技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新與中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率分析

沈 瓊,王少朋

(鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001)

一、引言

十九大確立創(chuàng)新作為引領發(fā)展第一動力的重要地位，并提出要堅持創(chuàng)新驅(qū)動，大力加強國家創(chuàng)新體系建設，加快建設創(chuàng)新型國家[1]。2016年，美國研發(fā)投入強度達到2.8%左右，中國的研發(fā)投入強度僅達到2.11%，但在增速上，中國研發(fā)投入強度表現(xiàn)出了較高的成長性，目前已經(jīng)超過歐盟15國2.08%的平均水平。隨著“雙創(chuàng)”活動的深入開展，中國科技創(chuàng)新整體實力顯著提升，國際科技論文數(shù)量連續(xù)8年世界第二，僅次于美國，成為全球第二大質(zhì)量論文貢獻國，被引用次數(shù)達到世界第一。產(chǎn)業(yè)方面，大飛機創(chuàng)造新的中國高度，復興號高鐵展現(xiàn)了中國的實力，北斗展示了中國的精度，潛龍成就了中國的深度，5G關(guān)鍵的核心技術(shù)有望領跑全球。根據(jù)2018年《全球創(chuàng)新指數(shù)》報告顯示，中國于2018年首次躋身全球創(chuàng)新指數(shù)20強，排名第17位。

經(jīng)濟新常態(tài)下，中國經(jīng)濟增長從高速向中高速增長轉(zhuǎn)換，同時，大力發(fā)展新型產(chǎn)業(yè)成為制造大國向制造強國邁進的關(guān)鍵政策。據(jù)統(tǒng)計，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值2018年只占工業(yè)的13%，2017年是12.7%，2016年是12.4%，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級仍具有很大的上升空間。然而，我國區(qū)域發(fā)展不平衡，省市的先進制造業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值占工業(yè)增加值最高達45%，最低的只有6%。部分地區(qū)仍然面臨著產(chǎn)能過剩、產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在價值鏈低端、資源配置不合理等現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級仍具有較強的急迫性。中部地區(qū)在全國區(qū)域發(fā)展中具有至關(guān)重要的地位，是我國“新四化”同步發(fā)展的重點區(qū)域。現(xiàn)階段，中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對落后，一二產(chǎn)業(yè)占比較高，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例仍停留在“二三一”階段。2016年，中部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占比10.5%，第二產(chǎn)業(yè)占比為45.4%比第三產(chǎn)業(yè)占比高1.3個百分點，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的主要任務仍是大力發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，加速工業(yè)部門轉(zhuǎn)型升級，適當發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。創(chuàng)新能帶來技術(shù)進步，并將原有的生產(chǎn)要素重新組合，產(chǎn)生一種新的生產(chǎn)函數(shù)，最大限度的提高勞動生產(chǎn)率，直接帶動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此，研究技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的影響，了解如何運用創(chuàng)新要素加速中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程是亟待解決的現(xiàn)實問題。

二、理論框架與文獻綜述

(一)理論框架

創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的驅(qū)動路徑分為兩類。第一類是技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動。指為了滿足市場需求和企業(yè)生產(chǎn)活動的需要，R&D經(jīng)費、R&D人員、科研機構(gòu)等在內(nèi)的創(chuàng)新投入要素進行分工以及優(yōu)化配置。技術(shù)創(chuàng)新的投入將帶來創(chuàng)新成果的出現(xiàn)，而成果的轉(zhuǎn)化又需要依賴地區(qū)良好的推廣政策與市場環(huán)境。多環(huán)節(jié)的協(xié)同作用將最終帶來地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，從而促進地區(qū)由要素驅(qū)動和投資驅(qū)動形成的粗放型經(jīng)濟向低投入、低污染的集約經(jīng)濟發(fā)展，進而依靠技術(shù)創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率，推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[2]。第二類是制度創(chuàng)新。在市場化的過程中，通過政策引導和支持企業(yè)等創(chuàng)新主體實施有效的技術(shù)創(chuàng)新活動，并與固定資產(chǎn)投資等其他相關(guān)因素共同促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[3]。總之，創(chuàng)新通過在良好的創(chuàng)新環(huán)境下推動創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果并提升技術(shù)創(chuàng)新水平，技術(shù)創(chuàng)新與其他相關(guān)因素在制度創(chuàng)新的大環(huán)境下共同推動產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，從而帶動經(jīng)濟高質(zhì)量增長。

(二)文獻綜述

國內(nèi)學者從兩個視角討論創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)聯(lián)和創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的影響。一是研究創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)型升級，側(cè)重研究三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例不斷高級化的過程。大多學者認為技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第一動力。周叔蓮(2001)認為技術(shù)創(chuàng)新水平較低是導致我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級緩慢最主要的原因[4]。章仁俊(2001)認為創(chuàng)新是通過系統(tǒng)的技術(shù)進步從而帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[5]。孔曙光等(2008)進一步指出，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級實質(zhì)上就是區(qū)域技術(shù)結(jié)構(gòu)的向前演進[6]。但創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不能只通過技術(shù)創(chuàng)新這一種方式實現(xiàn)。張銀銀等(2015)認為創(chuàng)新是一種系統(tǒng)工程，組織創(chuàng)新，商業(yè)模式創(chuàng)新等創(chuàng)新形式在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程中都起到了重要作用[7]。二是研究創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部轉(zhuǎn)型升級的影響。多數(shù)學者認為科技創(chuàng)新直接促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。屠年松等(2015)采用省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)升級的影響大于金融發(fā)展水平，且這種影響在不同地區(qū)具有差異性[8]。周忠民(2016)以湖南省為例研究創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，得出技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)鍵因素，但在依托技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級時要避免短期行為[9]。除此之外，部分學者認為制度創(chuàng)新作為一種間接因素對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生正向顯著影響。金福子等(2017)闡述了制度創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的理論，并以此為依據(jù)采用省級面板數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)制度創(chuàng)新在促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的過程中具有地區(qū)差異性[10]。

通過對相關(guān)文獻的分析可以發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)都認為技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的第一驅(qū)動。但是，同時研究技術(shù)創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用的文獻較少。大多學者都認為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程中存在區(qū)域差異性，但對不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級指標的選取方面沒有考慮到這種差異性。本文在已有文獻基礎上，從三個方面進行拓展研究。一是考慮到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程中地區(qū)的差異性和中部地區(qū)工業(yè)化水平，以第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級來衡量中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程；二是將創(chuàng)新分為技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新兩個維度，并通過相關(guān)性分析，檢驗技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響程度的大小；三是在相關(guān)性檢驗的基礎上對付宏等(2013)所采用的傳統(tǒng)DEA研究方法進行改進[11]，剔除環(huán)境變量和隨機干擾的影響，采用三階段DEA的研究方法來分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率。

三、變量、數(shù)據(jù)與模型設計

(一)變量選取

本文把產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級作為被解釋變量，創(chuàng)新作為解釋變量。國內(nèi)相關(guān)文獻一般用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入、二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等來測度產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平[12]。由于本文是以第二產(chǎn)業(yè)的升級來衡量中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程，所以采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值來衡量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平。創(chuàng)新分為技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，從技術(shù)創(chuàng)新成果的角度出發(fā)，選取國內(nèi)三種專利有效量作為技術(shù)創(chuàng)新水平的衡量指標，一個地區(qū)的有效專利越多說明當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新水平相對較高。制度創(chuàng)新激發(fā)市場活力，關(guān)鍵在于如何正確處理“看得見的手”與“看不見的手”的關(guān)系[13]，其實質(zhì)就在于處理好政府與市場的關(guān)系，而市場中最重要的交易主體是企業(yè)，較高的政府研發(fā)投入容易滋生尋租現(xiàn)象不利于制度紅利的釋放和政府職能的轉(zhuǎn)變[14]。同時，制度的創(chuàng)新能為各類企業(yè)消除體制約束，釋放企業(yè)創(chuàng)新動力。因此，采用企業(yè)科研經(jīng)費投入與政府科研經(jīng)費投入的比值來測度制度創(chuàng)新水平，比值越高說明該地區(qū)企業(yè)在科研活動中的積極性越大，制度創(chuàng)新水平也越高。同時，引入對外經(jīng)濟貿(mào)易、人力資源、地區(qū)經(jīng)濟水平三個控制變量。對外經(jīng)濟貿(mào)易通過進口引進國外先進技術(shù)，利用出口擴大內(nèi)需，促使資源合理分配進而促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[15]。人力資源是推動經(jīng)濟發(fā)展的基礎，優(yōu)質(zhì)的勞動力直接作用于生產(chǎn)資料，帶來高水平的技術(shù)和管理水平，直接帶動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。地區(qū)經(jīng)濟水平是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要保障，高的經(jīng)濟發(fā)展水平能提供較多的研發(fā)資金。結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，分別采用地區(qū)進出口總額、每十萬人口高校平均在校生、地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。

(二)數(shù)據(jù)描述

本文將數(shù)據(jù)構(gòu)建為平衡面板數(shù)據(jù)集，原始數(shù)據(jù)均來自2009-2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和國家知識產(chǎn)權(quán)局，并列出所有數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述(見表1)。值得注意的是，山西、江西兩省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展處于較低水平，江西省的工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值于2013年達到頂點之后呈現(xiàn)下降的趨勢。通過創(chuàng)新水平的變動可以看出，中部六省的國內(nèi)三種專利有效量逐年增高，表明中部六省的技術(shù)創(chuàng)新水平發(fā)展?jié)u好。制度創(chuàng)新水平除山西省外均呈現(xiàn)出上漲的趨勢，表明其余五省企業(yè)創(chuàng)新積極性不斷攀升，而山西省的制度創(chuàng)新水平呈波動態(tài)勢。

表1 變量統(tǒng)計型描述

(三)模型設計

分析創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的相關(guān)性，建立如下模型：

ISit=?0+?1qit+?2giit+?3xmit+?4hrit+?5pgdpit+εit+ηt+υi

(1)

其中，i=1,2,…6代表中部六省，t=1,2,…9代表時期。isit、qit、giit、xmit、hrit、pgdpit分別代表第i個省份t時期的工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值、國內(nèi)三種專利有效量、制度創(chuàng)新水平、地區(qū)進出口總額、每十萬人口平均高校在校生、地區(qū)生產(chǎn)總值。相關(guān)性檢驗之前對所有數(shù)據(jù)均采取對數(shù)處理。為測度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率值，建立投入導向下的BCC模型：

(2)

其中，j=1,2,…6代表中部六省，X,Y分別是投入、產(chǎn)出向量。若θ=1,S-=S+=0，則決策單元DEA有效；若θ=1,S+≠0，或S-≠0，則決策單元弱DEA有效；若θ<1，則決策單元非DEA有效。

根據(jù)以上分析提出以下主要假設：①技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新均對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級有顯著正向影響。②創(chuàng)新對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率沒有達到最優(yōu)水平。③制約中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的因素在各省份之間具有差異性。

四、相關(guān)性檢驗

本文采用的是中部六省時間跨度為9年的面板數(shù)據(jù)，截面的個數(shù)小于時間的個數(shù)，為了避免面板單位根造成序列不平穩(wěn)而導致回歸結(jié)果失效，需要先進行面板單位根檢驗以確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如果是同階單整的幾個變量，可以用協(xié)整檢驗來驗證是否具有長期協(xié)整關(guān)系。從檢驗結(jié)果(見表2)可以看出，原始數(shù)據(jù)中的制度創(chuàng)新gi通過了單位根檢驗，其余變量均沒有通過單位根檢驗，把其余變量一階差分之后均能通過ADF檢驗，PP檢驗，LLC檢驗，且顯著性水平都比較高，根據(jù)少數(shù)服從多數(shù)的原則，本文認為這些變量一階差分不存在單位根，同為I(1)序列。為了確定序列之間是否具有長期的協(xié)整關(guān)系，需要對序列之間進行協(xié)整檢驗(見表2)。本文采用的是建立在Engl-Granger二步法檢驗基礎上的Pedroni檢驗，檢驗結(jié)果在1%的水平下拒絕了不存在協(xié)整的原假設，可以判定變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

表2 單位根檢驗

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量的概率值。

相比于時間序列數(shù)據(jù)模型和截面數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)模型由于其樣本的增大可以顯著的增加自由度，降低變量之間的多重共線性，減少模型的估計誤差，使得統(tǒng)計推斷更加有效，回歸之前需要對模型的選擇進行判定。首先，利用F檢驗來判定采用混合效應模型還是固定效應模型，再接著，運用Hausman檢驗判斷是采用固定效應模型還是隨機效應模型，確定模型之后再進行回歸?？紤]到方程間的誤差項存在異方差和同期相關(guān)，確保模型估計的有效性，本文使用EGLS(cross-section SUR)的估計方法，并給出三類模型(固定效應、隨機效應、混合效應)的估計結(jié)果(見表3)，模型的檢驗和回歸均由Eviews8軟件來完成。

表3 面板模型回歸估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為系數(shù)估計標準差。

從表3中可以看出，模型設定檢驗的F統(tǒng)計量的值為44.346，大于1%水平下的臨界值。Hausman檢驗Chi-Sq值為84.844，概率P為0.00，在1%的水平下拒絕了采用隨機效應模型的原假設，應當采用固定效應模型。為了驗證上一步回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步證實技術(shù)創(chuàng)新與制度創(chuàng)新水平與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級相關(guān)關(guān)系的真實性，本文采用替換控制變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。選擇固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、居民消費水平三種變量對控制變量依次替換并構(gòu)建三種模型，回歸所采用的方法和上一步相關(guān)性檢驗的方法相同。模型1用固定資產(chǎn)投資替換地區(qū)經(jīng)濟水平，模型2用固定資產(chǎn)投資和外商資產(chǎn)投資替換地區(qū)經(jīng)濟水平和對外經(jīng)濟貿(mào)易，模型3用固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、居民消費水平對三種控制變量同時替換。表4中的結(jié)果表明，替換模型控制變量之后的回歸結(jié)果與前文檢驗結(jié)果基本一致，技術(shù)創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級仍有顯著的正向影響，因此，相關(guān)性檢驗結(jié)論是穩(wěn)健的。

從回歸結(jié)果(固定效應)中能夠看出，創(chuàng)新指標均在1%的水平下顯著，說明技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新均對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級均有顯著影響，這與本文假設1一致。其中，創(chuàng)新指標中影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級程度較強的是制度創(chuàng)新，制度創(chuàng)新每提高1%的水平，工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值增加0.3831%，這說明研發(fā)活動中企業(yè)主導地位的提高能夠激發(fā)市場活力促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，應當繼續(xù)發(fā)揮制度紅利，提高企業(yè)在研發(fā)活動中的積極性和主導性。技術(shù)創(chuàng)新每提高1%的水平，工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值提高0.2254%的水平，應當加強技術(shù)創(chuàng)新成果的孵化，并強化技術(shù)創(chuàng)新成果的推廣應用。除此之外，對外經(jīng)濟貿(mào)易、人力資源、地區(qū)經(jīng)濟水平均對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級有顯著的正影響，其中對外經(jīng)濟貿(mào)易的系數(shù)最小為0.1596，說明中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程中對國際經(jīng)濟貿(mào)易的依賴比較小，國際化水平仍處于提升階段。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為系數(shù)估計標準差。

五、三階段DEA效率檢驗

Fried(2002)認為管理無效率、環(huán)境變量和隨機噪聲三種因素會影響傳統(tǒng)DEA模型對決策單元效率的分析，并將環(huán)境變量、隨機噪聲引入DEA模型，以分離這三種因素的影響[16]。陳巍巍等(2014)認為，三階段DEA模型應用了隨機前沿分析理論，將傳統(tǒng)DEA模型中的環(huán)境因素和隨機干擾的影響剔除，使模型分析更準確[17]。如何剔除環(huán)境和隨機影響是三階段DEA模型的關(guān)鍵。首先，第一階段應用傳統(tǒng)DEA模型對各個決策單元進行分析，得出效率值和投入產(chǎn)出的目標值，再通過目標值計算出各個決策單元的投入或產(chǎn)出的松弛變量。其次，在第二階段，利用隨機前沿模型，將松弛變量對環(huán)境變量和混合誤差項進行回歸，同時將松弛變量分解為環(huán)境因素、管理無效和統(tǒng)計噪聲三種因素，并根據(jù)所得結(jié)果調(diào)整原始投入值。松弛變量是理想投入與實際投入的差額，而外部環(huán)境因素、隨機誤差、內(nèi)部管理因素則是造成這種差額的主要原因。最后，通過DEA分析，重新輸入調(diào)整后的投入值，得到的結(jié)果就是剔除了環(huán)境和隨機影響的更準確的效率值。調(diào)整公式如下：

(3)

(一)一階段DEA回歸結(jié)果

運用投入導向的BCC模型對2008—2016年中部六省創(chuàng)新促產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的綜合效率水平分析結(jié)果如表5。

表5 第一階段DEA綜合效率值

總體來說，中部六省創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率均沒有達到最優(yōu)水平，有待進一步提高。從均值來看，湖北省的效率最高，山西省的效率最低。在沒有剔除環(huán)境因素和隨機噪聲的影響下，湖南省達到效率前沿面的次數(shù)最多，并且從2014年起在六省中排名最優(yōu)，而江西、山西兩省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢。

(二)二階段SFA回歸結(jié)果

第二階段是利用SFA模型對松弛變量和環(huán)境變量進行回歸，剔除環(huán)境因素和隨機干擾對原始投入的影響。環(huán)境變量是指對投入冗余有影響但不在樣本主體可控范圍，與控制變量的選取原則基本一致。仍然選用地區(qū)進出口總額、每十萬人口平均高校學生人數(shù)和地區(qū)生產(chǎn)總值作為環(huán)境變量，分別將第一階段DEA分析結(jié)果得到的技術(shù)創(chuàng)新松弛和制度創(chuàng)新松弛作為隨機前沿模型的被解釋變量，環(huán)境變量為解釋變量，使用Frontier 4.1軟件進行回歸估計(見表6),在進行回歸之前對數(shù)據(jù)均采取對數(shù)處理。結(jié)果顯示，LR檢驗通過1%水平下的顯著性檢驗，說明采取SFA模型是有效的，sigma-squared值和gamma值在1%水平下顯著，且gamma值分別0.401和0.546，說明除管理無效率以外的因素也會導致投入松弛，進行環(huán)境和隨機干擾的剔除是有必要的[18]。

從模型的回歸系數(shù)來看，大部分系數(shù)估計是顯著的，正的回歸系數(shù)表示環(huán)境因素增加了投入松弛，增加了投入浪費，負的回歸系數(shù)表示環(huán)境因素減少投入浪費。進出口總額的系數(shù)均為正值，說明對外經(jīng)濟貿(mào)易的擴張會增加技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新的浪費，不利于創(chuàng)新促產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率；每十萬人高校平均在校生的增加對技術(shù)創(chuàng)新松弛變量和制度創(chuàng)新松弛變量的系數(shù)均為負值，說明人力資本的增加能夠減少創(chuàng)新資源浪費。地區(qū)GDP的系數(shù)均為負數(shù)，說明地區(qū)經(jīng)濟水平提高將減少技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新的浪費，有利于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的提高，這可歸結(jié)為經(jīng)濟水平提高所帶來的外溢效應，一個地區(qū)的經(jīng)濟水平越高，其對應的基礎設施建設更加完善，在人才吸引等方面更具備競爭力，對創(chuàng)新的有效利用有正向保障作用。

表6 第二階段SFA估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為系數(shù)估計標準差。

(三)三階段DEA回歸結(jié)果

將調(diào)整后的技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新數(shù)據(jù)重新運用DEAP2.1軟件進行回歸，得到剔除環(huán)境因素和隨機干擾因素下的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率，結(jié)果分別見表7、表8和表9。

比較第三階段DEA綜合效率(表7)與第一階段綜合效率(見表5)，發(fā)現(xiàn)：各省2008—2016年綜合效率均值均小于第一階段綜合效率均值。說明外部環(huán)境和隨機干擾因素給中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級帶來了正的影響，剔除之后反而會降低效率，同時也證實了中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級沒有達到最優(yōu)水平。這與本文假設2一致。中部六省調(diào)整之后的綜合效率均值排名發(fā)生了變動，湖南省的綜合效率超過湖北省排名第一，說明在第一階段DEA結(jié)果中湖北省比湖南省更依賴外部環(huán)境的影響，而非創(chuàng)新活動本身的貢獻，剔除環(huán)境影響后，效率下降幅度超過湖南省。從各個省份的效率變動情況來看，除山西省和安徽省之外，其余四省的綜合效率值均表現(xiàn)出逐年上升的趨勢，且湖南省2015年以后效率達到前沿面。

表7 調(diào)整后的DEA綜合效率

DEA回歸分析將綜合效率分解為純技術(shù)效率(見表8)和規(guī)模效率(見表9)，從整體結(jié)果中可以看出中部六省的純技術(shù)效率普遍較高，而規(guī)模效率普遍偏低，可以認為整體規(guī)模效率偏低是造成中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率較低的主要原因。從各個省份綜合效率分解值可以看出，省際間制約產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的原因具有差異性，這與假設3一致。

表8 調(diào)整后的DEA純技術(shù)效率

表9 調(diào)整后的DEA規(guī)模效率

中部六省制約產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的因素主要體現(xiàn)在如下兩個方面。

一是以規(guī)模效率為主制約產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率，如山西省、江西省、湖南省。從調(diào)整后的規(guī)模效率結(jié)果來看，山西省和江西省的規(guī)模效率一直在中部六省中處于最低水平，且規(guī)模效率遠遠小于純技術(shù)效率，說明規(guī)模效率是制約這兩省效率偏低的首要原因。山西省的規(guī)模效率常年處于較低水平，而純技術(shù)效率值卻保持在高位，可以認為山西省綜合效率排名較低是由于規(guī)模效率較低導致的，提高產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率應當把擴大創(chuàng)新規(guī)模，提高規(guī)模效率作為首要目標；江西省的規(guī)模效率值雖然偏低，但呈現(xiàn)出上升的趨勢，而純技術(shù)效率值于2015年下降幅度較大，在提高規(guī)模效率的同時應當警惕純技術(shù)效率的下降。此外，湖南省的規(guī)模效率水平雖在六省中排名最高，但從結(jié)果中可以看出，2013年以前，湖南省純技術(shù)效率水平遠遠高于規(guī)模效率水平，表明制約湖南省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的因素是規(guī)模效率，這種狀況從2013年得到改善，且近兩年均位移到效率前沿面，表明當前湖南省創(chuàng)新效率較好。

二是規(guī)模效率和純技術(shù)效率共同制約產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率，如河南省、湖北省、安徽省。從調(diào)整后的純技術(shù)效率結(jié)果來看，三個省份的純技術(shù)效率雖然普遍高于規(guī)模效率，但效率值隨時間波動較大，而規(guī)模效率呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，且上升幅度較大，2016年的規(guī)模效率值均超過純技術(shù)效率值。可以認為，當前這三個省份在提高產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率方面應當以純技術(shù)效率的提高為主，同時警惕規(guī)模效率回落。

六、研究結(jié)論與對策建議

研究結(jié)論：①創(chuàng)新對中部六省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有積極的推動作用，主要體現(xiàn)在技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新兩種因素直接作用于工業(yè)部門，促進工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的提高，推動第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，同時，制度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用大于技術(shù)創(chuàng)新的作用。②中部地區(qū)創(chuàng)新促產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效率普遍偏低，外部因素對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率的提升有正向作用，創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用沒有達到最優(yōu)水平，存在帕累托改進。③中部地區(qū)各省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率偏低的原因具有差異性，制定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率提升政策時應當結(jié)合本省具體情況，分別從規(guī)模效率和純技術(shù)效率的角度制定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級政策。

根據(jù)以上結(jié)論，提出以下中部地區(qū)創(chuàng)新促產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的相關(guān)建議。

①加強經(jīng)濟體制、科技體制改革，通過制度創(chuàng)新來激發(fā)市場活力，提高企業(yè)研發(fā)積極性。中部地區(qū)應當積極響應智慧城市建設，大力發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，根據(jù)自身資源稟賦以及產(chǎn)業(yè)基礎，采用新技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，以大數(shù)據(jù)、智能化引領產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，加速信息化與工業(yè)化的深度融合。加快推進以科技創(chuàng)新為核心的全面創(chuàng)新，統(tǒng)籌推進制度創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、商業(yè)模式創(chuàng)新、業(yè)態(tài)創(chuàng)新和文化創(chuàng)新，加快新舊動能轉(zhuǎn)換，提升中部地區(qū)創(chuàng)新力和競爭力。

②根據(jù)各省差異，在技術(shù)效率較低的省份鼓勵傳統(tǒng)企業(yè)積極引進先進技術(shù)升級過剩產(chǎn)能，以最快速度達到引進、吸收、再創(chuàng)新，引進的同時政府應當完善服務體系，為企業(yè)創(chuàng)新提供信息資源和數(shù)據(jù)支撐；在規(guī)模效率較低的省份應當重點增加新興產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略布局，加速科研成果產(chǎn)業(yè)化，利用財政稅收政策促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，強化產(chǎn)業(yè)集聚效應，提升規(guī)模經(jīng)濟[19]。同時，搭建科技市場平臺，增強創(chuàng)新空間集聚效應，拉動創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚，提升企業(yè)創(chuàng)新能力，推動產(chǎn)品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新、模式創(chuàng)新等創(chuàng)新模式的多樣化，深化產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新，促進核心技術(shù)市場化，實現(xiàn)工業(yè)質(zhì)與量同時發(fā)展。

③堅決淘汰落后產(chǎn)能，加快企業(yè)特別是重化工企業(yè)技術(shù)改造，減少資源環(huán)境負擔，引導落后產(chǎn)能升級為新動能。應當運用環(huán)保督查的倒逼機制，對違法違規(guī)長期不達標的落后產(chǎn)能實施關(guān)閉退出，企業(yè)在技術(shù)改造時要突出綠色低碳和智能化兩個方面，嚴格控制污染排放量。同時，中部各省份在城市規(guī)劃中要加大對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的投入力度，對投入產(chǎn)出進行量化監(jiān)督，并建立城市綠色評價體系，實現(xiàn)綠色制造業(yè)長效發(fā)展。

④利用網(wǎng)絡協(xié)同優(yōu)化中部六省創(chuàng)新資源配置，進一步加強產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。隨著產(chǎn)業(yè)分工日益細化，單個企業(yè)難以解決較為復雜的創(chuàng)新活動，為優(yōu)化資源配置，提升產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級效率，中部六省應當著力打造一批網(wǎng)絡協(xié)同制造公共服務平臺，以不同創(chuàng)新主體為生產(chǎn)單元，利用互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)進行低成本信息交換與共享，實現(xiàn)資源充分利用。同時，針對當前網(wǎng)絡協(xié)同制造技術(shù)薄弱、發(fā)展模式創(chuàng)新不足等問題，重點研發(fā)網(wǎng)絡協(xié)同制造的核心軟件，突破網(wǎng)絡協(xié)同制造的關(guān)鍵技術(shù)，培育一批示范效應較強的智慧企業(yè)。