技術創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響機理研究

【摘" 要】論文根據(jù)2010-2022年29個省份的面板數(shù)據(jù)構建基準模型，并通過中介檢驗分析技術創(chuàng)新對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響。研究結果表明：技術創(chuàng)新能顯著促進國內(nèi)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展;技術創(chuàng)新能通過促進新興產(chǎn)業(yè)合理化和高級化升級來實現(xiàn)高質量發(fā)展。最后，論文提出建議，應增加創(chuàng)新投入，優(yōu)化戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)結構，建立完善的政策體系。

【關鍵詞】技術創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)結構升級;戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè);高質量發(fā)展

【中圖分類號】F124.3" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文獻標志碼】A" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文章編號】1673-1069（2024）07-0055-03

1 引言

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)旨在響應國家發(fā)展戰(zhàn)略，對未來經(jīng)濟增長起關鍵作用。自2010年《國務院關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》頒布以來，技術創(chuàng)新作為核心動力，對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展產(chǎn)生了重大影響[1]。本文通過梳理相關文獻，結合中介檢驗，探討技術創(chuàng)新的影響機理。邊際貢獻有兩個：第一，在研究視角上，本文將產(chǎn)業(yè)結構升級納入模型，探討技術創(chuàng)新的影響機理;第二，在機制分析上，從產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化兩方面深入剖析技術創(chuàng)新影響戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的潛在機制。后文中的新興產(chǎn)業(yè)即戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。

2 文獻綜述與理論分析

2.1 技術創(chuàng)新與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展

全要素生產(chǎn)率能較好衡量戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展[2]。技術創(chuàng)新通過提高產(chǎn)業(yè)競爭力、勞動生產(chǎn)率等方式促進產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展[3，4]。也有研究表明技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率遵循“倒U型”的影響路徑[5]。目前，中國新興產(chǎn)業(yè)處于發(fā)展階段，假定技術創(chuàng)新對其發(fā)展質量的影響處于“倒U型”上升通道中。綜上，本文提出假說1：

H1：技術創(chuàng)新能顯著促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展。

2.2 產(chǎn)業(yè)結構升級在技術創(chuàng)新與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展中的中介效應

研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構的高級化和合理化升級能解決供需不匹配，促進全要素生產(chǎn)率增長以實現(xiàn)高質量發(fā)展[6，7]。技術創(chuàng)新能驅動產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化[8]，但研究新興產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的中介作用的文獻較少。一方面，技術創(chuàng)新通過提升勞動生產(chǎn)率促進生產(chǎn)要素靈活流動，使產(chǎn)業(yè)結構合理化，進而促進產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展;另一方面，技術創(chuàng)新對新興產(chǎn)業(yè)上下游產(chǎn)業(yè)鏈提出了更嚴格的要求，推動產(chǎn)業(yè)結構的高級化轉型以實現(xiàn)高質量發(fā)展。影響路徑如圖1所示。綜上，本文提出假說2和假說3：

H2：技術創(chuàng)新能夠通過產(chǎn)業(yè)結構合理化促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展。

H3：技術創(chuàng)新能夠通過產(chǎn)業(yè)結構高級化促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展。

3 模型設定與數(shù)據(jù)說明

3.1 模型設定

3.1.1 基準回歸模型

基于理論分析和研究假說，探究技術創(chuàng)新對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的影響，具體設定如下：

TFP=α0+α1patentrt+α2patent_nrt+α3Xrt+ur+ηt+εrt" " " （1）

其中，r代表城市;t代表年份;TFP為因變量新興產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率;patent為核心自變量技術創(chuàng)新質量;patent_n為核心自變量技術創(chuàng)新數(shù)量;X為控制變量;α1～α3為待估計參數(shù);省份固定效應和年份固定效應用ur和ηt表示;εrt為隨機擾動項。

3.1.2 中介效應模型

為揭示產(chǎn)業(yè)結構升級是否存在中介效應，本文參考溫忠麟等[9]的研究，首先對產(chǎn)業(yè)結構高級化構建了中介效應模型，具體如下：

TFP=α0+α1patentrt+α2patent_nrt+α3Xrt+ε1" " "（2）

ADV=β0+β1patentrt+β2patent_nrt+β3Xrt+ε2" " （3）

TFP=γ0+γ1ADV+γ2patentrt+γ3patent_nrt+γ4Xrt+ε3 " （4）

其中，被解釋變量TFP代表新興產(chǎn)業(yè)全要素增長率;中介變量ADV代表產(chǎn)業(yè)結構高級化;α、β、γ為待估參數(shù);ε1～ε3為隨機擾動項;其余變量與上文相同。

然后對產(chǎn)業(yè)結構合理化構建了中介效應模型，具體如下：

TFP=α0+α1patentrt+α2patent_nrt+α3Xrt+ε1" " " （5）

RIS=θ0+θ1patentrt+θ2patent_nrt+θ3Xrt+ε4 " " （6）

TFP=η0+η1RIS+η2patentrt+η3patent_nrt+η4Xrt+ε5 " "（7）

其中，中介變量RIS為產(chǎn)業(yè)結構合理化;α、θ、η為待估參數(shù);ε1、ε4、ε5為隨機擾動項;其余變量與上文相同。

3.2 變量說明

3.2.1 被解釋變量

本文借鑒魯曉東等[10]的研究，用LP法測算全要素生產(chǎn)率，再根據(jù)《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2018）》，將各行業(yè)代碼與各上市公司所屬行業(yè)代碼進行比照，得到新興企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文剔除A股市場中股票代碼為ST、*ST、PT以及年齡小于12年的上市公司，篩選出屬于新興產(chǎn)業(yè)的774家上市公司。隨后，本文進行城市維度的整合，用各城市新興上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值來衡量各城市新興產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

3.2.2 解釋變量

專利數(shù)常用于衡量技術創(chuàng)新產(chǎn)出。考慮到專利分為發(fā)明專利與非發(fā)明專利，同時由于專利授權的時滯性[11]，為及時反映高新技術企業(yè)當年的技術創(chuàng)新水平，本文用發(fā)明專利申請數(shù)來衡量戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的數(shù)量（P_n）;發(fā)明專利有效數(shù)是已經(jīng)授權且在有效期內(nèi)的發(fā)明專利數(shù)量，因此，本文用當年發(fā)明專利有效數(shù)與前一年的差額衡量戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的質量（P）。

3.2.3 中介變量

①產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)（RIS）。根據(jù)古典經(jīng)濟學理論，當各產(chǎn)業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率等于社會平均勞動生產(chǎn)率時，產(chǎn)業(yè)結構最為穩(wěn)定。干春暉等為衡量產(chǎn)業(yè)結構的合理化，引入泰爾指數(shù)，為不同產(chǎn)業(yè)賦予相應權重。由于在計算中會出現(xiàn)負值，抵消了不同產(chǎn)業(yè)間的偏差，因此本文對干春暉指數(shù)取絕對值，構建方式如下：

RIS=ln"（8）

②產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)（ADV）。根據(jù)“配第-克拉克定理”，產(chǎn)業(yè)結構由第一產(chǎn)業(yè)逐步向第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)轉移。劉偉等[12]通過計算產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)高級化，但易造成數(shù)量“虛高度化”。因此本文參考左鵬飛等[13]的研究，在產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)中加入各產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率，進一步衡量產(chǎn)業(yè)結構高級化，構建方式如下：

ADV=·" " " " " （9）

其中，r為地區(qū);i為第i產(chǎn)業(yè)，i=1、2、3，這里本文仍然使用代碼匹配的方式選取第i產(chǎn)業(yè)中屬于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的行業(yè);t為時期;Yr，i，t為r地區(qū)第i產(chǎn)業(yè)中的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在t時期的產(chǎn)值;Yr，t為r地區(qū)3個產(chǎn)業(yè)中戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值;Lr，i，t為r地區(qū)第i產(chǎn)業(yè)在t時期的從業(yè)人數(shù);為r地區(qū)第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中占比;為第i產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率。由于Yr，i，t、Lr，i，t項存在量綱，本文通過中心化方法對其進行無量綱化。

3.2.4 控制變量

①勞動力水平（L）。勞動力的教育水平和技術熟練度越高，就越有助于新技術和創(chuàng)新的擴散，從而推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因此用受教育程度來衡量勞動力水平。②政府支持（G）。政府資金支持為新興產(chǎn)業(yè)提供研發(fā)經(jīng)費，引導企業(yè)向關鍵領域和核心技術進行投入，提高其發(fā)展質量。這里用新興企業(yè)研發(fā)活動經(jīng)費中的政府資金占比衡量。③經(jīng)濟發(fā)展水平（E）。經(jīng)濟發(fā)展水平反映市場需求變化，新興產(chǎn)業(yè)必須不斷進行技術創(chuàng)新以適應市場需求，為高質量發(fā)展提供支撐。這里用人均GDP衡量。④外商直接投資（FDI）。外商直接投資在引入資金、技術與管理經(jīng)驗的同時，也給予了國內(nèi)企業(yè)壓力，迫使其提升技術創(chuàng)新能力，顯著提高了新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展質量。此外，本文回歸時控制了年份效應與地區(qū)效應，以消除時間趨勢和地區(qū)環(huán)境差異可能帶來的潛在影響。

3.3 數(shù)據(jù)來源

考慮到新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展時間，本文選取2010-2022年的數(shù)據(jù)。鑒于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與高技術產(chǎn)業(yè)共享高技術含量、高水平研發(fā)投入等特征[14]，因此本文使用高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)代替新興產(chǎn)業(yè)的實證數(shù)據(jù)。根據(jù)《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，本文研究樣本涵蓋大陸31個省級行政單位，但剔除了數(shù)據(jù)缺失的西藏與新疆兩地，覆蓋了12年間29個省市的數(shù)據(jù)，共348個。數(shù)據(jù)來源于《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫。

4 結果與分析

4.1 基準回歸分析

本文數(shù)據(jù)已通過單位根檢驗、Hausman檢驗與F檢驗，因此使用固定效應模型，分析結果見表1。技術創(chuàng)新數(shù)量與質量的系數(shù)均顯著為正，表明技術創(chuàng)新顯著促進新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，假說H1成立。新興產(chǎn)業(yè)通過技術創(chuàng)新優(yōu)化資源的配置方式，提升了生產(chǎn)效率，為新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展提供強勁動力。另外，控制變量勞動力水平（L）、政府支持（G）、經(jīng)濟發(fā)展水平（E）、外商直接投資（FDI）的系數(shù)均為正，表明對新興產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展均有正向促進作用。

4.2 中介機制檢驗

本文參考溫忠麟的中介效應三步法討論技術創(chuàng)新的影響機制，結果見表2。（1）～（3）列為產(chǎn)業(yè)結構合理化的中介效應檢驗結果，列（1）為技術創(chuàng)新質量（P）和數(shù)量（P_n）對新興產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的提升效應，列（2）系數(shù)顯著為正，說明技術創(chuàng)新能推動產(chǎn)業(yè)結構合理化升級，列（3）系數(shù)顯著為正，且系數(shù)0.001lt;0.002，0.006lt;0.007，說明技術創(chuàng)新通過促進產(chǎn)業(yè)結構合理化升級來提升質量，假說H2成立。同理，（4）～（6）列系數(shù)均顯著為正，說明技術創(chuàng)新能通過促進產(chǎn)業(yè)結構高級化來提升新興產(chǎn)業(yè)質量，假說H3成立。技術創(chuàng)新通過提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的附加值和競爭力，推動新興產(chǎn)業(yè)的合理化和高級化轉型，為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的高質量發(fā)展奠定了堅實基礎。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本文進行了3個穩(wěn)健性檢驗以檢驗結果可靠性：一是用RE法重新計算新興企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP），更換被解釋變量;二是替換解釋變量，使用新興產(chǎn)業(yè)在研發(fā)活動上的資金投入重新衡量技術創(chuàng)新水平;三是增加控制變量，信息化水平作為技術創(chuàng)新的重要組成部分，對新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展質量有顯著影響。檢驗結果顯示各列系數(shù)均顯著為正，與上述結論一致，通過穩(wěn)健性檢驗。

5 結論與啟示

本文基于2010-2022年29個省市的面板數(shù)據(jù)，實證探究技術創(chuàng)新對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的影響機理，研究結論表明：首先，技術創(chuàng)新能夠顯著提升新興產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率;其次，技術創(chuàng)新能通過促進產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化升級進而促進全要素生產(chǎn)率提升。基于以上結論，本文的政策啟示如下：

加大科技創(chuàng)新投入，充分利用財政政策的導向與激勵功能，加大對科技創(chuàng)新活動的財政支持力度;優(yōu)化戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)結構，過于注重服務業(yè)而忽略工農(nóng)業(yè)的發(fā)展反而會抑制經(jīng)濟發(fā)展，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)應致力于積極培育新興驅動力，促進產(chǎn)業(yè)向更加合理化的方向轉型;建立完善的政策體系，各地應立足于實際，針對性地制定新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略。

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【作者簡介】秦琳（2002-），女，重慶人，碩士在讀，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學-戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。