周 柯張 斌谷洲洋

1（鄭州大學，鄭州 450001）2（北京理工大學，北京 100081）

科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級影響的實證研究——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

周 柯1張 斌1谷洲洋2

1（鄭州大學，鄭州 450001）2（北京理工大學，北京 100081）

本文根據(jù)2008～2014年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，對科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響進行實證研究。研究結(jié)果表明：從全國層面看，科技創(chuàng)新對促進產(chǎn)業(yè)升級呈現(xiàn)明顯的正效應；從地區(qū)層面看，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級影響存在著顯著性差異，其中科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的驅(qū)動效應在中部地區(qū)最大，西部地區(qū)其次，東部地區(qū)最小；通過進行分位數(shù)回歸分析得出，產(chǎn)業(yè)升級發(fā)展的不同階段，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響并非都相當大，影響小的地區(qū)要及時挖掘其他創(chuàng)新源。

科技創(chuàng)新 產(chǎn)業(yè)升級 面板數(shù)據(jù)模型 分位數(shù)回歸

引 言

在當前經(jīng)濟增長面臨下行壓力的情況下，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級需要開辟新的路徑，而科技創(chuàng)新既可以培育新的經(jīng)濟增長點，又可以加快動力轉(zhuǎn)換，更是實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重要組成部分。因此，研究科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級之間的相互影響，可以促進兩者融合發(fā)展，利用科技創(chuàng)新推進產(chǎn)業(yè)升級，產(chǎn)業(yè)升級為科技創(chuàng)新提供新需求，促使兩者合力拉動經(jīng)濟增長。

1 相關文獻回顧

1.1 國外關于科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的研究現(xiàn)狀

究竟創(chuàng)新發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間有何聯(lián)系，國內(nèi)外學者對此展開了許多研究，主要體現(xiàn)在：國外的相關文獻中，Stoneman（1983）從產(chǎn)業(yè)勞動力人口視角出發(fā)，指出對于發(fā)展科學技術爭論的關鍵是科學技術對就業(yè)的影響。在遵循配第——克拉克定律的前提下，科技進步有助于全社會人均收入水平的提升，進而推進就業(yè)人口向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，當人均收入有了進一步提升時，會向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，也就是說勞動力由低附加值向高附加值的產(chǎn)業(yè)方向轉(zhuǎn)移，進而與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形成良好的呼應［1］。Michael Porter（1998）從產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢視角出發(fā)，研究認為產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢主要體現(xiàn)在能夠進行持續(xù)的創(chuàng)新和升級，創(chuàng)新與升級兩者有著相互關聯(lián)作用，且創(chuàng)新和升級取決于 “鉆石模型”［2］。Varum等 （2009）利用不同產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)通過實證分析，不同行業(yè)的技術創(chuàng)新有助于本行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升，創(chuàng)新性的技術活動可以推進不同行業(yè)成為高生產(chǎn)率增長的行業(yè)，進而實現(xiàn)整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級［3］。Lucchese（2011）通過運用理論中技術變化的 “新熊彼特”方法，同時對德國等6個主要歐洲國家細化分行業(yè)數(shù)據(jù)進行處理，說明技術創(chuàng)新上的不同差異對一個國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和發(fā)展具有重要推動作用［4］。

1.2 國內(nèi)關于科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的研究現(xiàn)狀

國內(nèi)的研究文獻中主要從理論與實證兩方面進行研究，其中理論方面研究相關主要有：周叔蓮和王偉光 （2001）對科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的互動關系進行研究，他們認為科技創(chuàng)新以需求為媒介，通過影響需求結(jié)構(gòu)催生新興產(chǎn)業(yè)，并削減舊產(chǎn)業(yè)以及促進對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造等途徑來改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級［5］。張暉明、丁娟 （2004）以技術進步與技術跨越為起點，分析其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，指出技術進步是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接動力［6］。王岳平 （2005）通過分析認為技術創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)升級中起到最重要的作用，它是最主要的影響因素，因此研究技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關系就很有必要［7］。程強與武笛 （2015）對科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)的作用機理進行深入研究 ，他們主張在科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)不斷融合過程中，科技創(chuàng)新將豐富產(chǎn)業(yè)的表現(xiàn)形式，提高產(chǎn)業(yè)的科技含量，同時拓寬發(fā)展方向，從多方面對產(chǎn)業(yè)進行升級改造［8］。

實證方面的相關研究主要有：胡志強 （2005）從科技撥款總數(shù)及占財政支出比重、R&D經(jīng)費、國家科技獎勵數(shù)目、3種專利申請授權(quán)狀況4個方面定量研究了我國高新技術發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響［9］。徐志霖 （2006）利用中國工業(yè)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，采用經(jīng)典的SCP范式實證分析了中國工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術研發(fā)行為的關系，發(fā)現(xiàn)競爭與企業(yè)利潤同時對企業(yè)研發(fā)具有促進作用［10］。唐德祥、孟衛(wèi)東 （2008）運用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型，以R&D相關指標作為技術創(chuàng)新的指標體系，分析了我國以R&D為基礎的技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的關系，實證結(jié)果顯示，R&D支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有顯著的促進作用［11］。趙新華和李曉歡 （2009）通過構(gòu)建我國科技進步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的指標體系 ，運用因子分析法對兩者之間的關系做了實證研究 ，結(jié)果表明科技進步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級具有長期協(xié)整關系 ，科技進步是產(chǎn)業(yè)升級的格蘭杰成因［12］。李邃 （2010）通過對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關系的實證分析，得出結(jié)論：“我國的高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到正相關作用，加強對高科技產(chǎn)業(yè)投入，有助于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，其中技術創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化能力相關性最強，科技創(chuàng)新環(huán)境相關性最弱”［13］。

1.3 國內(nèi)外研究述評

綜合以上文獻，國內(nèi)外學者們通過理論與實證對科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關系從不同方面作了較為深入的研究。但由于我國地區(qū)差異性存在，對不同地區(qū)科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究并不多。本文運用2008～2014年的面板數(shù)據(jù)，通過對科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關系的計量分析，實證科技創(chuàng)新對不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的作用、當前的科技創(chuàng)新投入是否滿足產(chǎn)業(yè)升級的需求以及存在哪些需要改進的問題。除此之外，本文充分運用了分位數(shù)回歸分析方法，更為詳細地分析了科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響，揭示出不同產(chǎn)業(yè)升級發(fā)展階段中科技創(chuàng)新的影響。

2 研究設計

2.1 模型構(gòu)建

為了檢驗科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應，運用2008～2014年的我國30個省級時間序列面板數(shù)據(jù)，設定回歸模型：

被解釋變量方面，選取indit作為被解釋變量，表示的歷年各省產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)，采用的是各省的當年第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的和占該省當年GDP的比例來衡量產(chǎn)業(yè)升級。解釋變量方面，選取zlit作為核心解釋變量，表示歷年各省科技創(chuàng)新指數(shù)，采用的是各省歷年國內(nèi)專利申請授權(quán)量來衡量科技創(chuàng)新。由于近年來外商直接投資與金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級過程也存在著較為重要的影響，需要加以相當?shù)目刂?，因此控制變量方面，選取的是fdiit與fdit作為控制變量，其中fdiit表示歷年各省人均外商直接投資指數(shù)，采用歷年各省外商直接投資量來衡量。fdit表示各省歷年金融發(fā)展水平指數(shù)，采用歷年各省金融業(yè)增加值占當年GDP的比重來表示。另外，設置了αi作為截距項，ξit作為誤差項，并同時假設其服從方差為σ2、平均值為0的正態(tài)分布。

2.2 數(shù)據(jù)來源及說明

本文所采用的數(shù)據(jù)是2008～2014年全國各省級數(shù)據(jù)，按照國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分標準，將全國30個省 （除西藏外）、直轄市以及自治區(qū)分為三大地區(qū)，分別是東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省，中部地區(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，因此舍去西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)。其中GDP、第二和第三產(chǎn)業(yè)增加值、金融業(yè)增加值以及國內(nèi)專利申請授權(quán)量數(shù)據(jù)來源于歷年國家統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)，而外商直接投資數(shù)據(jù)來源于2009～2015年的 《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

為了避免偽回歸問題，首先檢驗各變量的平穩(wěn)性，即檢驗時間序列是否存在單位根。分別采用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗以及Fisher-PP檢驗方法對ind、lnzl、lnfdi以及fd序列進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 面板單位根檢驗結(jié)果

由表2可知，水平值變量ind、lnzl、lnfdi與fd均不能拒絕存在單位根的原假設，各變量均存在單位根，即序列是非平穩(wěn)的。變量ind、lnzl、lnfdi與fd的一階差分項均拒絕存在單位根的原假設，即各差分變量是平穩(wěn)的。綜上可知ind、lnzl 與lnfdi均是一階單整序列，雖然fd的一階差分項的LLC檢驗序列是非平穩(wěn)的，但是Fisher-ADF檢驗與Fisher-PP檢驗的結(jié)果顯示序列均是平穩(wěn)的，是一階單整序列。在此基礎上，為了探究ind、lnzl、lnfdi與fd的之間的長期均衡關系，需要進行協(xié)整檢驗。

3.2 協(xié)整檢驗

利用Pedroni檢驗方法對變量之間的協(xié)整關系進行檢驗，以判斷各變量之間是否存在偽回歸。檢驗結(jié)果如表3所示。從檢驗結(jié)果中可以得出，在1%的顯著水平下拒絕了 “不存在協(xié)整關系”的原假設，變量ind、lnzl、lnfdi與fd之間存在協(xié)整關系，即科技創(chuàng)新、外商直接投資以及金融發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

表3 面板協(xié)整關系檢驗結(jié)果

3.3 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

為了進一步探討科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應，根據(jù)模型進行多元回歸分析，結(jié)果如表4所示。

表4 科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應

由表4可得，在對全國情況進行回歸模型分析時 ，核心解釋變量lnzl的回歸系數(shù)為1.011，并通過了水平為1%顯著性檢驗。這表明，全國范圍內(nèi)科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級具有正效應，科技創(chuàng)新能夠促進產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級?？刂谱兞縧nfdi的回歸系數(shù)并不顯著 ，也就是說外商直接投資對產(chǎn)業(yè)升級的直接作用并不明顯，這可能是最近幾年外商直接投資的效應達到了瓶頸，推動產(chǎn)業(yè)升級的作用并不明顯。全國范圍內(nèi)控制變量fd的回歸系數(shù)并不顯著 ，這有可能是我國金融發(fā)展水平不均衡，造成整體對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響并不凸顯。

從回歸結(jié)果來看 ，解釋變量科技創(chuàng)新對不同地區(qū)的影響各不相同。對東部地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸分析時 ，核心解釋變量lnzl的回歸系數(shù)是0.766，在分地區(qū)分析結(jié)果中是最小的，并且通過了水平為1%顯著性檢驗。對中部地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸分析時，本地區(qū)核心解釋變量lnzl的回歸系數(shù)為1.218，在分地區(qū)分析結(jié)果中是最大的，且通過了水平為5%顯著性檢驗。對西部地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸分析時，本地區(qū)核心解釋變量lnzl的回歸系數(shù)是0.783，在分地區(qū)分析結(jié)果中是僅次于中部地區(qū)的科技創(chuàng)新回歸系數(shù)，且通過了水平為1%顯著性檢驗。

這表明，不同地區(qū)的科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級均有一定的影響，由于不同地區(qū)的發(fā)展現(xiàn)狀不一致，導致科技創(chuàng)新的影響效應不一致，但整體效應較為明顯，其中中部地區(qū)的提升作用最為明顯，其次是西部地區(qū)，然后是東部地區(qū)。這是因為當前我國進入了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的關鍵時期，中部地區(qū)承接了較多的來自于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在此過程中，科技創(chuàng)新能夠融入到產(chǎn)業(yè)過程中去就能夠發(fā)揮較強的正效應。再者，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模大于西部地區(qū)，且由于自身的產(chǎn)業(yè)也處于轉(zhuǎn)型升級時期，科技創(chuàng)新能夠推動本地區(qū)產(chǎn)業(yè)向高技術、高附加值以及低耗能方向升級，因此，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的推動效應表現(xiàn)最大。與此同時，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于上升期，除部分承接東、中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移外，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模也逐年擴大，因此，科技創(chuàng)新對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級有較為明顯的效應。東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平高于中、西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為成熟，進一步實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級比較難 ，但結(jié)果表明科技創(chuàng)新對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級仍有一定的正效應，可以促進東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級。

作為控制變量的外商直接投資以及金融發(fā)展水平，表4中顯示東部地區(qū)的控制變量lnfdi與fd的回歸系數(shù)并不顯著，即外商直接投資與金融發(fā)展對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響并不明顯。中部地區(qū)的控制變量lnfdi的回歸系數(shù)并不顯著，控制變量fd的回歸系數(shù)為-0.642，并通過了水平為10%顯著性檢驗，是由于中部地區(qū)的金融發(fā)展水平處于調(diào)整期，之前會有金融發(fā)展不均現(xiàn)象出現(xiàn)。最后，西部地區(qū)的控制變量lnfdi的回歸系數(shù)為0.334，結(jié)果并不顯著。而控制變量fd的回歸系數(shù)為0.371，且其通過了水平為1%顯著性檢驗，是因為西部地區(qū)金融發(fā)展處于上升階段，對產(chǎn)業(yè)升級具有促進作用。金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級的影響分析中，只有西部地區(qū)較為明顯，中部地區(qū)顯現(xiàn)出稍微的負效應，而在全國以及東部地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)升級的效應并不顯著。

3.4 分位數(shù)回歸估計結(jié)果

由于最小二乘估計給出的是科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的平均影響效果，而分位數(shù)回歸給出的是產(chǎn)業(yè)升級處于不同分位水平時科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響。為了進一步揭示科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響，分析科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級不同發(fā)展階段的具體推動作用，采取了分位數(shù)模型估計分析，結(jié)果如表5所示。

表5 分位數(shù)回歸估計結(jié)果

續(xù)表

從估計結(jié)果可以看出，全國科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響具有正效應，在20%、50%和80%的分位點上科技創(chuàng)新的彈性分別為1.346、0.899和0.542，這表明當產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)較低時，科技創(chuàng)新的影響相對較大，而對于較高的產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)，科技創(chuàng)新對其影響也逐漸變小。在進行分地區(qū)、分位點模型估計結(jié)果可以看出 ，東、中、西部地區(qū)結(jié)果與全國相比顯示出同樣的趨勢，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級均有較為顯著的正效應，且隨著產(chǎn)業(yè)升級的發(fā)展，這種正效應影響力逐漸減少。東部地區(qū)的分位數(shù)估計結(jié)果顯示，彈性結(jié)果從20%分位點上的0.652降低到80%分位點上的0.376，每一個分位點的效應均顯著。中部地區(qū)的分位數(shù)估計結(jié)果顯示，彈性結(jié)果從20%分位點上的2.188降低到80%分位點上的0.794，每一個分位點的效應均顯著。而從西部地區(qū)的分位數(shù)回歸結(jié)果來看，彈性結(jié)果從20%分位點上的0.938降低到40%分位點上的0.460，然后又升到60%的0.557，而80%分位點上的回歸結(jié)果不明顯。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，中部地區(qū)的科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的正效應最明顯，其次是西部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。

從以上分析可以看出，無論是全國還是分地區(qū)的科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級都有顯著的正效應，且隨著分位點的改變能夠顯示出不同的效應，基本上是隨著分位點變大而彈性估計結(jié)果逐漸減少，即隨著產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)的變大，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響逐漸減少。（1）因為在產(chǎn)業(yè)升級初級階段，科技創(chuàng)新能夠較大程度地改變第二、三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)方式，促使生產(chǎn)力大幅度提升，明顯地增加第二、三產(chǎn)業(yè)在GDP中的比重。（2）由于產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求，科技創(chuàng)新能夠逐步催生新興產(chǎn)業(yè)，豐富第三產(chǎn)業(yè)的組成部分，進而擴大第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，但當產(chǎn)業(yè)種類豐富到一定程度，新興產(chǎn)業(yè)的誕生就變得困難，科技創(chuàng)新的這種催生新興產(chǎn)業(yè)的作用會逐漸減小。

從表5中還可以看出，全國范圍內(nèi)的外商直接投資對產(chǎn)業(yè)升級的彈性指數(shù)逐步增加，金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級的效應較小。分地區(qū)來看，東部與中部地區(qū)的效應不如西部地區(qū)的外商直接投資與金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級的影響具有正效應，但西部地區(qū)的分位數(shù)回歸結(jié)果也逐步減小。

4 結(jié)論與建議

本文根據(jù)2008～2014年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型和分位數(shù)回歸模型對科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響進行實證研究，主要得出以下結(jié)論：

（1）無論是從全國層面，還是分地區(qū)進行實證分析，結(jié)果都表明科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的正的效應，即科技創(chuàng)新能夠加快產(chǎn)業(yè)升級以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，這與大多數(shù)的研究結(jié)論是相符合的。分地區(qū)來說，中部地區(qū)的這種影響效應是最為明顯的，其次是西部地區(qū)的效應，西部地區(qū)的科技創(chuàng)新作用接近于全國的整體水平，主要是科技創(chuàng)新能夠改變這些地區(qū)當前的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，催生一系列新興產(chǎn)業(yè)的誕生，加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進行轉(zhuǎn)型升級。

（2）隨著產(chǎn)業(yè)升級的發(fā)展，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的提升作用會呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢。主要是隨著產(chǎn)業(yè)發(fā)展不斷成熟，創(chuàng)新難度越來越大，進一步提升第二、三產(chǎn)業(yè)在GDP中的占比不僅僅是技術創(chuàng)新帶來的明顯效應，它也需要制度創(chuàng)新、組織創(chuàng)新、知識創(chuàng)新等一系列相關因素的共同影響。這從科技創(chuàng)新對東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的影響能力較之中西部地區(qū)相對較弱也可以說明問題。經(jīng)濟越發(fā)達的地方，越需要發(fā)掘更多的創(chuàng)新之路。

（3）技術的逐步完善成熟也會對第一產(chǎn)業(yè)帶來正效應，促進第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整，實現(xiàn)規(guī)模的擴大，最終造成第一產(chǎn)業(yè)在GDP中比重的增加。

（4）科技創(chuàng)新對不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級都顯現(xiàn)出明顯的直接促進效應 ，但外商直接投資與金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級的推動作用表現(xiàn)卻不一致。外商直接投資的效應均不顯著。金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)升級的影響在東部地區(qū)不顯著，而在中部和西部地區(qū)表現(xiàn)出一定的顯著效應，但中部地區(qū)表現(xiàn)出負的效應。而在全國整體范圍來說，雖然金融發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.125，但是表現(xiàn)出的效應并不明顯。

由此，科技創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)升級應著重以下方面：

（1）要注重地域差異，結(jié)合實際情況，因地制宜，著力推進中部地區(qū)的科技創(chuàng)新崛起，充分把握好國家的宏觀經(jīng)濟政策，制定有時間序差、有差異化的科技創(chuàng)新提升政策。特別是在進行東部產(chǎn)業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移的同時，要進行創(chuàng)新技術以及創(chuàng)新人才的配套轉(zhuǎn)移 ，要保證創(chuàng)新技術對實現(xiàn)效益的時效性以及科技創(chuàng)新的持續(xù)性。

（2）積極宣傳，明確和提高創(chuàng)新理念，鼓勵科技人員進行創(chuàng)新的積極性，增加產(chǎn)業(yè)升級的動力源。制定科技研發(fā)人才的培養(yǎng)機制，完善人才保障制度，保證科技人才在不同地區(qū)之間的順利流動。調(diào)整科技創(chuàng)新研發(fā)模式，推動產(chǎn)學研之間的融合，構(gòu)建信息共享平臺，節(jié)省創(chuàng)新技術的研發(fā)成本與時間，提升研發(fā)效率。

（3）推進制度創(chuàng)新、組織創(chuàng)新以及知識創(chuàng)新等同步發(fā)展。制度創(chuàng)新與組織創(chuàng)新可以為科技創(chuàng)新營造良好的發(fā)展氛圍 ，保證科技創(chuàng)新穩(wěn)定有序地推進 ，也是社會享受到科技創(chuàng)新成果的保證。知識創(chuàng)新可以作為科技創(chuàng)新的源動力點，是科技創(chuàng)新持續(xù)不斷進行的保證。新的知識可以改進原科技發(fā)展中的不足，并可以衍生出新技術，為新技術的出現(xiàn)提供理論支撐。

（4）引進外商投資重點在引進國外的先進技術。將國外先進技術融合國內(nèi)發(fā)展，提升國內(nèi)生產(chǎn)力水平?？梢耘汕矅鴥?nèi)科研人員去外國企業(yè)總部進行科學技術交流學習，將國內(nèi)的先進技術與國外前沿結(jié)合起來 ，促進先進技術人才的培養(yǎng)。還有 ，深化金融改革，進行金融業(yè)多層次以及多渠道發(fā)展，調(diào)整金融發(fā)展政策，將金融發(fā)展與科技創(chuàng)新相結(jié)合，為技術改造以及各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提供充足的資金支持。改變金融發(fā)展模式，加強資金在整個產(chǎn)業(yè)鏈流動的監(jiān)管，保證金融發(fā)展對企業(yè)的市場競爭力的提升作用，最終實現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高新技術產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

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The Impact of Scientific and Technological Innovation on Industrial Upgrading——Empirical Analysis based on Provincial Panel Data of China

Zhou Ke1Zhang Bin1Gu Zhouyang2
（1.Zhengzhou University，Zhengzhou 450001，China；2.Beijing Institute of Technology，Beijing 100081，China）

In this paper，a panel data model is built based on the panel data of 30 provinces in China from 2008 to 2014 to research impact of scientific and technological innovation on industrial upgrading.The results show that：from the national perspective，science and technology innovation has obvious positive effect on industrial upgrading.From the regional perspective，scientific and technological innovation also has the positive effect on industry upgrading，but there are significant differences.When it comes to say science and technology innovation to drive industrial upgrading，the effect in the central region is the largest，followed by the western region，the eastern region to a minimum.The results of quantile regression analysis show that，with the development of industrial upgrading，the impact of technological innovation on industrial upgrading is not quite large，and the small-affected areas should excavate other innovative sources promptly.

science and technology innovation；industrial upgrading；panel data model；quantile regression

（責任編輯：王 平）

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.08.011

F062.9

A

2016—04—08

河南省政府決策招標課題重點項目 “經(jīng)濟新常態(tài)下河南省實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略研究”（項目編號：2015A004）。

周柯 ，鄭州大學商學院副院長 ，教授 ，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學學科帶頭人 ，研究生導師。研究方向 ：產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)政策。張斌 ，鄭州大學商學院碩士研究生。研究方向：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。谷洲洋 ，北京理工大學管理與經(jīng)濟學院碩士研究生。研究方向 ：經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟政策。