信息化、產(chǎn)業(yè)融合與技術進步研究

王麗君

摘 要：歷代通用技術范式擴散期，市場機制下的技術進步因通用技術的創(chuàng)新互補性特點低于社會計劃者最優(yōu)水平。本文分析了信息化進程中的產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響信息通訊技術（ICT）產(chǎn)業(yè)與ICT應用（AS）產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的作用機制，隨后提出測度產(chǎn)業(yè)融合的指標，將總產(chǎn)出增長核算法測度的多層次總產(chǎn)出全要素生產(chǎn)率（TFP）作為多層次技術進步水平的指標，利用中國1981-2010年產(chǎn)業(yè)層面經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

關鍵詞：技術進步;通用技術;信息通訊技術;水平外部性;垂直外部性;產(chǎn)業(yè)融合

中圖分類號：F2???? 文獻標識碼：A????? doi：10.19311/j.cnki.16723198.2022.15.001

0 引言

自第一次工業(yè)革命以來，每一輪通用技術發(fā)展帶來的技術進步是經(jīng)濟內生增長的重要源泉，然而在其技術范式擴散于市場經(jīng)濟的過程中技術進步潛力的充分發(fā)揮存在阻礙。前幾次科技革命中，通用技術的發(fā)展與應用因其創(chuàng)新互補性特點產(chǎn)生帶來工業(yè)化增長的垂直分解與技術融合，也是規(guī)模報酬遞增的重要來源，但隨之而來的外部性使得更優(yōu)的技術在市場機制中發(fā)展緩慢乃至生存困難。ICT與歷代通用技術不同的是，在信息化過程中以數(shù)字融合為基礎發(fā)生的產(chǎn)業(yè)邊界的模糊與消失的產(chǎn)業(yè)融合。產(chǎn)業(yè)融合具有不可逆性，不僅將成為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的趨勢，也是一種新型產(chǎn)業(yè)分工方式，對經(jīng)濟社會影響廣泛。目前全球處于第五次科技浪潮期，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展能夠修復ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)（AS產(chǎn)業(yè)可根據(jù)上下文判斷為AS部門、AS產(chǎn)業(yè)a（AS產(chǎn)業(yè)集中的任一產(chǎn)業(yè)a）;ICT產(chǎn)業(yè)為ICT部門）的創(chuàng)新博弈市場失靈效應？作用機制是什么？

本文在Bresnahan and Tinbergen和Maskin and Tirole的模型基礎上，分析產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的影響及作用機制。隨后，本文使用中國1981-2010年產(chǎn)業(yè)層面的經(jīng)驗數(shù)據(jù)對理論分析部分進行實證檢驗。其中，使用的變量指標具有以下特點：首先，提出的產(chǎn)業(yè)融合的測度指標考慮了ICT投入的測度誤差問題。其次，考慮中間投入，使用總產(chǎn)出增長核算法測度的產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出項TFP作為產(chǎn)業(yè)技術進步水平的指標。再次，使用總產(chǎn)出增長核算法將考慮產(chǎn)業(yè)結構因素的部門總產(chǎn)出項TFP作為部門技術進步水平的指標。

本文的貢獻體現(xiàn)為：

第一，在動態(tài)古諾競爭框架下探討產(chǎn)業(yè)融合對信息化進程中技術進步潛力實現(xiàn)的影響，從中觀層面豐富內生經(jīng)濟增長的研究。

第二，對產(chǎn)業(yè)融合修復ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈市場失靈效應作用機制的分析，具有較強的政策參考意義。

第三，提出測度產(chǎn)業(yè)融合的指標，為進行數(shù)量實證分析提供方法。

第四，對中國典型化事實的考察，為各國的信息化提供參考。

后續(xù)結構安排如下：第二部分進行理論分析;第三部分為數(shù)據(jù)說明與變量設定;第四部分描述典型化事實;第五部分為實證檢驗;第六部分為總結與啟示。

1 理論分析

1.1 古諾創(chuàng)新博弈與創(chuàng)新外部性

假設ICT產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)鏈的市場中擁有一定的壟斷力量，無差異的ICT產(chǎn)品市場價格為w。ICT產(chǎn)業(yè)受約束的收益函數(shù)為Πg（z，E-，c）=maxw（w-c）∑a∈AXa（w，z，Ea）。其中，z為ICT產(chǎn)業(yè)的技術水平，E-為AS產(chǎn)業(yè)的平均技術水平向量，c為ICT產(chǎn)業(yè)的不變邊際成本，A=A（w，z）為在ICT產(chǎn)品價格為w、ICT產(chǎn)業(yè)技術水平為z的情況下AS產(chǎn)業(yè)集中的AS產(chǎn)業(yè)數(shù)目。

1.1.1 ICT產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新

ICT產(chǎn)業(yè)選擇技術水平z最大化利潤：maxzΠg（z，E-，c）-Cg（z），其中，Cg（z）為ICT產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的成本函數(shù)，滿足條件Cz>0，Czz>0。求解可得ICT產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的投資函數(shù)z=Rg（E-，c），z為E-的遞增函數(shù)。

1.1.2 AS產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新

AS產(chǎn)業(yè)a選擇技術水平Ea來最大化目標函數(shù)：

MaxEaΠa（w，z，Ea）-Ca（Ea）=Va（w，z）（1）

其中，產(chǎn)業(yè)a的技術水平Ea0，Ca（Ea）為創(chuàng)新成本，Πa為促進技術進步的總私人回報，假設Va（w，z）<0時產(chǎn)業(yè)a采取機會行為的價值為0。由Z、E以及W的含義可知，ΠaZ>0，ΠaE>0，ΠaW<0。

產(chǎn)業(yè)a的創(chuàng)新成本CaE滿足CaE>0，CaEE>0。由于ICT的創(chuàng)新互補性，產(chǎn)業(yè)a實現(xiàn)技術進步的邊際收益將隨著ICT產(chǎn)業(yè)技術進步而增長，即ΠazE≥0。

由式（1）可得產(chǎn)業(yè)a技術創(chuàng)新的投資函數(shù)Ra（w，z），Ra（·）是z的單調遞增函數(shù)，即產(chǎn)業(yè)a技術創(chuàng)新的投資隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步而增長。

1.1.3 ICT創(chuàng)新的外部性

（1）垂直外部性。

依據(jù)謝潑德定理由式（1）可得出產(chǎn)業(yè)a對ICT產(chǎn)品的需求函數(shù)：

Xa（w，z，Ea）=-Πaw（w，z，Ea）（2）829F4D8E-71F8-44FA-80BB-EF9A490F4B99

假設ICT資本的需求曲線向下傾斜，即Xw<0，則AS產(chǎn)業(yè)a對ICT資本的需求將隨著產(chǎn)業(yè)a以及ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步而增長，即XEa>0，XZ>0。同時，產(chǎn)業(yè)a對于ICT資本的需求曲線不會隨著z的提升變得更陡峭，即Xwz≤0。具有壟斷勢力的ICT產(chǎn)業(yè)不能通過提高z的水平獲得與Πaz時相比更多的剩余，ICT產(chǎn)業(yè)會因此降低對z的提供。

由式（2）可得產(chǎn)業(yè)a購買ICT資本的支出函數(shù)（ICT產(chǎn)業(yè)的收入函數(shù)）：Sa=wXa（w，z，Ea），進一步可得產(chǎn)業(yè)a的邊際支出函數(shù)（“反”邊際收入函數(shù)）：MR=Saw=（Xa+wXaw）。其中，MRw=-（2Πaww+wΠawww）<0，MREa=-（ΠawEa+wΠawwEa）>0，MRz=-（Πawz+wΠawwz）>0。MREa>0以及MRz>0使得產(chǎn)業(yè)a對ICT資本的需求及邊際支出呈現(xiàn)出與z和Ea的變化同方向的變化，它們與一般性的假設MRw<0一同確保了MRzEa>0。

由XEa>0及MREa>0可知，Ea的提高使得AS產(chǎn)業(yè)對ICT資本的需求增長及對ICT產(chǎn)業(yè)的邊際支出增長，ICT產(chǎn)業(yè)投資于z的私人回報也因此增長。任一AS產(chǎn)業(yè)a提升技術水平Ea將提高ICT產(chǎn)業(yè)提升技術水平z的激勵，z的提升也將提高產(chǎn)業(yè)a提升Ea的激勵。

（2）水平外部性。

假設{z，w}對于所有的AS產(chǎn)業(yè)來說是相同的，依據(jù)最大化收益Va（w，z）條件將AS產(chǎn)業(yè)從大到小排列，A（w，z）為使用ICT資本進行生產(chǎn)可以滿足利潤最大化條件的AS產(chǎn)業(yè)集合。A（·）包含的AS產(chǎn)業(yè)數(shù)目隨著ICT產(chǎn)業(yè)技術水平z的提升而增加，隨著ICT產(chǎn)品價格w的增加而減少。因此，當ICT產(chǎn)品的價格固定時，任何一個AS產(chǎn)業(yè)a提升技術水平Ea將促進ICT產(chǎn)業(yè)技術水平z提升，使得A（·）包含的AS產(chǎn)業(yè)數(shù)目擴大。

1.2 市場機制與社會最優(yōu)的均衡解比較：市場失靈

市場機制下ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的納什均衡為：{E-0，z0}，它們滿足E0a=Ra（z0），z0=Rg（E-0），a。潛在AS產(chǎn)業(yè)的多樣性，可能會產(chǎn)生非常低的納什均衡解，甚至可能為（0，0）。如果反應函數(shù)是凹的，則至少會有一個內部解。此外，A（w，z）的多樣性也可能產(chǎn)生其他的內部均衡解。

當社會存在中央計劃者時，假定ICT產(chǎn)業(yè)的ICT產(chǎn)品的價格與邊際成本相等，w=c，ICT產(chǎn)業(yè)的收益函數(shù)滿足Πg=0。對于任何A（·）A︿（·）來說，社會計劃者的目標函數(shù)為maxz，Ea[∑a∈AΠa（c，z，Ea）-∑a∈ACa（Ea）-Cg（z）]≡S（A），A︿（·）為所有AS產(chǎn)業(yè)可能的超集?？傻镁饨猓簕E，z}，A=argmaxAS（A）。

社會最優(yōu)均衡解的技術水平高于市場經(jīng)濟中分散均衡解的技術水平，即z>z0，Ea>E0a，a，以及A0A。令社會最優(yōu)點為（z，E-），由于正反饋機制存在，“逆推”后市場經(jīng)濟中每個參與方都將產(chǎn)生更少的創(chuàng)新：ICT產(chǎn)業(yè)技術水平z的降低將降低每一個AS產(chǎn)業(yè)a提升技術水平Ea的激勵，這會導致ICT產(chǎn)業(yè)的盈利機會變少，因此產(chǎn)生更低的z。更低的z將會降低AS產(chǎn)業(yè)a的利潤函數(shù)Va（w，z），使得A（w，z）集合中的產(chǎn)業(yè)數(shù)目減少，ICT產(chǎn)品市場的收縮將使得z以及Ea進一步降低。

1.3 二維古諾創(chuàng)新動態(tài)博弈：調整成本、貼現(xiàn)率與MPE

1.3.1 博弈規(guī)則

ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)a之間離散的無限期創(chuàng)新博弈中相鄰兩期間的“自然”時長為t，在t時期各產(chǎn)業(yè)的短期利潤是兩個產(chǎn)業(yè)當前技術水平的函數(shù)，且與時長t無關。ICT產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)a間隔時長t交替創(chuàng)新行動，給定任一產(chǎn)業(yè)當前的技術水平，另一個產(chǎn)業(yè)需要時長t才能發(fā)展出下一代技術。

1.3.2 垂直外部性、貼現(xiàn)率與MPE

ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)a最大化長期利潤函數(shù)：

SymboleB@s=0δsπi（zt+s，Et+s），i=a，g

其中，貼現(xiàn)率δ=exp（-rτ），r為利率，πg（zt，Et）、πa（zt，Et）分別為ICT產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)a在t時期的短期利潤函數(shù)。產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新行為沒有調整成本時，ICT產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)a的Markov策略動態(tài)反應函數(shù)分別為zt=Rg（Et-1）、Eat=Ra（zt-1）。

如果價值函數(shù)（Vi，Wi）存在，可得Markov完美均衡解（MPE）：（Ra，Rg），i=a，g。以AS產(chǎn)業(yè)為例，MPE解的存在需滿足：Va（z）=maxE[πa（z，T）+δWa（E）]，Ra（z）maximizes[πa（z，E）+δWa（E）〗，Wa（E）=Πa[Rg（E），E]+δVa[Rg（E）]829F4D8E-71F8-44FA-80BB-EF9A490F4B99

由于ICT的創(chuàng)新互補性，各產(chǎn)業(yè)支付函數(shù)的交叉偏導πizT均為正，反應函數(shù)均向上傾斜。此時，對于任意d均存在唯一動態(tài)穩(wěn)定的線性MPE（ze，Ee），MPE（ze，Ee）隨貼現(xiàn)率δ遞增，當δ=0時MPE（ze，Ee）與靜態(tài)古諾寡頭競爭時的納什均衡水平相等。

1.3.3 垂直外部性、調整成本、貼現(xiàn)率與MPE

假設創(chuàng)新成本依賴于技術水平提升的幅度，則ICT產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新成本為△zt=（zt-zt-1）的函數(shù)，AS產(chǎn)業(yè)a的創(chuàng)新成本為△Et=（Et-Et-1）的函數(shù)。當調整成本函數(shù)采用形式σ=α2（zt-zt-1）2時，ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)a創(chuàng)新的線性動態(tài)反應函數(shù)分別為：

Rg（zt-2，Et-1）=b0+b1Et-1+b2zt-2，Ra（zt-1，Et-2）=b0+b1zt-1+b2Et-2

長期均衡值Ee=ze=b01-b1-b2。α無窮大時MPE（ze，Ee）收斂于靜態(tài)博弈均衡解，除了α取值較大的情況外MPE（ze，Ee）均沒有封閉解。但MPE（ze，Ee）隨著調整成本σ的增長而降低，即：

jeσ=jeα2（jt-jt-1）2<0，j=z，E

此外，貼現(xiàn)率δ對均衡技術水平的影響與沒有存在調整成本時相同，即使在各產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新調整成本σ不為0時，MPE（ze，Ee）也將隨著貼現(xiàn)率δ的增長而增長，即：

jeδ>0，j=z，E

1.3.4 雙重外部性、調整成本、貼現(xiàn)率與MPE

ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)集中各產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新調整成本σ與貼現(xiàn)率δ均為0時，MPE（ze，E-e）與靜態(tài)博弈均衡解（z）e，E-e）相同。由于創(chuàng)新的垂直外部性及水平外部性，ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的市場失靈效應仍然存在。即市場機制下的MPE（ze，E-e）低于社會最優(yōu)解，AS產(chǎn)業(yè)集合中的數(shù)目低于社會最優(yōu)集。而創(chuàng)新調整成本σ的增長將會加劇市場失靈效應，貼現(xiàn)率δ的增長將會減緩市場失靈效應。

1.4 產(chǎn)業(yè)融合、創(chuàng)新外部性與MPE

產(chǎn)業(yè)融合的演變過程可以分為技術融合、業(yè)務融合、市場融合與產(chǎn)業(yè)融合四個階段。與其他通用技術范式的擴散一樣，ICT應用過程中也會產(chǎn)生技術融合，但技術融合并不必然產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)融合。任一AS產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展最初均僅出現(xiàn)在其與ICT產(chǎn)業(yè)間，投入端ICT資本與ICT互補資本增長，逐漸發(fā)展至沿著產(chǎn)業(yè)鏈多個方向進一步與其他AS產(chǎn)業(yè)進一步融合。作為AS產(chǎn)業(yè)應用ICT的結果，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展反過來對ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的市場失靈效應產(chǎn)生影響。

1.4.1 僅存在垂直外部性時

在ICT與AS產(chǎn)業(yè)a的創(chuàng)新博弈中，隨著產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，ICT產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)a間的產(chǎn)業(yè)邊界處產(chǎn)業(yè)融合度的增長使得部分垂直外部性內部化，提升融合產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新激勵。博弈無限期存在時，這種外部性的內部化通過提高各產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的貼現(xiàn)率δ而進一步提高各產(chǎn)業(yè)的技術水平MPE（ze，E-e）。

1.4.2 雙重外部性

產(chǎn)業(yè)融合進一步發(fā)生于AS產(chǎn)業(yè)間的邊界處時，部分創(chuàng)新的水平外部性內部化將提高融合產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新激勵，隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平得到提高，促進各產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新提升。無限期博弈時，創(chuàng)新外部性的內部化會提高各產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的貼現(xiàn)率δ，也可能帶來調整成本σ的降低，均會進一步緩解市場失靈效應，每期隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步促進各產(chǎn)業(yè)的技術進步，MPE（ze，E-e）得到提高。

推論1：產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過內部化創(chuàng)新外部性可以提升產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新激勵，隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步，可以促進各AS產(chǎn)業(yè)的技術進步。

2 數(shù)據(jù)說明與變量設定

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)來源為Research Institute of Economy，Trade and Industry（RIETI）的China Industrial Productivity Database（CIP）2015。數(shù)據(jù)庫包括1981-2010年中國所有37個二位數(shù)產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出、國民賬戶等時間序列數(shù)據(jù)。

2.2 變量設定

本文使用的四個變量均去除價格因素的影響，以1990年為基準進行換算。它們的具體設定及測度介紹如下。

（1）產(chǎn)業(yè)融合。

本文從產(chǎn)業(yè)活動的投入端提出測度產(chǎn)業(yè)融合的指標，即AS產(chǎn)業(yè)a生產(chǎn)過程中ICT投入占總投入的比重。由于產(chǎn)業(yè)活動中可變的不可觀測的ICT投入部分主要存在于總投入中的非中間投入，且成比例于可觀測的ICT中間投入部分，因此實際測度時分別從分子與分母扣除非中間投入的部分。即表示為ICT中間投入占總中間投入的比重：

ICa=IIiaIIa×100%（3）

其中，ICa為產(chǎn)業(yè)a的產(chǎn)業(yè)融合度，IIia為產(chǎn)業(yè)a的ICT中間投入，IIa為產(chǎn)業(yè)a的總中間投入。

（2）產(chǎn)業(yè)技術進步。

技術進步水平的測度通常使用的指標之一為TFP。增加值增長核算法計算的TFP對中間投入的忽視將會產(chǎn)生不可測度因素以外的誤差，本文考慮中間投入，使用總產(chǎn)出增長核算法（KLEMS增長核算法）計算產(chǎn)業(yè)層次總產(chǎn)出項TFP作為產(chǎn)業(yè)技術進步水平的指標。829F4D8E-71F8-44FA-80BB-EF9A490F4B99

（3）部門技術進步。

總產(chǎn)出增長核算法已發(fā)展成為自下而上式測度的完整體系，考慮部門內產(chǎn)業(yè)結構的影響，本文使用部門層次總產(chǎn)出項TFP作為部門技術進步水平的指標。部門總產(chǎn)出項TFP是產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出項TFP的加權和，權重是各產(chǎn)業(yè)的Domar權重與部門內各產(chǎn)業(yè)Domar權重之和的比，Domar權重為產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出與總量增加值之比。

（4）總量技術進步。

本文使用總產(chǎn)出增長核算法測度的總量層次（整體經(jīng)濟）TFP作為整體經(jīng)濟技術進步水平的指標?？偭繉哟蔚目偖a(chǎn)出項TFP與增加值項TFP相等，總量總產(chǎn)出項TFP是產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出項TFP的Domar權重加權和。

3 典型化事實

3.1 中國技術進步的演變

圖1為中國1981-2010年技術進步的演變趨勢，圖1的上圖為整體經(jīng)濟的總量層次技術進步演變，圖1的中圖為ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)的部門層次技術進步演變，下圖為AS產(chǎn)業(yè)及AS產(chǎn)業(yè)內各部門的平均技術進步演變 ?？疾炱诘?0年以5年為一個階段可以被劃分為六個階段。

從圖1的上圖看，中國整體經(jīng)濟技術進步水平在第二階段平均為負，除了第二階段以外各階段的為正但逐期遞減。

從圖1的中圖看，ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平總體為下降趨勢，波動頻繁且幅度較為明顯，在相鄰兩階段間呈現(xiàn)增長-下降或下降-增長的趨勢，其中第二階段技術進步水平下降為負。AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平在第二階段降為負后中期增長為正，但后兩個階段下降為負。

從圖1的下圖看，AS產(chǎn)業(yè)平均技術進步水平在第二階段較大幅度下降于第三階段有所反彈后再下降，后三個階段波動較小。AS部門中，僅制造業(yè)與農林牧漁業(yè)的平均技術進步水平為正，從高到低依次排序為制造業(yè)、農林牧漁業(yè)、采礦業(yè)、電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)、建筑業(yè)、服務業(yè)。制造業(yè)除了第二階段外其他階段的均值均為正，服務業(yè)僅在第一階段為正，僅電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)在第二階段為正，僅采礦業(yè)與電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)在第二階段高于第一階段。自第二階段后，制造業(yè)與采礦業(yè)持續(xù)增長至第四階段后又持續(xù)下降，采礦業(yè)在第四階段高于制造業(yè)，農林牧漁業(yè)持續(xù)下降至第三階段后持續(xù)增長至第六階段時高于所有產(chǎn)業(yè)，建筑業(yè)在相鄰兩階段間呈現(xiàn)出增長-下降或下降-增長的趨勢，服務業(yè)與電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)均持續(xù)下降至第四階段于第五階段有所增長，到第六階段時服務業(yè)仍持續(xù)增長而電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)下降。

圖1 中國1981-2010年ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)技術進步的演變

注：參考KLEMS數(shù)據(jù)庫將AS產(chǎn)業(yè)劃分為6個部門：農林牧漁業(yè)，采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、蒸汽、燃氣和自來水供應業(yè)，建筑業(yè)以及服務業(yè) 。從圖1的中圖中的AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平為部門層次的水平，從圖1的下圖中的AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平為產(chǎn)業(yè)層次的平均水平。正文省略了產(chǎn)業(yè)部門名稱中的符號。

3.2 中國產(chǎn)業(yè)融合的演變

圖2為中國1981-2010年產(chǎn)業(yè)融合的演變趨勢，圖2的上圖為AS產(chǎn)業(yè)平均產(chǎn)業(yè)融合的演變，圖2的下圖為AS產(chǎn)業(yè)內各部門平均產(chǎn)業(yè)融合的演變。從圖2的上圖可以看出，首先，產(chǎn)業(yè)融合總體為增長的趨勢，在第二階段的增長后于第三階段、第四階段高速增長，第五階段增長放緩，于第六階段有所下降。其次，當年價衡量的產(chǎn)業(yè)融合傾向于高估1990年之前的程度、低估1990年之后的程度，主要是ICT產(chǎn)業(yè)技術進步較快、產(chǎn)品價格下降幅度大的原因。

從采用不變價的圖2可以看出，各部門的產(chǎn)業(yè)融合趨勢與整體較為一致但程度差異較大。電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)與服務業(yè)的平均產(chǎn)業(yè)融合度最高，從高到低后續(xù)依次排序為建筑業(yè)、采礦業(yè)、制造業(yè)、農林牧漁業(yè)。電力蒸汽燃氣和自來水供應業(yè)自第三階段起超過服務業(yè)，制造業(yè)與農林牧漁業(yè)遠低于平均水平且變化幅度較低。

4 實證檢驗

由理論分析可知，與社會計劃者最優(yōu)解相比，市場機制下ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈均衡時的AS產(chǎn)業(yè)集數(shù)目太少、各部門技術水平太低，而產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步可以提升各部門均衡時的技術水平。本部分利用中國1981-2010年的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，進行以下兩個檢驗。首先，檢驗中國產(chǎn)業(yè)信息化過程中ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平提升是否促進了AS產(chǎn)業(yè)的技術進步水平提升。其次，進一步檢驗產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是否隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平提升促進了AS產(chǎn)業(yè)的技術進步水平提升。

4.1 計量模型設計

ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)的技術進步部分相互依賴的創(chuàng)新互補性，意味著在某種程度上ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)的技術進步水平是同時決定的。本部分的檢驗涉及聯(lián)立方程模型，在開始介紹具體計量模型設計前，先簡要介紹聯(lián)立方程模型的相關問題。給定聯(lián)立方程系統(tǒng)：

Y1=α1Y2+β1X1+μ1（4）

Y2=α2Y1+β2X2+μ2（5）

其中，Y1、Y2是被聯(lián)立決定的內生變量，X1為式（4）的外生變量集合，X2為式（5）的外生變量集合，μ1、μ2為結構誤差項。

如果X1、X2中分別包含不同的外生變量，模型具有排除性約束，聯(lián)立方程可以被區(qū)分，Y1、Y2的約簡型存在。任何一個方程的被識別或者被估計的條件是需要滿足秩條件。以識別式（4）為例，其秩條件為式（5）中至少包含一個不出現(xiàn)在式（4）中的外生解釋變量。

4.1.1 ICT創(chuàng)新的垂直外部性：ICT產(chǎn)業(yè)技術進步與AS產(chǎn)業(yè)技術進步

由理論分析可知，ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平作為被解釋變量的方程中包含AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平作為被解釋變量方程不具有的外生變量，因此AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平作為被解釋變量方程的約簡型存在。本文設計的AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平作為被解釋變量的約簡式方程為：829F4D8E-71F8-44FA-80BB-EF9A490F4B99

TFPat=ca+β1ICat+β2TFPit+μat（6）

由理論分析可知信息化過程中，產(chǎn)業(yè)融合的發(fā)展也與ICT產(chǎn)業(yè)技術進步緊密相關，檢驗ICT產(chǎn)業(yè)技術進步對AS產(chǎn)業(yè)a技術進步的促進作用，需要將產(chǎn)業(yè)融合作為控制變量。式（6）中，被解釋變量TFPat為AS產(chǎn)業(yè)a在時期t的技術進步水平，核心解釋變量TFPit為ICT產(chǎn)業(yè)在時期t的技術進步水平，控制變量ICat為AS產(chǎn)業(yè)a在時期t的產(chǎn)業(yè)融合度，μat為誤差項。需要關注的系數(shù)為β2。

一般估計面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程的基本方法有兩步，第一步是利用固定效應變換或者一階差分消除所關心的方程中觀察不到的影響因素，第二步是尋找變換后的方程中內生變量的工具變量進行相關估計，該工具變量通常要隨著時間而發(fā)生變化。由于復合誤差ca+μat與其他變量相關，通過對其取時間差分，消除不可觀測的影響ca后可得：

△TFPat=β1△ICat+β2△TFPit+△μat（7）

理論上控制住△TFPit后，△ICat與△μat較大概率無關，因此不做額外的處理。而控制住△ICat后，△TFPit仍較大概率與△μat相關，由于本文采用的是單式方程回歸，需要添加一些必要的變量或者采取工具變量法以剔除內生性的影響，本文使用工具變量策略進行估計。在這里尋找其工具變量的方法較多，本文未采用ICT產(chǎn)業(yè)技術進步作為被解釋變量方程中的不包含在式（7）中的外生解釋變量變化值，而是直接采用內生變量的上一期值作為工具變量。

4.1.2 產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈

由推論1可知，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展隨著ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步可以促進各AS產(chǎn)業(yè)的技術進步，檢驗產(chǎn)業(yè)a的產(chǎn)業(yè)融合提升對于ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈的作用，需要使用含有交互項的聯(lián)立方程模型進行檢驗。這里主要關注AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平作為被解釋變量方程的估計，該約簡式方程為：

TFPat=c+β1ICat+β2TFPit+β3ICat·TFPit+μat（8）

其中，被解釋變量TFPat為AS產(chǎn)業(yè)a在時期t的技術進步水平，解釋變量TFPit為ICT產(chǎn)業(yè)在時期t的技術進步水平，ICat為AS產(chǎn)業(yè)a在時期t的產(chǎn)業(yè)融合度，ICat·TFPit為時期t時產(chǎn)業(yè)a的產(chǎn)業(yè)融合度與ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平的交互項，μat為誤差項。主要關注的系數(shù)為β3。

控制住△TFPit后，理論上△ICat與△μat較大概率無關，但△TFPit很可能與△μat相關，可以尋找其工具變量進行識別，這里仍采用其上一期的TFP變化值作為工具變量。

4.2 回歸結果分析

4.2.1 ICT創(chuàng)新的垂直外部性

表1為ICT創(chuàng)新垂直外部性的回歸結果。其中模型一與模型二分別為固定效應模型和隨機效應模型，模型三與模型四分別為使用工具變量策略估計的固定效應模型和隨機效應模型。

在固定效應與隨機效應模型的比較中，豪斯曼檢驗顯示的p值為0.6062，接受非觀測變量與個體效應不相關的原假設，隨機效應的估計結果較固定效應的估計結果更好。在工具變量策略的隨機效應與隨機效應估計模型中，豪斯曼檢驗的p值顯示為0.0520，在5%的顯著性水平上可以接受隨機效應的估計結果，在1%的顯著性水平上拒絕隨機效應的估計結果，接受IV隨機效應的估計結果。進一步比較IV隨機效應與OLS的估計結果，豪斯曼檢驗的p值顯示為0.0159，在5%的顯著性水平上拒絕OLS的估計結果，接受IV隨機效應的估計結果，即模型四的估計結果。

從模型四的回歸結果看，ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平對AS產(chǎn)業(yè)技術進步的影響在1%的顯著性水平上顯著為正。這說明1981-2010年中國的經(jīng)濟活動中ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步對AS產(chǎn)業(yè)的技術進步已經(jīng)表現(xiàn)出了垂直外部性。

4.2.2 產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈

表2為產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈作用機制的回歸結果。其中模型一與模型二分別為OLS估計及OLS穩(wěn)健性標準誤估計，模型三到模型七為工具變量策略的不同估計模型，模型三為兩步法估計，模型四與模型五為不同的兩階段最小二乘估計，模型六與模型七分別為如果存在異方差時估計結果更好地兩步最優(yōu)GMM估計和迭代GMM估計。

從模型一與模型二的OLS回歸結果中來看，其他條件不變時當期產(chǎn)業(yè)融合度的提升對于AS產(chǎn)業(yè)技術進步的直接影響顯著為負，這與產(chǎn)業(yè)融合對產(chǎn)業(yè)技術進步影響的時滯性理論相一致。然而，ICT產(chǎn)業(yè)技術進步影響AS產(chǎn)業(yè)技術進步的系數(shù)以及產(chǎn)業(yè)融合度提升對ICT產(chǎn)業(yè)技術進步影響AS產(chǎn)業(yè)技術進步的系數(shù)雖然均為正，但統(tǒng)計上不顯著?？紤]控制產(chǎn)業(yè)融合后，ICT產(chǎn)業(yè)技術進步與AS產(chǎn)業(yè)技術進步仍存在的內生性問題，下文分析使用工具變量估計策略再次識別的結果。

選擇較好的IV策略估計結果模型需要對工具變量進行相關檢驗。首先，不可識別檢驗與過度識別檢驗。不可識別檢驗中的p值為0.0000，可以拒絕IV與內生變量ICT產(chǎn)業(yè)的技術進步水平不相關的原假設。由于僅使用了一個工具變量，因此不需進行過度識別檢驗。其次，弱工具變量檢驗。兩階段最小二乘估計結果雖然一致但是有偏，因此會帶來顯著性水平的扭曲，這種扭曲性會隨著弱工具變量而變大。通過檢驗發(fā)現(xiàn)結構方程中對ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平的顯著性進行的“名義顯著性水平”為5%的沃爾德檢驗，即使可以接受的“真實顯著性水平”不超過10%，也可以拒絕“弱工具變量”的原假設。其中，最小特征值統(tǒng)計量為45.4609，大于臨界值7.03。再次，異方差檢驗。本文未進行可能存在異方差性的檢驗，但采用了如果存在異方差時更有效率的GMM方法進行了估計。829F4D8E-71F8-44FA-80BB-EF9A490F4B99

如同計量理論所揭示的一樣，模型四兩階段最小二乘的估計結果與模型三采用兩步法相比標準差會較低，模型四與模型五的區(qū)別在于后者估計結果可能會更好，在本文的回歸中兩者估計結果一致。盡管模型三到模型五的估計結果總體來看較為一致，但模型五的擬合優(yōu)度為負，然而采用如果存在異方差時估計結果更有效率的GMM模型可以發(fā)現(xiàn)，估計結果與不存在異方差時兩階段最小二乘法穩(wěn)健標準誤的估計結果一致。

模型三到模型七的估計結果較為一致，且均與OLS估計的結果不同。從回歸結果可以看出，首先，其他條件不變時產(chǎn)業(yè)融合度提升顯著直接降低AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平，與OLS直接估計策略的結果相比斜率更大。其次，ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平的提升對AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平的直接正向影響統(tǒng)計意義上不顯著，產(chǎn)業(yè)融合度提升顯著正向調節(jié)了其影響AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平增長的程度。這一方面說明了中國此階段ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平增長對AS產(chǎn)業(yè)技術進步水平增長的促進影響主要是在產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展過程中發(fā)揮的作用，另一方面也證明了產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展隨著ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平增長促進了AS產(chǎn)業(yè)技術進步?？傮w上看，中國經(jīng)濟實踐驗證了理論分析結論。

5 總結與啟示

歷代通用技術的來源產(chǎn)業(yè)與應用產(chǎn)業(yè)在市場機制中展開的創(chuàng)新博弈的技術進步水平，因通用技術的創(chuàng)新互補性特點而低于社會計劃者最優(yōu)解。本文在動態(tài)古諾競爭框架中分析了信息化進程中出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)融合修復ICT產(chǎn)業(yè)與AS產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新博弈市場失靈效應的作用機制。首先出現(xiàn)于AS產(chǎn)業(yè)與ICT產(chǎn)業(yè)間的產(chǎn)業(yè)融合沿著產(chǎn)業(yè)鏈多個方向進一步融合至AS產(chǎn)業(yè)間，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展通過逐漸內部化垂直及水平雙重外部性提升各產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新激勵，隨著ICT進步促進AS產(chǎn)業(yè)技術進步。

除了從理論上分析充分實現(xiàn)信息化進程中技術進步潛力的機制以外，本文進一步提出產(chǎn)業(yè)融合的測度指標，使用總產(chǎn)出增長核算法測度的考慮中間投入與產(chǎn)業(yè)結構因素的多層次總產(chǎn)出項TFP作為多部門技術進步水平的指標，利用中國1981-2010年產(chǎn)業(yè)層面經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證檢驗。實證分析在驗證理論分析結論的同時，對中國典型化事實的考察為各國的信息化提供參考。考察期內，中國AS產(chǎn)業(yè)平均技術進步水平總體上呈現(xiàn)下降趨勢，對其有垂直外部性的ICT產(chǎn)業(yè)技術進步水平未得到明顯提升甚至后期出現(xiàn)明顯下降，而產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展在中期較快的增長后也出現(xiàn)了下降。經(jīng)濟體處于ICT范式擴散期時，一方面，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展雖然會對當期AS產(chǎn)業(yè)技術進步產(chǎn)生直接阻礙作用，但隨著ICT產(chǎn)業(yè)技術進步可以促進AS產(chǎn)業(yè)技術進步，提升整體經(jīng)濟技術進步水平。另一方面，ICT產(chǎn)業(yè)技術進步也可以推動產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，提升各產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新激勵，促進技術進步水平提升。因此，推動產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，促進ICT產(chǎn)業(yè)技術進步是信息化進程中加快技術進步潛力充分實現(xiàn)的重要路徑。

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