新旧动能转换推动经济双循环协调发展的效应检验

尹希果，张 藤

（重庆大学经济与工商管理学院，重庆 400044）

0 引言

新旧动能转换和双循环协调发展是一个长期的动态过程，目前关于经济新旧动能转换方面的研究主要集中在以下三个方面：一是新旧动能转换的概念内涵、理论基础、实现逻辑和战略举措等[1—3]；二是新旧动能转换多维评价测度、演进路径和动态特征等[4—6]；三是研究加快新旧动能转换的途径[7]。关于中国经济双循环新发展格局的研究，主要集中在以下三个方面：一是新发展格局的时代背景、概念特征、价值意义、战略思路和构建措施[8—10]；二是双循环新发展格局的测度[11—15]；三是国内大循环的内贸成本研究[16]。

本文的边际贡献可能在于：第一，由于投入产出表的更新非连续和时间滞后，本文在赵文举和张曾莲（2020）[17]的基础上，进一步利用省级面板数据，优化了经济双循环协调发展综合指标。第二，无论是新旧动能转换和经济双循环，当前学者主要集中于探讨概念特征和测度方法，并没有回答两者之间的具体影响关系以及这种关系是由何种模式带来的，本文明确了新旧动能转换通过促进产业集聚推动双循环协调发展；第三，本文检验了不同政府干预水平在产业集聚不同路径的调节作用，深化了对新旧动能转换与双循环协调发展逻辑链条的理解，为不同区域制定合适的发展路径提供有益启示。

1 理论分析与研究假设

经济双循环的失调表现为外循环“失常”高比重[8,9]，主要原因来自国内经济结构问题导致的内需扩张缓慢和创新能力不足。加快国内市场建设和制造业转型升级，这也是由“失调”向“协调”转变的关键。新旧动能转换包含两层含义，一是经济增长由资本驱动转向创新驱动，促进新要素替代旧要素；二是建立健全良性增长新机制，通过制度创新释放市场主体创新活力[18]。新旧动能转换推动双循环协调发展主要体现在：第一，需求侧方面，新旧动能转换推动了企业转型和产业结构升级，创造大量中高收入就业岗位，带动收入水平的提升，促进国内消费规模扩张和结构优化[1]，推动国内循环发展；同时，持续的研发创新加快制造业向高端攀升，促进出口部门占据国际高新技术市场，提升全球价值链地位，实现高水平的外循环。第二，供给侧方面，国民收入的提高将带动储蓄和投资部门的快速扩张，破解过往国内投资资金能力不足而不得不依靠外资融资的困局，并依托国内庞大消费市场扩大开放，吸引国际先进生产要素，实现先进技术向本土企业溢出和扩散[19]。第三，结构侧方面，加快新旧动能转换要求推动政府职能转变，发挥创新支持作用[2]，坚持要素市场化改革，提升资源配置效率，推动工业化信息化相融合，促进生产性服务业规模扩大并作为高级生产要素为现代制造业升级赋能。因此，本文提出：

假设1：新旧动能转换对经济双循环协调发展具有正向促进作用。

新旧动能转换需要提升高技术制造业占比，而高技术产业的发展倾向于在创新水平高的地区集聚。马歇尔最早提出了集聚外部性的三个方面：劳动力蓄水池、中间投入共享和知识溢出效应。在新经济地理学逻辑下，产业集聚是企业创新和产品竞争力提高的重要因素。产业集聚促进国内价值链的形成和全球价值链的攀升主要体现在：第一，同一行业的集聚通过劳动力蓄水池效应扩大劳动力市场规模，一方面压低工资水平，降低了企业成本[20]；另一方面促进了技术创新和行业全要素生产率的提高[21]。第二，产业集聚形成了纵向非一体化协同分工网络，共享基础设施，有效降低交易成本，具有规模效应的厂商降低了中间品相对价格，企业更易从加工贸易型企业向高DVAR企业转型[20]。第三，产业集聚通过信息交流，不同企业之间的“示范-模仿”规避了技术追赶陷阱，有利于企业间的知识共享和溢出。第四，由于金融市场发展的制约，企业的创新升级都面临严重的融资困难，产业集聚能缓解企业的信息不对称，减少不确定性，增进信任关系，促进信用供给，有效缓解融资约束。基于以上分析，本文提出：

假设2：新旧动能转换通过促进产业集聚，推动经济双循环的协调发展。

政府的适当干预对于协调发展是必要的，原因主要有以下两点：第一，创新环境需要政府营造，创新过程需要政府支持。新旧动能转换需要有发展的激励和合适的环境，转换过程需要较长周期，更需要大量的基础条件和转换成本。一方面，政府通过政策支持高技术企业对劳动力、资本等生产要素的获取，提高企业风险承受能力，进而影响企业区位选择和创新决策。有研究认为高端制造业市场化水平的提高反而抑制了其技术进步，超过阈值的政府支持反而有利于高端制造业科技水平提升[22]。累积因果模型认为地区间的回波效应会使落后地区的资源源源流入先发地区，由于集聚效应和知识资本的边际递增，地区差距并不会减小。政府在协调发展的作用在于指导东西部地区的要素转移，减少要素的流动壁垒。另一方面，当企业通过政府税收和财政支持获得的收益超过创新所获报酬时，创新惰性驱使企业更加不会从事高投入高风险的研发活动，企业为享受政策优惠的寻租活动也会降低企业创新积极性。第二，产业集聚的拥堵效应也需要政府的适当调控。一方面，集聚程度提高会因为环境污染、空间和资源等限制产生负外部性。拥堵效应造成企业成本增加，创新产出下降，甚至影响创新积极性。另一方面，过度的政策驱动会诱发重复建设，集群企业趋同性较高，无法产生应有的知识溢出。集聚水平低时，集群企业可以通过知识溢出、信息交流发挥专业化集聚对技术创新的促进作用；集聚水平超过阈值时，同质化企业为获取资源的过度竞争会抑制技术创新，政府需要改变制度环境和改变要素相对价格，促进产业的多样化集聚，通过降低中间品成本提高企业创新产出。基于发展现状，本文提出：

假设3：政府干预可以影响新旧动能转换推动双循环协调发展的直接效应，但影响方向不明。

假设4：政府干预正向调节新旧动能转换通过产业专业化集聚推动经济双循环协调发展的前后路径。

假设5：政府干预正向调节新旧动能转换通过产业多样化集聚推动经济双循环协调发展的前后路径。

2 研究设计

2.1 计量模型设定

本文的研究重点是考察新旧动能转换对经济双循环协调发展的影响机制，参考文献[23]，为了消除异方差，采用双对数函数形式进行估计。构建如下中介效应模型：

其中，i和t分别表示地区和年份，CDIit表示各省份经济双循环协调发展水平Dio；EDIit表示经济新旧动能转换，ICit表示产业集聚水平，Xit为控制变量，μi和λt分别为地区和时间的固定效应，εit为随机误差项。

为了进一步检验政府干预对中介效应产生的调节作用，引入政府干预与经济新旧动能转换、产业集聚的交互项，构建有调节的中介效应模型如下：

其中，GOVit表示政府干预，以交互项lnEDI×lnGOV、lnICit×lnGOV的系数表示调节作用大小。检验如下：若显著，表明新旧动能转换与经济双循环协调发展的直接路径受到政府干预的调节，表示在政府干预调节下新旧动能转换对经济双循环协调发展的总效应；若显著，表示产业集聚前半路径受到政府干预的调节，表示政府干预调节下新旧动能转换对产业集聚的影响作用；若显著，则后半路径受到政府干预的调节，新旧动能转换经过产业集聚对经济双循环协调发展的中介效应为；表示政府干预调节下新旧动能转换对经济双循环协调发展的直接效应。

2.2 变量选取

被解释变量：经济双循环协调发展水平（CDI）。从内循环系统与外循环系统构建经济双循环协调发展水平评价指标体系，各项指标含义如下页表1所示。

表1 经济双循环发展水平评价指标体系

其中，收入分配指标的泰尔指数为负向指标，其余为正向指标，权重采用AHP-熵值法测算。衡量要素流通的区域市场整合度借鉴文献[24]，选取各省份商品零售价格环比指数作为原始数据进行计算。

两个系统的耦合协调模型如下：

其中，Zic、Zoc分别为使用TOPSIS 法测算得到的内、外循环系统的接近度，Cio表示内、外循环系统的耦合度，Tio为内外循环系统综合评价指标，α、β为内外循环系统的待定系数，认为内循环系统权重应大于外循环系统，取α=0.7，β=0.3[17]。

核心解释变量：新旧动能转换（EDI）。借鉴文献[4,5]，将经济增长动能划分为常规动能和新动能两个维度，每个维度下从需求侧、供给侧和结构侧三个方面衡量，建立新旧动能转换评价指标体系。各个指标的详细含义如表2所示。

表2 新旧动能转换评价指标体系

其中，所有指标均为正向指标，新动能和常规动能的权重以AHP-熵值法确定，计算得到新动能和常规动能发展水平NEI、OEI，以新动能和常规动能的发展水平的比值作为衡量指标，即：。

中介变量：将产业集聚划分为产业专业化集聚（ISC）和产业多样化集聚（IDC）[21]。以区位熵测度产业集聚的专业化，以赫芬达尔指数倒数测度产业集聚的多样化，即：

其中，Lit表示i地区第t期制造业就业人数，Lt表示第t期全国制造业就业人数，j表示国家统计局分类下六大高技术制造业，j'表示其他制造业。数值越大，表示地区制造业专业化程度高和差异化产业越多。

调节变量：政府干预（GOV）。借鉴常见文献做法，选用各地区政府一般预算支出与地区生产总值的比值作为政府干预的指示变量，数值越大表明政府干预越多。

控制变量：（1）经济发展水平：以地区人均GDP衡量；（2）人力资本水平：以地区平均受教育年限和高等教育人数比例衡量；（3）人口密度：以地区总人口与建成区面积的比值衡量；（4）基础设施水平：以人均公路与铁路里程之和来衡量；（5）私营经济占比：以规模以上工业企业私营企业主营业务收入占总主营业务收入的比重来衡量。

2.3 数据处理

本文选择2003—2020 年我国30 个省份（除西藏和港澳台）作为研究对象，数据来源于《中国统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》《中国工业统计年鉴》和《中国商务年鉴》等，个别年份缺失数据采用移动平均法和平均增长率计算所得。涉外投资、进出口数据以当年平均汇率换算成人民币计价方式。直接融资数据因中国人民银行2012年统计口径调整，2003—2012年以债券和股票计算，2013年及以后数据以企业债券和非金融企业境内股票融资计算所得。工业企业总产值因2011 年以后不再对外公布，以主营业务收入近似替代。

3 基准回归分析

3.1 中介效应检验

下页表3 报告了全样本中介效应模型的估计结果。模型（2）在模型（1）的基础上添加了其他控制变量，新旧动能转换（EDI）的影响系数分别为0.045 和0.078，表明新旧动能转换对经济双循环协调发展的正向直接效应显著，验证了假设1。模型（3）和模型（4）分别以产业专业化集聚（ISC）和产业多样化集聚（IDC）作为中介变量对前半路径进行检验，新旧动能转换的影响系数分别为0.388 和0.198，且在模型（5）和模型（6）中，产业专业化集聚与产业多样化集聚的影响系数分别为0.027 和0.052，说明产业集聚在新旧动能转换和经济双循环协调发展之前存在显著的正向部分中介效应，验证了假设2。其中，新旧动能转换通过产业专业化集聚和产业多样化集聚对经济双循环协调发展的间接效应分别为0.011 和0.010（β1×γ2），总效应为0.045，中介效应的占比分别为23.28%和22.88%。结合上述分析，新旧动能转换通过产业专业化集聚和产业多样化集聚两条途径促进经济双循环协调发展，但正向的间接效应占比较低。

表3 中介效应模型估计结果

3.2 政府干预的调节效应检验

为检验政府干预如何调节新旧动能转换和经济双循环协调发展之间的中介效应，对式（4）至式（6）进行估计，结果如下页表4所示。模型（1）表示政府干预正向调节新旧动能转换和经济双循环协调发展的总效应，交互项系数为0.057，但模型（4）和模型（5）交互项lnEDI×lnGOV系数并不显著，表示政府干预对直接路径的调节并不明显，假设3还需进一步验证，或许是新旧动能转换主要依靠中低端制造业向高端攀升，政府干预尚未达到调节门槛所致。在中介机制中，模型（2）和模型（3）交互项的回归系数分别为0.430和0.056，然而只有产业专业化集聚的调节作用显著，表明政府干预正向调节了产业专业化集聚的前半路径，对产业多样化集聚则无调节作用，与假设5 不符。产业专业化集聚路径中介效应为（0.417+0.430lnGOV）×0.059lnGOV=0.026lnGOV2+0.025lnGOV。同理，根据模型（4）和模型（5）交互项lnISC×lnGOV和lnIDC×lnGOV的回归系数显著性可知，政府干预影响了产业专业化集聚和产业多样化集聚的后半路径，调节作用显著，假设4 得到验证。产业多样化集聚路径的中介效应为0.231×（0.041+0.213lnGOV）=0.049lnGOV+0.009。上述分析表明，政府干预对两条中介路径的调节作用表现出明显不同：政府通过提高对科技创新的投入促进本地产业专业化集聚，当集聚形成规模，政府干预的正向影响显著性水平降低，可能是拥堵效应所导致，政府应减少对企业的直接干预，通过制定行业标准提高资源利用效率，以强化产业专业化集聚对双循环协调发展的促进作用；政府干预对产业多样化集聚前半路径无明显调节作用，可能是因为产业需先形成专业化规模，同时产业多样化集聚易受到自然条件和要素禀赋的限制，而在后半路径，政府可引导不同行业间企业技术合作，降低中间品成本，重塑出口竞争力，进一步推动经济双循环协调发展。

表4 有调节的中介效应模型估计结果

3.3 不同政府干预水平的条件效应变化

表5 为条件过程在均值及正负一个标准差下的95%置信水平下的Bootstrap 检验结果。以产业专业化集聚为中介变量，在均值负一个标准差（M-SD）、均值（M）和均值正一个标准差（M+SD）不同调节水平下，条件直接效应依次为0.031、0.114、0.197，仅在均值和均值正一个标准差水平置信区间不包括0，影响显著；条件中介效应依次为0.033、0.022、-0.003，仅在均值负一个标准差水平下显著，说明当政府干预处于较低水平时，新旧动能转换才能通过产业专业化集聚对经济双循环协调发展产生显著的促进作用，相比无调节的中介效应0.011，中介效应占比显著提升；以产业多样化集聚为中介变量，条件直接效应依次为0.038、0.089、0.141，条件中介效应依次为0.016、0.034、0.052，在均值和均值正一个标准差下系数显著。说明当政府干预处于较高水平时，新旧动能转换方能通过产业多样化集聚促进经济双循环协调发展。总效应方面，不同政府干预水平的效应依次为0.058、0.126、0.193，说明政府干预水平的提升强化了新旧动能转换对经济双循环协调发展的促进作用。综上，当政府干预处于低水平时，新旧动能转换通过产业专业化集聚路径正向促进经济双循环协调发展，而在高水平时，则通过产业多样化集聚路径正向作用于经济双循环协调发展。

表5 有调节的中介效应Bootstrap检验

图1 至图4 展示了政府干预的简单斜率和J-N 斜率图。如图1所示，政府干预水平分别从均值负一个标准差提升至均值和均值正一个标准差时，曲线斜率依次增大，说明政府干预水平提高，新旧动能转换对经济双循环协调发展的促进作用显著增强；J-N图显示当政府干预水平提升至均值-0.52 个单位（2.47），总效应显著为正且随着干预水平的提高正向作用不断增强。图2、图3表明，在产业专业化集聚前半路径，随着政府干预水平提升，新旧动能转换对产业专业化集聚的影响显著为正；在后半路径，政府干预水平分别从M-SD 提升至M 和M+SD 时，曲线斜率逐渐减小且由正变负，说明过多的政府干预并不利于产业专业化集聚促进经济双循环协调发展；J-N图显示仅当政府干预水平低于均值0.02个单位（2.97）时，产业专业化集聚对经济双循环协调发展产生显著为正的影响，且随着干预水平降低，正向作用不断增强。图4 调节变量高于均值-0.33 个单位（2.66）时，产业多样化集聚对经济双循环协调发展产生显著为正的影响，且随着调节变量促进作用不断增强。

图1 政府干预调节的总效应

图2 政府干预对产业专业化集聚前半路径的调节作用

图3 政府干预对产业专业化集聚后半路径的调节作用

图4 政府干预对产业多样化集聚后半路径的调节作用

4 稳健性检验

4.1 内生性处理与工具变量回归

由于模型设定不可避免存在测量误差和双向因果关系导致的内生性问题，需采用工具变量的两阶段最小二乘法进行稳健性检验。本文引入省会城市质心到最近港口距离倒数与上一年全国科技拨款占公共财政支出的比重的交互项作为工具变量，并采用解释变量或中介变量的滞后一期作为另一个工具变量。弱工具变量检验的Kleibergen-PaapWald rk F 统计量均大于10 的经验值，说明工具变量与内生解释变量相关；同时，Hansen J检验P值均大于0.1，说明工具变量是外生的有效的。主要变量的符号与基准回归结果相同，而回归系数在采用工具变量控制内生性后，回归系数显著增大，说明内生性问题使得普通最小二乘估计产生了向下偏倚。工具变量结果与前文一致，进一步说明了结论的稳健性。

4.2 变更被解释变量

在经济双循环协调发展水平的耦合协调模型式（8）中Tio测算过程中，内、外循环的待定系数分别为内循环α=0.7，外循环β=0.3，为了避免权重设置的主观性对估计结果产生干扰，将权重组合设置分别变更为内循环0.5、外循环0.5，内循环0.6、外循环0.4，内循环0.8、外循环0.2，内循环0.9、外循环0.1四种组合进行回归，结论依然稳健。

5 结论

本文实证分析结论如下：

（1）新旧动能转换推动了经济双循环协调发展，产业集聚存在正向的部分中介效应。新旧动能转换通过加快区域的产业专业化集聚和多样化集聚进而促进了经济双循环协调发展，但间接路径的所占比重较低，产业专业化集聚和产业多样化集聚的正向中介效应占比分别为23.28%和22.88%。

（2）直接路径上，政府干预强化了新旧动能转换对经济双循环协调发展的积极作用，但受到调节强度的制约。当政府干预强度处于较高水平（大于均值-0.52 个单位）时，政府干预调节下的新旧动能转换促进经济双循环协调发展的总效应显著，且随着干预水平提高正向调节作用不断增强。间接路径上，政府干预处于低水平时，新旧动能转换通过促进产业专业化集聚推动经济双循环协调发展的间接效应占比大幅上升，随着政府干预水平的提高，新旧动能转换通过产业多样化集聚路径促进经济双循环协调发展的间接效应占比将显著提高。

（3）当政府干预水平位于均值-0.33与-0.02个单位区间时，新旧动能转换通过促进产业专业化集聚和多样化集聚推动经济双循环协调发展。lnGOV的提升会强化新旧动能转换促进区域产业专业化集聚，当调节变量lnGOV低于均值-0.02 个单位时，产业专业化集聚对经济双循环协调发展产生显著正向影响，影响系数从最小值0.02逐渐上升。当lnGOV高于均值-0.33 个单位，产业多样化集聚对经济双循环协调发展的条件效应显著为正，影响系数从0.03逐渐提升。