進。本文采用各省份實際利用外商直接投資額對技術引進衡量，為消除異方差的影響，對其取對數，用lnjsyj表示。

2.2.3 數據來源與面板單位根檢驗

為保持數據統計口徑一致，本文以2009-2017年中國各省份相關數據為研究樣本(因西藏和港澳臺相關數據缺失嚴重，故剔除)，保留剩下的30個省域作為研究樣本。三次產業產值、就業人數及實際利用外商直接投資額來源于2009-2018年30個省域統計年鑒，吉林缺失2017年實際利用外商直接投資額數據，運用趨勢外推法對其進行估計；R&D經費內部支出和R&D經費外部支出來源于2010-2018年《中國科技統計年鑒》；資本存量參考張軍等[35]和徐現祥等[36]的方法進行計算，數據來源于各省統計年鑒。各變量描述性統計結果見表1。在回歸前對數據平穩性進行檢驗，如果數據不平穩，則有可能出現“偽回歸”情況。本文分別用LLC、IPS、Fisher-DF、Fisher-PP對數據平穩性進行檢驗，結果表明本文所選數據在5%水平上平穩，檢驗結果見表2。

表1 變量描述性統計結果

表2 面板單位根檢驗結果

注：單元格內第一行為檢驗統計量，括號內為P值，P<0.05表示通過檢驗，不存在單位根，數據平穩

3 PVAR模型實證分析

3.1 GMM回歸

在利用PVAR模型進行估計前，需要先確定合適的滯后期數，以免滯后期數過短導致估計結果有偏，而滯后期數過長又會損失自由度[37]。最優滯后期數確定通常通過AIC、BIC、HQIC三個信息準則的信息量判斷，當這些準則的信息量取最小值時滯后期數為最優滯后期數，結果見表3。從中以看出，AIC、BIC和HQIC準則在滯后一階時信息量最小，因此選擇最優滯后期數為滯后一期。在選擇最優滯后期數的基礎上，對模型參數進行GMM估計，結果見表4。

表3 PVAR最優滯后期數選擇

由表4可知：①上一年自主創新增加、合作創新增加、技術引進及產業結構合理化提升促使下一年自主創新增加；②上一年自主創新增加、合作創新增加、產業結構高級化程度提升促使下一年合作創新增加，而技術引進增加使下一年合作創新減少；③上一年合作創新增加、技術引進增加以及產業結構合理化提升促使下一年技術引進增加，自主創新增加使下一年技術引進減少；④上一年自主創新增加、產業結構高級化程度提升促使下一年產業結構趨于合理化，而技術引進增加使下一年產業結構變得不合理；⑤上一年自主創新增加、產業結構高級化程度提升促使下一年產業結構高級化程度提升，合作創新增加、技術引進增加以及產業結構合理化程度提升則會抑制下一年產業結構高級化發展。

GMM回歸只能反映變量滯后一期與當期的關系，為進一步分析變量間的長期動態互動關系，需要對變量進行脈沖響應分析。由于脈沖響應在GMM回歸基礎上進行，因此必須對GMM回歸結果穩定性進行檢驗。根據Lütkepohl[31]的研究結果，只有在伴隨矩陣所有特征根模值小于1時，模型才穩定。由圖1可知，所有特征根均落在單位圓內，表明其模值都小于1，因此本文GMM回歸結果是穩定的。

表4 GMM估計結果

注：*、**、***表示在10%、5%、1%水平上顯著，下同；括號內為Z統計值

圖1 PVAR模型穩定性檢驗單位圓

3.2 脈沖響應結果分析

接下來，用脈沖響應函數進行長期動態互動關系分析。在進行蒙特卡洛500次模擬的基礎上，得到滯后15期的脈沖響應，見圖2。圖中橫軸為滯后期數，縱軸為變量對沖擊的響應程度，橫線為0刻度線。

圖2為當給自主創新一個標準差沖擊時，其對自身和其它變量的沖擊程度。其對自身在初期產生最大正向影響，其后開始逐漸減弱；其對合作創新在初期產生負向影響，負向影響持續到第2期、第3期及以后變為正向影響，在第7期時正向影響最大；其對技術引進在初期產生正向影響，其后在第1期變為負向影響，在第4期時負向影響最大，在第10期時轉為正向影響，但正向影響較小；其對產業結構合理化在初期產生負向影響，但到第2期變為正向影響，在第5期正向影響最大，其后逐漸減弱；其對產業結構高級化在初期為負向影響，其后逐漸增加，在第4期變為正向影響。脈沖響應結果表明，自主創新具有一定發展慣性，當自主創新增加時，其對合作創新、技術引進，產業結構合理化和高級化在短期內產生負向影響，但從長期看，對其均具有正向影響。

圖3為當給合作創新一個標準差沖擊時，其對自身和其它變量的沖擊程度。其對自主創新在初期沒有影響，其后產生正向影響，在第2期達到最大，隨后逐漸減弱；其對自身在初期產生最大的正向影響，其后逐漸減弱；其對技術引進在初期產生負向影響，其后第1期變為正向影響，在第3期達到最大，隨后逐漸減弱，在第6期變為負向影響，在第8期達到最大負向影響；其對產業結構合理化在初期和第1期產生正向影響，在第2期到第5期為負向影響，第6期及以后為正向影響，在第10期產生最大正向影響，其后正向影響逐漸減弱；其對產業結構高級化在第1期至第7期為負向影響，在第8期轉為正向影響，但正向影響較小且接近于0。脈沖響應結果表明，合作創新發展具有一定慣性。合作創新增多時，在短期內對技術引進為正向影響，對產業結構合理化和高級化為負向影響，但從長期看對技術引進為負向影響，對產業結構合理化和高級化為正向影響；其對自主創新一直為正向影響。

圖2 以自主創新為沖擊變量時的脈沖響應函數

圖3 以合作創新為沖擊變量時的脈沖響應函數

圖4為當給技術引進一個標準差沖擊時，其對自身和其它變量的沖擊程度。其對自主創新在第1期為正向影響，其后均為負向影響，在第7期負向影響最大；其對合作創新一直為負向影響，在第4期負向影響最大；其對自身在第1期至第5期產生正向影響，第6期及以后為負向影響；其對產業結構合理化和高級化程度一直為負向影響。脈沖響應結果表明，當技術引進增加時，其對自身在一定時間內起到正向影響，但從長期看，不利于自身發展；對自主創新、合作創新而言，產業結構合理化和高級化均具有負向影響，不利于國內技術和經濟健康發展。

圖5為當給產業結構合理化一個標準差沖擊時，其對自身和其它變量的沖擊程度。其對自主創新具有正向影響，且在第1期產生最大正向影響；對合作創新在第1期至第3期為負向影響，第4期及以后為正向影響，且在第8期產生最大正向影響；其對技術引進在第1期產生正向影響，在第2期至第9期為負向影響，且在第4期負向影響最大，其后為正向影響；其對自身在第1期為負向影響，其后為正向影響，且在第6期產生最大正向影響；其對產業結構高級化在第1期至第3期為負向影響，在第4期及以后為正向影響，且在第8期產生最大正向影響。脈沖響應結果表明，當產業結構合理化增加時，其對自主創新一直為正向作用，在短期內對合作創新、技術引進和產業結構高級化為負向影響，但從長期看，對三者為正向影響。

圖6為當給產業結構高級化一個標準差沖擊時，其對自身和其它變量的沖擊程度。其對自主創新具有正向影響，且在第4期產生最大正向影響；其對合作創新具有正向影響，且在第2期具有最大正向影響；對技術引進具有正向影響，且在第4期產生最大的正向影響；對產業結構合理化產生正向影響，且在初期產生最大的正向影響；對自身產生正向影響，且在初期產生最大的正向影響。脈沖響應結果表明，當產業結構高級化程度加深時，有利于技術創新、產業結構合理化與自身發展。

圖4 以技術引進為沖擊變量時的脈沖響應函數

圖5 以產業結構合理化為沖擊變量時的脈沖響應函數

圖6 以產業結構高級化為沖擊變量時的脈沖響應函數

4 不同技術創新途徑與產業結構升級內在機理分析

通過對脈沖響應結果進行分析發現，不同技術創新途徑與產業結構升級間在短期和長期內互動關系不同。因此，需要結合技術創新與產業結構升級自身特點，分析不同時間段內不同技術創新途徑與產業結構升級的內在機理。為便于分析，本文繪制不同技術創新途徑與產業結構升級間的動態互動關系，見圖7。圖中負→正表示短期內為負向影響，但從長期看為正向影響。

(1)自主創新在短期內對合作創新、技術引進、產業結構合理化和高級化均為負向影響，但從長期看，對四者均為正向影響。在短期內，進行自主創新會獲得一定技術進步，增強相關企業對自身技術水平的信心，從而減少其合作創新和技術引進需求。自主創新在不同行業間存在較大差異，而在一定時期內自主創新比較活躍的行業往往能夠獲得更多產業政策支持，導致更多生產要素盲目進入這些產業及相關產業，而這些產業在短期內技術進步幅度不大，不能有效利用這些生產要素，致使生產要素在產業間分配不合理，造成產業結構不合理程度加劇。同時，生產要素分配不合理會使全要素生產率下降，進一步導致產業結構高級化程度下降。從長期看，要保持經濟和產業快速健康發展，需要保持高質量技術進步，僅靠封閉式自主創新并不能滿足技術進步要求。隨著自主創新能力提高，企業自身技術和知識積累逐漸增加，使企業充分認識到自身技術發展缺陷及需求，從而促使企業與其它企業或者相關機構進行合作創新；同時，隨著自身技術加強，也會促使其吸引更多高質量外商投資，進而促進技術引進。自主創新提高能夠推動合作創新和技術引進，從而加快技術進步、提高勞動生產率、推動生產要素在產業間流動，從而促使產業結構向著合理化和高級化方向發展。另外，自主創新比較活躍的產業往往也是高附加值產業，自主創新增加能夠激發相應市場需求，從而推動生產要素向這些附加值較高的產業流動。

圖7 不同技術創新途徑與產業結構升級之間的動態互動關系

(2)合作創新能夠降低創新成本，實現創新資源互補。合作創新增加在短期內會促進自主創新和技術引進，但不利于產業結構合理化和高級化發展；從長期看，其對自主創新依然為正向影響，對技術引進變為負向影響，對產業結構合理化變為正向影響，對產業結構高級化雖然為正向影響，但影響程度較小，幾乎為0。合作創新增加促使創新主體從外部獲得更多先進知識和技術，同時降低創新成本，從而有利于自主創新進一步發展。合作創新開展使相關產業認識到與國外先進技術的差距，而相關產業為短時間內快速發展會加大國外技術引進力度，但從長期看，隨著自身技術積累以及與合作方技術合作創新的加深，會減少技術引進需求。合作創新與自主創新一樣，在不同行業間存在較大差異，當更多生產要素進入合作創新活躍的產業領域時，這些產業在短期內技術進步幅度不大，不能有效利用這些生產要素，從而致使生產要素在產業間分配不合理，造成產業結構不合理程度加劇，進一步導致產業結構高級化程度下降。但從長期看，由于合作創新技術不斷積累，使相關產業能夠有效利用流轉過來的生產要素，促進產業結構朝著合理化方向發展。

(3)技術引進對自主創新、合作創新、產業結構合理化和高級化無論在短期內還是長期內均為負向影響。中國技術基礎薄弱，改革開放以來采用以市場換技術的外資政策，使各產業技術得以迅速發展，但同時也使很多產業形成技術對外依賴。因為運用外來技術就能在短時間內獲得豐厚利潤，致使產業內很多企業減少了需要較長時間才能產生收益的自主創新和合作創新投入。同時，由于外資引進質量不高，集中在技術要求較低、勞動力密集型產業，因此隨著低質量外資引進增多，不利于產業結構朝合理化和高級化發展。高質量外資引入不僅受國內相關政策的影響，還受投資國相關政策的影響。從長期看，從競爭和壟斷需要出發，通過技術引進很難獲得最新最優的高精尖技術，而這些技術往往是主導產業形成和發展的必要技術。主導產業發展影響產業結構方向。因此，從長期看，技術引進不利于產業結構合理化。由于技術引進只能獲得相對落后的技術，且知識產權并不掌握在自己手中，從本質上看，其進一步發展必然不利于產業結構高級化。

(4)產業結構合理化在短期內對自主創新為正向影響，對合作創新、技術引進為負向影響；但從長期看，對自主創新仍為正向影響，對合作創新、技術引進均變為正向影響。產業結構高級化對自主創新、合作創新、技術引進無論在短期還是長期均為正向影響。產業結構合理化和高級化與技術創新間是相輔相成、相互促進關系，但短期內產業結構合理化對合作創新和技術引進均為負向影響。原因可能在于：在短期內，自主創新發展使生產要素發生流動，滿足了市場需求，因此當產業結構合理化程度提升時，其對自主創新產生了正向影響，對合作創新和技術引進產生了負向影響。但從長期看，隨著市場需求多樣性和需求結構變化，其對產業結構產生影響，對技術創新產生更高質量的要求，從而促進自主創新、合作創新及技術引進發展。

(5)產業結構合理化對高級化在短期內呈現負向影響，而產業結構高級化對合理化在短期內起到正向促進作用，二者相互作用關系并不一致。產業結構合理化與高級化在長期內互為促進關系，因此長期內產業結構合理化與高級化發展表現一致。當前，我國多數省份產業結構相對不合理，高級化水平較低或者處于偽高級化狀態。地方政府為使產業結構調控政策在短期內見到效果，會加大相關產業技術創新投入[29]，特別是改善產業結構效果明顯的自主創新。但是，短期內盲目調控會使產業結構合理化和高級化發展不一致。從長期看，隨著調控政策調整、技術創新進步，會促進產業結構合理化和高級化發展表現一致。

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本文運用2009-2017年中國內地30個省級區域相關數據和PVAR模型，對自主創新、合作創新、技術引進、產業結構合理化、產業結構高級化間動態互動關系進行實證研究，得出如下結論：①自主創新在短期內對合作創新、技術引進、產業結構合理化和高級化均為負向影響，但從長期看，對四者均為正向影響。從長期看，在3種技術創新途徑中，自主創新對產業結構合理化和高級化的促進作用更強，更能促進產業結構的升級；②合作創新增加在短期內促進自主創新和技術引進發展，卻不利于產業結構合理化和高級化發展。從長期看，其對自主創新依然為正向影響，對技術引進變為負向影響，對產業結構合理化變為正向影響，對產業結構高級化表現為不明顯的正向影響，對產業結構升級也起到一定的促進作用；③技術引進對自主創新、合作創新、產業結構合理化和高級化無論是在短期還是長期均為負向影響；④產業結構合理化在短期內對自主創新為正向影響，對合作創新、技術引進為負向影響，但從長期看，對自主創新仍為正向影響，對合作創新、技術引進均變為正向影響。產業結構高級化對自主創新、合作創新、技術引進無論是在短期還是長期均為正向影響；⑤產業結構合理化和高級化發展在短期內并不一致，但在長期內表現一致。

5.2 研究啟示

本文研究結論對提高中國技術創新水平和實現產業結構升級具有一定啟示：①改革開放40多年來，中國科學技術發展取得了巨大進步，很多領域技術都已經追趕到世界前列，有的甚至居于世界領先地位。這得益于改革開放以來，以市場換技術的外資政策。目前，逆全球化思潮抬頭、國際貿易環境日益惡化，而中國又處于經濟發展新常態下，正是調整產業結構的關鍵時期，僅依靠技術引進短期內可解決燃眉之急，但從長期看，無異于飲鴆止渴。核心技術自主化，才能使自身更具競爭力，才能更大程度地解放生產力，進而促進產業結構升級，而自主創新和合作創新是獲取核心自主技術的唯一途徑。因此，堅持自主創新和合作創新的技術發展道路才是促進產業結構升級、促進經濟平穩發展的關鍵；②通過技術引進加強自主創新和合作創新越來越困難，只有建設好自主創新和合作創新相關生態系統，才能從本質上提高兩者能力。在進行生態系統建設時，一是應加強科研人才培養，為自主創新和合作創新提供優質的人才保障。在重視科研人才培養的同時，也應完善科研人才激勵制度，以促進其工作積極性，同時能夠留住和吸引更多科研人才為國內自主創新和合作創新作出貢獻；二是加大知識產權保護力度，為自主創新和合作創新提供良好的法律保障。根據實際情況不斷完善知識產權保護相關法律制度，既要做到有法可依，也要做到執法必嚴和違法必究，切實加強知識產權保護；三是增加自主創新和合作創新補貼、稅收減免力度，引導相關金融機構提供相應貸款，為自主創新和合作創新提供良好的資金保障。自主創新和合作創新活動需要長期資金和人員投入，且具有高風險性，良好的資金保障能夠緩解相關機構的壓力。但是，也應避免有些企業騙取相關補貼，因此要實施動態、多渠道監管機制，使政策真正用到實處；四是加強科技服務中心建設，為自主創新和合作創新交流及成果轉化提供良好的服務平臺。完善科技服務中心功能，明確科技服務中心職責，提升科技服務中心工作人員業務技能，使科技服務中心發揮真正的作用。

5.3 研究不足與展望

然而，本研究仍然存在一些不足，主要表現在：一是數據收集受限，衡量產業結構升級時，只用了三大產業，即第一、第二、第三產業數據進行計算，這可能與真實的產業結構升級情況存在一定偏差；二是衡量技術引進時只用了外商直接投資數據，現實中還有通過直接技術購買等方式的技術引進。未來研究中可嘗試用更具體的行業數據計算產業結構升級，同時也可以嘗試把外商直接投資、技術購買等不同技術引進方式進行綜合衡量，以更加精確、更全面地研究不同技術創新途徑與產業結構升級間的動態互動關系。