技术进步、产业结构升级对经济高质量发展的影响——基于长江经济带视角

贤成毅，章德花

（广西师范大学，广西桂林 541004）

当前我国经济已由高速增长转向高质量发展，十九届四中全会指出，促进经济高质量发展的关键是要依靠科技创新对经济结构进行调整，转变发展的驱动力，而技术进步是转换发展动力的关键。长江经济带是我国空间经济格局的重要组成部分，横跨了我国东部、中部和西部三个地区，是我国经济发展的重要增长极；同时长江经济带的人口和经济总量都超过全国的40%，是一条生态优美、交通顺畅、机制科学的黄金经济带，也是我国新时期推动经济高质量发展和区域协调发展的重要阵地。但是当前长江经济带在技术进步、产业转型升级、扩大对外开放等方面还存在各省市行动少的问题[1]，因此需要在改革中加速推进解决。从经济高质量发展的角度来看，长江经济带需要注重技术进步与创新，将产业结构转型升级作为驱动力，加速经济高质量增长。

一、文献综述

关于技术进步与经济增长的研究已经有大量成果，有学者认为技术进步对经济发展的影响占据主导地位，并且技术进步是经济增长中除资本和劳动外的作用[2]；也有学者对研发投入进行研究，发现研发投入通过促进技术进步使经济快速增长[3]，科技创新对区域经济的发展有显著的正向影响[4]。

关于产业结构升级与经济增长之间关系的研究，学者们已有大量的研究成果，但是并没有定论，一直存在争议。有学者认为产业结构升级通过提升劳动生产率进而使经济实现快速增长[5]；我国产业结构与经济增长之间存在长期均衡关系[6]，产业结构转型升级使中国经济增长存在“结构性红利”，从整体上实现经济高质量发展[7]。但是也有学者认为产业结构升级并没有显著促进经济增长，制造业的结构变动并没有导致显著的“结构红利假说”现象[8]，服务业结构生产化对全要素生产率的促进作用不明显[9]。

关于技术进步、产业结构升级与经济高质量增长之间的关系，有学者发现偏向资本的技术进步有利于产业结构从传统向现代、从低生产率向高生产率调整，进而促进经济高质量发展[10]。产业结构与技术进步对经济的发展存在独立效应与协同效应，从独立效应看，技术进步对经济发展不存在差异化，但是产业结构使经济高质量发展存在差异；从协同效应看，技术进步和产业结构升级都能显著促进经济高质量发展[11]。

通过对相关文献进行梳理，可以看出鲜有文献考虑技术进步与产业结构升级之间的关系以及二者是如何对经济高质量发展产生影响。基于此，本文在现有研究成果的基础上，分析技术进步是否能成为长江经济带高质量发展的重要推动力，为实现长江经济带以技术进步为驱动的经济高质量发展提供理论支撑。

二、理论分析与研究假设

（一）技术进步对经济高质量发展的作用机理

技术进步促进劳动生产率提高，提高产出，缩小地区间的差距，促进经济增长。因此，技术进步与地区的经济增长之间有着密切的联系。随着技术水平逐步提高，市场上会不断涌现新的产品和服务，进一步提高资源配置效率与核心竞争力，实现经济的提质增效[12]。技术进步使经济增长的方式发生改变，从而促进经济实现高质量发展[11]73。技术进步会形成累积效应，促进专业化分工的形成，提高产能利用率与资源利用效率，降低资源的消耗，从而提高经济发展的整体效益。

综上，提出本文的研究假设1。

假设1：长江经济带的技术进步对经济高质量发展有显著的正向作用

（二）技术进步与产业结构升级对经济高质量发展的作用机理

技术进步作为生产力，是产业结构升级的根本动力，能提高产业结构对经济发展的主动适应性，推动经济实现高质量发展。技术进步的实现需要技术创新投入、技术知识研发等多阶段全流程的作用过程[13]，技术进步对经济高质量发展的机制主要分为两个阶段：第一个阶段是企业通过技术进步对技术进行革新；第二个阶段是企业进行技术革新之后会增加对企业技术进步研发的投入，加快企业专利成果的转换，并将新技术运用到企业的生产研发过程中，促进企业的产业结构升级，使经济实现高质量发展。

综上，提出本文的研究假设2。

假设2：产业结构升级作为中介变量，通过技术进步促进经济高质量发展

三、模型设定

（一）实证模型构建

本文通过构建经济高质量发展指数，利用2005—2020年长江经济带11个省市的数据进行面板回归，并构建产业结构升级的中介效应模型，在考察产业结构升级作为中介效应的基础上探究技术进步对经济高质量发展的作用机理。

根据理论分析并结合本文的研究目标，将产业结构升级作为中介变量，分析技术进步对长江经济带经济高质量发展的影响。中介效应检验步骤如下：首先考察核心解释变量——技术进步对长江经济带经济高质量发展是否存在显著影响，若技术进步的系数不显著，则表明技术进步和长江经济带高质量发展之间没有稳定的因果关系。其次，考察核心解释变量——技术进步与中介变量——产业结构升级之间是否存在显著关系。最后，构建包含解释变量、中介变量和被解释变量的模型，观测解释变量和中介变量的系数是否显著，只有核心解释变量技术进步的系数和中介变量产业结构升级的系数都显著，且包含中介变量模型中的核心解释变量的系数与中介变量的系数乘积的绝对值低于不包含中介变量模型中的核心解释变量的系数的绝对值时，才表明存在中介效应。

现借鉴Muller[14]和温忠麟等[15]学者对中介效应模型的构建，构建中介模型，并描述解释变量、中介变量和被解释变量之间的具体关系，如图1所示。

图1 中介效应模型

其中，式（1）表示被解释变量和核心解释变量的关系；式（2）表示中介变量与核心解释变量的关系；式（3）表示被解释变量、核心解释变量以及中介变量的关系。下标i和t分别表示长江经济带的11个省市和年份，EQ（经济高质量发展水平）是被解释变量，TECH（技术进步）是核心解释变量，ISU（产业结构升级）是中介变量，X表示控制变量，ε1it、ε2it、ε3it是随机扰动项。

（二）指标选取

1.被解释变量：经济高质量发展综合指数（EQ）

经济高质量发展是指经济已经发展到一定程度之后，更注重向环保、绿色等方向发展。因为不同的学者存在着研究视角和目的的差异，所以其对经济高质量发展的衡量也存在差异。当前学者们对经济高质量发展的衡量主要从经济活力、创新效率、绿色发展、人民生活、社会和谐等五个维度进行[16]，也有学者从质量效益提升、结构优化、动能转换、绿色低碳、风险防控和民生改善这6个维度对经济高质量发展进行衡量[17]。本文主要借鉴魏敏、李书昊[18]两位学者对经济高质量发展的衡量，构建经济高效发展、经济稳定发展和经济创新发展三个维度的长江经济带经济高质量发展评价体系。

（1）经济高效发展。因为经济能高效发展主要是指对资源的高效配置，所以本文将资本生产率、劳动生产率和土地生产率作为经济高效发展的衡量指示。资本生产率用GDP与全社会固定资产投资额的比重表示，劳动生产率用GDP与全部从业人员数量的比值表示，土地生产率用粮食总产量与农作物播种面积的比值衡量。

（2）经济稳定发展。经济的稳定发展主要考察经济增长的稳定性，本文主要用产出稳定、消费者物价指数和就业稳定来衡量。产出稳定用经济波动率表示，经济波动率是本年GDP增长率与上年GDP增长率之间的差额；消费者物价指数即CPI；就业稳定用城镇登记失业率表示。

（3）经济创新发展。经济创新是指产品、市场的开发与开拓以及新生产要素等的发现。本文仍借鉴两位学者的研究，使用研发人员投入力度、技术市场成交额占比和高技术收入度来衡量。其中研发人员投入力度用研发人员数与全部从业人员数量的比值来表示，技术市场成交额占比用技术市场成交额与GDP的比值来衡量，高技术收入度是高技术主营业务收入与GDP的比值。

本文利用全局主成分分析法构建长江经济带经济高质量发展评价体系，在进行主成分分析前先利用KMO检验和巴特利特检验来确定是否可以使用全局主成分分析方法分析数据，结果如表1所示。KMO检验的结果为0.732（＞0.5），表明三个维度之间存在显著的相关性。巴特利特检验的近似卡方为798.996，显著性水平为0.000（＜0.01），表明结果拒绝原假设。因此，可使用全局主成分分析方法对长江经济带经济高质量发展指数进行测算，结果如表2所示。

表1 KMO-巴特利特检验结果

表2 长江经济带经济高质量发展综合指数

2.核心解释变量：技术进步（TECH）

基于数据的可得性，当前学者对技术进步的测度主要是通过对专利的申请和受理、研发投入、研发人员的投入等方面进行衡量。本文对技术进步的测度是使用全局主成分分析法对广义技术进步、环境技术进步、技术选择进步、FDI（对外直接投资）技术外溢四个指标进行合成，其中广义技术进步用专利实际授权数来衡量，环境技术进步用能耗总量与GDP的比值进行衡量，技术选择进步用资本存量与年末从业人口数的比值进行衡量，FDI技术外溢用实际利用外资与GDP的比值进行衡量。

3.中介变量：产业结构升级（ISU）

本文中介效应的主要任务是检验技术进步是否能通过产业结构升级这个中间传导机制使长江经济带实现经济高质量发展，因此将产业结构升级作为中介变量。产业结构主要包含产业间结构和产业内结构，而产业间结构是指三次产业在国民经济中的结构，产业内结构是指产业内部的技术结构。根据配第-克拉克定理可知，产业结构处于第一产业向第二产业和第三产业演进，因此，借鉴任晓燕[11]75对产业结构的构建，利用各省市第三产业增加值与第二产业增加值的比值来衡量产业结构。

4.控制变量

对经济高质量发展有影响的因素还有很多，因此本文将这些变量作为控制变量，主要包括LNPGDP（人均GDP）、GOV（政府支出）、OPEN（对外开放）、URB（城镇化水平）、LNFIN（金融发展水平）、LNHUM（人力资本）、GAP（城乡收入差距）。人均GDP表示经济的发展水平，用人均GDP的对数衡量；政府支出用财政支出与GDP的比值来表示；对外开放水平用各地区进出口总额与GDP的比值表示；城镇化水平用城市人口与总人口的比值衡量；金融发展水平用金融机构贷款余额的对数表示；人力资本用每十万人中大学生人数的对数表示；城乡收入差距用城镇人均可支配收入与农村人均可支配收入的比值衡量。

（三）数据说明

根据数据的可得性，本文的研究对象是2005—2020年长江经济带的11个省市，数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国金融统计年鉴》《中国科技统计年鉴》、中经网数据库和EPS数据库等，对于缺失的数据，本文采用指数平滑法补齐。为了消除数据的异方差性，对人均GDP、金融发展和人力资本等指标取对数。各变量的描述性统计如表3所示。

表3 描述性统计

四、实证研究

（一）稳定性检验

由于研究对象是长江经济带的11个省市，时间跨度是从2005—2020年，时间跨度大于个体数，属于长面板数据，因此为了减少数据的不稳定性同时避免出现伪回归现象，提高模型的准确性，本文选择LLC和IPS两种检验方法对变量进行单位根检验，结果如表4所示。由表4可知，所有的变量均通过了LLC检验，但是并未全部通过IPS检验，表明原序列不平稳。因此，本文对所有的变量均进行一阶差分处理，结果显示，所有的一阶差分序列均通过了LLC和IPS检验，这说明经过一阶差分之后所有的变量均平稳。

表4 面板数据的单位根检验结果

（二）基准回归检验

首先进行技术进步与经济高质量发展的基准回归检验，根据Hausman检验的检验结果，基准逐步回归结果如表5所示。EQ（1）是不加入控制变量的回归结果，EQ（2）～EQ（8）分别为逐步加入控制变量的结果。

表5 基准逐步回归结果

从EQ（1）看，核心解释变量技术进步TECH的系数为0.131，在1%的统计水平上显著，且为正；比较EQ（2）～EQ（8），逐步加入控制变量，核心解释变量（技术进步）的估计系数都在1%的统计水平上显著，且为正，只是系数大小有一些变化，表明技术进步对长江经济带经济高质量发展有显著的促进作用，与理论预期一致，从而验证假设1成立。可能的解释是：技术进步使长江经济带的劳动生产率提高，进而带来产出增长；技术进步具有边际收入增加的性质，技术进步提高了其他生产要素的使用效率，改善了资源的配置效率；技术进步的提高加速了知识的积累，使知识成为推动长江经济带经济发展的重要力量，进一步提升长江经济带经济发展的质量。同时，技术进步具有扩散和传播效应，技术进步不仅影响长江经济带的经济增长，而且辐射到其他地区，促进整个社会的经济增长。

从控制变量看，人均GDP（LNPGDP）和城乡收入差距（GAP）对长江经济带经济高质量发展有显著的正向影响，这表明人均GDP和城乡收入的提高使长江经济带的经济发展环境得到优化和提升，促进经济增长。政府支出（GOV）对长江经济带经济高质量发展有显著的负向影响，可能的解释是政府支出增加，使得财政压力加大，进而企业的税负会增加，企业减少对技术创新的研发投入，使经济高质量发展受到影响。人力资本（LNHUM）在1%的水平上显著且为负，可能的解释是当前长江经济带人力资本的发展出现乏力的现象，由于长江经济带的欠发达地区在交通等各方面存在差异导致人力资源的流失，因此人力资本没有使经济实现高质量发展。城镇化水平、金融发展和对外开放的系数分别为-0.372、-0.262和-0.327，但是没有通过显著性检验，可能的解释是城镇化水平、金融发展和对外开放水平的提高难以促进经济的高质量发展。

（三）中介效应回归检验

采用逐步回归对中介效应进行检验，检验结果如表6所示。从EQ（1）看，技术进步的系数为0.119，在1%的水平上显著且为正，表明可以进行下一步的中介效应检验。从ISU（2）结果可以看出，技术进步的系数为0.052，在1%的统计水平上显著且为正，表明技术进步每增加1个单位，产业结构升级就增加0.052个单位，因此技术进步的过程不仅使技术创新提高，也使产业结构和产业内部的生产率进行了优化。从EQ（3）结果看，技术进步和产业结构升级的系数分别为0.094和0.491，都在1%的统计水平上显著，表明技术进步和产业结构升级都对经济高质量增长有正向促进作用；中介效应成立，也进一步验证假设2成立。技术进步每提高1个单位，经济高质量发展提高0.094个单位，可能的解释是长江经济带的技术进步，使得资本和劳动等生产要素向长江经济带聚集；同时长江经济带的三大产业结构主要以第二、三产业为主，第一产业所占的比重比较少，说明长江经济带主要发展的是工业和服务业，而产业结构升级使得工业生产水平进一步上升，服务业发展水平势头也很强劲，第二、第三产业发展带动了长江经济带的规模效应、技术溢出效应，给市场带来更多的活力，并进一步促进长江经济带经济的高质量发展。

由表6可知，技术进步对长江经济带经济高质量发展的总效应α1为0.119，其中技术进步对经济高质量发展的直接效应γ1为0.094，这说明技术进步显著促进了经济高质量发展，即“技术进步↑→经济高质量发展↑”。技术进步对经济高质量发展的间接效应β1·γ2为0.025，即“技术进步↑→产业结构升级↑→经济高质量发展↑”，这说明产业结构升级通过技术进步进一步显著促进经济高质量发展，中介效应与总效应的比值为21.31%，在技术进步促进长江经济带的经济高质量发展过程中，产业结构升级存在部分中介效应。

表6 中介效应逐步回归结果

五、稳健性检验

（一）基准回归稳健性检验

表5中基准回归的结果表明，长江经济带技术进步显著促进经济高质量发展。为了确定该结果是否稳定，通过改变衡量核心解释变量（技术进步）的方法来进行稳健性检验。由于专利的授权是得到了专利局的认证，本文借鉴金浩等[19]学者对技术创新指标的构建，采用每万人专利授权量对技术进步进行衡量。通过Hausman检验结果显示，应采用固定效应对稳健性检验进行检验，回归结果如表7所示。

从表7的回归结果可以看出，改变衡量技术进步的方法逐步回归结果与基准逐步回归结果影响方向一样，只是系数有变动，表明长江经济带技术进步与经济高质量发展之间仍然存在显著的正相关关系，也说明了估计模型的稳定性以及结果的可靠性。

表7 改变衡量方法逐步回归结果

（二）中介效应稳健性检验

为了增强中介效应结果的可信度和科学性，借鉴金浩[19]6对中介效应的稳健性检验，使用Sobel检验和Bootstrap检验两种方法对中介效应的结果进行稳健性检验。Sobel检验和Bootstrap检验的结果如表8所示，其中Bootstrap法的抽样次数为500。

表8 sobel法和bootstrap法回归结果

由检验结果可知，在1%的置信水平上，技术进步的中介效应显著为正；在1%的置信水平上，直接效应显著为正，通过Sobel法和Bootstrap法两种检验，得到与逐步回归一致的结果，说明了中介效应模型的稳健性。

六、结论与建议

（一）结论

本文通过使用2005—2020年长江经济带11个省市的面板数据，构建中介效应模型，对长江经济带的技术进步是否促进了经济高质量发展以及产业结构升级是否发挥了中介作用进行分析研究。研究表明，长江经济带的技术进步显著促进了经济高质量发展，可能的解释是技术进步使得长江经济带劳动生产率提高，促进产出增加，加速知识的积累，并将技术进步辐射到其他地区，促进经济高质量发展；控制变量中人均GDP和城乡收入差距对经济高质量发展有显著的正向影响，而政府支出、人力资本对长江经济带经济高质量发展有负向影响；产业结构升级起到了部分中介作用，中介效应占比约为21.31%，表明技术进步对长江经济带经济高质量发展存在直接效应，并通过产业结构升级间接影响经济高质量发展。

（二）建议

第一，长江经济带技术进步对经济高质量发展有显著的正向影响，要继续提高技术创新能力，优化技术创新的环境。利用技术创新对传统产业进行改革，构建战略性新兴产业，使传统产业向新兴产业转化，淘汰落后产业；加快技术创新基地的建设，为技术创新提供更多的试验平台。

第二，长江经济带各省市要加大对第二、第三产业中技术的投入，提高技术创新的水平，让产业结构升级这一中介效应在技术进步促进经济高质量增长的过程中发挥更大作用。政府需要加大对企业技术进步的支持，使企业的技术创新成果更好地服务于市场，推动经济进一步高质量发展。

第三，产业结构升级需要第一、第二和第三产业之间的协调发展，因此在产业结构升级的基础上，要借助长江经济带的地理优势，合理调整产业结构，形成有差异化的产业布局；同时根据相应的政策对长江经济带上、中、下游的产业进行合理规划，使各产业保持可持续发展。