劉迪

摘要：運用1998—2016年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響。結果表明，技術市場發(fā)展顯著推動了地區(qū)產業(yè)結構高級化，但是對產業(yè)結構合理化卻產生了抑制作用?？傮w而言，目前中國技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響存在著“虛高級化”的問題，技術市場發(fā)展質量和水平還有待進一步提升。技術市場發(fā)展能夠通過引導和支撐地區(qū)自主創(chuàng)新能力來發(fā)揮其對產業(yè)結構轉型升級的影響。

關鍵詞：技術市場發(fā)展;自主創(chuàng)新能力;產業(yè)結構高級化;產業(yè)結構合理化

中圖分類號：F062.9? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2020）02-0073-09

一、引言

改革開放40多年來，隨著科技體制改革不斷深化，中國技術市場從無到有，逐漸發(fā)展成為國家創(chuàng)新體系和現(xiàn)代市場體系的重要組成部分。2018年科技部印發(fā)《關于技術市場發(fā)展的若干意見》明確了當前技術市場發(fā)展的總體要求，并提出到2025年，技術市場將更加開放、完善和健全，更能支撐國家創(chuàng)新能力的提升，更有利于現(xiàn)代化產業(yè)體系的發(fā)展。隨之而來的問題是，在現(xiàn)階段，技術市場發(fā)展程度或發(fā)展質量如何？是否切實有效促進了中國產業(yè)結構的轉型升級？

在實踐層面，技術市場經過長期發(fā)展，已經取得了顯著成效，在中國經濟提質增效升級中發(fā)揮著獨特的作用。“十二五”以來，中國技術合同成交額以年增長率超出14%的水平不斷增加，不僅在2016年首次突破萬億元大關，而且連續(xù)多年增速均超過對應年份GDP增速（見表1）。盡管如此，當前中國技術市場仍存在諸多不容忽視的問題，比如技術市場總體規(guī)模小，占GDP的比重仍較低，科技轉化能力差，技術成果存在大量閑置，區(qū)域發(fā)展較不均衡等。綜合而言，技術市場在發(fā)展過程中貢獻與問題并存。

在理論層面，已有研究多側重于對企業(yè)創(chuàng)新與產業(yè)結構調整之間關系的考察[1-5]。具體到技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響，現(xiàn)有文獻鮮有涉及。但是，科學評價技術市場發(fā)展的作用，對中國經濟從高速發(fā)展轉向高質量發(fā)展具有重要指導作用和現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設

1985年，中共中央頒布《關于科學技術體制改革的決定》明確提出“開放技術市場，實行科技成果商品化”等要求，標志著中國技術市場的誕生，開啟了科技成果轉化的市場化進程。近年來，隨著中國創(chuàng)新意識的增強，科技成果轉化成為時代發(fā)展的要求。在此背景下，中國技術市場得到了較大發(fā)展，資源配置能力不斷增強，在中國創(chuàng)新能力的提升和現(xiàn)代化產業(yè)體系的完善過程中發(fā)揮著重要影響。產業(yè)結構轉型升級是一個推動產業(yè)結構高級化和合理化的動態(tài)過程。技術市場對產業(yè)結構轉型升級的影響也主要通過產業(yè)結構高級化和合理化兩條路徑來實現(xiàn)。

（一）技術市場發(fā)展與產業(yè)結構高級化

產業(yè)結構高級化是產業(yè)結構水平由低級向高級的演進過程，表現(xiàn)為產業(yè)結構由第一產業(yè)占優(yōu)勢逐漸向第二、第三產業(yè)占優(yōu)勢，由勞動密集型向資金與技術知識密集型，由初級產品產業(yè)占優(yōu)勢向中間產品和最終產品產業(yè)占優(yōu)勢順次演進。韓永輝等認為產業(yè)結構高級化的理論內涵主要涉及產業(yè)比例關系改變和勞動生產率提高兩個方面[6]。據(jù)此，技術市場發(fā)展對產業(yè)結構高級化的影響可以從數(shù)量和質量兩個層面考慮，即在總量層面帶動產業(yè)結構順次演進[7]，在順次演進的同時帶動各產業(yè)內勞動生產率的提高[8]。

具體地，從數(shù)量層面看，技術市場是重要的生產要素交易市場，主要交換對象是技術成果，包括技術商品的生產、交換和流通等關系。技術市場發(fā)展為中國科技成果產業(yè)化、科技資源流動和高新技術企業(yè)發(fā)展等提供了市場平臺和機制保障，在很大程度上有利于科技和經濟結構的聯(lián)結與融通發(fā)展[9]，有利于在總量層面帶動地區(qū)產業(yè)結構從第一產業(yè)占優(yōu)勢逐漸向第二、第三產業(yè)占優(yōu)勢順次演進，并直接推動了中國產業(yè)結構在數(shù)量上的優(yōu)化升級。

從質量層面看，技術市場發(fā)展對地區(qū)產業(yè)結構高級化的促進作用主要通過增強地區(qū)創(chuàng)新能力和提升勞動生產率來實現(xiàn)。第一，技術市場發(fā)展對技術創(chuàng)新具有直接推動作用[10]。一方面激烈的市場競爭和完善的市場機制有助于優(yōu)勝劣汰和產業(yè)變遷[1]，是提高科技創(chuàng)新的關鍵因素[11];另一方面技術市場發(fā)展可以在知識和創(chuàng)新間建立橋梁[12]，有效傳遞技術、產品等信息，降低信息不對稱程度，實現(xiàn)供求雙方的對接，從而有針對性地發(fā)揮服務于勞動生產率的提升和產業(yè)結構調整的功能，從質量層面促進地區(qū)產業(yè)結構高級化[6]。第二，隨著技術市場的不斷發(fā)展，市場環(huán)境的公開和透明化程度不斷提高，人才隊伍不斷壯大。有活力的市場集聚優(yōu)秀的人力資本，能夠加速新知識、新思路和新想法的形成和擴散，產生較為廣泛的正外部性，不僅有助于增強市場參與者的自主創(chuàng)新潛力和創(chuàng)新積極性，增強交易各方的市場信心，而且有助于技術成果的產業(yè)化，提升勞動生產率，實現(xiàn)產業(yè)結構由低效率和低水平向高效率和高水平順次演進，最終實現(xiàn)產業(yè)結構的高級化[13-14]。

然而，技術市場在發(fā)展過程中還面臨一些突出問題和挑戰(zhàn)，抑制著產業(yè)結構高級化的提升。首先，中國技術市場發(fā)展滯后于市場經濟發(fā)展，使得市場上供給和需求不能有效對接，存在脫鉤現(xiàn)象[15]。其次，中國技術市場尚不夠成熟，市場秩序缺乏規(guī)范性，服務機構的專業(yè)化程度較低，利益保障機制有待健全，導致交易雙方信任程度不高，技術成果的實際轉化率低。最后，技術市場存在著固有局限，比如不完備性和信息不對稱性[16]等。這種固有局限可能引發(fā)逆向選擇問題[17]，導致買賣雙方通常傾向于壓低價格以控制風險。以上種種弊端削弱了技術市場對自主創(chuàng)新和勞動生產率的提升作用，使得產業(yè)結構高級化在數(shù)量層面和質量層面的發(fā)展缺乏后勁。

綜上所述，筆者提出第一個研究假設：

假設1：技術市場發(fā)展對產業(yè)結構高級化的影響存在不確定性。若目前技術市場對產業(yè)結構高級化的積極影響大于消極影響，則能顯著促進產業(yè)結構高級化。

（二）技術市場發(fā)展與產業(yè)結構合理化

技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響還體現(xiàn)在產業(yè)結構合理化方面。產業(yè)結構合理化是產業(yè)結構高級化的基礎，主要衡量產業(yè)結構之間的比例協(xié)調性。產業(yè)結構越合理，越能促進生產要素的合理配置，使各產業(yè)平衡發(fā)展。

技術市場是重要的生產要素市場，對資源配置有著重要影響，尤其是創(chuàng)新資源的配置。在地區(qū)技術市場發(fā)育相對落后時，市場機制的缺失導致生產資源錯配現(xiàn)象較為普遍[12]。改革開放以后，中國技術市場從無到有，逐步完善，對資源和生產要素進行合理配置的能力不斷提升。技術市場要素融通功能的發(fā)揮有利于降低要素重置成本，減少產業(yè)在發(fā)展中的盲目投資和由此造成的產能過剩問題，增強資源在產業(yè)間的優(yōu)化配置。此外，技術市場體系的建設能夠加強科技成果的資本化、產業(yè)化和市場化，有助于重新塑造傳統(tǒng)產業(yè)和新興產業(yè)，合理部署創(chuàng)新鏈，并通過信息共享、資源共用和優(yōu)化技術要素配置，增強產業(yè)間的平衡，促進產業(yè)結構合理化。

然而，現(xiàn)階段技術市場發(fā)展對產業(yè)結構合理化的負面影響也是不容忽視的。第一，當前中國技術市場規(guī)模較小，發(fā)展程度較低，對生產要素的產業(yè)間合理配置作用有限。蓋慶恩等、戴魁早等均認為中國要素市場存在著一定程度的扭曲，不利于創(chuàng)新要素的流動[18-19]，阻礙產業(yè)間的聯(lián)結和協(xié)調。第二，中國技術市場的技術成果不成熟，開源結構不盡合理。中國的科研工作多依靠國家劃撥經費，不強調科研面向市場，故創(chuàng)新成果閑置較多，難以互相支撐形成創(chuàng)新鏈來協(xié)同不同產業(yè)的平衡發(fā)展。第三，技術市場發(fā)展的外部環(huán)境有待完善。中國知識產權保護不足，市場機制不健全，市場競爭行為不規(guī)范，使得各經濟主體間、產業(yè)間缺乏合作意識和信任基礎，阻礙產業(yè)結構合理化的提升。

綜上所述，筆者提出第二個研究假設：

假設2：技術市場發(fā)展對產業(yè)結構合理化的影響存在不確定性。若目前技術市場對產業(yè)結構合理化的積極影響大于消極影響，則能顯著促進產業(yè)結構合理化。

（三）技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的作用機制

技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的作用會通過地區(qū)自主創(chuàng)新能力的增強來實現(xiàn)。已有研究發(fā)現(xiàn)，技術市場與自主創(chuàng)新之間存在因果關系[10];技術市場發(fā)展能夠激勵企業(yè)提高研發(fā)投入[20]，市場發(fā)育程度越高，企業(yè)研發(fā)投入越多[21-22]。具體地，技術市場發(fā)展對自主創(chuàng)新能力的正效應主要體現(xiàn)在兩個方面。其一，從供給和需求角度看，技術市場發(fā)展提高了科技成果的交易和轉化[23]，降低了交易成本和信息不對稱程度。此時，技術市場供給方可以通過價格信號和技術、人才等信息流動及時了解市場需求，提高科技創(chuàng)新活動的商業(yè)價值，增強開展技術創(chuàng)新的積極性。其二，現(xiàn)有研究表明，在技術市場發(fā)育程度較高時，市場的合作研發(fā)機會較多，存在一定的知識溢出;科技人才流動便利，技術商品交易量大，存在一定的技術溢出[24-25]。通過以上知識或技術溢出效應，技術市場發(fā)展也可以有效推動自主創(chuàng)新能力的提升。

進一步地，技術創(chuàng)新與中國產業(yè)結構轉型升級顯著相關。周叔蓮和王偉光認為技術進步通過影響產業(yè)投入產出狀況和生產要素配置效率，直接或間接地推動產業(yè)結構變革[26]。Ngai和Pissarides[14]也認為技術創(chuàng)新與產業(yè)結構升級之間顯著正相關。由此筆者提出第三個假設：

假設3：自主創(chuàng)新能力能夠在技術市場發(fā)展和地區(qū)產業(yè)結構轉型升級間起到正向的中介作用。

三、研究設計

（一）模型構建

本文采用1998—2016年中國30個省份（未包括西藏和中國香港、澳門、臺灣地區(qū)，下同）的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。借鑒Baron和Kenny、溫忠麟和葉寶娟、汪偉等的中介效應檢驗方法[27-29]，本文構建如下遞歸模型以驗證前文的假設：

SHi，t（SRi，t）=α0+α1RDmarketi，t+∑Xi，t+Year+Indus+εi，t（1）

RDi，t=β0+β1RDmarketi，t+∑Xi，t+Year+Indus+εi，t（2）

SHi，t（SRi，t）=γ0+γ1RDmarketi，t+γ2RDi，t+∑Xi，t+Year+Indus+εi，t（3）

在上式（1）-（3）中，i表示地區(qū)，t表示年份。被解釋變量為產業(yè)結構轉型升級，主要包括產業(yè)結構高級化（SH）和產業(yè)結構合理化（SR）兩個維度。RDmarket為核心解釋變量，表示技術市場發(fā)育程度。X為一組控制變量，包括政府規(guī)模、經濟發(fā)展水平、對外開放程度、城市化率、基礎設施、固定資產投資比率、信息化水平和居民消費水平。

中介效應檢驗主要分以下三個步驟進行：第一，對式（1）進行回歸，檢驗技術市場發(fā)展（RDmarket）的系數(shù)α1是否顯著，如果顯著，則技術市場發(fā)展對產業(yè)結構升級的總效應顯著;第二，對式（2）和式（3）進行回歸，檢驗式（2）中技術市場發(fā)展（RDmarket）的系數(shù)β1和式（3）中中介變量（RD）的系數(shù)γ2是否顯著，如果兩個系數(shù)均顯著，則間接效應顯著，同時檢驗式（3）中技術市場發(fā)展（RDmarket）的系數(shù)γ1是否顯著，如果顯著，則直接效應顯著;第三，比較間接效應β1、γ2和直接效應γ1的符號，如果同號，則屬于中介效應，否則屬于遮掩效應。

（二）變量選擇與定義

1. 被解釋變量。被解釋變量為產業(yè)結構轉型升級水平。借鑒以往文獻，本文將產業(yè)結構升級分為產業(yè)結構高級化（SH）和產業(yè)結構合理化（SR）兩個維度[30]。

產業(yè)結構高級化（SH）是指產業(yè)結構由低層次向高層次逐次轉移的動態(tài)過程。為了充分反映各產業(yè)比例關系的演進，本文借鑒汪偉等研究[29]，使用產業(yè)結構層次系數(shù)衡量產業(yè)結構高級化，具體公式如下：

SH=∑ni=1×i（4）

其中，i表示第i產業(yè)，n表示產業(yè)總數(shù)，Y表示產出。該指數(shù)主要反映中國產業(yè)結構從以第一產業(yè)為主向以第二、第三產業(yè)為主演進與升級狀況。SH值越大，意味著產業(yè)結構的高級化水平越高。

產業(yè)結構合理化（SR）是指通過對不合理的產業(yè)結構進行調整，優(yōu)化資源配置，從而促進產業(yè)間協(xié)調發(fā)展的動態(tài)過程。借鑒韓永輝等[6]研究，本文采用既能體現(xiàn)產業(yè)結構偏離度又能體現(xiàn)各產業(yè)重要性的指標來衡量產業(yè)結構合理化，具體公式如下：

SR=-∑ni=1-1（5）

其中，i表示第i產業(yè)，n表示產業(yè)總數(shù)，Y表示產出，L表示就業(yè)人數(shù)。SR值越大，意味著產業(yè)結構越合理。

2. 解釋變量。本文的核心解釋變量是技術市場發(fā)展水平（RDmarket）。技術市場是各類技術交易場所、服務機構和技術商品生產、交換、流通關系的總和。借鑒張欣煒和林娟（2015）的研究，本文采用技術市場交易額占地區(qū)生產總值的比重衡量技術市場發(fā)展水平[31]。

3. 中介變量。自主創(chuàng)新能力（RD）是本文的中介變量。借鑒Dosi等、Hall和Harhoff、黎文靖和鄭曼妮等研究，使用發(fā)明專利申請量的自然對數(shù)測度自主創(chuàng)新能力[32-34]。采用該種衡量方式的原因如下：一是根據(jù)現(xiàn)有研究[34]，實用新型專利和外觀設計專利僅能代表較低的創(chuàng)新水平，而發(fā)明專利則可以真正代表較高的創(chuàng)新能力;二是專利申請量可以很好地體現(xiàn)技術創(chuàng)新能力[35]，受到較少官僚因素的影響，比授予量更加真實。

4. 控制變量。根據(jù)以往文獻，本文加入了影響產業(yè)結構轉型升級的控制變量，具體的定義與計算方法參見表2。

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國30個省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，時間跨度為1998—2016年。原始數(shù)據(jù)源自中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。各指標變量的描述性統(tǒng)計結果見表3。

四、實證結果與分析

（一）技術市場發(fā)展與產業(yè)結構轉型升級

本文所用數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，所有估計均進行了豪斯曼檢驗以確定估計方法為固定效應模型還是隨機效應模型。表4報告了假設1和假設2的回歸結果。由表4模型1可知，技術市場發(fā)展（RDmarket）對產業(yè)結構高級化（SH）的回歸系數(shù)為1.023，在1%的水平上顯著。從經濟意義上看，在控制其他變量后，技術市場發(fā)展指標每增加1個單位，產業(yè)結構高級化指數(shù)隨之提高大約1.023個單位。這一結果表明，技術市場發(fā)展顯著促進了中國產業(yè)結構的高級化，推動了產業(yè)結構由較低層次向較高層次的演進，部分驗證了假設1。

由表4模型2可知，技術市場發(fā)展（RDmarket）對產業(yè)結構合理化（SR）的回歸系數(shù)為-3.919，在1%的水平上顯著，表明技術市場發(fā)展并未能促進產業(yè)結構的合理化。這意味著目前中國技術市場發(fā)展存在一些不合理因素，比如市場和價格機制不健全、創(chuàng)新質量仍較低、科研成果轉化率低等，導致資源配置不合理，甚至出現(xiàn)技術市場的逆向選擇等問題。同時，中國知識產權保護等體制機制尚不完善，單純市場機制未能有效促進企業(yè)間的合作，導致創(chuàng)新要素在產業(yè)間、產業(yè)鏈上下游、各環(huán)節(jié)間的融合和聯(lián)動不足，進一步阻礙了產業(yè)間的關聯(lián)和資源配置的效率。以上技術市場的弊端阻礙了產業(yè)結構合理化的提升，部分驗證了理論假設2。

從上述結果可見，技術市場發(fā)展對產業(yè)結構高級化具有正向作用，但是卻阻礙了產業(yè)結構合理化的進程。也就是說，技術市場在推動中國產業(yè)結構轉型升級方面存在著“虛高級化”的問題，發(fā)展質量和水平還有待進一步提升。

（二）技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的作用機制

根據(jù)前文的分析，技術市場發(fā)展對產業(yè)結構升級的影響會通過地區(qū)自主創(chuàng)新能力的增強實現(xiàn)。本文接下來對自主創(chuàng)新能力這一中介效應進行檢驗。遞歸模型的第一步檢驗結果已經在表4進行了報告，第二和第三步的回歸結果如表5所示。

就產業(yè)結構高級化而言，由表5模型1可見，技術市場發(fā)展（RDmarket）對自主創(chuàng)新能力（RD）的回歸系數(shù)β1在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，意味著技術市場發(fā)展確實有助于地區(qū)自主創(chuàng)新能力的提升。由表5模型2可見，自主創(chuàng)新能力變量（RD）的系數(shù)γ2和技術市場發(fā)展變量（RDmarket）的回歸系數(shù)γ1均顯著為正，表明間接效應β1、γ2和直接效應γ1同號，并且技術市場發(fā)展（RDmarket）的回歸系數(shù)γ1為0.836，小于表4模型1中的回歸系數(shù)α1（1.023），印證了地區(qū)自主創(chuàng)新能力的提升確實是技術市場發(fā)展促進產業(yè)結構高級化的一個中介變量。

就產業(yè)結構合理化而言，根據(jù)表4模型2可知，技術市場發(fā)展（RDmarket）對產業(yè)結構合理化（SR）的總效應α1（-3.919）顯著為負。根據(jù)表5模型1和模型3可知，技術市場發(fā)展（RDmarket）對自主創(chuàng)新能力（RD）的回歸系數(shù)β1（12.379）顯著為正，自主創(chuàng)新能力（RD）對產業(yè)結構合理化（SR）的回歸系數(shù)γ2（0.094）也顯著為正，但是技術市場發(fā)展（RDmarket）對產業(yè)結構合理化（SR）的直接效應系數(shù)γ1（-5.079）顯著為負，表明間接效應β1、γ2與直接效應γ1符號相反，并且γ1（-5.079）的絕對值大于α1（-3.919）的絕對值。根據(jù)溫忠麟等[28]和MacKinnon等[36]的解釋，中介效應檢驗可能出現(xiàn)一種特殊的情況，即遮掩效應（Suppressing Effects）。判斷遮掩效應的一種典型方法是回歸模型中間接效應與直接效應的系數(shù)符號相反。據(jù)此可知，自主創(chuàng)新能力對技術市場發(fā)展與產業(yè)結構合理化之間關系的影響屬于遮掩效應，即技術市場發(fā)展水平對產業(yè)結構合理化的一部分負面影響被技術市場發(fā)展水平對地區(qū)自主創(chuàng)新能力的正效應“遮掩”了。也就是說，自主創(chuàng)新能力在一定程度上可以削弱技術市場對產業(yè)結構合理化的阻礙作用，部分驗證了假設3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，本文還進行了以下兩種穩(wěn)健性測試：（1）將關鍵解釋變量與相關控制變量做滯后一期處理，以應對可能存在的內生性問題;（2）對被解釋變量產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化的衡量方式進行變更，以避免衡量方式對檢驗結果的影響。

1. 內生性檢驗。為了應對可能存在的解釋變量與被解釋變量互為因果導致的內生性問題，本文對關鍵解釋變量與控制變量做滯后一期處理，進行穩(wěn)健性測試。表6報告了穩(wěn)健性檢驗的結果。根據(jù)表6模型1和模型2，將技術市場發(fā)展滯后一期后，技術市場發(fā)展（RDmarket）與產業(yè)結構高級化（SH）之間的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明技術市場的發(fā)展有助于促進產業(yè)結構高級化;技術市場發(fā)展（RDmarket）與產業(yè)結構合理化（SR）之間的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明目前技術市場的發(fā)展對產業(yè)結構合理化沒有起到應有的促進作用。由表6模型3、模型4和模型5可知，自主創(chuàng)新能力在技術市場發(fā)展和產業(yè)結構高級化之間起到中介作用，在技術市場發(fā)展和產業(yè)結構合理化之間起到遮掩作用。綜上所述，表6的回歸結果與前文表4和表5的結果保持一致。

2. 對被解釋變量的衡量方式進行變更。借鑒干春暉等[30]和李春生等[37]的方法，本文使用第三產業(yè)與第二產業(yè)的產值比對前文產業(yè)結構高級化的衡量方式進行變更，使用基于泰爾指數(shù)的方法對前文產業(yè)結構合理化的衡量方式進行變更，具體的計算方法如下：

SH=Y3/Y2（6）

SR=∑ni=1■ln■/■（7）

在式（6）中，Y3表示某年第三產業(yè)產值，Y2表示某年第二產業(yè)產值。SH值越大，意味著產業(yè)結構的高級化程度越高。在式（7）中，i表示第i產業(yè)，n表示產業(yè)總數(shù)，Y表示產值，L表示就業(yè)人數(shù)。該指標為反指標，故SR值越小，意味著產業(yè)結構的合理性越高，反之則越低。

表7報告了變更被解釋變量衡量方式后的回歸檢驗結果。根據(jù)表7模型1和模型2，技術市場發(fā)展（RDmarket）與產業(yè)結構高級化（SH）或產業(yè)結構合理化（SR）之間的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明技術市場發(fā)展能夠促進產業(yè)結構的高級化，但是卻不能有效提升產業(yè)結構的合理化。其他變量的檢驗結果也與前文回歸結果基本一致。

經過以上兩種穩(wěn)健性測試，本文的研究結果未發(fā)生明顯變化，表明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

五、結論與建議

作為中國創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略重要舉措之一的技術市場發(fā)展如何影響產業(yè)結構轉型升級，現(xiàn)有文獻尚未能對這一問題做出解答。本文利用1998—2016年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）技術市場發(fā)展顯著推動了地區(qū)產業(yè)結構高級化，但是對產業(yè)結構合理化卻產生了抑制作用，總體而言，目前中國技術市場發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響存在著“虛高級化”的問題，技術市場發(fā)展質量和水平還有待進一步提升;（2）地區(qū)自主創(chuàng)新能力在技術市場發(fā)展和產業(yè)結構高級化之間起到中介作用，在技術市場發(fā)展和產業(yè)結構合理化之間起到遮掩作用。

根據(jù)研究結論，本文可以得到如下三點政策啟示。第一，技術市場發(fā)展對產業(yè)結構高級化的正向影響，肯定了技術市場發(fā)展在中國產業(yè)結構調整中的重要價值。政府應不斷完善中國現(xiàn)代技術市場體系，推進技術市場發(fā)展，發(fā)揮技術市場在提升產業(yè)結構高級化的數(shù)量和質量方面的積極作用，促進科技與經濟的緊密結合。第二，技術市場發(fā)展對產業(yè)結構合理性的抑制作用，在一定程度上傳遞出當前技術市場的發(fā)展尚不健全，面臨著較多的挑戰(zhàn)。各地區(qū)應科學把握技術市場發(fā)展現(xiàn)狀，提高技術市場在更廣范圍、更深程度和更高層次的資源配置效率，增強技術市場在產業(yè)間的統(tǒng)籌協(xié)調。第三，產業(yè)結構轉型升級需要自主創(chuàng)新能力的提升，尤其是以發(fā)明專利為代表的高質量創(chuàng)新。推動中國產業(yè)提質增效既需要持續(xù)釋放市場活力，完善市場機制，還要充分發(fā)揮技術市場在引導各經濟主體提升創(chuàng)新活力和創(chuàng)新能力中的積極作用，助力中國產業(yè)結構轉型升級。

參考文獻：

[1]Montobbio F. An evolutionary model of industrial growth and structural change[J].Structural Change and Economic Dynamics，2002，13（4）：387-414.

[2]Lahorgue M A，Cunha N D. Introduction of innovations in the industrial structure of a developing region[J]. International Journal of Technology Management and Sustainable Development，2004，2（3）：191-204.

[3]Antonelli C. Localized technological change and factor markets： constraints and inducements to innovation[J].Structural Change and Economic Dynamics，2006，17（2）：224-247.

[4]付宏，毛蘊詩，宋來勝.創(chuàng)新對產業(yè)結構高級化影響的實證研究——基于2000—2011年的省際面板數(shù)據(jù)[J].中國工業(yè)經濟，2013（9）：56-68.

[5]易信，劉鳳良.金融發(fā)展、技術創(chuàng)新與產業(yè)結構轉型——多部門內生增長理論分析框架[J].管理世界，2015（10）：24-39.

[6]韓永輝，黃亮雄，王賢彬.產業(yè)政策推動地方產業(yè)結構升級了嗎？——基于發(fā)展型地方政府的理論解釋與實證檢驗[J].經濟研究，2017（8）：35-50.

[7]袁航，朱承亮.西部大開發(fā)推動產業(yè)結構轉型升級了嗎？——基于PSM-DID方法的檢驗[J].中國軟科學，2018（6）：72-86.

[8]劉偉，張輝，黃澤華. 中國產業(yè)結構高度與工業(yè)化進程和地區(qū)差異的考察[J].經濟學動態(tài)，2008（11）：4-8.

[9]盧東，朱立紅.我國地區(qū)技術市場的發(fā)展差異分析及對策探討[J].統(tǒng)計與決策，2006（3）：67-68.

[10]劉和東.中國技術市場與自主創(chuàng)新關系的實證研究[J].科學學研究，2006（6）：974-978.

[11]Acemoglu D，Aghion P，Hemous B D. The environment and directed technical change[J]. The American Economic Review，2012，102（1）：131-166.

[12]葉祥松，劉敬.政府支持、技術市場發(fā)展與科技創(chuàng)新效率[J].經濟學動態(tài)，2018（7）：67-81.

[13]彭德芬.中西部地區(qū)利用外資與產業(yè)結構的重新選擇[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2000（7）：6-8.

[14]Ngai L R， Pissarides C. Structural change in a multisector model of growth[J].The American Economic Review，2007，97（1）：429-443.

[15]傅雷，牛芳.我國技術市場存在的問題及對策[J].武漢理工大學學報（信息與管理工程版），2004（2）：172-175.

[16]毛蘊詩，黃澤楷，鄭泳芝.技術市場的不完全性與科研人員動態(tài)股權激勵——達安基因與華中數(shù)控的比較案例研究[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2017（6）：17-33.

[17]方世建，鄭南磊.技術交易中的逆向選擇問題研究[J].研究與發(fā)展管理，2001（6）：55-60.

[18]蓋慶恩，朱喜，程名望，史清華.要素市場扭曲、壟斷勢力與全要素生產率[J].經濟研究，2015（5）：61-75.

[19]戴魁早，劉友金.要素市場扭曲與創(chuàng)新效率——對中國高技術產業(yè)發(fā)展的經驗分析[J].經濟研究，2016（7）：72-86.

[20]戴魁早. 技術市場發(fā)展對出口技術復雜度的影響及其作用機制[J].中國工業(yè)經濟，2018（7）：119-137.

[21]Arora A，F(xiàn)osfuri A，Gambardella A. Markets for technology and their implications for corporate strategy[J].Industrial and Corporate Change，2001，10（2）：419-451.

[22]隋立祖，寇宗來.中國技術市場發(fā)展：理論邏輯和績效評價[J].研究與發(fā)展管理，2011（3）：118-124.

[23]張汝飛，劉超，趙彥云.技術市場對產業(yè)結構調整的促進效應——以北京技術市場為例[J].技術經濟，2016（8）：74-82.

[24]Coe D T，Helpman E. International R&D spillovers[J].European Economic Review，1995，39（5）：859-887.

[25]Audretsch D B，F(xiàn)eldman M P. Knowledge spillovers and the geography of innovation[J]. Handbook of Urban and Regional Economics，2003，4（3）：2713-2739.

[26]周叔蓮，王偉光.科技創(chuàng)新與產業(yè)結構優(yōu)化升級[J].管理世界，2001（5）：12-26.

[27]Baron R M，Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：Conceptual，strategic，and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

[28]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014（5）：731-745.

[29]汪偉，劉玉飛，彭冬冬.人口老齡化的產業(yè)結構升級效應研究[J].中國工業(yè)經濟，2015（11）：47-61.

[30]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業(yè)結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011（5）：4-16.

[31]張欣煒，林娟.中國技術市場發(fā)展的空間格局及影響因素分析[J].科學學研究，2015（10）：1471-1478.

[32]Dosi G，Marengo L，Pasquali C. How much should society fuel the greed of innovators？On the relations between appropriability，opportunities and rates of innovation[J].Research Policy，2006，35（8）：1110-1121.

[33]Hall B H，Harhoff D. Recent research on the economics of patents[J].Annual Review of Economics，2012，4（1）：541-565.

[34]黎文靖，鄭曼妮.實質性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經濟研究，2016（4）：60-73.

[35]周煊，程立茹，王皓.技術創(chuàng)新水平越高企業(yè)財務績效越好嗎？[J].金融研究，2012（8）：166-179.

[36]Mackinnon D P，Krull J L，Lockwood C M. Equivalence of the mediation，confounding and suppression Effect[J].Prevention Science，2000，1（4）：173-181.

[37]李春生.城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構升級的作用機制與實證分析[J].經濟問題探索，2018（1）：47-54.

責任編輯：武玲玲

Does the Development of Technology Market Promote the Transformation and

Upgrading of China′s Industrial Structure？

Liu Di

（Center for Industrial and Business Organization， Dongbei University of Finance and Economics， Liaoning Dalian 116025， China）

Abstract： Using the panel data of 30 provinces in China from 1998 to 2016， the author empirically examined the effect of technological market development on industrial upgrading. The results show that the development of technology market significantly promotes regional industrial structure advancement， but fails to effectively promote the industrial structure rationalization. In general， the impact of China's technology market development on the transformation and upgrading of industrial structure has the problem of "virtual advancement". The quality and level of technology market development still need to be further improved. The development of technology market can exert its influence on transformation and upgrading of industrial structure by guiding and supporting the regional independent innovation capability.

Key words： development of technology market， independent innovation capacity， industrial structure advancement， industrial structure rationalization