進口貿易、技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證

么玉潔，陳曉文

(青島大學 經濟學院,山東 青島266100)

一、引言及文獻綜述

長期以來，進口貿易通過國際技術溢出對推動產業(yè)結構升級產生重要影響，中央政府愈加重視進口貿易的發(fā)展。隨著國際競爭環(huán)境日趨激烈，進口貿易對減緩國際摩擦，形成以國內大循環(huán)為主體，促進對外貿易平衡發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。當前我國經濟發(fā)展理念轉變?yōu)樽⒅馗哔|量發(fā)展，提升本國消費者的產品質量愈發(fā)需要大力加強技術創(chuàng)新。2017年黨的十九大報告明確提出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力,中國政府提出了“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的理念，我國的技術創(chuàng)新發(fā)展迅速，R&D經費支出從2003年的1 539.63億元增加到2018年29 677.93億元，專利申請授權量也從2003年的18.222 6萬件增加到2018年244.746萬件，增長了13倍。同時技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級具有不容忽視的效用，科學技術的進步與創(chuàng)新能力的提升可決定一個產業(yè)由衰轉興。進口貿易能否促進產業(yè)結構升級,科技創(chuàng)新能力對產業(yè)結構升級是否具有顯著的推動作用，將成為學界值得關注的熱點問題。

本文通過梳理總結相關文獻，將進口貿易、技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級影響的研究歸納為三個方面。一是進口貿易和技術創(chuàng)新的關系。大部分學者認為進口可以通過技術溢出效應、競爭效應等渠道影響創(chuàng)新(Liu and Qiu[1]; Liu and Rosell[2])。從進口貿易的技術溢出效應方面來看，進口高質量、多種類的產品，可通過學習獲得技術轉移，進而提升企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)水平[3]。國內學者張建清等基于中國16個制造業(yè)的數(shù)據(jù)，實證研究表明進口貿易的技術溢出效應對生產率進步具有積極作用。[4]進口貿易的技術溢出效果具有區(qū)域異質性，東部沿海技術溢出效果最弱，內陸的技術溢出效果顯著。[5]從進口貿易的競爭效應來看，趙宸宇基于中國的相關數(shù)據(jù)構造進口滲透率指標，研究表明進口競爭對企業(yè)創(chuàng)新效率具有抑制作用。[6]二是進口貿易與產業(yè)結構升級的關系。國外學者側重理論分析進口貿易與產業(yè)結構升級之間的關系。古典貿易理論認為一國具有比較優(yōu)勢，在對外貿易中可促進專業(yè)化生產，進而促進產業(yè)結構升級。從進口產品的技術差異性來看，Mazumdar運用索洛增長模型從資本積累的角度分析了資本品的進口與產業(yè)結構升級之間的關系，得出了資本品的進口對產值結構優(yōu)化具有促進作用的結論。[7]技術密集度高的產品技術外溢效應較為顯著，從而推動產業(yè)結構升級。[8]國內學者一般側重于實證分析。謝涓、廖進中利用轉移份額分析法，研究表明進口貿易對產業(yè)結構構成效用與競爭效用具有積極促進的影響。[9]黃永明提出引進中高端技術，以高質量產品為導向促進產業(yè)結構升級。三是技術創(chuàng)新與產業(yè)結構升級的關系。內生經濟理論認為，區(qū)域的創(chuàng)新能力和技術進步在促進區(qū)域的經濟增長中具有舉足輕重的地位。[10]技術創(chuàng)新通過提高勞動和資本的效率，促進社會有效分工和資源的最優(yōu)配置，進而推動產業(yè)結構升級。[11]Kevin Z 基于中國40多個工業(yè)部門為研究數(shù)據(jù)，得出了技術創(chuàng)新影響工業(yè)部門的產業(yè)水平，有助于增長較快的產業(yè)獲取更高利潤和市場份額。[12]中國通過創(chuàng)新發(fā)展可以提高技術模仿，促使產業(yè)結構更加合理。[13]國內學者大多運用實證分析的方法研究技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響，周柯、張斌基于中國各省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗分析得出技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級存在著顯著的正相關關系,不同地區(qū)技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級存在差異[14]。

綜合以上文獻，已有的研究存在有待完善之處。第一，現(xiàn)有研究主要考察了進口貿易通過技術溢出、競爭效應影響企業(yè)全要素生產率和技術創(chuàng)新，或單獨考察進口貿易及技術創(chuàng)新分別對產業(yè)結構升級的影響，鮮有文獻將二者的交互作用納入同一框架進行系統(tǒng)化研究。事實上，進口貿易可以通過技術溢出效應、競爭效應影響技術創(chuàng)新，而技術創(chuàng)新可以促進經濟增長，提高對進口產品的需求,對進口貿易產生影響。由此可見，進口貿易與技術創(chuàng)新之間呈現(xiàn)交互作用。第二，研究者對進口貿易、科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響存在區(qū)域異質性的問題缺乏關注。第三，鮮有學者考慮交互項的門檻效應。鑒于此，本文基于2003—2017年全國30個省份的數(shù)據(jù)，采用面板固定效應、2SLS及穩(wěn)健性檢驗，從全國層面和地區(qū)層面對進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項對產業(yè)結構升級的影響進行研究。邊際貢獻在于創(chuàng)新性地引入進口貿易和科技創(chuàng)新的交互項，進行區(qū)域異質性檢驗，并進一步對交互項進行門檻檢驗拓展分析，得出創(chuàng)新性的結論和建議。

二、理論機制分析與研究假說

(一)進口貿易對產業(yè)結構升級的理論機制

進口貿易對產業(yè)結構升級的影響至少表現(xiàn)在兩個方面：一是物質資本積累效應；二是技術溢出效應。一方面，一國或地區(qū)通過進口貿易引進稀缺性資源、資本技術密集的設備和高質量的產品，可滿足對產業(yè)升級的物質資本積累。赫克歇爾—俄林定理認為，應根據(jù)要素稟賦差異進行國際分工，出口豐裕要素生產的產品，進口本國稀缺要素生產的產品。基于比較優(yōu)勢的進口貿易，降低了生產成本，實現(xiàn)了要素的優(yōu)化配置，有利于物質資本積累。另一方面，進口貿易是國際技術溢出的重要途徑，通過先進產品和服務的進口，吸收先進國家產品的知識和技術，進而促進了本國的技術進步；技術創(chuàng)新通過優(yōu)化要素資源配置由粗放型經濟轉變?yōu)榈湍芎牡募s型經濟，降低了企業(yè)生產成本，優(yōu)化了企業(yè)生產模式，進而促進產業(yè)結構升級?；谝陨侠碚摍C制，提出如下假說：

H1：進口貿易促進了產業(yè)結構升級。

(二)技術創(chuàng)新影響產業(yè)結構升級的內在機制

技術創(chuàng)新是產業(yè)結構升級的助推器。第一，技術創(chuàng)新通過要素優(yōu)化配置效應提高產業(yè)結構升級的效率，技術創(chuàng)新對科技與知識等無形要素和勞動力與資源等有形要素之間進行優(yōu)化配置，可降低生產成本，促使企業(yè)向多元化發(fā)展，進而影響產業(yè)結構升級。第二，技術創(chuàng)新通過發(fā)揮市場需求效應引導消費者調整需求結構，促使消費者增加對高質量產品的需求，進而刺激市場出現(xiàn)新產品、新服務與新產業(yè)，市場中的競爭者為了贏得競爭優(yōu)勢不斷形成新的產業(yè)鏈以倒逼產業(yè)升級。第三，技術創(chuàng)新通過網絡協(xié)同效應降低企業(yè)信息搜集與共享成本，企業(yè)與投資者之間的信息對稱性增加，促進二者之間形成良好的信任機制，從而投資者對企業(yè)創(chuàng)新進行長期投資，實現(xiàn)產業(yè)升級發(fā)展?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

H2：技術創(chuàng)新推動產業(yè)結構升級。

(三)進口貿易與技術創(chuàng)新的交互作用對產業(yè)結構升級的影響

進口貿易通過干中學、競爭效應倒逼技術創(chuàng)新進而促進產業(yè)結構升級。發(fā)展中國家通過降低關稅稅率、放開市場刺激國內競爭，倒逼國內消費品提升質量，激勵企業(yè)創(chuàng)新。只有不斷地進行技術創(chuàng)新，加大R&D經費投入，一國的產業(yè)部門和行業(yè)才能憑借自身科技優(yōu)勢積累各種資源，促使生產規(guī)模持續(xù)擴大，產業(yè)鏈條逐漸完善，從而促進產業(yè)結構升級。一個國家的技術創(chuàng)新能力也決定進出口商品結構和質量，隨著國民收入的增加，消費者對高質量產品的需求能力增加，因此進口的主要產品以高技術產品、資本、知識密集型為主[15]。為說明進口貿易、技術創(chuàng)新和產業(yè)結構升級之間的關系，設定：

Z=F(X,Y)。

Z表示產業(yè)結構升級，X代表進口貿易，Y代表技術創(chuàng)新，進口貿易的技術創(chuàng)新效應對產業(yè)結構升級的綜合效應可表示為：

基于上述分析，提出以下假設：

H3：進口貿易、技術創(chuàng)新及其二者的交互項均對產業(yè)結構升級有促進作用。

三、變量選取、實證模型及數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

本文依據(jù)格瑞里切斯(Griliches)提出的知識生產函數(shù)衡量研究開發(fā)和知識溢出對生產率的影響。即

R&Doutput=f(R&Dinput)。

杰菲(Jaffe)在前者的基礎上結合柯布道格拉斯生產函數(shù)，將研發(fā)經費與人力資源的投入納入模型中，得到如下模型：

其中，Y為研發(fā)活動強度，K為研發(fā)經費投入；L為人力資源的投入，α、β分別為研發(fā)資本投入和人力資源投入的產出彈性，εi為誤差項。

依據(jù)以上模型，本文重點考察進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項對產業(yè)結構升級的影響。構建了以下模型。

首先建立模型(1)，考察進口貿易對產業(yè)結構升級的影響：

lnHindsit=β1+β2Importit+β3lnHit+β4lnWit+

β5lnPgdpit+β6lnShit+lnUrbanit+εit。

(1)

其次，建立模型(2)，考察技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響：

lnHindsit=β1+β2lnR&Dit+β3lnHit+β4lnWit+

β5lnPgdpit+β6lnShit+β7lnUrbanit+εit。

(2)

再次，建立模型(3)，考察進口貿易、技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響：

lnHindsit=β1+β2Importit+β3lnR&Dit+β4lnHit+

β5lnWit+β6lnPgdpit+β7lnShit+β8lnUrbanit+εit。

(3)

最后，建立模型(4)，考察進口貿易如何通過技術創(chuàng)新而對產業(yè)結構升級產生影響，即在模型(3)的基礎上加入進口貿易和技術創(chuàng)新的交互項：

lnHindsit=β1+β2Importit+β3lnR&Dit+β4Import*lnR&D+

β5lnHit+β6lnWit+β7lnPgdpit+β8lnShit+β9lnUrbanit+εit。

(4)

引入進口貿易與科技創(chuàng)新的交互項，考察進口貿易與科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的協(xié)調互動作用，Hinds表示產業(yè)結構升級綜合指數(shù)；Import表示各地區(qū)進口貿易額；R&D表示技術創(chuàng)新的研發(fā)支出；Import*lnR&D是進口貿易和lnR&D經費的交互項；H表示人力資本；W表示物質資本存量；Pgdp表示人均國內生產總值；Urban表示城鎮(zhèn)化水平；Sh表示市場化水平；εi是隨機擾動項。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取的數(shù)據(jù)主要來源于 2003—2017年全國 30省市自治區(qū)(除西藏)的《統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動力與人口統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局等。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)分為兩大地區(qū)，分別是東部地區(qū)(1)包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省，詳見國家統(tǒng)計局網站：http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/dejtjkfr/tjkp/201106/t20110613_71947.htm，最后訪問日期：2021年10月8日。和中西部及東北地區(qū)(2)包括山西省、吉林省、黑龍江省、遼寧省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省、內蒙古自治區(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)、廣西壯族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)，詳見國家統(tǒng)計局網站：http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/dejtjkfr/tjkp/201106/t20110613_71947.htm，最后訪問日期：2021年10月8日。。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)?？紤]到數(shù)據(jù)的準確性與可得性，文章采用2003—2017的數(shù)據(jù)進行估計。

1.被解釋變量

產業(yè)結構升級綜合指數(shù)(Hinds)。本文借鑒徐敏等[16]的做法來表示產業(yè)結構升級的水平：

其中，Yi分別表示第i(i=1，2，3)產業(yè)增加值占國內生產總值的比重，1、2、3代表權重，Hinds越大，說明產業(yè)結構水平越高，反之越低。

2.核心解釋變量

(1)進口貿易額(Import)。參照中國人民銀行公布的當年平均匯率，將以美元計價的進口貿易額換算成人民幣計價的進出口額，依據(jù)年均人民幣—美元匯率折算為以人民幣為單位，并以2000年為基期價格進行平減處理。

(2)技術創(chuàng)新強度(R&D)。R&D投入強度大可從源頭上促使技術創(chuàng)新?？紤]到各省的經濟發(fā)展程度和人口規(guī)模，本文借鑒魯桐[17]的研究選取R&D經費投入額占國內生產總值(GDP)的比重來衡量。

(3)進口貿易額與技術創(chuàng)新強度的交互項(Import*R&D)。借鑒許培源的方法引入進口貿易與R&D經費投入強度的交互項來研究進口貿易與科技創(chuàng)新的交互作用。

3.控制變量

(1)人力資本存量(H)。人力資本可以表示對技術投入和進口產品的吸收能力，人力資本對技術創(chuàng)新及技術溢出效應的吸收效應具有一定的影響，對產業(yè)結構升級存在不可忽視的作用，因此引入人力資本存量作為控制變量。鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文用從業(yè)者的平均受教育年限來衡量各地區(qū)的人力資本存量，設定不同教育水平的受教育年限：文盲半文盲為2年、小學為6年、初中為9年、高中12年、大專及以上為16年。再根據(jù)如下公式計算各省市的勞動力平均受教育年限。

H=L1*2+L2*6+L3*9+L4*12+L5*16。

(5)

Li(i=1，2，3，4，5)表示不同教育水平勞動人口的人口比例。

(2)物質資本存量(W)。大多數(shù)文獻在研究產業(yè)結構升級時通常引入物質資本存量這一指標。本文借鑒張軍做法(3)具體過程參見張軍、吳桂英、張吉鵬：《中國省際物質資本存量估算：1952—2000》，載《經濟研究》2004年第10期，第35—44頁。，以2000年的基期價格利用永續(xù)盤存法來計算物質資本存量，即Kit=(1-δ)Kit-1+Iit,其中：δ表示折舊率，取9.6%；Kit表示i地區(qū)t期的資本存量；Kit-1表示i地區(qū)t-1年的資本存量；Iit表示平減后的資本產生量。

(3)人均國內生產總值(Pgdp)。即各省歷年國內生產總值與各地常住人口的比值，引入這一控制變量能更好地衡量地區(qū)的經濟發(fā)展狀況。

(4)市場化水平(Sh)。市場化可以通過提高要素資源配置效率、優(yōu)化資本結構進而推動產業(yè)結構升級。本文借鑒樊綱、王小魯[18]的做法，從政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場服務和知識產權保護五個方面來衡量。

(5)城鎮(zhèn)化率(Urban)。城鎮(zhèn)化通過促進生產要素流動、消耗過剩產能、提供優(yōu)良的技術創(chuàng)新環(huán)境影響產業(yè)結構升級，以城鎮(zhèn)常住人口占地區(qū)總人口的比重表示城鎮(zhèn)化水平的差異。

四、實證檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計

正式回歸之前，為避免方程出現(xiàn)偽回歸，本文采用ADF和LLC檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，檢驗結果拒絕原假設，故時間序列是平穩(wěn)的。為應對引入交互項造成多重共線性的問題，對變量Import*lnR&D進行了去中心化處理。針對有可能存在的異方差問題，對部分變量進行了取對數(shù)處理。并對各個模型進行Hausman檢驗，結果表明選用固定效應模型合適，具體見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

(二)實證結果與分析

進行全樣本回歸分析，由表2的回歸結果可知，模型(1)表明進口貿易的回歸系數(shù)為正，且在1%的顯著水平上顯著，表明進口貿易對產業(yè)結構升級具有積極作用，這一結果驗證了假設1。王讓劍[19]指出進口貿易可以通過技術外溢和模仿吸收機制，促進我國技術進步，進而帶動產業(yè)結構升級。另外，通過進口相對稀缺資源，本國可以利用優(yōu)勢資源發(fā)展優(yōu)勢產業(yè)，從而保證優(yōu)勢產業(yè)發(fā)展中的競爭優(yōu)勢，進而促進地區(qū)產業(yè)結構由不協(xié)調向協(xié)調、由低級向高級發(fā)展。這一結論與謝涓、廖進中的研究相一致。由模型(2)的實證結果分析可知，技術創(chuàng)新在1%統(tǒng)計水平上顯著促進了產業(yè)結構升級，這與假設2一致?？梢娂夹g創(chuàng)新可以使生產要素得到合理配置，同時通過技術關聯(lián)效應和滲透擴散效應，根據(jù)供求結構的演化促進了產業(yè)結構發(fā)展。模型(4)引入二者的交互項,交互項系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明進口貿易和科技創(chuàng)新的互動作用對產業(yè)結構升級起到顯著促進作用，因此假設3得到證實?？赡艿脑蚴侵袊鳛榻洕焖僭鲩L的發(fā)展中國家，通過進口發(fā)達國家的產品與設備，加之本國科技研發(fā)投入、促進模仿創(chuàng)新，吸收了高質量產品的技術溢出，帶動我國技術進步，進而推動我國產業(yè)結構升級。

從表2的控制變量上來看，人力資本(lnH)、物質資本存量(lnW)、市場化水平(lnSh)及城鎮(zhèn)化水平(lnUrban)對產業(yè)結構升級存在顯著正向影響。上述模型中，人均國內生產總值(lnPgdp)估計結果為負但不顯著，可能是因為收入水平與產業(yè)結構升級之間呈倒“U”型的關系，在經濟發(fā)展的初期，人們將更多的消費用于生活用品上，隨著經濟發(fā)展水平的提高，消費者需求開始轉向服務業(yè)[20]。

表2 全國樣本回歸結果

(三)分區(qū)域檢驗進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項對產業(yè)結構升級的影響

進口貿易、技術創(chuàng)新及其交互作用在不同的經濟發(fā)展程度和地理區(qū)位間具有區(qū)域異質性，因此進行分區(qū)域檢驗。表3顯示的是東部地區(qū)、中西部及東北地區(qū)的進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項對產業(yè)結構升級的實證檢驗結果，由回歸結果可以得出以下結論。

1.進口貿易對產業(yè)結構升級的影響

從東部地區(qū)來看，進口貿易(Import)對產業(yè)結構升級影響沒有通過顯著性檢驗，這表明進口貿易對產業(yè)結構升級的作用不明顯。主要有以下原因：第一,因為東部地區(qū)開放程度高，國際合作渠道多種多樣，進口貿易技術溢出的邊際效用是遞減的，因而促進地區(qū)產業(yè)結構升級的因素主要體現(xiàn)在技術創(chuàng)新及人力資本等其他方面；第二，可能是因為觀測期內東部地區(qū)進口貿易的粗放發(fā)展特征較為明顯，地區(qū)加工貿易和轉口貿易占據(jù)較大的比例，經國研網數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計得到，觀測期內東部省份加工貿易占進口貿易總額的25.9%，而中西部及東北省份地區(qū)加工貿易僅占16%。從中西部及東北地區(qū)來看，進口貿易(Import)對產業(yè)結構升級的系數(shù)為正且顯著，見圖1。這說明中西部及東北地區(qū)相對于東部地區(qū)來說，在國際分工中處于劣勢，進口的技術溢出效應和競爭效應有助于產業(yè)結構的優(yōu)化升級，擴大進口種類和規(guī)模適合中西部及東北地區(qū)省份所處的產業(yè)結構和發(fā)展階段。

表3 分地區(qū)樣本回歸結果

圖1 分區(qū)域R&D經費支出及進口額

2.技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響

東部地區(qū)的技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的系數(shù)為正且都通過了1%的顯著性水平檢驗；而對于中西部及東北地區(qū)來說，技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的系數(shù)為正但并不顯著。這一結論與昌忠澤等的研究一致。[21]這一結果表明東部地區(qū)對外開放程度較高，經濟發(fā)展和產業(yè)結構水平領先于中西部及東北地區(qū)，接近于工業(yè)化后期的水平，R&D支出的增加及科技進步能顯著推動產業(yè)結構升級的進程。而中西部及東北地區(qū)發(fā)展整體上滯后于東部地區(qū)，處于工業(yè)化中期階段，擁有良好的制造業(yè)基礎，這一階段物質資本對產業(yè)結構升級的促進作用大于技術創(chuàng)新。

3.進口貿易和技術創(chuàng)新的交互項對產業(yè)結構升級的影響

東部地區(qū)引入進口貿易和技術創(chuàng)新的交互項(Import*lnR&D)后，二者的交互項對產業(yè)結構升級沒有通過顯著性檢驗。這表明東部地區(qū)進口貿易技術溢出不利于技術創(chuàng)新，二者之間的協(xié)調互動作用對產業(yè)結構升級的作用不顯著。分析可能有以下原因，第一，由圖1可以看出東部地區(qū)的進口量遠大于中西部及東北地區(qū)的進口量，進口貿易量與研發(fā)投入分配不協(xié)調導致進口帶來的壓力及競爭效應對東部產業(yè)結構升級的作用不顯著。而東部地區(qū)的技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的作用較為顯著，這說明在擴大進口貿易規(guī)模的同時，要更加注重科技創(chuàng)新的投入，提高科技研發(fā)效率是下一步值得我國關注的問題。第二，進口貿易與技術創(chuàng)新的交互項對產業(yè)結構升級的影響存在某一臨界值，在這一臨界值的前后，二者的交互項對產業(yè)結構升級存在著一定的差異，即隨著交互項值的增加，進口貿易與科技創(chuàng)新的交互作用對產業(yè)結構升級存在不同的影響。與東部地區(qū)不同，中西部及東北地區(qū)引入進口貿易和技術創(chuàng)新的交互項后，二者的交互作用對產業(yè)結構升級的系數(shù)為正，且通過了10%的顯著性水平。根據(jù)以上分析，進口貿易對中西部及東北地區(qū)產業(yè)結構升級正向促進作用顯著，技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級作用不顯著。這可能是因為中西部及東北地區(qū)目前通過模仿吸收進口貿易帶來的技術溢出促進了產業(yè)結構升級，研發(fā)投入產生的科技成果轉化為現(xiàn)實生產力的能力弱于東部地區(qū)[22]。

從表3的控制變量來看，人力資本(lnH)、物質資本存量(lnW)、市場化水平(lnSh)可以促進產業(yè)結構升級。東部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平(lnUrban)對產業(yè)結構升級的促進作用不顯著。

(四)內生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗

為保證實證結果的可靠性和準確性，首先，本文考慮了核心解釋變量進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項，與被解釋變量產業(yè)結構升級之間可能存在的相互因果關系所引致的內生性問題。借鑒呂越等的做法，[23]本文以核心解釋變量的滯后一期值作為工具變量，采用系統(tǒng)兩階段最小二乘法(2SLS) 進行估計。考慮了潛在內生性問題后，上述結論仍成立。其次，本文利用更換核心解釋變量及更換被解釋變量指標進行穩(wěn)健性檢驗，此處用進口貿易額與國內生產總值的比重并取自然對數(shù)(lnIm)衡量進口貿易；借鑒了徐春華的做法[24]，以第三產業(yè)占國內生產總值的比重衡量產業(yè)升級水平。估計結果如表4所示，進口貿易、科技創(chuàng)新及二者的交互項推動了產業(yè)結構升級進程，其他控制變量的方向與上述模型基本一致。表明在研究樣本期間內，進口貿易、科技創(chuàng)新及二者的交互項可以促進產業(yè)結構升級，因此，驗證了檢驗結果穩(wěn)健。

(五)進一步拓展——門檻效應檢驗

分地區(qū)回歸時發(fā)現(xiàn)進口貿易與科技創(chuàng)新的交互項存在區(qū)域異質性,交互項對產業(yè)結構升級的線性關系可能并不完全成立。因此，為進一步分析進口貿易與科技創(chuàng)新的交互項對產業(yè)結構升級的階段性影響，設定面板門檻回歸模型如下：

lnHindsit=β1+β2Importit+β3lnR&Dit+β41Importit*lnR&Dit*d(q≤γ1)+β43Import*lnR&D*d(γ1≤q≤γ2)+β42Import*lnR&D*d(q>γ2)+β5Zit+εit。

(6)

其中，式(6)中相應變量的含義不變，d(*)為示性函數(shù)，q為門檻變量，γ為門檻值，若門檻變量合理，門檻估計通過檢驗，β41和β43的符號或估計值應不同。

表4 內生性檢驗及穩(wěn)健性檢驗

表5 面板門檻回歸結果

根據(jù)表5門檻回歸結果，進口貿易與科技創(chuàng)新的交互作用對產業(yè)結構升級存在雙重門檻效應。第一個門檻值是-0.001 5，當交互項的值小于-0.001 5時，進口貿易與科技創(chuàng)新之間存在不合理的分配，這種不合理的互動協(xié)調作用導致二者的交互項對產業(yè)結構升級有顯著的抑制作用。經檢查本文使用交互項的樣本值，僅在2003—2010年之間有個別年份地區(qū)的樣本值小于-0.001 5。當交互項介于兩個門檻值-0.001 5和0.002 4之間時，進口貿易與科技創(chuàng)新的交互作用對產業(yè)結構升級有正向促進作用，這說明進口貿易、科技創(chuàng)新對產業(yè)結構的直接作用或二者的交互影響調整了產業(yè)結構，促使產業(yè)結構由低級向高級轉化。目前，如表6所示，我國大部分地區(qū)交互項的門檻值介于這一區(qū)間，這說明進口貿易的技術溢出效應與競爭效應對我國產業(yè)結構升級具有調節(jié)優(yōu)化作用。當門檻值大于0.002 4時，交互項對產業(yè)結構升級的作用不顯著。如表6所示，交互項樣本值處于這一區(qū)間的大部分是東部地區(qū)，這一現(xiàn)象與文中異質性檢驗時東部地區(qū)的交互項對產業(yè)結構升級不顯著的結果相一致，同時也驗證了上文中提到的交互項存在門檻值這一結論。造成這一現(xiàn)象的原因，一方面是進口貿易對產業(yè)結構升級具有邊際遞減效應，加入世界貿易組織后，對外貿易開放的水平不斷提高，短期內進口貿易的技術溢出效應對我國產業(yè)結構升級具有促進作用，但長期消化吸收發(fā)達國家的產品技術溢出后可能處于飽和的狀態(tài)。另一方面是近幾年貿易摩擦不斷升級，發(fā)達國家發(fā)出不允許對我國出口部分高技術產品的禁令，這使我國從進口貿易干中學到的技術逐漸減弱，因此對產業(yè)結構升級的作用不明顯。

表6 交互項門檻及省份分布

五、研究結論與建議

本文基于2003—2017年中國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，對進口貿易、技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的影響進行固定效應回歸及門檻效應研究，得出以下結論。

1.基于全國層面來看，進口貿易、技術創(chuàng)新及二者的交互項對產業(yè)結構升級都具有積極的促進作用。這表明進口貿易通過技術溢出效應、物質資本積累效應的機制對技術創(chuàng)新產生影響，而技術創(chuàng)新又對進口需求產生影響，二者的交互作用推動了產業(yè)結構升級。

2.基于區(qū)域層面來看，東部地區(qū)的技術創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的促進作用較顯著，進口貿易及交互項對產業(yè)結構升級的影響不顯著，而中西部及東北地區(qū)的科技創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的作用不顯著，進口貿易及交互項對產業(yè)結構升級的促進作用顯著。進一步拓展分析發(fā)現(xiàn)交互項存在門檻值，當交互項的樣本值處于-0.001 5

根據(jù)以上研究結論，結合“引進來”促進外貿平衡發(fā)展的戰(zhàn)略實施，推進形成以國內大循環(huán)為主體，國際國內雙循環(huán)的格局的過程中，要因地施策加強進口貿易與科技創(chuàng)新的有機協(xié)調與配合，特別是要不斷提高自主創(chuàng)新能力，進而強化進口貿易對產業(yè)結構升級的效應。具體提出以下建議，一是高度重視進口貿易對產業(yè)結構升級的影響，實行差異化的貿易政策。東部省份地區(qū)應密切結合該地區(qū)的產業(yè)定位，綜合考慮區(qū)域產業(yè)發(fā)展、資源需求，引進適合當?shù)禺a業(yè)發(fā)展的高質量產品或服務，繼續(xù)提升自主研發(fā)能力。創(chuàng)新驅動對東部地區(qū)產業(yè)結構升級具有至關重要的地位，要掌握有國際競爭力的關鍵核心技術促進產業(yè)結構升級，進而促進該地區(qū)的高質量發(fā)展。二是基于中西部及東北地區(qū)省份交互項樣本值處于對產業(yè)結構升級影響顯著的區(qū)間內，因此中西部及東北政府應該繼續(xù)鼓勵企業(yè)進口，充分發(fā)揮進口帶來的積極效應，擴大進口商品種類和規(guī)模，全方位地提升進口貿易技術溢出的吸收能力，引進國外的先進技術、產品及設備促進傳統(tǒng)產業(yè)轉型升級，推動工業(yè)發(fā)展方式轉變。同時要注意科技創(chuàng)新的研發(fā)效率，提升創(chuàng)新成果轉化運用能力，從而促進其與進口貿易對產業(yè)結構升級的良性互動。