城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型：基于金融發(fā)展視角的門檻效應(yīng)研究

朱寧寧

（曲阜師范大學(xué)，山東 日照 276826）

城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型：基于金融發(fā)展視角的門檻效應(yīng)研究

朱寧寧

（曲阜師范大學(xué)，山東 日照 276826）

文章采用2003—2013年中國283個(gè)地級(jí)城市的面板數(shù)據(jù)，以城市金融發(fā)展為門檻變量，構(gòu)建非線性面板門限回歸模型，實(shí)證考察了城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型關(guān)系中的“門限效應(yīng)”。研究結(jié)果表明：我國城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型的影響存在顯著的金融發(fā)展門限效應(yīng)：當(dāng)金融發(fā)展低于門限值時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)存在負(fù)效應(yīng)；當(dāng)金融發(fā)展高于門限值時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。研究還發(fā)現(xiàn)，總體上我國各地區(qū)金融發(fā)展處于相對(duì)較低水平，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型存在負(fù)效應(yīng)。

城市信息化；制造業(yè)轉(zhuǎn)型；金融發(fā)展；門檻效應(yīng)

一、引言

隨著東亞各國以產(chǎn)業(yè)升級(jí)戰(zhàn)略成功帶動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)迅速崛起，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)成為了我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究熱點(diǎn)。現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，制造業(yè)升級(jí)是產(chǎn)業(yè)升級(jí)的核心，如何促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型也是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。然而，信息化可以通過充分利用先進(jìn)的信息技術(shù)，改造并提升傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。因此，深入應(yīng)用信息技術(shù)，對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)組織方式進(jìn)行變革，提升產(chǎn)品附加值，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)控制力是促進(jìn)我國制造業(yè)生產(chǎn)組織體系走向現(xiàn)代化的必由之路，是促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要途徑（劉吉超、李鋼，2014）[1]。為了促進(jìn)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，中共中央提出“以信息化帶動(dòng)工業(yè)化”的戰(zhàn)略決策，表明使用信息化推動(dòng)我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)已成為重要國策。

目前，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)我國信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系進(jìn)行了豐富的研究。李林（2008）分析了信息化在產(chǎn)業(yè)層面融合的作用機(jī)制[2]，曾楚宏和王斌（2010）研究了企業(yè)的信息化階段差異與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈整合方式之間的關(guān)系[3]，許港等（2013，2014）則研究發(fā)現(xiàn)信息化水平可以顯著促進(jìn)中國工業(yè)技術(shù)開發(fā)能力和技術(shù)轉(zhuǎn)化能力[4-5]，高巍和畢克新（2011，2014）還發(fā)現(xiàn)信息化水平可以對(duì)工藝創(chuàng)新能力的提升產(chǎn)生影響[6-7]，李慧和平芳芳（2015）研究的表明，信息化水平對(duì)裝備制造業(yè)創(chuàng)新能力的提升具有顯著地正效應(yīng)[8]；信息化已經(jīng)成為推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)發(fā)展的新動(dòng)力源泉（韓先鋒等，2014）[9]。劉華等（2013）還發(fā)現(xiàn)制造業(yè)信息化對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率存在顯著影響[10]，劉吉超和李剛（2014）研究發(fā)現(xiàn)信息化可以在提升制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)設(shè)計(jì)能力、提高生產(chǎn)制造數(shù)字化和經(jīng)營現(xiàn)代化水平、加強(qiáng)制造資源的協(xié)同共享等方面為制造業(yè)的跨越式發(fā)展提供支撐。

然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)在探討二者關(guān)系時(shí)，不僅忽略了金融發(fā)展因素的作用，而且忽視了因”門檻效應(yīng)“存在所導(dǎo)致的非線性關(guān)系問題。因?yàn)楦鞯亟鹑诎l(fā)展等因素存在較大差異，信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型之間可能并非簡單的線性關(guān)系。已有研究表明，金融發(fā)展因素會(huì)對(duì)信息化的制造業(yè)升級(jí)效應(yīng)產(chǎn)生一定影響金融發(fā)展程度越高。一個(gè)國家或地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，企業(yè)融資越容易，越有資金提升信息化水平，從而有利于國家或地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。因此，信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)系受到金融發(fā)展水平的影響。隨著金融發(fā)展水平的變化，二者的關(guān)系可能存在非線性轉(zhuǎn)化特征，如果忽略了金融發(fā)展等因素，單純考慮信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)系將會(huì)導(dǎo)致誤導(dǎo)性結(jié)論。本文試圖以金融發(fā)展為切入點(diǎn)，研究信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系，明晰金融發(fā)展在信息化影響制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)中的作用機(jī)理。

目前國內(nèi)外還沒有文獻(xiàn)使用中國數(shù)據(jù)研究信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，特別是缺乏使用地級(jí)城市數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)。基于此，本文使用我國283個(gè)地級(jí)市2003—2013年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)我國城市金融發(fā)展水平對(duì)城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間關(guān)系的非線性門檻效應(yīng)，從而豐富國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，為相關(guān)研究提供新的視角。

二、模型設(shè)定與估計(jì)方法

（一）門檻模型設(shè)定

本文主要目的是實(shí)證檢驗(yàn)金融發(fā)展在城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響中的作用，即隨著金融發(fā)展水平的變化，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響是否會(huì)產(chǎn)生非線性的轉(zhuǎn)換特征。如果忽視這種特征，使用線性模型進(jìn)行研究，就不能正確刻畫城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響。非線性面板門檻回歸模型則可以很好的捕捉經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中結(jié)構(gòu)突變產(chǎn)生的非線性門檻特征，而且可以通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)的自動(dòng)識(shí)別來確定門檻值，同時(shí)還具有一般面板數(shù)據(jù)模型所具有的良好特性（劉煥鵬、嚴(yán)太華，2015）[11]。因此，本文采用Hansen（1999）[12]的非線性面板門檻回歸模型分析城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響中的非線性金融發(fā)展門檻效應(yīng)。非線性面板門檻回歸模型設(shè)定如下：

其中，lnTranit為被解釋變量，表示城市制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)；lnInfit為核心解釋變量，表示城市信息化水平；lnFinit為門檻變量，表示城市金融發(fā)展水平；θ1與θ2分別表示城市信息化在不同金融發(fā)展水平對(duì)城市制造業(yè)升級(jí)的影響彈性；μi表示不同城市的不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)；i表示不同的截面單位；t表示年份，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)且服從均值為零的正態(tài)分布，I（·）為示性函數(shù)。通過比較門檻變量lnFinit與門檻值τ的大小，可以將樣本觀察值分成兩個(gè)樣本區(qū)域，兩樣本區(qū)域之間的差異主要表現(xiàn)為回歸系數(shù)θ1與θ2的取值不同。然而，從計(jì)量角度看，可能會(huì)存在兩個(gè)或多個(gè)門檻，但是雙門檻及多門檻模型設(shè)定與單門檻模型設(shè)定類似，此處不再贅述。

（二）變量設(shè)置和數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)均來源為2004—2014年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于有些城市數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，在樣本中予以剔除，最后在樣本期間2003—2013年剩余283個(gè)樣本城市，共3 113個(gè)觀察值。其中，被解釋變量為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，核心解釋變量為城市信息化水平，門檻變量為金融發(fā)展水平；城市制造業(yè)升級(jí)不僅受城市信息化的影響，而且受到城市勞動(dòng)生產(chǎn)率、教育水平、投資、經(jīng)濟(jì)開放等因素的影響，因此在回歸時(shí)將其設(shè)定為控制變量。

具體而言，借鑒盛豐（2014）[13]使用地區(qū)工業(yè)利潤率表示城市制造業(yè)升級(jí)，使用市電信業(yè)務(wù)收入與GDP之比表示城市信息化水平。借鑒李青原等（2013）[14]與孫永強(qiáng)（2012）[15]使用貸款與GDP之比表示城市金融發(fā)展水平。借鑒陸銘等（2015）[16]使用城市人均GDP表示城市勞動(dòng)生產(chǎn)率，使用城市教育財(cái)政支出與科技財(cái)政支出之和與財(cái)政支出總值之比表示城市教育水平，使用城市固定資產(chǎn)投資總額與GDP之比表示城市投資水平，使用外資工業(yè)總產(chǎn)值與城市工業(yè)總產(chǎn)值之比表示城市經(jīng)濟(jì)開放，使用城市病床數(shù)與總?cè)丝谥缺硎境鞘嗅t(yī)療水平。

另外，為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)形式。為了檢驗(yàn)變量之間是否存在多重共線性，計(jì)算各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，各自變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.6以下，表明模型不存在多重共線性問題。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）面板門檻模型估計(jì)

首先，進(jìn)行門檻效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)。表2給出了門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后得到的F值、Bootstrap P值和10%、5%、1%顯著性水平下的臨界值。可以看出，以金融發(fā)展為門檻變量時(shí)，單門檻效應(yīng)在10%顯著性水平下顯著，而雙門檻效應(yīng)在10%的顯著性水平下不顯著，說明中國城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響存在基于金融發(fā)展的單門檻效應(yīng)而不存在雙門檻效應(yīng)。因此，后文選用單門檻模型分析。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

其次，考察城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響的門檻值。表3給出了以金融發(fā)展為門檻變量時(shí)門檻值的估計(jì)結(jié)果及其90%和95%置信區(qū)間。門檻估計(jì)結(jié)果表明：城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系存在非線性的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，門檻估計(jì)值為0.855。門檻估計(jì)值位于95%置信區(qū)間[0.763，0.855]內(nèi)，似然比值等于0，且小于5%顯著性水平下的臨界值，在原假設(shè)接受域內(nèi)，即門檻值與實(shí)際門檻值相等。圖1和圖2給出了門檻值與似然比值的關(guān)系圖。圖中虛線部分為似然比統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平的臨界值。從圖1和圖2可以看出，單門檻值顯著存在，雙門檻值沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表3 門檻估計(jì)結(jié)果

圖1 門檻值1估計(jì)值及95%置信區(qū)間

圖2 門檻值1估計(jì)值及95%置信區(qū)間

第三，對(duì)門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表4所示，我國城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響因金融發(fā)展的不同而出現(xiàn)差異。在金融發(fā)展低于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域下（lnFin＜0.855），城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響系數(shù)為-0.087，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)金融發(fā)展水平較低時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響為負(fù)；在金融發(fā)展高于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域（lnFin≥0.855），城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響系數(shù)在1%顯著性水平下為0.132，說明當(dāng)金融發(fā)展高于門檻值時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)會(huì)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)，這意味著，城市信息化在高金融發(fā)展區(qū)域比在低金融發(fā)展區(qū)域更有利于國內(nèi)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。這與已有文獻(xiàn)關(guān)于信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有顯著的促進(jìn)作用的結(jié)論存在顯著差異，即城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)是否存在促進(jìn)作用必須以當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平跨越相應(yīng)的門檻值為條件。

表4 金融發(fā)展條件下門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

（二）結(jié)果分析

接下來，根據(jù)金融發(fā)展門檻值0.855，把283個(gè)城市區(qū)劃分為金融發(fā)展水平小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域與金融發(fā)展水平大于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域。圖3給出了樣本期間內(nèi)每個(gè)區(qū)域內(nèi)部的城市數(shù)量。

圖3 金融發(fā)展水平變化趨勢(shì)圖

由圖3可知：2003—2013年，位于金融發(fā)展小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域的城市數(shù)量共有3 082個(gè)，占總數(shù)的99%；位于金融發(fā)展大于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域的城市數(shù)量共有31個(gè)，占總數(shù)的1.0%。這意味著我國大部分城市金融發(fā)展水平較低，在推進(jìn)城市信息化時(shí)并不會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，只有極少數(shù)地區(qū)在推進(jìn)城市信息化時(shí)會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)貐^(qū)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。從發(fā)展趨勢(shì)看，2003—2013年金融發(fā)展跨越門檻值的城市數(shù)量并沒有呈顯著的上升或下降趨勢(shì)。雖然，2010年之后，金融發(fā)展大于門檻值的城市數(shù)量有所上升，但是仍然明顯少于金融發(fā)展低于門檻值的城市數(shù)量，說明我國大部分城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)不會(huì)產(chǎn)生顯著正向影響的狀況在一定時(shí)期內(nèi)不會(huì)發(fā)生變化。其原因可能是：目前我國金融發(fā)展水平較低，商業(yè)銀行資產(chǎn)配置主要服從政府融資偏好的行政目標(biāo)，非國有企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸歧視（黃凌云等，2009），非國有企業(yè)信息化需要外部資金支持，信貸歧視則嚴(yán)重限制了其外部融資，導(dǎo)致大部分城市的企業(yè)沒有足夠的能力通過信息化促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

另外，表5給出了我國283個(gè)城市在2003—2011年間每年金融發(fā)展大于門檻值0.855的動(dòng)態(tài)分布情況。通過表5可看出，位于金融發(fā)展大于門檻值的城市除北京外，主要是中西部省份的省會(huì)城市，絕大部分城市位于低于門檻值的金融發(fā)展區(qū)域。這意味著，我國絕大部分城市的信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)存在負(fù)效應(yīng)，只有北京等極少數(shù)城市的信息化會(huì)對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。這與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比更清楚的指出了信息化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)效應(yīng)的地區(qū)差異是由地區(qū)金融發(fā)展水平差異導(dǎo)致的。這也表明，我國信息化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)效應(yīng)以各地區(qū)金融發(fā)展水平為條件。城市要通過信息化促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)必須進(jìn)行外部融資，較低的金融發(fā)展水平將直接阻礙城市信息化制造業(yè)升級(jí)效應(yīng)的提升。只有城市金融發(fā)展水平跨越門檻值后，金融部門才會(huì)為城市信息化外部融資提供足夠的便利，促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)效應(yīng)的提升。

表5 高金融發(fā)展區(qū)域省份分布情況

四、結(jié)論

本文采用2003—2013年中國283個(gè)地級(jí)城市面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展為門檻變量，構(gòu)建非線性面板門檻回歸模型，實(shí)證分析了城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響的非線性門檻效應(yīng)。得到如下結(jié)論：城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響顯著的存在于基于金融發(fā)展的單門檻效應(yīng)：當(dāng)金融發(fā)展水平低于門檻值時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)存在一定的抑制效應(yīng)；當(dāng)金融發(fā)展水平高于門檻值時(shí)，城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，即只有金融發(fā)展水平跨越相應(yīng)的門檻值后，城市信息化才有可能會(huì)促進(jìn)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。同時(shí)，研究還發(fā)現(xiàn)，總體上我國大部分城市位于小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域，城市信息化整體上不利于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，只有極少數(shù)城市在推進(jìn)信息化時(shí)會(huì)促進(jìn)其制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而且這一狀況在一定時(shí)期內(nèi)不會(huì)發(fā)生變化。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：使用非線性面板門檻回歸模型，實(shí)證分析了城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)影響過程中的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，豐富了國內(nèi)該領(lǐng)域的研究成果，有助于更好的理解信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)之間的關(guān)系；本文的結(jié)論城市信息化對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響存在基于金融發(fā)展水平門檻效應(yīng)是以往學(xué)者沒有發(fā)現(xiàn)的。另外，本文將金融發(fā)展與城市信息化的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)效應(yīng)結(jié)合在一起進(jìn)行研究，在一定程度上為相關(guān)研究提供了新的視角。

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F832.7

A

1004-2768（2017）02-0024-05

2016-12-02

朱寧寧（1985-），女，河南開封人，曲阜師范大學(xué)圖書館助理館員，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。