陳 堂，陳 光

(西南交通大學 a．經濟管理學院；b．公共管理與政法學院，成都 610031)

以創(chuàng)新驅動代替?zhèn)鹘y(tǒng)要素驅動優(yōu)勢已逐步顯現(xiàn)，創(chuàng)新通過引進、消化、吸收新技術，帶來產業(yè)集聚，效率提升，有利于驅動產業(yè)結構調整升級。創(chuàng)新為產業(yè)發(fā)展帶來新動力，是產業(yè)結構優(yōu)化升級的關鍵[1]。Schumpeter和Elliott指出創(chuàng)新是生產要素或條件的新組合帶來的內生研發(fā)力，是經濟增長的源泉[2]，創(chuàng)新能力影響著經濟發(fā)展的速度和方向[3]，為產業(yè)結構優(yōu)化提供技術支持，促進產業(yè)結構升級[4]。因此，針對科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間外溢效應分析，在新時代背景條件下具有重要的理論和實踐意義。

從文獻分析上看，大多數(shù)學者從產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化方面分析科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響。首先，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化的影響方面，部分學者認為科技創(chuàng)新促進了產業(yè)結構高級化。賈倉倉和陳紹友運用省際面板數(shù)據(jù)，采用回歸分析指出，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化存在顯著促進作用[5]。也有部分學者認為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化有一定的阻礙作用。季良玉指出，融資約束的存在會抑制技術創(chuàng)新活動，進而阻礙產業(yè)結構的優(yōu)化升級[6]。其次，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化的影響方面，學者認為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化具有推動作用。Russu對羅馬尼亞產業(yè)結構發(fā)展過程的分析中，指出科技創(chuàng)新是產業(yè)結構合理化的重要影響因素[7]。李翔等以省域經濟為研究對象，分析認為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化促進作用非常顯著[8]。

由文獻分析可以看出，這些研究多以時間序列或是截面數(shù)據(jù)進行分析，少部分以省域面板數(shù)據(jù)進行分析?？萍紕?chuàng)新一方面對產業(yè)結構的優(yōu)化調整具有差異性[9-10]，另一方面科技創(chuàng)新對不同地區(qū)產業(yè)結構升級具有顯著的促進作用和空間溢出效應[8]111;[11]，而以上研究針對科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間效應考慮不足。其次，這些研究大多從傳統(tǒng)的資本和勞動力的維度論證科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響，較少學者考慮科技創(chuàng)新和產業(yè)結構升級均在一定的客觀環(huán)境條件下發(fā)展，實現(xiàn)綠色發(fā)展是產業(yè)結構調整與發(fā)展的重點[12]。第三，較少學者分析了城市創(chuàng)新投入對產業(yè)結構升級過程中的資源集聚作用，以及城市創(chuàng)新投入對臨近地區(qū)發(fā)展的抑制作用，忽略了城市創(chuàng)新投入在產業(yè)結構升級空間外溢效應。第四，我國產業(yè)結構升級和科技創(chuàng)新在新時代背景下具有新的特征，為本文的研究提供了廣闊的空間。因此，以空間計量經濟學為視角，采用空間面板數(shù)據(jù)，以省域經濟為研究內容，既考慮時間特征屬性和個體差異，以及個體內部的動態(tài)性和個體間的空間相關性，分析我國科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間外溢效應，具有較強的現(xiàn)實意義。創(chuàng)新之處在于：(1)考慮科技創(chuàng)新對產業(yè)結構空間外溢作用的基礎上，采用空間面板數(shù)據(jù)對我國省域數(shù)據(jù)進行分析，考慮時間因素和個體特征，增加空間特征。(2)在科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響因素上，在傳統(tǒng)資本和勞動力的維度上，增加環(huán)境創(chuàng)新投入和城市創(chuàng)新投入維度。(3)同時分析科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化的空間外溢影響。(4)研究結果較以往研究有了新的認識。首先，勞動力創(chuàng)新投入對于域外地區(qū)產業(yè)結構合理化的間接效應具有抑制作用。其次，環(huán)境創(chuàng)新投入對域內地區(qū)產業(yè)結構合理化的直接效應具有抑制作用。

一、模型與指標選取

(一)數(shù)據(jù)來源及樣本說明

采用我國30個省域經濟為樣本來源(西藏和港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失太多，因此，未分析西藏和港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù))，時間選取2008年至2018年，數(shù)據(jù)主要來源為《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)《統(tǒng)計年鑒》《科技統(tǒng)計年鑒》《統(tǒng)計公報》，部分缺失數(shù)據(jù)采取均值法進行插補。各變量選擇如表1所示。

表1 指標體系

產業(yè)結構升級是生產效率的提升和生產要素由效率低行業(yè)轉移到高行業(yè)。從產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化兩個方面進行分析[5]28;[8]107。

產業(yè)結構高級化是指生產效率的提升，反映各要素的有效利用程度。用第二、三產業(yè)產值占GDP的比重進行衡量[5]28;[13-15]。

產業(yè)結構合理化是指各生產要素在各產業(yè)間的協(xié)調程度，一般選擇泰爾系數(shù)進行衡量[8]107;[16]，一般大于0小于1，值越大表明產業(yè)結構越不合理，值越小表明產業(yè)結構越合理。其公式為

(1)

其中，Theil表示產業(yè)結構合理化，Qi表示第i產業(yè)產值，Q表示該地區(qū)生產總值，Li表示該地區(qū)第i行業(yè)就業(yè)人數(shù)，L表示該地區(qū)就業(yè)總人數(shù)。

勞動力創(chuàng)新投入表示科技創(chuàng)新在人力資本投入上對產業(yè)結構升級的影響。研究與開發(fā)機構以及高新技術產業(yè)勞動力投入量是各產業(yè)創(chuàng)新的基礎，人力資本是技術創(chuàng)新的關鍵要素，是知識消化吸收與溢出的重要載體[17-18]。選擇研究與開發(fā)機構R&D人員折合全時當量、高新技術產業(yè)R&D人員折合全時當量求和表示[16]57-58;[19]。

資本創(chuàng)新投入是生產性創(chuàng)新活動的基本要素之一。用研究與開發(fā)機構R&D內部支出、高新技術產業(yè)R&D內部支出、高新技術產業(yè)投資額、技術引進費用、技術吸收費用支出、技術改造經費支出求和表示[15]30;[19]30。

環(huán)境創(chuàng)新投入表示為轉變經濟增長方式，推動產業(yè)結構升級提供的生態(tài)環(huán)境基礎，用污水處理率和生活垃圾無公害處理率求和表示[12]59;[20]。

城市創(chuàng)新投入表示各地區(qū)城市建設能力，為產業(yè)結構升級提供空間載體。用人均城市道路面積和人均公園綠地面積求和表示[21]。各變量描述性統(tǒng)計如表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)理論模型

創(chuàng)新活動和產業(yè)結構升級均為生產性活動，符合柯布—道格拉斯函數(shù)特點。因此，在柯布—道格拉斯函數(shù)基礎上，建立理論模型如下

Y=f(lob，cap，evn，cit)=A×lobα×capβ×envγ×citχ

(2)

兩邊分別取對數(shù)，建立科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化的空間外溢理論模型。

LN(Ais)=C1+α1LN(lob)+β1LN(cap)+γ1LN(env)+χ1LN(cit)

(3)

LN(Theil)=C2+α2LN(lob)+β2LN(cap)+γ2LN(env)+χ2LN(cit)

(4)

A為全要素生產率，C為常數(shù)項，α、β、γ、χ為未知系數(shù)。

Anselin認為，地區(qū)之間經濟活動具有空間相關性[22]。空間計量模型主要有：空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。根據(jù)以上分析，空間面板模型設置如下。

SAR模型：

(5)

(6)

SEM模型：

LN(Ais)it=α1ln(lob)it+β1ln(cap)it+γ1ln(env)it+χ1ln(cit)it+μi+φit

(7)

LN(Theil)it=α2ln(lob)it+β2ln(cap)it+γ2ln(env)it+χ2ln(cit)it+μi+φit

(8)

SDM模型：

(9)

(10)

其中i為截面維度，t為時間維度，δ為空間自回歸系數(shù)，μi為空間個體效應，φit為空間誤差項，ε為隨機誤差項，λ為空間誤差自相關系數(shù)，Wij為空間矩陣，η、θ、ξ、ψ表示空間回歸系數(shù)。空間權重矩陣運用Rook相鄰原則，采用簡單二分權重矩陣。

二、實證檢驗與結果分析

(一)空間相關性檢驗

為了進一步分析科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間相關性，通過全域莫蘭指數(shù)進行分析，其公式如下

(11)

從表3可以表明，2008年至2018年我國產業(yè)結構高級化、產業(yè)結構合理化、勞動力創(chuàng)新投入、資本創(chuàng)新投入、環(huán)境創(chuàng)新投入、城市創(chuàng)新投入的Moran’s Ι指數(shù)值均為正值，說明產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化，以及勞動力創(chuàng)新投入、資本創(chuàng)新投入、環(huán)境創(chuàng)新投入、城市創(chuàng)新投入具有顯著的空間正相關關系，省域間產業(yè)結構優(yōu)化和創(chuàng)新要素投入具有全域空間集聚特征，為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間外溢效應研究奠定了基礎。

表3 2008年至2018年我國省域Theil、Ais、Lob、Cap、Evn、Cit的Moran’s Ι指數(shù)值

注：***為1%，**為5%，*為10%顯著。

(二)結果分析

運用Matlab2012b軟件對不考慮空間效應的數(shù)據(jù)分析LM檢驗和穩(wěn)健性檢驗，具體如表4和表5。

從表4中可以分析發(fā)現(xiàn)，產業(yè)結構合理化在普通混合面板、空間固定效應、時間固定效應和雙項固定效應模型中，LM檢驗均在1%水平顯著拒絕原假設，說明各變量存在空間效應。普通混合面板效應和空間固定效應中，LM穩(wěn)健性檢驗在5%水平顯著拒絕原假設，其他兩種模型均在1%水平顯著拒絕原假設。因此，綜合考慮可以認為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化的空間外溢模型具有空間滯后項和自相關殘差項。

表4 Theil無空間效應面板模型的LM檢驗和穩(wěn)健性LM檢驗

注：括號內為t值，***為1%，**為5%，*為10%顯著，下同。

從表5可以分析發(fā)現(xiàn)，在產業(yè)結構高級化的四種效應模型中，LM檢驗均在1%水平下顯著拒絕原假設，說明各變量存在空間效應。四種模型的LM穩(wěn)健性檢驗在1%水平下顯著拒絕原假設。四種模型的Robust LM-error的p值均大于10%，可以發(fā)現(xiàn)在殘差項空間效應假設檢驗上，四種模型均無法拒絕原假設。因此，綜合考慮可以認為科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化的空間外溢模型具有空間滯后項，不具有自相關殘差項；在產業(yè)結構高級化上SAR模型更優(yōu)于SEM模型。

表5(續(xù))

由表6可以看出，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化空間外溢效應的四種模型中，針對SDM模型是否簡化為SAR模型和SEM模型的Wald檢驗、LR檢驗和Hausman檢驗的P值均小于5%，表明拒絕原假設。而且有上面LM檢驗和穩(wěn)健性LM檢驗，說明因變量間具有空間相關性。因此，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化的空間外溢效應應該選擇SDM面板模型。

表6 Theil的空間面板模型的Wald檢驗、LR檢驗和Hausman檢驗

從表7可以看出，在科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化影響的SDM模型中，四種效應參數(shù)估計結果顯示，時間固定效應的R2為0.8913，變量Lob、Cap、Evn在1%水平下通過檢測，Cit在5%水平下通過檢測，而且中國土地空間廣闊，地區(qū)差異較大，所選10年樣本數(shù)據(jù)顯示的時間周期短，國家科技政策變化不大。因此，在科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化的空間外溢SDM模型中，綜合考慮應選擇時間固定效應進行討論。

表7 Theil的SDM面板模型四種效應結果

表7(續(xù))

從表8可以看出，在科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化空間外溢的SAR模型中，四種效應參數(shù)估計結果顯示，時間固定效R2為0.9099，最大，變量Lob、Cap、Evn、Cit在1%水平下通過檢測，而且中國土地空間廣闊，地區(qū)差異較大，所選10年樣本數(shù)據(jù)顯示的時間周期短，國家科技政策變化不大。因此，綜合考慮后，在科技創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化的空間外溢SAR模型中，選擇時間固定效應進行討論。

表8 Ais的SAR面板模型四種效應結果

在回歸分析中，各解釋變量對本地區(qū)被解釋變量有直接影響外，還對臨近地區(qū)被解釋變量有影響。為了正確估計出科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響，通過Matlab2012b軟件把空間總效應分為直接效應和間接效應，對Theil的時間固定SDM面板模型和Ais的時間固定SAR模型進行計算，得出表9和表10的結果。

表9 Theil的SDM模型效應分解

表10 Ais的SAR模型效應分解

首先，科技創(chuàng)新對產業(yè)結構合理化的影響方面，資本創(chuàng)新投入影響最大，回歸系數(shù)為0.9619，勞動力創(chuàng)新投入次之，回歸系數(shù)為0.8773，城市創(chuàng)新投入第三，回歸系數(shù)為0.2882，環(huán)境創(chuàng)新投入最小，回歸系數(shù)為0.1797?？萍紕?chuàng)新對產業(yè)結構高級化的影響方面，資本創(chuàng)新投入影響最大，回歸系數(shù)為0.2397，勞動力創(chuàng)新投入次之，回歸系數(shù)為0.2072，城市創(chuàng)新投入第三，回歸系數(shù)為0.1119，環(huán)境創(chuàng)新投入最小，回歸系數(shù)為0.0925。

其次，勞動力創(chuàng)新投入對產業(yè)結構合理化的影響上，直接效應、間接效應和總效應均在1%的水平上顯著，直接效應的回歸系數(shù)為0.8882，間接效應的回歸系數(shù)為-0.1109，總效應的回歸系數(shù)為0.8773。對于產業(yè)結構高級化的影響上，直接效應、間接效應和總效應均在1%的水平上顯著，直接效應的回歸系數(shù)為0.1417，間接效應的回歸系數(shù)為0.0655，總效應的回歸系數(shù)為0.2072。表明勞動力創(chuàng)新平均投入1%，對產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化分別增加0.8773%和0.2072%的外溢效應，對本地產業(yè)結構合理化和高級化分別帶來0.8882%和0.1417%的外溢效應，對臨近省域的產業(yè)結構合理化帶來0.0109%的負外溢效應，高級化帶來0.0655%的外溢效應。表明科技創(chuàng)新投入不僅能帶動省域內產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化，還對域外產業(yè)結構合理化帶來負的外溢作用和產業(yè)結構高級化帶來正的外溢作用?？萍既瞬啪哂休^強的流動性，科技人才聚居于經濟發(fā)展快速和產業(yè)結構優(yōu)化強的地區(qū)，人才的聚居推動了本地區(qū)產業(yè)結構的優(yōu)化升級，挖走了臨近地區(qū)的部分人才，產生陰影效應，阻礙了臨近地區(qū)產業(yè)結構的優(yōu)化升級。

第三，資本創(chuàng)新投入是科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的最大影響因素，對于合理化和高級化的總效應回歸系數(shù)分別為0.9619和0.2397，直接效應回歸系數(shù)分別為0.7785和0.1215，間接效應回歸系數(shù)分別為0.1934和0.1182，產業(yè)結構合理化的影響均在1%的水平上顯著，對產業(yè)結構高級化的影響上，在5%的水平上顯著。表明在科技創(chuàng)新平均投入1%的資本，對于產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化分別帶來0.9619%和0.2397%的外溢效應。資本創(chuàng)新投入一方面使新技術得到引進、消化、吸收，并運用到各個產業(yè)間，使各產業(yè)效率提升，推進了省域內產業(yè)結構合理化和高級化；另一方面通過科技創(chuàng)新的溢出作用，對域外的地區(qū)帶來了示范推動效應，促使域外地區(qū)增加資本創(chuàng)新投入，推動產業(yè)結構升級。

第四，環(huán)境創(chuàng)新投入對產業(yè)結構合理化方面的直接影響效應回歸系數(shù)為-0.6071，在1%水平上顯著，間接效應回歸系數(shù)為0.7869，總效應回歸系數(shù)為0.1797，均在5%水平上顯著。在環(huán)境創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化方面的直接影響效應回歸系數(shù)為0.0365，在10%水平上顯著，間接效應回歸系數(shù)為0.0560，接受原假設，對域外地區(qū)產業(yè)結構高級化無溢出效應，總效應回歸系數(shù)為0.0925，在10%水平上顯著。表明本地區(qū)環(huán)境水平的提升對本地區(qū)產業(yè)結構合理化有一定的抑制作用，對域外地區(qū)有促進作用。環(huán)境創(chuàng)新和產業(yè)結構合理化具有雙門檻效應，在科技創(chuàng)新水平較低時，環(huán)境規(guī)制與科技創(chuàng)新聯(lián)合對產業(yè)結構的影響呈現(xiàn)出抑制作用[23]。說明我國科技創(chuàng)新水平提升空間較大，現(xiàn)階段在產業(yè)合理化布局上，資源更多投入到第二產業(yè)和第三產業(yè)，高耗能低產出的現(xiàn)狀還沒有完全改變。

第五，城市創(chuàng)新投入對產業(yè)結構合理化的直接影響效應回歸系數(shù)為0.2587，在1%水平上顯著，間接效應回歸系數(shù)為0.0295，在5%水平上顯著，總效應回歸系數(shù)為0.2882，在1%水平上顯著。對產業(yè)結構高級化的直接影響效應回歸系數(shù)為0.0437，間接效應回歸系數(shù)為0.0683，均在在5%水平上顯著。說明本地區(qū)城市創(chuàng)新投入不僅對本地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級具有推動作用，而且通過城市輻射帶動域外地區(qū)產業(yè)結構升級。城市是產業(yè)發(fā)展的載體，以大城市和特大城市為中心的城市圈，集聚了科研人才和技術資本，為產業(yè)結構升級提供了動力。功能完善和便捷化的大城市圈，一方面促進了本地區(qū)的產業(yè)結構升級，另一方面增強了區(qū)域間的要素流動，帶動域間經濟合作，推動域外產業(yè)結構升級。

三、結論和措施

以省域經濟為研究對象，從產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化的角度，分析了科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的空間外溢效應。從以上分析可以得出：第一，勞動力創(chuàng)新投入、資本創(chuàng)新投入、環(huán)境創(chuàng)新投入和城市創(chuàng)新投入，不僅能夠促進本地區(qū)產業(yè)結構升級，而且對域外地區(qū)具有空間外溢效應。對產業(yè)結構升級影響上，資本創(chuàng)新投入影響最大，勞動力創(chuàng)新投入次之，城市創(chuàng)新投入第三，環(huán)境創(chuàng)新投入第四。第二，各省域產業(yè)結構之間存在顯著的空間依賴，域間產業(yè)互動明顯。第三，勞動力創(chuàng)新投入能夠促進本地區(qū)人才集聚，推動產業(yè)結構升級的同時，對域外地區(qū)產業(yè)結構合理化具有陰影效應，搶走人才，阻礙域外地區(qū)產業(yè)結構升級。第四，資本創(chuàng)新投入能夠促進本地區(qū)產業(yè)結構升級的同時，對臨近地區(qū)起到示范作用，促使其增加創(chuàng)新資本投入，推動產業(yè)結構升級。第五，環(huán)境創(chuàng)新投入能夠促進本地區(qū)產業(yè)結構升級，對臨近地區(qū)產業(yè)結構升級具有外溢作用，但對本地區(qū)產業(yè)結構合理化有抑制作用，對臨近地區(qū)產業(yè)結構高級化無溢出效應。第六，本地區(qū)城市創(chuàng)新投入不僅對本地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級具有推動作用，而且通過城市輻射帶動域外地區(qū)產業(yè)結構升級。

通過以上分析，為了充分發(fā)揮科技創(chuàng)新對產業(yè)結構的空間外溢作用，提出以下建議：第一，充分利用科技創(chuàng)新和產業(yè)結構升級的空間外溢效應，建立域間協(xié)同合作機制。首先，國家宏觀層面，以要素域間合作構建價值鏈分工，推動產業(yè)從價值鏈低端向高端延伸。其次，取消社保異地轉換程序，形成域間統(tǒng)一的福利政策，尤其是域間社保、醫(yī)保實現(xiàn)通用。促進勞動力、資本等要素的域間流動，引導域間要素合理配置，提高各產業(yè)生產效率和各要素在產業(yè)間的合理布局，形成域內和域間產業(yè)結構優(yōu)化的良性互動。第二，加強政府引導作用，充分發(fā)揮創(chuàng)新勞動力和創(chuàng)新資本投入在產業(yè)結構升級中的示范作用。首先，政府通過資金投入、環(huán)境營造、基建設施、制度構建等對產業(yè)進行合理布局，引導社會資本和勞動力轉向高新技術產業(yè)和綠色能源，促進產業(yè)結構升級。其次，實施開展職務科技成果混合所有制改革，開放合作戰(zhàn)略，達到人才流通、產權合作，金融支持，著力打通“政產學研用”協(xié)同創(chuàng)新的通道。再次，各地區(qū)每年制定“勞動力引進、培訓計劃”，消除阻礙優(yōu)秀人才落戶的政策，促進優(yōu)秀人才引進的政策的實施。加大科技人才的培養(yǎng)，提升勞動力的人力資本，為產業(yè)結構升級奠定基礎。第三，完善環(huán)境制度標準，以環(huán)境規(guī)制迫使落后產能退出，使各要素從效益不佳的企業(yè)轉向綠能高效產業(yè)。推進治污成本對產業(yè)技術進步的逼迫作用，由“末端治理”轉變?yōu)椤霸搭^治理”，促進資源型行業(yè)與現(xiàn)代綠能產業(yè)深度融合。第四，優(yōu)化城市環(huán)境，加快快速便捷的交通網絡建設，推動城市圈發(fā)展，促進產業(yè)結構優(yōu)化升級。一方面，營造良好的城市環(huán)境，為人才集聚、資本集聚、先進技術集聚提供良好的創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境，為產業(yè)結構優(yōu)化升級構建城市吸引力。另一方面，加快城市間交通網絡建設，推進城市間的協(xié)同發(fā)展，發(fā)揮大中城市的輻射影響作用。