基于技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

楊兵+戴淑芬+葛澤慧

[摘 要] 在對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國2000-2012年30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的跨省面板數(shù)據(jù)，以技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的內(nèi)部機(jī)理。研究結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)十分顯著，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有69.61%是通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)的，技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中具有重要的中介作用。

[關(guān)鍵詞] 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化；技術(shù)創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)增長；中介效應(yīng)

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2017. 23. 073

[中圖分類號(hào)] F062.9 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1673 - 0194（2017）23- 0142- 06

1 引 言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化一直是經(jīng)濟(jì)增長研究的重要內(nèi)容，其對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的影響是通過資源再配置效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，表現(xiàn)為資源在各部門之間流動(dòng)的“高度化”。對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，學(xué)術(shù)界做了大量的研究，基本上存在兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長，此種觀點(diǎn)以羅斯托為代表；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)的增長引起了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)與優(yōu)化，此種觀點(diǎn)以庫茲涅茨為代表。學(xué)術(shù)界贊同羅斯托結(jié)構(gòu)理論的文獻(xiàn)如David B.Audretsch等[1]，以及Peneder Michael[2]等；證明庫茲涅茨收入決定理論有效性的文獻(xiàn)如Masakazu Katsumoto和Chihiro Watanabe[3]；對(duì)于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者也做了大量的研究工作：劉偉和李紹榮[4]通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，“第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展”和“制度改革”是推動(dòng)國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的重要因素；劉偉[5]將技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷從要素生產(chǎn)率中分解出來，通過實(shí)證度量得出了隨著市場(chǎng)化程度的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)不斷降低的趨勢(shì)，并逐漸讓位于技術(shù)進(jìn)步的結(jié)論；黃茂興和李軍軍[6]利用中國省際面板數(shù)據(jù)研究了經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與技術(shù)選擇之間的關(guān)系，得出了通過合理的資本深化和技術(shù)選擇，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長的結(jié)論；干春暉和鄭若谷等[7]從高級(jí)化和合理化角度兩個(gè)方面，運(yùn)用面板模型將二者與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做了回歸計(jì)量分析，結(jié)果顯示二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)。這些研究對(duì)于認(rèn)識(shí)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系起到了積極作用。

對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)這兩個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長各自的影響，很多學(xué)者對(duì)此已經(jīng)做了深入的研究，鑒于目前還少有學(xué)者利用全國各省際面板數(shù)據(jù)把影響經(jīng)濟(jì)增長的兩個(gè)主要因素結(jié)合起來運(yùn)用中介傳導(dǎo)模型做計(jì)量分析，因此，本文運(yùn)用我國2000-2012年30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的跨省面板數(shù)據(jù)，把技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)增長放在同一系統(tǒng)中，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長為研究目標(biāo)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 8.0來實(shí)證檢驗(yàn)以技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的內(nèi)部機(jī)理。

2 研究方法和模型構(gòu)建

2.1 研究方法

2.1.1 中介變量和中介效應(yīng)

中介變量是自變量對(duì)因變量發(fā)生影響的中介，它主要是代表一種內(nèi)部機(jī)制，通過這種內(nèi)部機(jī)制自變量對(duì)因變量起作用[8]。在考慮自變量X對(duì)因變量Y的影響時(shí)，如果X通過變量M來影響Y，則稱M為中介變量。中介效應(yīng)是指自變量對(duì)因變量的影響并不是直接產(chǎn)生的，而是通過一個(gè)或多個(gè)變量（M）的間接影響產(chǎn)生的。這種X通過M對(duì)Y產(chǎn)生間接影響就是“中介效應(yīng)”?？梢酝ㄟ^簡單的三變量來說明變量之間的關(guān)系：

2.1.2 面板數(shù)據(jù)

面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型是近年來計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論方法的重要發(fā)展，它通過時(shí)間序列沿空間方向擴(kuò)展（或截面數(shù)據(jù)沿時(shí)間方向擴(kuò)展），增加了自由度并減少了解釋變量之間的共線性；同時(shí)，該模型既可以分析同一時(shí)期不同截面單元差異的影響，也可以分析同一截面單元不同時(shí)間差異的影響，因而具有傳統(tǒng)時(shí)間序列或截面數(shù)據(jù)難以替代的優(yōu)勢(shì)。面板數(shù)據(jù)分析可以控制不可觀測(cè)效應(yīng)，同時(shí)擴(kuò)大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性的問題，從而使回歸的結(jié)果更趨于準(zhǔn)確。

方程中變量的下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份。GDP代表各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值，W代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，ZL代表技術(shù)創(chuàng)新，αi為個(gè)體影響，即為模型中被忽略的反映個(gè)體差異變量的影響；μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，即為模型中被忽略的隨橫截面和時(shí)間變化的因素的影響。模型（11）、模型（12）和模型（14）分別是中介效應(yīng)檢驗(yàn)涉及的三個(gè)回歸模型。模型（11）是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提條件，只有當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)通過了給定的顯著性水平檢驗(yàn)，才可以進(jìn)一步檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)的顯著性。接著檢驗(yàn)程序進(jìn)行以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為自變量、技術(shù)創(chuàng)新為因變量的回歸分析，對(duì)應(yīng)模型（12），考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。然后進(jìn)行以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)創(chuàng)新為自變量，經(jīng)濟(jì)增長為因變量的回歸分析，對(duì)應(yīng)模型（14），檢驗(yàn)以技術(shù)創(chuàng)新為中介變量的中介傳導(dǎo)模型是否成立。

針對(duì)兩個(gè)回歸模型結(jié)果（模型（12）和模型（14）），結(jié)合中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，如果模型（12）中前置變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)a和模型（14）中中介變量技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)b均顯著，則說明中介效應(yīng)顯著；與此同時(shí)，若模型（14）中前置變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)c′不顯著，則說明完全中介效應(yīng)顯著。如果模型（12）中前置變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)a和模型（14）中中介變量技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)b至少有一個(gè)不顯著，則需要構(gòu)造Sobel統(tǒng)計(jì)量并進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，以確認(rèn)中介變量產(chǎn)生的中介效應(yīng)是否存在。

2.3 變量及數(shù)據(jù)的選取

為了保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性與可得性，本文選擇時(shí)間跨度為2000-2012年的數(shù)據(jù)。其中經(jīng)濟(jì)增長（GDP）為因變量，自變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（W），中介變量為技術(shù)創(chuàng)新（ZL）。三個(gè)重要的控制變量為資本存量（K）、勞動(dòng)力（L）以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度（OPEN）。

2.3.1 經(jīng)濟(jì)增長（GDP）

本文以各地區(qū)實(shí)際GDP作為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，利用GDP平減指數(shù)對(duì)名義GDP進(jìn)行平減，基期為2000年。數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“億元”。

2.3.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（W）

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化實(shí)際上是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的一種衡量，因此本文參考了付凌暉[11]構(gòu)造的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)的測(cè)算方法來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.3.3 資本存量（K）

參考了張軍等[12]、何楓等[13]的測(cè)算方法，資本存量的估算公式為：Ki，t=Ki，t-1（1-δi，t）+Ii，t，其中i指第i個(gè)省市區(qū)，t指第t年。資本形成總額包括固定資本形成總額和存貨增加，固定資本形成總額計(jì)算時(shí)需進(jìn)行折舊處理，并利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)投資進(jìn)行平減，折算成以基期不變價(jià)格表示的實(shí)際值，計(jì)算得到了各省固定資本形成總額的經(jīng)濟(jì)折舊率δ是9.6%；用各省區(qū)市1952年的固定資本形成總額除以10%作為該省區(qū)市的初始資本存量，數(shù)據(jù)來源于按上述方法測(cè)算的結(jié)果，并參考了張軍、吳桂英和張吉鵬[12]對(duì)1952-2004年中國省際物資資本存量的估算。數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“億元”。

2.3.4 勞動(dòng)力（L）

各地區(qū)勞動(dòng)力采用全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)來反映勞動(dòng)者數(shù)量，數(shù)據(jù)分別來源于各年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“萬人”。

2.3.5 技術(shù)創(chuàng)新（ZL）

考察技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，顯然要利用創(chuàng)新的產(chǎn)出指標(biāo)來反映，本文借鑒李從榮等[14]以各省市區(qū)的國內(nèi)專利授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新能力和水平的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“件”。

2.3.6 地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度（OPEN）

以“進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重”來衡量，說明各省市區(qū)的開放程度，其中美元對(duì)人民幣按當(dāng)年的匯率折算，單位是“%”。

由于以固定資產(chǎn)形成總額衡量資本投入時(shí)采用張軍等[12]一文提供的數(shù)據(jù)，自1996年他把重慶的數(shù)據(jù)并入了四川，故本文處理數(shù)據(jù)時(shí)，同樣把二者合二為一。

在模型的構(gòu)建過程中，本文對(duì)各變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，以避免造成異方差現(xiàn)象，減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)，使回歸結(jié)果更加準(zhǔn)確并具有參考性。

3 技術(shù)創(chuàng)新中介傳導(dǎo)效應(yīng)的實(shí)證分析

本文采用面板回歸分析方法并結(jié)合中國2000-2012年的跨省數(shù)據(jù)以及中介效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究數(shù)據(jù)年份跨度13年，截面數(shù)30個(gè)。為了避免數(shù)據(jù)的“偽回歸”現(xiàn)象，本文利用Eviews 8.0對(duì)三個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)增長取對(duì)數(shù)后的序列均為一階差分后平穩(wěn)序列。

對(duì)于混合估計(jì)模型來說，是否有必要建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，可通過F檢驗(yàn)來完成[15]，在本文中計(jì)算得到F統(tǒng)計(jì)量的值也顯示固定效應(yīng)模型更為合理。

面板數(shù)據(jù)分析中究竟是選擇固定效應(yīng)模型，還是隨機(jī)效應(yīng)模型來分析，一般利用檢驗(yàn)來選擇。

首先將經(jīng)濟(jì)增長作為因變量，而將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為自變量，來驗(yàn)證模型（11）。其次將技術(shù)創(chuàng)新作為因變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為自變量，來驗(yàn)證模型（12）。最后將經(jīng)濟(jì)增長作為因變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和技術(shù)創(chuàng)新作為自變量，來驗(yàn)證模型（14）。表1是OLS回歸的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。

表1中，模型（11）的Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是427.436，相對(duì)應(yīng)的概率是0.000，說明檢驗(yàn)結(jié)果在95%的置信區(qū)間上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定影響模型。同理可知，模型（12）和模型（14）也拒絕了隨機(jī)影響模型原假設(shè)，同樣應(yīng)該建立固定影響模型。

3.1 技術(shù)創(chuàng)新的中介效用檢驗(yàn)

首先以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為自變量，經(jīng)濟(jì)增長為因變量進(jìn)行回歸分析，其回歸系數(shù)在α=0.05的水平下顯著，這表明可以進(jìn)行下一步的中介效用檢驗(yàn)。

其次將技術(shù)創(chuàng)新作為因變量，而將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化作為自變量，來驗(yàn)證假設(shè)模型（12）。

表2是OLS回歸的結(jié)果。

從表2中的結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，在以技術(shù)創(chuàng)新為因變量的條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化每增加1%，可以使技術(shù)創(chuàng)新提高0.95%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)為正值且通過了顯著性檢驗(yàn)，這也說明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的過程也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向產(chǎn)業(yè)的技術(shù)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的綜合生產(chǎn)率提高的過程，同時(shí)也提高了技術(shù)創(chuàng)新能力。

將三個(gè)控制變量和技術(shù)創(chuàng)新作為自變量，經(jīng)濟(jì)增長作為因變量加入到回歸模型中。表3是回歸結(jié)果。

從表3中的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在以經(jīng)濟(jì)增長為因變量的條件下，技術(shù)創(chuàng)新的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，技術(shù)創(chuàng)新每提高1%，可以使經(jīng)濟(jì)增長提高0.36%。技術(shù)創(chuàng)新通過改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、淘汰落后產(chǎn)業(yè)和發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高層次、合理化方向發(fā)展，從而使產(chǎn)品質(zhì)量提高、要素生產(chǎn)率改善以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

最后將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)創(chuàng)新以及三個(gè)控制變量同時(shí)作為自變量，經(jīng)濟(jì)增長作為因變量加入到回歸模型中去。表4是OLS回歸結(jié)果。

結(jié)合中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，從表2及表4中的結(jié)果可知，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為自變量，經(jīng)濟(jì)增長為因變量進(jìn)行回歸分析，其回歸系數(shù)c在α=0.05的水平下顯著；以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為自變量，技術(shù)創(chuàng)新為因變量進(jìn)行回歸分析，其回歸系數(shù)a在α=0.05的水平下顯著；以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)創(chuàng)新為自變量，經(jīng)濟(jì)增長為因變量進(jìn)行回歸分析，技術(shù)創(chuàng)新前的回歸系數(shù)b與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化前的回歸系數(shù)c′均在α=0.05的水平下顯著，由此可以判斷出技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系中起到了部分中介效應(yīng)。

本文對(duì)方程（11）、方程（12）、和方程（14）進(jìn)行隨機(jī)影響模型的面板數(shù)據(jù)回歸，Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)P值均為0.000，因此，3個(gè)方程均采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，這3個(gè)方程分別對(duì)應(yīng)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的3個(gè)步驟：①檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。根據(jù)上表可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的系數(shù)通過了α=0.05的顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為0.487，這表明了可以進(jìn)行下一步的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。②檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平的影響。根據(jù)上表可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的系數(shù)顯著為正，其系數(shù)為0.950；這也說明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的過程也是技術(shù)創(chuàng)新能力提高的過程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向產(chǎn)業(yè)的技術(shù)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的綜合生產(chǎn)率提高的過程，同時(shí)也提高了技術(shù)創(chuàng)新能力。③檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。當(dāng)把兩個(gè)變量放到一個(gè)方程中檢驗(yàn)時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的系數(shù)為0.107，技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)為0.357?？梢园l(fā)現(xiàn)兩個(gè)變量的系數(shù)皆是顯著為正，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)創(chuàng)新均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用。同時(shí)看到方程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)相對(duì)較小，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用還相當(dāng)有限，效應(yīng)并不突出，這也反映出轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的迫切性。同時(shí)，資本存量和勞動(dòng)力的系數(shù)在這三個(gè)回歸方程中都為正且通過了顯著性檢驗(yàn)，說明兩者在當(dāng)前中國省級(jí)經(jīng)濟(jì)增長中仍具有基礎(chǔ)性的作用。地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度均通過了α=0.05的顯著性檢驗(yàn)且為正值，這說明從全國范圍內(nèi)的樣本來看，地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度的提高能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，開放程度越高，經(jīng)濟(jì)增長越快。

3.2 技術(shù)創(chuàng)新的中介效用（見表6）

表6結(jié)果表明，按照中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法可知，技術(shù)創(chuàng)新LZL在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響中具有部分的中介效應(yīng)。在模型第一步中總效應(yīng)系數(shù)C為0.487，且在5%水平下顯著，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的提升具有積極影響。第二步和第三步的回歸系數(shù)a和b分別為0.950和0.375，且均在5%水平下顯著，說明中介變量技術(shù)創(chuàng)新LZL起到了明顯的中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.339，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的69.61%，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響有大約69.61%的效果是通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)的。這也就表明了技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中具有較為重要的中介作用，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，然后實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長是一條可行的路徑。

上述對(duì)包含了中介變量技術(shù)創(chuàng)新模型的分析結(jié)果表明：一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有直接的正效應(yīng)，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化通過技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有間接的促進(jìn)作用，但是與總效應(yīng)值0.487相比，作用明顯變小，系數(shù)變?yōu)?.107，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用通過技術(shù)創(chuàng)新這個(gè)中介變量會(huì)有所稀釋。

4 結(jié) 論

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長模式面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，而加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長、提升國際競(jìng)爭力的重要途徑。本文利用2000-2012年30個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)及中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，證實(shí)了技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長的中介變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，通過技術(shù)創(chuàng)新這一中介變量得以放大和強(qiáng)化。主要得到了以下結(jié)論：

（1）通過文中實(shí)證部分的結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有很明顯的直接正效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中的中介效應(yīng)非常明顯，經(jīng)過測(cè)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響有大約69.61%的效果是通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)的，可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過程就是產(chǎn)業(yè)的技術(shù)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的綜合生產(chǎn)率提高的過程，要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，技術(shù)創(chuàng)新是研究的重點(diǎn)，提高技術(shù)創(chuàng)新能力，通過技術(shù)創(chuàng)新改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)和淘汰落后產(chǎn)業(yè)。通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)創(chuàng)新，然后實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長是一條可行的路徑。

（2）計(jì)量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)增長的貢獻(xiàn)時(shí)不能僅僅計(jì)量其直接貢獻(xiàn)，還必須考慮其中介變量的傳導(dǎo)作用和放大作用，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中也要注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同作用。

本文僅以技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理進(jìn)行探索，將制度條件、投資比重和研發(fā)投入等變量納入分析框架，也是未來值得繼續(xù)研究的方向。

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