技術進步對區域經濟增長的機制分析

房路生，韓鳳雷

(長安大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710064)

1 引言

當前，技術賦能經濟高質量發展的話題已愈來愈受到各界的關注。過去一年，在新冠肺炎疫情影響作用下，催生了一批“未來產業”，遠程辦公、互聯網醫療和線上教育等數字經濟發展業態強勁，數據儼然已成為一種新的要素。面對新的機遇，各國之間進行著激烈的競爭和全方位的博弈，希望以此在國際競爭中占據有利地位。新時代，雖然我國經濟結構由于加速式的工業化矛盾凸顯，但是技術賦能經濟高質量發展的規律并未改變，通過技術進步引領傳統產業數字化、智能化和綠色化轉型。在技術進步作用經濟增長的過程，還有不少問題有待商榷。其中值得思考的就有產業結構升級和老齡化問題。

我國經濟增長已不再僅僅追求 “量”的提升，壓縮式的工業化矛盾使得經濟增長更注重“質”的發展，而由“質”到“量”的轉換動力關鍵在于如何使得產業結構升級轉型。近幾年，大數據的引用帶來了全新的商業模式，即產業數字化，它對經濟的影響比傳統的模式由于技術進步引發的效果更大，比較突出的就是平臺經濟。從廣義來說，大部分企業都面臨著產業數字化轉型的難題，一些關鍵的技術受制于人。

本文通過梳理相關文獻，基于區域經濟的視角，構建雙向固定效應模型，探尋技術進步、產業結構對區域經濟增長的作用機制，最后得出相關結論，并提出建議，以期改善區域經濟增長。

2 機制分析與研究假設

熊彼特增長理論認為經濟增長的核心要點是內生的研發，創新活動以及知識積累[1]。基于微觀視角，企業通過增加R&D經費投入來促進技術創新的目的就是獲取壟斷利潤。同時，企業在投入時會具有不同的偏向，不同技術有偏進步會優化要素結構，從而優化企業自身產業結構[2]。基于宏觀視角，真正實現技術進步創新是能夠將生產流程量化，將過程中的原材料、制作工藝、制作方法和設計同步更新。一項新的技術的出現和隨后的批量化應用的直接效果是整個社會生產和經濟增長的提升。與此同時，新技術不斷受到追捧，規模不斷壯大，可能會衍生出新的產業鏈，催生出新的部門業務，顛覆性技術更是如此，傳統的生產和組織方式會受到沖擊從而孕育新興產業。而新興產業的出現將會沖擊全球價值鏈，引發供給結構的顛覆性變化，助力經濟增長[3]。基于此，本文提出假設：

H1：技術進步可以促進區域經濟增長。

張明等基于Baumol非平衡增長理論，進行實證分析[4]。通過轉換份額法研究發現隨著第三產業的提高，經濟增長的比重也會相應地提高。并且,在工業化發展的前中期,農業上的資源要素會慢慢涌向第二和第三產業,服務業的比重與經濟增長正相關[5]。到了工業化后期,第二產業會出現勞動力溢出效應，過剩的勞動力又會涌向第三產業服務業，這種生活性質的服務業會阻礙經濟的快速發展，但是如果以它為主題，還是會具有規模效應[6-7]。任小軍等分析了產業結構、技術進步和經濟發展的關系,他們認為技術進步是三者中的關鍵中心要素,并由此展開，指出我國目前發展技術進步的不足和不利條件[8]，認為應該構建利益補償機制去彌補不足。呂曉萌等在投入產出模型的基礎上，計算了全國以及分地區的技術進步對經濟增長的貢獻和技術進步對產業結構優化的貢獻,解釋了技術進步促進經濟增長和產業結構調整的原因[9]。基于此，本文提出假設。

H2：技術進步可以合理調整產業結構，促進區域經濟增長。

3 研究設計

3.1 數據來源

本文的數據均來自《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》和Wind數據庫，鑒于數據可得性，由于西藏缺失過多數據，將其剔除，故本文的數據是2000—2018年的30個省級面板數據。

3.2 模型建立

為實證檢驗技術進步對區域經濟的影響，根據上文闡述的機制分析和假設，構建如下基準回歸計量模型。

GROWTHi,t=α+βTFPi,t+γControls+δi+θt+εi,t

(1)

3.3 變量選取

解釋變量技術進步(TFP)參照周國富等(2020)[10]利用ML方法計算了2000—2018年的區域全要素生產率，投入變量選擇資本存量(K)和就業人口(L)，產出變量選擇實際GDP，其中資本存量采用單豪杰算法，計算結果借鑒程惠芳等(2014)[11]的方法以2000年為基期，計算TFP。

被解釋變量經濟增長(GROWTH)參照金浩等(2021)[12]的人均地區生產總值即實際GDP與年末總人口數量的比重。

中介變量產業結構優化(INSTRU)選取，參照王智毓等(2020)[13]的方法，采用的是第三產業增加值占第二產業增加值的比例。

關于控制變量，選擇了除技術進步之外，其他影響經濟增長的主要因素。人力資本(HZ)的指標是在校大學生的數量與年末總人口數量的比重；城鎮化水平(CZ)采用的是城鎮人口的數量與年末總人口數量的比重；政府干預(ZF)采用的是人均財政支出，即地方財政支出與年末總人口數量的比重；區域開放度由OPEN和FDI組成，分別采用的是進出口貿易額/地區生產總值和實際利用外商直接投資與地區生產總值的比重。由于所選指標單位不統一，有必要進行標準化處理，處理公式如下：

(2)

4 實證檢驗

4.1 基準回歸

由式(1)進行模型回歸，顯示了技術進步與區域經濟增長的回歸結果。全樣本結果估計表明，技術進步與區域經濟增長的回歸系數顯著為正，說明技術進步的提高可以促進區域經濟增長，假設H1成立,結果表明技術進步可以促進區域經濟增長。模型(2)采用的是雙向固定效應模型，還是選擇以省份聚類的穩健標準誤，為了確定是否存在時間效應，加入每一年的虛擬變量，然后對所有的虛擬變量進行F檢驗，F值為20.94，p值為0，即在1%的置信水平下存在時間固定效應，從回歸系數和標準誤上也可以看出模型(2)比模型(1)標準誤更小了，回歸系數變大了。

綜上所述，采用模型(3)的Driscoll標準誤差回歸，它可以很好地解決Panel三大檢驗共同存在的問題，模型(3)采用的是Driscoll-Kraay標準誤，它的標準誤更小。基于此，本文的基準回歸模型為模型(3)，詳見表1。

表1 固定效應選擇模型

筆者將產業結構優化納入模型(3)，對變量進行組內去心，去除個體固定效應，將省級面板分為西部、中部和東部，對技術進步和產業結構依次進行分組回歸，看是否存在地域差異。子樣本回歸結果估計表明，東部、中部和西部的技術進步與區域經濟增長的回歸系數顯著為正，說明區域技術的提高可以促進區域經濟增長，再次驗證了假設H1，西部和中部的產業結構優化與區域經濟增長的回歸系數顯著為正,結果表明產業結構優化可以促進區域經濟增長。而東部的產業結構優化與區域經濟增長的回歸系數為負，但是不顯著，可能是東部的服務業較西部和中部太過發達。

4.2 內在機制檢驗

由上述分析已經了解技術進步和產業結構優化對區域經濟的影響，那么存不存在一條機制路徑，為實證檢驗技術進步和產業結構對區域經濟的機制路徑，根據上文闡述的機制分析和假設，參照溫忠麟(2014)[14]構建如下計量模型:

GROWTHi,t=a0+a1TFPi,t+a2Controls+δi+

θt+εi,t

(3)

INSTRUi,t=b0+b1TFPi,t+b2Controls+Φi+

ωt+ei,t

(4)

GROWTHi,t=c0+c1TFPi,t+c2INSTRUi,t+

c3Controls+ρi+λt+ui,t

(5)

全樣本結果估計表明：首先根據式(3)直接效應，技術進步與區域經濟增長的回歸系數顯著為正，說明技術進步的提高可以促進區域經濟增長，假設H1再次成立；其次根據式(4)和式(5)的間接效應，前段路徑結果表明技術進步和產業結構優化的回歸系數顯著為正，說明技術進步的提高可以促進產業結構優化。后段路徑結果表明技術進步和產業結構優化都能促進區域經濟增長。綜上三步法得到機制路線：技術進步→產業結構→經濟增長。結果表明產業結構優化具有部分中介作用，技術進步可以合理調整產業結構，促進區域經濟增長，假設H2成立。

5 結論與建議

本文基于我國2000—2018年30個省的面板數據，在雙向固定效應模型的基礎上分別采用中介效應三步法和雙向交互項回歸進行實證研究，結果表明：

第一，不管是基于全國視角來看，還是基于中東西部分地區的視角來看，技術進步都對區域經濟增長具有顯著的正向影響，假設H1成立。

第二，分地區來看，產業結構優化對區域經濟高質量發展存在異質性，其中中部和西部的產業結構優化對區域經濟增長具有顯著的正向影響，而東部產業結構對區域經濟增長有負向影響，但是影響作用不顯著，可能是東部服務業較中西部太過發達。

第三，從全國來看，技術進步、產業結構優化和區域經濟增長存在中介效應機制，即技術進步可以合理調整產業結構，促進區域經濟增長。

本文提出以下兩點建議：

第一，要在各區域內部實施導向性的地區政策，為各區域創造新型技術誕生的溫床和相匹配的發展條件。各區域要因地制宜，注重自己的地域性和差異性，讓資源要素能夠流向比較具有規模經濟的地方，發揮要素優勢，創造更健全的發展環境。比如：針對各區域不同的發展需求，實施相應的人才政策[15]；新技術的出現需要與之相匹配的技能，可以發展針對新技術的技術培訓。

第二，各區域應主動推進產業結構優化和轉型升級，推動經濟高質量發展，構建地區相匹配的產業結構體系。各地區在投入和產出上要減少冗余要素，充分發揮各種組合的要素價值，來增進配置效率。結合地區的異質性，東部產業結構轉型領先全國，在注重經濟增長的同時，也應該看到經濟增長的穩定性，中部繼續保持經濟增長和產業結構優化的穩定性，西部向中部和東部看齊，慢慢靠攏，通過技術轉移反哺西部，提供技術進步條件，加快產業結構優化和轉型升級。