技術與制度協(xié)同創(chuàng)新機制及對產業(yè)升級的協(xié)同效應

趙玉林，谷軍健

(武漢理工大學經濟學院，湖北　武漢　430070)

0　引言

當前中國產業(yè)發(fā)展面臨國內國外雙重障礙，一是隨著國內要素成本上升、環(huán)境規(guī)制加重，粗放式發(fā)展模式不可持續(xù)；二是隨著國際分工日益深化，中國產業(yè)受到來自全球價值鏈的“低端鎖定”，產業(yè)升級難度加大。在此背景下，黨的十八大提出“實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略”，《國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略實施綱要》更是明確指出：“實施創(chuàng)新驅動要堅持雙輪驅動”“雙輪驅動就是科技創(chuàng)新和體制機制創(chuàng)新兩個輪子相互協(xié)調、持續(xù)發(fā)力”，凸顯出國家層面訴諸技術與制度協(xié)同創(chuàng)新謀求產業(yè)升級的戰(zhàn)略思路。因而，探尋技術與制度協(xié)同創(chuàng)新規(guī)律應成為學術研究的重要方向。

國外學者已分別證實技術和制度變遷對經濟增長的作用，當前爭論焦點在于制度和技術進步(人力資本)兩者的決定關系，即哪個是決定經濟績效的根本性因素[1-3]。一些學者試圖避免這種兩難選擇，引入共同決定的視角，李富強等[4]將制度變量引入增長模型發(fā)現，當制度完善時，經濟增長主要體現為技術進步和人力資本發(fā)展，而當制度不完善時，經濟增長會受到制度的限制；樊綱等[5]實證測算科技進步和市場化的貢獻，發(fā)現市場化進程對地區(qū)經濟增長貢獻比科技進步高出10%。作為相關文獻的另一條思路，Nelson[6]及Pelikan[7]從演化經濟學的角度，將制度和技術分別作為社會技術和物質技術經歷遺傳、變異和選擇的演化，認為兩者互為選擇力量，共同推動產業(yè)發(fā)展。

基于研究方法的不同，后續(xù)相關文獻主要從三個方面進行拓展：一是運用案例分析法探討產業(yè)成長中技術與制度的協(xié)同演化，Murmann[8]分析和比較了美國和歐洲四個國家合成染料產業(yè)中技術與制度協(xié)同演化的差異，孫曉華等[9]以中國水電行業(yè)的發(fā)展歷程考察了技術與制度的互動性，邱國棟等[10]從技術與制度內生耦合的角度比較了韓國現代與中國吉利汽車公司的成長過程，眭紀剛等[11]分析了中國電動汽車產業(yè)發(fā)展過程案例；二是運用協(xié)同學哈肯模型來探討決定高技術產業(yè)系統(tǒng)演化的序參量，郭莉等[12]運用哈肯模型建立產業(yè)生態(tài)系統(tǒng)演化方程，趙玉林等[13]探討高技術產業(yè)化的過程機制發(fā)現，研發(fā)投入與科技成果轉化存在協(xié)同關系，趙玉林等[14]運用哈肯模型分析了戰(zhàn)略性新興產業(yè)創(chuàng)新與需求的協(xié)同作用及其異質性；三是借鑒孟慶松等提出的復合系統(tǒng)協(xié)調度模型來計算協(xié)同度，劉英基[15]構建了高技術產業(yè)高端化與產品創(chuàng)新、工業(yè)創(chuàng)新的協(xié)同度模型，賈軍等[16]從績效、資源共享和資源互補三個層面測度了高技術產業(yè)業(yè)務協(xié)同度，卞元超等[17]在測算產學研協(xié)同創(chuàng)新度后，考察了其與技術進步的關系，劉英基[18]測算有序度和協(xié)同度后發(fā)現，制度創(chuàng)新沒有發(fā)揮對高端化的正向作用，制度創(chuàng)新是技術創(chuàng)新的格蘭杰原因，技術創(chuàng)新是高端化的原因。

梳理文獻后發(fā)現，現有研究存在一些不足：一是大多以新興產業(yè)案例對技術與制度演化做理論和概念分析，缺乏運用實證方法揭示技術與制度協(xié)同創(chuàng)新規(guī)律的研究；二是現有研究停留在探討技術與制度的協(xié)同關系，忽略了兩者對產業(yè)升級的協(xié)同效應研究。為了彌補文獻的缺憾，本文探討制度與技術協(xié)同創(chuàng)新機制，構建高技術產業(yè)制度創(chuàng)新指數，運用聯立方程模型給出技術與制度協(xié)同的經驗證據，并測算兩者對產業(yè)升級的協(xié)同效應，拓展了產業(yè)升級中技術與制度協(xié)同創(chuàng)新機制與協(xié)同效應的研究。

1　制度創(chuàng)新與技術創(chuàng)新協(xié)同互動機制分析

根據協(xié)同學原理，協(xié)同效應是復雜環(huán)境下開放系統(tǒng)中大量子系統(tǒng)相互影響與合作而產生的整體效應。因而，子系統(tǒng)的互動作用是產生協(xié)同效應的基本前提，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新作為產業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)的子系統(tǒng)，兩者相互促進、相互作用以及相互制約的關系，有利于形成技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的協(xié)同效應，進而對產業(yè)升級產生1+1>2的綜合效果。

1.1　制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新的影響機制

制度創(chuàng)新是通過提供確定性的規(guī)則，降低微觀個體的交易費用，實現與產業(yè)有關的新技術、高端人才等資源的有效配置，帶動產業(yè)增長和轉型升級。制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新的影響體現在以下三方面：

(1)產權制度創(chuàng)新提高全社會的激勵水平，激發(fā)企業(yè)開展創(chuàng)新活動的動力。一方面，隨著國有企業(yè)產權改革及非國有經濟的發(fā)展，促進企業(yè)經營決策權和剩余索取權開始逐漸由政府轉移到企業(yè)[19]，企業(yè)對經營績效的依存程度加劇，經營目標更注重利潤最大化，企業(yè)出于對長期利潤的考慮，從事創(chuàng)新的動力增強。另一方面，知識產權保護制度保證新產品和新技術獲得排他性的高額收益，這種制度保障不僅有利于創(chuàng)新型企業(yè)收回研發(fā)成本，也為后續(xù)技術創(chuàng)新提供資金準備，進一步激勵企業(yè)的技術創(chuàng)新行為。

(2)市場發(fā)育促進行業(yè)競爭和優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，提升技術創(chuàng)新績效。一方面，產品市場發(fā)育提升企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度，促使企業(yè)通過謀求新產品、新服務和新工藝等方式“逃離競爭”，從而獲取較高的創(chuàng)新壟斷收益[20]，且產品市場發(fā)育利于企業(yè)及時把握消費者的需求及偏好，促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動。另一方面，要素市場發(fā)育有助于改善創(chuàng)新資源的配置效率，提升企業(yè)技術創(chuàng)新效率。首先，資本、原材料等市場發(fā)育使得企業(yè)通過非人格化交換獲取創(chuàng)新所需的資金和原材料；其次，勞動力市場發(fā)育有利于研發(fā)人員的自由流動和知識溢出；最后，技術市場的發(fā)育促進新技術的推廣、轉移及擴散，有利于企業(yè)基于引進技術的消化、吸收和再創(chuàng)新，進一步提高研發(fā)活動的產出績效。

(3)政府干預程度下降有利于弱化企業(yè)尋租動機，將更多精力用于創(chuàng)新性活動。當前中國經濟轉型期的一個制度特征是政府通過控制行政審批、市場準入、補貼、稅收等及制定產業(yè)政策等方式對經濟進行調控[21]，這種情況下企業(yè)從事非生產性的尋租活動變得有利可圖，將擠出企業(yè)在生產經營和研發(fā)創(chuàng)新方面的資源分配和精力。并且，由于信息不對稱及虛假信號等原因，政府補貼流入不該補貼和不需要補貼的企業(yè)，降低創(chuàng)新資源配置效率[22]。因而，政府干預的減少降低了政府在資源分配中的比例，一方面有利于發(fā)揮市場對創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，另一方面由于壓縮企業(yè)尋租空間，弱化企業(yè)通過尋租獲取超額利潤的動機，將有限的資源和精力用于創(chuàng)新性活動。

1.2　技術創(chuàng)新對制度創(chuàng)新的影響機制

技術創(chuàng)新通過研發(fā)新產品和改進生產工藝流程實現技術進步，促進產品質量提升和生產效率增長，推動產業(yè)實現快速增長和轉型升級。技術創(chuàng)新對制度創(chuàng)新的影響也體現在三個方面：

(1)技術創(chuàng)新為新制度的形成提供技術手段和技術保障，擴大制度創(chuàng)新的可能性邊界。首先，企業(yè)研發(fā)活動形成新的技術平臺和應用，為新制度的設計提供技術保障，突破制約制度創(chuàng)新的技術瓶頸，如基于大數據技術的個人征信系統(tǒng)促進了國家信用體系建設等。其次，新技術的應用與推廣降低制度創(chuàng)新的實施成本，為新制度的形成和實施提供了可能[7]，基于互聯網與信息技術的電子政務平臺簡化了行政審批程序，降低政府對企業(yè)的干預程度。最后，新技術還可以通過改變經濟活動參與者的認知，新的技術提供了一種新的解決方案，推動參與者認知模式演變[23]，進而推動制度創(chuàng)新的邊界擴展。

(2)技術創(chuàng)新催生出新產業(yè)和新的產業(yè)組織，促進相關市場競爭及資源配置。一方面，技術創(chuàng)新帶來新的盈利機會，催生出提供相同產品和服務的融合型產業(yè)，加劇了要素市場競爭和市場化改革，如互聯網技術催生出互聯網金融產業(yè)，加劇了傳統(tǒng)金融行業(yè)的競爭，促進了金融制度及金融體系的變革。另一方面，技術創(chuàng)新有利于提升要素資源的配置效率，基于電子商務技術的在線營銷、在線交易等加快了要素市場上的供需匹配，提升供給商與需求商的議價能力，實現資源配置效率的優(yōu)化。

(3)技術創(chuàng)新改變原有產業(yè)的利益分配格局，相應制度創(chuàng)新的動力增強。技術創(chuàng)新產生新的商業(yè)模式，改變原有制度下的經濟活動參與者之間的利益分配，一方面，遠離原來的制度和規(guī)則可能有更高的收益，這種利益改變激勵經濟活動參與者學習新的行為規(guī)則，引發(fā)制度創(chuàng)新；另一方面，技術創(chuàng)新衍生出的新的商業(yè)模式可能面臨較高的交易費用，為實現新商業(yè)模式帶來的潛在利潤，進行降低交易費用的制度創(chuàng)新的動力增加。

基于技術與制度協(xié)同創(chuàng)新作用機制，兩者協(xié)同驅動產業(yè)升級存在兩條路徑：一是源于制度創(chuàng)新、通過促進技術創(chuàng)新對產業(yè)升級形成協(xié)同效應，稱之為“制度→技術”路徑；二是源于技術創(chuàng)新、通過誘發(fā)制度創(chuàng)新對產業(yè)升級形成協(xié)同效應，稱之為“技術→制度”路徑。

2　模型設定、變量與數據說明

現有用來研究協(xié)同的實證方法主要有復雜系統(tǒng)協(xié)調度模型和哈肯模型，前者實際上表示兩個系統(tǒng)同升同降的協(xié)調度而非協(xié)同度，后者雖可分析兩子系統(tǒng)間的協(xié)同關系，卻難以判斷兩子系統(tǒng)是否對產業(yè)系統(tǒng)具有協(xié)同效應。鑒于此，本文借鑒哈肯模型的主要思想，通過運用聯立方程模型來探討技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的協(xié)同關系，進而引入協(xié)同效應計量模型，測算兩者互動對產業(yè)升級的協(xié)同效應。

2.1　模型設定

(1)技術與制度聯立方程模型。如前所述，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新存在協(xié)同互動的雙向因果關系，本文通過建立包含兩個模型的聯立方程，采用三階段最小二乘法克服內生性問題的干擾，考察技術與制度的協(xié)同互動關系。

根據投入產出思想，研發(fā)投入是影響產業(yè)技術創(chuàng)新的重要因素，制度環(huán)境與創(chuàng)新政策會影響產業(yè)技術創(chuàng)新績效。鑒于技術創(chuàng)新的連續(xù)效應，設定技術創(chuàng)新決定模型如下：

lnTechit=α0+α1lnTechit-1+α2lnRDit+α3Institit+αXit+εit

(1)

其中，Techit表示技術創(chuàng)新水平，RDit代表研發(fā)投入，Institit表示制度創(chuàng)新，Techit-1表示技術創(chuàng)新水平的滯后項，用以捕捉技術創(chuàng)新的動態(tài)變化和連續(xù)性。

如前分析，技術創(chuàng)新為制度創(chuàng)新提供技術保障，擴展制度創(chuàng)新的可能邊界。同時，制度創(chuàng)新可能與經濟發(fā)展水平以及居民受教育程度有關，因而設定制度創(chuàng)新決定模型如下：

Institit=β0+β1lnTechit+β2lnPerGDPit+β3Eduit+βXit+μit

(2)

其中，PerGDPit表示當地經濟發(fā)展水平，Eduit表示平均受教育年限，反映居民的受教育水平。Xit是其他控制變量，主要包括企業(yè)規(guī)模和盈利水平。

技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新是否存在互動關系是發(fā)揮協(xié)同效應的重要前提，本文將方程(1)和方程(2)建立聯立方程來檢驗技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新之間的協(xié)同互動關系。

(2)協(xié)同效應計量模型。在實證技術與制度協(xié)同互動關系后，為了考察技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對高技術產業(yè)的協(xié)同效應，引入C-D生產函數：

Yit=AitKitγ1Litγ2

(3)

其中，Yit代表高技術產業(yè)產出，Kit和Lit分別表示資本投入和勞動投入，Ait表示產業(yè)增長中扣除資本投入和勞動投入貢獻后剩余的部分，即產業(yè)全要素生產率。在產業(yè)融合、交叉和滲透背景下，產業(yè)結構升級就是生產率高的部門不斷替代生產率低的部門成為主導部門，因而產業(yè)升級的本質是生產率不斷提升。技術進步以及制度創(chuàng)新都會影響全要素生產率，從而促進產業(yè)實現升級。此外，參考樊綱等[24]的設定，將交通基礎設施作為控制變量加入模型：

Ait=Aeγ3lntechit+γ4Institit+γ5lnInfrait+λi+υit

(4)

其中，Infrait表示基礎設施水平，將式(4)帶入式(3)，并取對數可得：

lnYit=γ0+γ1lnKit+γ2lnLit+γ3lnTechit+γ4Institit+γ5lnInfrait+υit

(5)

采用式(5)考察制度與技術對產業(yè)生產率升級的總體效應，很顯然γ3和γ4是在不考慮技術與制度存在協(xié)同機制時的總體效應；然而，當以系統(tǒng)協(xié)同觀看待產業(yè)升級時，即在技術與制度存在相互作用的協(xié)同關系視角下，總體效應中包含了技術與制度兩者的協(xié)同效應，為了更加直觀地表示技術與制度的協(xié)同效應，有必要對總體效應進行分解。為了簡化分析，根據式(1)和式(2)分別剝離出技術創(chuàng)新中制度的貢獻與制度創(chuàng)新中技術的貢獻，即設定lnT=lnTech-α3Instit，I=Instit-β1lnTech，代入式(5)可得：

lnY=γ0+γ1lnK+γ2lnL+γ3(lnT+α3Instit)+γ4(I+β1lntech)+γ5lnInfra+υ

(6)

式(6)中省略下標i和t。經過整理可知，對應前文技術與制度協(xié)同機制分析，α3γ3項為“制度→技術”路徑的協(xié)同效應；β1γ4項為“技術→制度”路徑的協(xié)同效應。因而，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對產業(yè)升級的協(xié)同效應可依據式(7)進行測算：

Synergy=α3γ3+β1γ4

(7)

2.2　變量選取

(1)技術創(chuàng)新變量。由于專利與創(chuàng)新活動聯系緊密，且數據易于獲得，因而受到學者的青睞。因此，本文使用專利數作為技術創(chuàng)新的衡量指標。

(2)制度創(chuàng)新變量。改革開放以來我國經濟制度演變的主要特征就是政府干預程度下降、建立市場化體制和完善產權制度。借鑒張三保等[25]的做法，本文從政府干預下降、市場發(fā)育和產權制度創(chuàng)新三個層面構造各地區(qū)高技術產業(yè)制度創(chuàng)新指數。具體指數選取與衡量說明見表1，為使不同分項指數之間可比，所有數據根據其與基期年份最大值和最小值的相對位置確定。其中，政府干預下降程度指數中各指標數值越大，表示政府干預程度越低，對應制度創(chuàng)新程度越高。借鑒樊綱[24]和戴魁早等人[26]的做法，采用算數平均法設定指標權重。

表1　各地區(qū)高技術產業(yè)制度創(chuàng)新指數的指標體系

(3)高技術產業(yè)總產出Yit使用總產值表示，勞動投入Lit使用企業(yè)從業(yè)人員年平均人數表示，資本投入Kit采用永續(xù)盤存法計算，具體計算方法如下：

Kit=Iit+(1-δ)Kit-1

(8)

其中，Iit為投資額，用固定資產價格指數進行平減；折舊率δ設定為10%；基期資本存量由K0=l0/(g+δ)計算得到，g為總產值年均增長率。

(4)其他解釋變量。研發(fā)投入使用研發(fā)經費內部支出表示；人均GDP使用地區(qū)生產總值與地區(qū)總人口的比值表示；受教育水平采用6歲以上人口的加權平均受教育年限表示；企業(yè)規(guī)模控制變量采用高技術產業(yè)平均總產值(總產值/企業(yè)數)和高技術產業(yè)平均人員數(企業(yè)從業(yè)人員年平均人數/企業(yè)數)的平均值表示；企業(yè)盈利水平采用利潤率(利潤總額/總產值)表示；基礎設施水平采用鐵路與公路營運里程表示，具體計算參考樊綱等[5]的做法。因鐵路與公路的運輸能力不同，將鐵路里程乘以14.7的系數與標準公路里程求和，得到鐵路與公路營運里程數。

2.3　數據處理與說明

本文采用高技術產業(yè)省級面板數據，鑒于西藏、青海和新疆的創(chuàng)新數據存在較大缺失，因而使用剔除以上三個地區(qū)的其他28個省級數據。其中，高技術產業(yè)工業(yè)總產值、新產品產值、研發(fā)經費內部支出、專利數、企業(yè)從業(yè)人員數、利潤總額、企業(yè)數等數據來自歷年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，測算地區(qū)受教育水平所需的人口教育年限統(tǒng)計數據來自歷年《中國人口統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，各地區(qū)生產總值和總人口以及各類價格指數均來自Wind數據庫。樣本區(qū)間為2000—2010年，因部分數據更新到2008年，缺失數據采用趨勢法補齊，相關數據采用對應的價格指數進行平減處理。

2000—2010年高技術產業(yè)制度創(chuàng)新指數整體呈現上升趨勢，從分項指數來看，政府干預程度指數在2000—2002年以及2007—2010年出現明顯下降趨勢，表明受到經濟危機干擾，這兩個時期內政府對高技術產業(yè)的干預增加；市場發(fā)育指數和產權制度創(chuàng)新指數具有明顯的上升趨勢，說明市場在要素和產品價格形成中的作用增加，知識產權保護力度不斷攀升，非國有經濟占比越來越大。

3　基于聯立方程模型的技術與制度的協(xié)同互動關系

為了考察技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的協(xié)同互動關系，在估計之前，首先對聯立方程組中兩個方程的識別問題進行判斷。本文所構建的聯立方程組中一共包含2個內生變量、4個前定變量，通過階條件進行判斷，方程1和方程2所排斥的前定變量個數 (6-4)大于該方程中所包含的內生解釋變量個數(1)，上述兩個方程都屬于過度識別的情形，可得到唯一解。三階段最小二乘法(3SLS)是最常用來估計聯立方程模型的系統(tǒng)估計法，其基本思想是在對每個方程進行兩階段最小二乘(2sls)的基礎上，依據方程系統(tǒng)擾動項的協(xié)方差矩陣，對整個方程系統(tǒng)進行GLS估計。本文采用3SLS進行回歸估計，表2報告了技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的協(xié)同互動關系實證結果。由表2可知，對模型的過度識別檢驗顯示，接受工具變量外生的原假設。

表2　聯立方程模型估計結果

注：R2為第一階段回歸的決定系數；括號內為t值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平顯著，常數項未列出。

(1)制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新的影響效應。由列(1)可知，制度創(chuàng)新指數與高技術產業(yè)技術創(chuàng)新之間具有顯著正相關性，制度創(chuàng)新指數每提高1分，高技術產業(yè)創(chuàng)新產出將增加0.169%。由各分項結果可知，政府干預下降程度對高技術產業(yè)創(chuàng)新績效的影響顯著為正，系數為0.191，政府主要通過稅收、資金以及行政審批等進行干預，政府對企業(yè)的稅收和資金干預減少以及行政審批簡單便捷，有利于提升技術創(chuàng)新績效；市場發(fā)育程度的系數為0.162，在1%水平上顯著，這與戴魁早和劉友金[26]的結論一致，即市場化進程提高促進了高技術產業(yè)的創(chuàng)新績效；產權制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新績效具有顯著正效應，其系數為0.142，知識產權保護力度提升和產權結構變遷激發(fā)了企業(yè)技術創(chuàng)新動力，提升了技術創(chuàng)新績效。比較可知，政府干預下降程度對提升高技術產業(yè)技術創(chuàng)新績效的效果最明顯。

(2)技術創(chuàng)新對制度創(chuàng)新的影響效應。技術創(chuàng)新對制度創(chuàng)新具有顯著正效應，技術創(chuàng)新產出每提高1%，將促進制度創(chuàng)新指數提升0.286分，這表明企業(yè)通過研發(fā)形成新型技術平臺和技術應用為新制度的形成提供了可能，且降低了新制度的實施成本，技術創(chuàng)新推動的利益分配格局的改變也促使利益相關方尋求制度層面的創(chuàng)新，從而確保技術創(chuàng)新帶來的潛在利潤得以實現。模型4、6和8顯示，高技術產業(yè)技術創(chuàng)新有利于促進政府干預程度下降，帶動產品和要素市場的不斷發(fā)育，并完善產權保護力度和推動產權結構的變遷。通過比較可知，技術創(chuàng)新對市場發(fā)育程度的作用效果最大(0.428)，對產權制度的作用效果次之(0.227)，對政府干預程度的作用效果最小(0.199)。

(3)其他變量的影響效應。技術創(chuàng)新滯后項的影響一直顯著為正，這說明技術與知識創(chuàng)新具有連續(xù)性；研發(fā)投入對高技術產業(yè)專利產出數具有顯著的促進作用；受教育水平對制度創(chuàng)新指數的提高的影響效應為負，表明人力資本對制度沒有產生因果效應；經濟發(fā)展水平與制度創(chuàng)新指數存在顯著的正相關關系，良好的制度質量一般與較高的人均收入相匹配；企業(yè)規(guī)模對技術創(chuàng)新專利產出的影響為負，盈利水平對創(chuàng)新產出的效應不穩(wěn)定且不顯著。

上述實證結果表明，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新存在相互影響、相互促進的協(xié)同關系，正是技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新之間相互促進、相互合作的互動關系形成了對產業(yè)升級協(xié)同效應的基礎。

4　高技術產業(yè)升級的技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新協(xié)同效應

在驗證技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新存在協(xié)同互動關系后，進一步測算兩者驅動產業(yè)升級的協(xié)同效應，采用高技術產業(yè)2000—2010年的省級面板數據對式(5)進行估計，結果列于表3。運用VIF檢驗發(fā)現，不存在高于10的情況，可認為不存在嚴重的共線性問題。

表3　技術創(chuàng)新、制度創(chuàng)新與高技術產業(yè)發(fā)展

注：采用固定效應模型，異方差穩(wěn)健型標準誤，括號內為t值，***、**和*分別表示在1%、 5%和10%顯著，常數項未列出。

根據表3中列(1)，資本投入、勞動投入以及基礎設施的產出彈性分別為0.154、0.688和0.317。制度創(chuàng)新指數的系數為0.095，表明在保持要素投入不變時，制度創(chuàng)新指數每提高1分，將帶動高技術產業(yè)總產出增加0.095%，即制度創(chuàng)新有利于促進高技術產業(yè)生產效率提升；技術創(chuàng)新的系數為0.037，這表明在保持資本和勞動投入以及制度質量不變時，高技術產業(yè)創(chuàng)新績效每增加1%，將促進總產出提升0.037%，即技術創(chuàng)新有利于促進高技術產業(yè)生產率升級。正是基于制度創(chuàng)新與技術創(chuàng)新對全要素生產率的促進作用，以及技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新存在相互影響、相互促進、協(xié)作互動的動態(tài)關系，可確定技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對高技術產業(yè)生產率升級具有協(xié)同效應。

為了比較政府干預下降、市場發(fā)育以及產權制度創(chuàng)新對產業(yè)升級的貢獻大小，依次將三方面指數代替制度創(chuàng)新指數，政府干預程度下降對產業(yè)升級的影響系數很小，且不顯著，原因可能與政府對高技術產業(yè)發(fā)展的干預程度較高有關，政府對產業(yè)干預并沒有明顯的下降趨勢，行政審批繁瑣、政府稅收干預及補貼分配錯位都不利于高技術產業(yè)效率升級。市場發(fā)育程度的影響系數為0.089，產權制度創(chuàng)新的影響系數為0.062，且都在1%水平上顯著，這表明市場發(fā)育和產權制度創(chuàng)新對高技術產業(yè)效率提升具有正效應。比較發(fā)現，市場發(fā)育對高技術產業(yè)效率升級的貢獻效應最大，產權制度創(chuàng)新的貢獻效應次之，而政府干預下降的效應最弱。根據式(7)，測算出協(xié)同效應列于表4，其中不顯著的系數用0代替。

表4　技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新驅動產業(yè)升級的協(xié)同效應

分離協(xié)同效應后發(fā)現，根據制度創(chuàng)新指數的結果，來源于技術創(chuàng)新、帶動制度創(chuàng)新驅動高技術產業(yè)升級的協(xié)同效應為0.0272，大于由制度創(chuàng)新促進技術創(chuàng)新產生的協(xié)同效應，兩者互動產生的總協(xié)同效應為0.0334。從制度分項的協(xié)同效果來看，除了政府干預下降程度外，其余各項中“技術→制度”路徑協(xié)同效應大于“制度→技術”路徑協(xié)同效應。市場發(fā)育與技術創(chuàng)新產生的協(xié)同效應最大，產權制度創(chuàng)新與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應次之，減少政府干預與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應最小，如前文所述，這與高技術產業(yè)的政策干預程度較高有關。因而，通過提高行政審批的便捷性，優(yōu)化政府資金補貼的投放結構，保持適當的資助規(guī)模，在一定程度上減少政府干預，發(fā)揮其與技術創(chuàng)新產生更大的協(xié)同效應，理應成為未來產業(yè)創(chuàng)新政策與發(fā)展策略制定的重要內容。

為了避免因模型中內生性問題產生估計偏誤，本文采用面板工具變量法進行估計，將制度創(chuàng)新和技術創(chuàng)新作為潛在內生解釋變量，分別使用其滯后一期作為工具變量，限于篇幅，面板工具變量回歸結果未列出。Cragg-Donald Wald檢驗拒絕了弱工具變量的假設，表明工具變量設定合理。我們發(fā)現，使用面板工具變量回歸克服內生性問題后，盡管政府干預下降程度在10%水平上顯著，但其系數依然小于市場發(fā)育程度和產權制度創(chuàng)新的系數。對應于表4，測算考慮內生性問題后技術與制度的協(xié)同效應，結果見表5，本文主要結論并沒有發(fā)生變化。

表5　考慮內生性問題后技術與制度的協(xié)同效應

5　結論與啟示

本文的主要結論如下：

(1)技術創(chuàng)新與政府干預下降、市場發(fā)育以及產權制度創(chuàng)新等存在顯著的協(xié)同互動關系。一方面，政府干預程度下降、市場發(fā)育以及產權保護增強等制度創(chuàng)新顯著提高了高技術產業(yè)的技術創(chuàng)新績效，其中政府干預下降的促進作用最大；另一方面，高技術產業(yè)技術創(chuàng)新帶動了政府干預減少、產品和要素市場發(fā)育以及產權制度創(chuàng)新，其技術創(chuàng)新對市場發(fā)育的貢獻作用最大。

(2)技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的互動對高技術產業(yè)生產率升級具有顯著的協(xié)同效應。對協(xié)同效應分解發(fā)現，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對高技術產業(yè)生產率升級的協(xié)同效應為0.0319。

(3)協(xié)同效應通過“技術→制度”路徑和“制度→技術”路徑產生，除政府干預下降與技術創(chuàng)新協(xié)同效應外，“技術→制度”路徑協(xié)同效應大于“制度→技術”路徑協(xié)同效應。

(4)制度創(chuàng)新分項中的市場發(fā)育與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應最大，產權制度創(chuàng)新與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應次之，政府干預下降與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應最小。

本文結論具有重要的政策含義：通過協(xié)調技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的關系，促使“兩個輪子”同時發(fā)力，有利于形成驅動產業(yè)增長和轉型升級的協(xié)同效應。具體來說，考慮到當前“制度—技術”路徑協(xié)同效應小于“技術—制度”路徑的協(xié)同效應，市場化進程落后的地區(qū)應當推進制度創(chuàng)新，通過制度創(chuàng)新帶動技術創(chuàng)新，提升技術創(chuàng)新績效，實現產業(yè)向創(chuàng)新驅動發(fā)展；鑒于當前政府干預產業(yè)程度較高，其與技術創(chuàng)新形成協(xié)同效應較小，當前應該通過提升政府行政審批便捷程度，降低政府對產業(yè)發(fā)展的干預程度，保持政府補貼的適度規(guī)模，優(yōu)化研發(fā)補貼的投入結構；由于制度創(chuàng)新中市場發(fā)育與技術創(chuàng)新的協(xié)同效應最大，要著重推進要素市場和產品市場的改革，規(guī)范和完善市場交易制度，破除地方商品保護，完善高技術企業(yè)投融資體系，實現人才特別是研發(fā)人員的自由流動機制，提升技術創(chuàng)新績效，這對推動產業(yè)實現創(chuàng)新發(fā)展和轉型升級、占據全球價值鏈的高端環(huán)節(jié)具有重要意義。

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