借助空間計量模型對產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)聯(lián)性分析,計量經(jīng)濟學(xué)論文

借助空間計量模型對產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)聯(lián)性分析,計量經(jīng)濟學(xué)論文關(guān)于產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)性，以往的研究主要側(cè)重于定性分析，實證研究則相對較少。而在已有實證研究文獻中，主要是從時間維度討論產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)性。然而，根據(jù)經(jīng)濟地理第一定律，經(jīng)濟變量往往具有空間相關(guān)性，故本文以為有必要從空間異質(zhì)性角度，借助空間計量模型對產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)性進行討論。同時，又考慮到技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用可能存在某些門檻，所以本文力圖在上述方面進行嘗試，并努力獲得突破。二、實證分析〔一〕數(shù)據(jù)來源本文數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計年鑒〔2001-2020〕以及各省市區(qū)的統(tǒng)計年鑒〔2001-2020〕,并以2000年為基期，對相關(guān)數(shù)據(jù)進行價格處理。〔二〕產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新水平的基本情況分析本文利用DEA-Malmquist方式方法對我們國家31個地區(qū)的全要素生產(chǎn)率進行測度。2000-2018年，我們國家各地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)創(chuàng)新平均水平如此圖1所示?！緢D1】從統(tǒng)計數(shù)據(jù)能夠發(fā)現(xiàn)，內(nèi)蒙古、四川、吉林，其技術(shù)創(chuàng)新水平相對較高，但其產(chǎn)業(yè)升級排名卻較低，原因可能是由于這些技術(shù)創(chuàng)新對周圍地區(qū)產(chǎn)生了較大的空間外溢性，進而使這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級遭到了損失。同時，有些地區(qū)如陜西、寧夏、青海、福建，其技術(shù)創(chuàng)新水平較低，但其產(chǎn)業(yè)升級水平較高，原因可能是由于周圍創(chuàng)新水平較高的地區(qū)對其產(chǎn)生了正向溢出效應(yīng)，提高了這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級水平，這講明產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性和外溢性?！踩钞a(chǎn)業(yè)升級、技術(shù)創(chuàng)新的空間自相關(guān)性分析1.空間自相關(guān)檢驗本文采用Geoda軟件對2000-2018年的產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新水平進行空間自相關(guān)性MoranI檢驗，并且選取Randomization模擬999次檢驗，其結(jié)果如表1所示：【表1】從表1能夠看出，在2000-2018年，無論是產(chǎn)業(yè)升級還是技術(shù)創(chuàng)新水平，都呈顯著的空間正自相關(guān)性，呈現(xiàn)一定的空間聚集性特征，即高產(chǎn)業(yè)升級水平〔技術(shù)創(chuàng)新水平〕地區(qū)和高產(chǎn)業(yè)升級水平〔技術(shù)創(chuàng)新水平〕地區(qū)相鄰，低產(chǎn)業(yè)升級水平〔技術(shù)創(chuàng)新水平〕地區(qū)和低產(chǎn)業(yè)升級水平〔技術(shù)創(chuàng)新水平〕地區(qū)相鄰。2.空間相關(guān)形式的散點圖分析為了驗證以上我們國家產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新空間地理聚集性分布特征，我們對2000-2020年產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新的平均水平進一步作了MoranI散點圖分析，結(jié)果如此圖2、3所示，對應(yīng)地區(qū)分布如表2所示?！颈?】圖2和表2表示清楚，2000-2020年技術(shù)創(chuàng)新總體上呈顯著的正自相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)為0.3390.華而不實位于第二象限的吉林、內(nèi)蒙古技術(shù)創(chuàng)新水平較高，其排名分別為第4和第10名，但其產(chǎn)業(yè)升級排名分別為第18和20名，黑龍江、陜西、寧夏技術(shù)創(chuàng)新水平相對較低，其排名分別為第18、20、25名，但其產(chǎn)業(yè)升級排名分別為12、13、14名，究其原因可能是由于周圍地區(qū)吉林和內(nèi)蒙古對其產(chǎn)生了技術(shù)創(chuàng)新溢出作用，所以促進了其產(chǎn)業(yè)升級。同時，吉林和內(nèi)蒙古由于技術(shù)創(chuàng)新溢出損失，進而相對降低了其產(chǎn)業(yè)升級水平。位于第四象限的地區(qū)有浙江、福建、四川、青海，華而不實浙江、四川為技術(shù)創(chuàng)新較快的地區(qū)，其技術(shù)創(chuàng)新排名分別為第9名和第6名，福建、青海為技術(shù)創(chuàng)新較慢的地區(qū)，其技術(shù)創(chuàng)新排名分別為第21名和第30名，但其產(chǎn)業(yè)升級排名分別為第11名和第10名，究其原因，可能是由于其周圍地區(qū)浙江和四川對其產(chǎn)生了技術(shù)創(chuàng)新溢出作用，進而促進了福建和青海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級水平?？傊挥诘谝蝗笙薜牡貐^(qū)比位于第二四象限的地區(qū)要更多，我們國家各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平分布并非隨機分布，而是表現(xiàn)出一定程度的空間集聚性特征?！緢D2.3】同時，圖3和表2表示清楚，2000-2020年產(chǎn)業(yè)升級在總體上呈現(xiàn)顯著的正自相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)為0.2602.華而不實位于第一象限〔HH〕的有13個地區(qū)，這些地區(qū)均為產(chǎn)業(yè)升級相對較快的地區(qū)。位于第二象限〔LH〕的有5個地區(qū)，位于第三象限〔LL〕的有10個地區(qū)，這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級相對較慢。位于第四象限〔HL〕的有3個地區(qū)?？傊挥诘谝蝗笙薜牡貐^(qū)比位于第二四象限的地區(qū)要更多，這講明了我們國家產(chǎn)業(yè)升級在空間分布上呈現(xiàn)聚集性特征。〔四〕技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的空間溢出效應(yīng)檢驗由于產(chǎn)業(yè)升級不僅受全要素生產(chǎn)增長率的影響，而且也受人力資本和物力資本的影響。因而，為了進一步考察技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系，本文首先構(gòu)建如下線性模型：【1】華而不實IU〔Industrialupgrading〕表示產(chǎn)業(yè)升級〔用第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比例來表示〕,HC〔HumanCapital〕表示人力資本〔用各地區(qū)大專以上人數(shù)與總?cè)藬?shù)比率表示〕,CFR〔CapitalFormationRate〕表示物質(zhì)資本構(gòu)成率〔用固定資本額與比率表示〕.為分析技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，本文設(shè)空間滯后模型和空間誤差模型分別為：空間滯后模型〔SLM〕:【2-3】為了比擬時間維度線性模型與空間計量模型，本文對上面的〔1〕、〔2〕、〔3〕式進行相應(yīng)的估計，其結(jié)果見表3.【表3】表3表示清楚，采用空間滯后模型計量產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系更為合理。檢驗結(jié)果表示清楚，技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4672,表示清楚技術(shù)創(chuàng)新增長每變動1%,產(chǎn)業(yè)升級則同向變動0.4672%.物質(zhì)資本構(gòu)成率對產(chǎn)業(yè)水平升級的彈性為0.2021,表示清楚物質(zhì)資本構(gòu)成率每變動1%,產(chǎn)業(yè)升級則同向變動0.2021%.人力資本增長對產(chǎn)業(yè)水平升級的彈性為0.1603,表示清楚人力資本每變動1%,產(chǎn)業(yè)升級則同向變動0.1603%.〔五〕技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級作用的門檻效應(yīng)檢驗本文以技術(shù)創(chuàng)新為門檻變量，根據(jù)Hansen〔1999〕,設(shè)定如下門檻面板模型：【4】華而不實1,2,，n表示TFP門檻值，I〔〕表示示性函數(shù)。根據(jù)門檻面板模型〔4〕，我們采用Bootstrapf進行500次抽樣發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新存在著兩個門檻值〔見表4〕,其分別為1.050和0.972.當TFP0.972時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4853.當0.972TFP1.050時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4617.當TFP1.050時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4301.技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響并非呈現(xiàn)簡單的線性遞增或者遞減規(guī)律，而是存在著門檻效應(yīng)。隨著技術(shù)創(chuàng)新的提高，其對產(chǎn)業(yè)升級的作用反而在減少。根據(jù)門檻值分布，我們進一步對各個地區(qū)分布進行了歸類，其結(jié)果見表5.【表4.5】三、結(jié)論及政策含義〔一〕研究結(jié)論本文基于2000-2020年全國31個地區(qū)面板數(shù)據(jù)，運用空間計量回歸模型和門檻面板模型，對各地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)升級與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進行了深切進入分析，得出如下結(jié)論：1.空間自相關(guān)研究表示清楚：在2001到2018年這12年中，所有年份地區(qū)間產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新呈顯著空間正自相關(guān)性。這講明地區(qū)間產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)出較強的空間聚集性特征，這一點通過MoranI散點圖進一步得到了驗證。2.技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級存在空間溢出效應(yīng)，空間滯后模型檢驗表示清楚，技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4672,表示清楚技術(shù)創(chuàng)新每提高1%,產(chǎn)業(yè)水平則提高0.4672%.3.技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用并非呈線性關(guān)系，而是存在著顯著的門檻效應(yīng)。當TFP0.972時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4853.當0.972TFP1.050時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4617.當TFP1.050時，其對產(chǎn)業(yè)升級的彈性為0.4301.〔二〕政策含義1.由于技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級存在著空間外溢效應(yīng)，這在某種程度上解釋了內(nèi)蒙古、四川、吉林等地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平較高，但產(chǎn)業(yè)升級水平較低；而黑龍江、陜西、寧夏、青海等地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平較低，但其產(chǎn)業(yè)升級水平相對較高的原因。這是由于內(nèi)蒙古、四川、吉林等技術(shù)創(chuàng)新水平較高的地區(qū)對周圍技術(shù)創(chuàng)新水平較低的地區(qū)如黑龍江、陜西、寧夏、青海產(chǎn)生了空間外溢效應(yīng)，進而提高了黑龍江、陜西、寧夏、青海等地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級水平，而內(nèi)蒙古、四川、吉林等地區(qū)由于技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的發(fā)生，使其本身產(chǎn)業(yè)升級在一定程度上遭到了損失，進而降低了產(chǎn)業(yè)升級水平。十分是四川，其技術(shù)創(chuàng)新水平排名第6位，但其產(chǎn)業(yè)升級排名第28位，這很可能是由于四川同時向青海、陜西、甘肅等多地發(fā)生了技術(shù)溢出，其本身產(chǎn)業(yè)升級遭到了較大的損失。因而，在考慮技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級時，應(yīng)充分利用這一特點，根據(jù)我們國家技術(shù)創(chuàng)新現(xiàn)在狀況，一方面，對于那些技術(shù)創(chuàng)新水平較低的地區(qū)，應(yīng)加大技術(shù)創(chuàng)新力度。同時，對于那些技術(shù)創(chuàng)新輻射能力較強的地區(qū)，能夠加大技術(shù)創(chuàng)新支持力度。另一方面通過溢出效應(yīng)帶動周圍地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的發(fā)展，促進周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，同時又彌補本身技術(shù)創(chuàng)新溢出所產(chǎn)生的負面效應(yīng)。2.由于技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用具有顯著的兩重門檻特征，對于技術(shù)創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的作用相對較低，而技術(shù)創(chuàng)新水平較低的地區(qū)，其技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的作用反而較大。所以，對于那些技術(shù)創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，應(yīng)該協(xié)調(diào)平衡好技術(shù)創(chuàng)新力度、物質(zhì)資本構(gòu)成、人力資本投入之間的關(guān)系，做到有效促進產(chǎn)業(yè)升級。對于那些技術(shù)創(chuàng)新水平較低的地區(qū)，應(yīng)進一步加大技術(shù)創(chuàng)新力度，進而加快這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，推動地區(qū)經(jīng)濟構(gòu)造轉(zhuǎn)型，促進經(jīng)濟發(fā)展。以下為參考文獻：[1]Abernathy,W.j.andUtterback,J.W.PatternsofIndus-trialInnovation[J].TechnologyReview,1980,〔6〕:20-29.[2]RothwellR.Towardsthefifth-generationinnovationprocess[J].InternationalMarketingReview,1994,11〔1〕:7-32.[3]李時椿。技術(shù)創(chuàng)新：我們國家傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級改造的必由之路[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2001,〔10〕.[4]徐康寧，馮偉?；诒就潦袌鲆?guī)模的內(nèi)生化產(chǎn)業(yè)升級：技術(shù)創(chuàng)新的第三條道路[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018,