創新驅動產業結構升級的制度基礎
——基于門檻模型的實證研究

王希元

(云南大學 發展研究院，云南 昆明 650091)

0 引言

1978年以來，我國通過改革開放，建立了以市場化為核心的激勵機制和資源配置機制的制度基礎，激勵和激活生產要素進入現代產業部門，驅動勞動密集型產業蓬勃發展，支撐了中國近30年的高速增長。然而，2008年以后，中國進入發展動能轉換和產業結構調整新階段[1]，突出特征是產業結構調整更多依靠創新與產業的融合，通過“創造性破壞”引起產業中新舊成分更替，推進產業突變和結構升級[2]。然而，支撐過去高速經濟增長的制度基礎未必能夠滿足產業結構調整新階段的需要，制度調整往往又受到路徑依賴的制約，未能與經濟發展動能轉換同步，可能存在滯后。

在當前依靠創新驅動產業結構調整的新階段，制度變遷是否與發展動能轉換同步？現有制度是否形成了激勵？能否激發創新要素配置、創新技術擴散和創新成果產業化，最終促進產業結構升級？對上述問題的回答，不僅關乎經濟發展新動能的形成，也是新時代推動創新驅動高質量發展的內在要求，同時也有利于繼承改革開放以來制度改革的寶貴經驗。

1 文獻綜述

諾貝爾經濟學獎得主菲爾普斯[3]指出：創新過程最大的障礙是存在不確定性和風險，針對創新的不確定性和風險，必須有激勵創新的體制機制作為制度支撐。關于制度如何影響創新驅動產業結構升級，現有研究從如下方面進行了探討。

一些學者從市場化和政府創新扶持的制度比較維度進行考察，Acemoglu等[4]指出，完善的市場機制與激烈的市場競爭是促進創新的重要因素；Nelson[5]進一步指出，產業層面的演化本質上是企業集體演化的表現，即適者生存、不適者淘汰的“自然選擇”，通過不斷的“創造性破壞”打破均衡、形成發展動力，而市場化程度越高，越有利于“自然選擇”機制的實現，越有利于通過創新實現產業演化和產業結構升級；趙興廬等[6]從企業創新精神角度，戴魁早和劉友金[7]從產業壟斷程度、技術密集度、外向度角度，白俊紅和卞元超[8]從勞動力市場和資本市場配置角度進行了考察，普遍認為市場化程度提高對創新以及產業發展與升級具有顯著促進作用。與市場化相比較，就政府創新扶持的作用而言，肖文和林高榜[9]的研究認為，政府不可能比企業家更懂得“挑選”符合市場需要的新產業，政府創新扶持存在“政府失靈”，而“市場失靈”卻較少出現。但是也有學者得出了相反的結論，如伍健等[10]實證研究發現，政府補貼能夠發揮資源屬性和信號屬性的作用，促進戰略性新興產業內企業的創新投入，幫助企業獲取利益相關者的資源和支持，進而促進新興產業發展和產業升級。一些學者從技術市場發育的制度維度進行了考察，如高楠等[11]實證研究發現，技術市場需求所產生的“示范效應”是決定區域創新水平的重要因素，這種效應是通過直接增加研發活動投入力度而提升創新水平的；趙志娟和李建琴[12]實證研究發現,技術市場通過技術內生增長、技術擴散以及市場對資源配置的基礎性作用促進區域創新能力的提升。一些學者從金融發展的制度維度進行考察，如張璇等[13]利用世界銀行中國企業調查數據研究發現，信貸尋租和融資約束都能顯著抑制企業創新；鐘騰和汪昌云[14]實證研究發現，股票市場相比于銀行業更有利于促進企業專利創新。但是，張杰和高德步[15]通過實證研究發現,中國當前的金融體系并未對創新形成有效的支撐和激勵作用,相反,信貸市場競爭的加劇對創新起到了一定程度的阻礙作用。還有學者從知識產權保護的制度維度進行了考察，吳超鵬和唐菂實證研究發現[16]，加強知識產權執法力度可以通過減少研發溢出損失和緩解外部融資約束兩條途徑促進企業創新。但是，Kim等[17]、Sweet& Maggio[18]實證研究發現知識產權保護對發展中國家的技術創新并沒有顯著影響。

大量研究普遍圍繞創新驅動企業績效與企業成長、經濟發展與經濟增長等探討制度的影響。如劉建國[19]探討制度如何影響企業創新實施，發現績效衰退時集中的權力結構比分散的權力結構更容易作出創新決策；王麗平和狄凡莉[20]實證研究發現，開放度、政府扶持等制度環境對新創企業績效起正向調節作用；陶長琪和彭永樟[21]從宏觀視角發現，制度質量是保證創新驅動經濟發展效應的重要前提。

從目前研究來看，現有文獻考察了市場化、政府創新扶持、技術市場發育、金融發展、知識產權保護等制度因素對創新驅動的影響，但仍存在如下不足：一是鮮有以產業結構升級作為創新驅動目標來研究制度問題，然而有充分的證據表明，創新和產業深度融合發展是當前建設創新型國家、踐行創新發展理念、形成創新發展機制最為突出、最為核心的問題[22]，本文以產業結構升級作為創新驅動的實現目標，具有更強的現實意義；二是現有研究考察單一制度因素對創新影響的多，考察多種制度因素對創新影響的少，本文將多個制度因素統一于一個框架內，能夠系統、全面發現制度基礎的作用；三是現有研究大多以實證研究為主，注重結論的客觀性和準確性，但是對理論和機制的探討不足，本文將在實證研究之前充分對制度影響創新驅動產業結構升級的理論機制進行討論；四是從研究的實證結論來看，并沒有形成統一的認識，金融市場、知識產權保護的作用仍存在爭議，市場化與政府作用，二者是非此即彼還是共同促進仍然值得探討。結合學者的研究成果，本文認為市場化、政府創新扶持、技術市場發育、金融市場發展和知識產權保護作為影響創新資源配置和激勵創新活動的基本經濟制度，會對創新驅動產業結構升級產生深刻影響，本文將從理論和實證兩方面重點討論這5個制度因素的作用。

2 理論機制與研究假設

2.1 市場化對創新驅動產業結構升級的影響機制

創新驅動產業結構升級是包括創新要素配置、創新產品交易、創新技術擴散、創新企業成長、創新成果產業化的動態過程，市場化程度越高，過程演化就越依靠市場信號和價格機制驅動，市場化對其間各個環節的影響也就越大。一是市場化程度越高，新技術和新企業的競爭性成分就越發達，產業中新舊成分更替的頻率和速度也就越快，越有利于產業結構升級 ；二是要素市場化程度越高，越有利于企業依據要素價格變化展開多元化創新活動[23]，資本、人才等要素易于向創新項目集聚；三是產品市場化程度越高，企業所在產業的競爭就越激烈，促使企業通過創新謀求新產品、新服務和新工藝等方式 “逃離競爭”，從而獲取較高的創新壟斷收益[24]，創新活動也就越活躍，與此同時，產品市場化程度越高，市場機制運行越好，企業就越能夠根據價格機制和市場供給關系獲得有效的消費者偏好和需求信息[25]，進而激發企業家精神[16]；四是市場化程度越高，企業尋租空間壓縮，弱化企業通過尋租獲取超額利潤的動機，將有限的資源和精力用于創新活動。從上述幾個方面來看，本文提出如下假設：

H1：市場化程度越高，越有利于創新驅動產業結構升級。

2.2 政府創新扶持對創新驅動產業結構升級的影響機制

由于創新的正外部性以及創新過程的高風險和偶然性[26]，企業在研發上的投入會低于使整個社會達到最優福利的投入水平[27]。尤其在基礎研究方面，短期商業利益驅動企業研發投入更多集中在市場為導向、投入項目針對性較強的應用研究；而對創新投入-產出周期長、風險和不確定性更大的基礎研究投入不足[11]，基礎研究投資是市場失靈的典型例子。在這種情況下，國家/政府是一個跨越私人寡頭局部利益的組織[28]，政府參與研發被許多學者認為是應對創新投入不足、市場失靈的有效機制[29-31]。Mazzucato[32]在理論上又更進了一步，認為通過創新來驅動產業升級，需要長期的戰略投資和公共政策，國家/政府的職能不僅僅在于修復市場失靈，還可以通過任務導向型創新投資和研發補貼來創造和塑造市場，進而為產業引入新成分，驅動產業結構升級。

但是，在實踐中，政府的創新扶持政策往往重視補助額度的多少，忽略了補助的最大化效應[33]，并未帶來創新績效的改善。主要由于以下原因：一是企業為得到高額度補助，會向政府官員尋租[14]，造成創新資源錯配；二是政府創新補貼替代或擠出了企業原有計劃的創新投入，進而抑制了企業創新[34]；三是由于信息不對稱及虛假信號等原因，政府補貼流入不該補貼和不需要補貼的企業，降低了創新資源配置效率。

總體而言，政府創新扶持既有“事實中”的創新產業政策推動產生結構升級的正向效應；也存在創新資源錯配，擠出企業創新投入等負向效應。因此提出競爭性假設：

H2a：政府創新扶持力度越大，越有利于創新驅動產業結構升級；

H2b：政府創新扶持力度越大，越不利于創新驅動產業結構升級。

2.3 技術市場發育對創新驅動產業結構升級的影響機制

大量學者的研究表明，技術市場發育越好，創新成果越容易商業化和產業化，越有利于促進產業結構升級。一是技術市場提供外部知識。莊子銀和段思淼[35]指出，在知識經濟時代，技術的創造者和購買者有了更具體的分工，技術市場提供專用性外部知識，使得技術生產的成本下降，創新產業化成本越來越低。二是在發育程度較高的技術市場中，轉化成功的技術成果能夠實現較好的商業價值，這會增強企業將技術成果商業化和產業化的動力。與此同時，發達的技術市場不僅能給企業提供更為準確的技術需求信息，還能夠為技術成果轉化過程提供人才和資本支撐[36]。三是技術市場發展帶來技術溢出。較高的技術交易量可以使得更多先進技術需求方使用先進技術改進落后的生產方式，從而促進先進技術的運用、推廣和擴散[37]。據此本文提出如下假設。

H3：技術市場發育程度越高，越有利于創新驅動產業結構升級。

2.4 金融發展對創新驅動產業結構升級的影響機制

金融市場的發展可以緩解金融機構和貸款者之間由于信息不對稱所引發的道德風險和逆向選擇問題，降低企業融資約束程度及融資成本，更好地控制企業創新活動的不確定性與失敗風險，更有效地動員資金向創新領域優化配置[38]， 從而激勵國家或企業層面的創新活動，促進產業結構升級。

但是，金融發展也可能不會顯著促進創新和產業結構升級。一是以利潤為導向的銀行業發展規模越大，其更加注重風險防范和資金安全[39]，會傾向于投資于房地產等預期收益較高且抵押品充足的部門，不愿意貸款給風險較高、回報不確定的創新項目；二是創新項目由于信息不對稱，缺乏價格信號，銀行等金融機構可能持續資助某家公司，甚至是回報為負的項目，造成資金錯配；三是R&D投資創造的知識資產通常是無形的，無形資產的有限抵押價值限制了債務的使用[40]，從而形成融資障礙。

總體而言，金融市場發展越好，創新產業化過程中融資越便利，對創新驅動產業結構升級越有利；但是，也可能存在金融錯配，大規模貸款并未進入到需要資本的創新領域。本文提出如下競爭性假設：

H4a：金融市場發展越好，越有利于創新驅動產業結構升級；

H4b：若金融資源未進入創新領域，不會對創新驅動產業結構升級產生影響。

2.5 知識產權保護對創新驅動產業結構升級的影響機制

通常情況下，創新成果往往存在正外部性，即創新成果所有者很難阻止其它企業模仿，而法律上實施知識產權保護則會減少外部性，降低企業研發成果被侵犯的風險，提高企業創新投入的預期收益，對企業創新形成正向激勵，更有利于創新成果產業化[41]。

但是，過于嚴格的知識產權保護也會產生負向效應。因為，低技術企業主要通過技術引進和模仿獲得創新企業的創新成果，知識產權司法保護水平越高，技術溢出效應越差，不利于企業間技術擴散，進而不利于創新成果產業化[19]。另外，知識產權權利人易于機會主義行使權利，通過濫用知識產權(在專利法授予的權利之外尋求獨占權)排除和限制競爭、抑制創新，這就違背了知識產權制度的基本宗旨[42]。

總體而言，理論上知識產權保護有利于創新驅動產業結構升級，但過度實施也可能違背知識產權保護制度的初衷。本文提出如下競爭性假設：

H5a：知識產權保護體制越好，越有利于創新驅動產業結構升級;

H5b：知識產權保護體制越好，越不利于創新驅動產業結構升級。

3 模型設定與變量說明

3.1 門檻模型設定

由上述理論分析可知，創新驅動產業結構升級受到市場化程度、政府創新扶持、金融發展、技術市場發育和知識產權保護等制度變量的影響，門檻模型對該類問題較為適用。本文以 Hansen[43]非線性門檻模型為基礎，以上述5個制度變量為門檻變量，利用2009-2016年中國內地省際面板數據實證分析制度門檻變量對創新驅動產業結構升級的影響。模型設定如下：

INSit=α0+α1INNOit×I{Marketit

(1)

INSit=α0+α1INNOit×I{lnGOVit

(2)

INSit=α0+α1INNOit×I{Tech_Marit

(3)

INSit=α0+α1INNOit×I{FINit

(4)

INSit=α0+α1INNOit×I{Intell_Proit

(5)

3.2 門檻值估計與檢驗

對門檻值的估計通過計算所有潛在門檻值的殘差平方和，將具有最小殘差平方和的潛在門檻值確定為最終門檻值。估計出門檻值后需要對其顯著性和真實性進行檢驗，顯著性檢驗判斷以門檻劃分的各組樣本參數是否顯著，真實性檢驗判斷門檻值是否真實。

3.3 變量選取

3.3.1 被解釋變量

產業結構升級。許多學者把經濟結構服務化等同于產業結構升級，用第三產業增加值與第二產業增加值之比表示產業結構升級[44]。但是，過早去工業化(過早經濟結構服務化)已經成為制約我國生產率提高的突出問題[45]，服務業占比的上升并非必然是產業結構的優化升級[46]，甚至與之違背。因此，本文參考劉偉等[47]、袁航和朱承亮[48]的方法，使用如下指標衡量產業結構升級，其優點是既考慮到了產業的結構變化，又包含生產率提升。

(6)

3.3.2 解釋變量與門檻變量

解釋變量是創新投入，創新投入主體是企業，本文使用研究與試驗發展(R&D)經費內部支出中企業資金部分占GDP比重(%)表示。

門檻變量：市場化使用王小魯和樊綱[49]測算的中國分省市場化指數；政府創新扶持使用政府財政科技支出取對數表示；技術市場發育使用技術市場交易額占GDP比重表示；金融市場發展使用貸款余額與GDP比重表示。知識產權保護指數估算，許春明和單曉光[55]認為應從立法強度和執法強度兩個方面考慮，立法層面全國各省市自治區基本一致，設各省立法強度均為1，執法強度用知識產權結案率表示，最后乘以該省專利申請占全國比重，用公式表示為：Intell_Pro=φ×Legislation×Enforcement，其中φ是專利申請占比、Legislation是立法強度、Enforcement是執法強度。

3.3.3 控制變量

本文以人力資本水平、基礎設施、投資率、需求結構、人口結構、FDI作為控制變量。其中，人力資本水平使用平均受教育年限衡量；基礎設施使用人均公路和鐵路里程數表示；投資率使用全社會固定資本投資與地區生產總值之比表示；需求結構用消費占地區生產總值比重(%)表示；人口結構用總撫養比表示；FDI使用外商直接投資額取對數表示。

3.4 樣本與數據來源

2008年金融危機以后，中國進入新一輪產業結構調整[1]，產業結構演進動力與之前發生了很大變化，因此本文以2009-2016年為時間區間,以中國內地31個省級行政區為樣本。數據來自WIND數據庫、《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國分省份市場化指數報告(2018)》、《國家知識產權局統計年報》。各變量描述性統計見表1。

表1 變量指標描述性統計結果

4 實證結果分析

4.1 門檻效應檢驗結果

(1)門檻效應顯著性檢驗結果。表2中第三列是影響創新驅動產業結構門檻變量的門檻值。由P值可知，門檻變量為市場化(MAR)、政府創新扶持(InGOV)、技術市場發育(Tech_Mar)的單一門檻和雙重門檻值的門檻效應顯著；門檻變量為金融發展(FIN)的單一門檻和雙重門檻值的門檻效應均不顯著；門檻變量為知識產權保護(Intell_Pro)的單門檻效應顯著，雙重門檻效應不顯著。

表2 門檻效應顯著性檢驗結果

注: P 值和臨界值均采用 Bootstrap( 自抽樣法) 反復抽樣500次得到的結果;***、**、*分別表示在 1%、5%、10%的置信水平下顯著；下同。

(2)門檻值真實性檢驗結果。圖1為LR統計量的結果，圖中曲線為LR值，水平虛線是α 在 5%顯著水平下 LR統計量的臨界值，按照Hansen[46]的標準，門檻值的LR值低于臨界值就認為臨界值是真實的，圖中，各曲線最低的 LR值就是門檻值的 LR值。結果顯示，市場化、政府創新扶持、技術市場發育、金融發展的單一門檻值和雙重門檻值的LR值均低于臨界值(虛線)，這些門檻值是真實的。知識產權保護單一門檻值的LR值低于臨界值，該門檻值也是真實的，但是其雙重門檻值的LR值均位于臨界值(虛線)以下，說明其置信區間無窮大，意味著門檻估計值是無效的。

巖性油藏精細勘探，即對巖性油藏富集地區，在精細儲層分析及成藏規律研究的基礎上，采用地質目的與經濟可行性約束的最優化鉆探方案進行勘探，以獲取最多的經濟可采儲量和最大的勘探開發規模效益。

綜合門檻值的顯著性檢驗和真實性檢驗，知識產權雙重門檻值是無效的，故舍棄，僅取單一門檻值進行后續分析；金融發展的單一門檻和雙重門檻效應均不顯著，暫不舍棄，后續分析進一步考察；其余門檻值均真實且門檻效應顯著。

4.2 門檻回歸結果分析

實證分析中，本文同時匯報固定效應模型(FE)和隨機效應模型(Re)結果。一方面考慮到本文使用的樣本是“大N小T”的面板結構，樣本可視為對總體關系的判斷，采用隨機效應模型(RE)回歸可以提高估計效率;另一方面，考慮到不同省份差異，為了保證估計結果的一致性，需要采用固定效應模型(FE)進行回歸分析。同時采用兩個模型進行分析，在保證估計結果一致性的前提下，可以提高估計效率[56]。表3-表7結果顯示，固定效應模型和隨機效應模型結果基本一致，表明回歸結果是穩健的。

4.2.1 市場化對創新驅動產業結構升級的門檻效應

表3是市場化作為門檻變量時，該門檻對創新驅動產業結構升級的影響結果，在固定效應模型和隨機效應模型中，創新投入(研發)對產業結構升級的回歸系數α2為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明創新投入提高會促進產業結構升級。但是，由市場化門檻影響創新驅動產業結構升級的彈性系數α1和α3可知，低門檻系數α1為負，高門檻系數α3為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明：當市場化程度低于低門檻時，創新投入驅動產業結構升級的效應要低于跨越低門檻之后；當市場化程度高于高門檻時，創新投入驅動產業結構升級的效應增強。因此，市場化程度越高，創新投入增加越有利于促進產業結構升級。

圖1 門檻估計值對應的LR值

從各省市場化進程來看， 2009年9個省份的市場化程度低于低門檻，9個省份位于高低門檻之間，13個省份跨越高門檻；到2016年有4個省份低于低門檻、5個省份位于兩個門檻之間，22個省份均跨越高門檻，說明整體上我國市場化水平正在不斷提高。從市場化進程的區域特征來看，據2009-2016年市場化平均值，低于低門檻的省份主要位于西部地區，兩門檻之間的省份主要位于中部地區，東部地區的市場程度普遍高于高門檻。

表3 市場化門檻效應檢驗結果

4.2.2 政府創新扶持對創新驅動產業結構升級的門檻效應

從政府創新扶持力度變化來看，2009年僅4個省份低于低門檻，17個省份位于兩個門檻之間，10個省份高于高門檻；2016年僅1個省份低于低門檻，4個省份位于兩個門檻之間，其余省份均高于高門檻。總體而言，我國政府創新扶持力度相對較大，并且呈現不斷加大趨勢。

表4 政府創新扶持門檻效應檢驗結果

4.2.3 技術市場發育對創新驅動產業結構升級的門檻效應

由表5可知，創新投入(研發)對產業結構升級的回歸系數α2為正，且通過1%的顯著性水平檢驗。從技術市場發育門檻影響創新驅動產業結構升級的彈性系數α1和α3可知，低門檻系數α1為負，高門檻系數α3為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明：技術市場發育程度越高，創新投入增加越有利于促進產業結構升級。

從各省技術市場發育來看， 2009年7個省份的技術市場發育程度低于低門檻，3個省份跨過高門檻，其余省份均位于兩門檻之間；2016年有4個省份低于低門檻、8個省份跨過高門檻，其余省份位于兩門檻之間，說明整體上我國技術市場正在不斷發育，但是發育速度不快。

表5 技術市場發育門檻效應檢驗結果

4.2.4 金融發展對創新驅動產業結構升級的門檻效應

由表6可知，在固定效應模型和隨機效應模型中，創新投入(研發)對產業結構升級的回歸系數α2顯著為正。從金融發展門檻影響創新驅動產業結構升級的彈性系數α1和α3可知，低門檻系數α3為負，高門檻系數為正，但是都不顯著。結合前述門檻顯著性檢驗，金融發展門檻的門檻效應也是不顯著的。由此可以說明，金融發展對創新驅動產業結構升級并未產生顯著影響。

可能的原因是，由于本文中表示金融發展指標的是貸款余額占GDP的比重，結合我國經濟現實，相較于股票市場融資，銀行貸款更可能投入到風險低、預期收益穩定的行業，如房地產等，而不傾向于投入到風險和不確定性高的創新項目，導致金融資本沒有有效進入創新領域。

4.2.5 知識產權保護對創新驅動產業結構升級的門檻效應

根據前述分析，知識產權保護僅存在單一門檻值，表7中，固定效應模型和隨機效應模型回歸結果表明，創新投入INNO(研發)對產業結構升級的回歸系數α2為正且顯著。從知識產權保護門檻影響創新驅動產業結構升級的彈性系數α3可知，系數α3為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，表明當知識產權保護高于高門檻時，創新投入驅動產業結構升級的效應增強。

表6 金融發展對創新驅動產業結構升級的影響

表7 知識產權保護對創新驅動產業結構升級的影響

從各省知識產權保護指數來看， 2009年15個省份的知識產權保護沒有跨越門檻，16個省份跨越了門檻；到2016年有10個省份沒有跨越門檻、21個省份跨越門檻值。說明總體上知識產權保護進程在穩步向前推進。

5 結論與展望

5.1 主要結論與啟示

在經濟發展動能依靠創新驅動產業結構升級的新階段，對于制度基礎能否為新動能提供有效激勵問題，本文研究發現：

(1)結合從市場化和政府創新扶持兩個門檻回歸分析來看，市場和政府對創新驅動產業升級的作用并不是非此即彼，二者提高均會產生促進作用。這說明，正確處理好政府與市場的關系不僅是中國過去改革成功的重要經驗，也是創新驅動高質量發展新階段的重要準則。推進市場化進程仍然是制度改革的主旋律，特別是要充分發揮市場化在配置創新資源、加速創新擴散、推動創新商業化和產業化中的主導作用。與此同時，政府要從長期戰略發展考慮，不僅要修復創新過程中的市場失靈，還要通過任務導向型的創新投資和研發補貼來創造和塑造市場。

(2)技術市場發育對創新驅動產業結構升級的單一門檻和雙重門檻效應顯著，技術市場發育程度越高，越有助于創新驅動產業結構升級的實現。這再一次說明，建設創新型國家應重視技術市場的培養，重視技術中介對創新投入與產業的連接作用，這對于推動以市場為導向、產學研深度融合的創新體系建設、加速創新成果產業化至關重要。

(3)按照慣例本文以貸款余額表示金融發展程度，研究金融發展對創新驅動產業升級的影響。實證結果表明，金融發展并未對創新驅動產業結構升級產生顯著影響。這說明，以銀行貸款為主的金融資本并未有效進入創新領域，未滿足創新驅動產業結構升級的需要,這反映出金融資本存在錯配。

(4)知識產權保護存在單一門檻，加強知識產權保護對創新驅動產業結構升級有顯著正向促進作用。在創新驅動發展新階段，知識的生產、交換、分配和消費將空前繁榮，而知識進入市場又是以知識產權的確立為前提的，不斷加強知識產權保護制度建設是新時代的需要。

5.2 研究不足與展望

本研究仍然存在一些不足之處，需要在后續研究中不斷完善：①本文的實證分析使用的是省際面板宏觀數據，樣本量有限，將來可以嘗試使用樣本量更大的微觀數據進行分析，將宏觀數據與微觀數據的實證結果進行比較判斷；②本文僅就市場化、政府創新扶持、技術市場發育、金融市場以及知識產權保護5個相對重要制度變量進行了探討，但制度基礎并不局限于這些維度，如經濟開放度、創新基礎設施等與創新有關的制度變量仍然值得進一步研究；③本文僅依次討論了各個制度變量對創新驅動產業結構升級的影響，并未得出一個反映一般制度水平的綜合指數，將來可以進一步通過主成分分析、因子分析等方法計算綜合制度指數，研究該指數如何影響創新驅動產業結構升級。