馬兆良，殷俐萍

（安徽大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略研究院，合肥230601）

隨著世界經(jīng)濟(jì)格局的變化，新興經(jīng)濟(jì)體越來越成為推動世界經(jīng)濟(jì)變革發(fā)展的重要力量，然而，包括中國在內(nèi)的新興國家普遍存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理問題。加快推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，以技術(shù)創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向合理化、高級化，是當(dāng)今世界各國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展必經(jīng)之路。

近年來，制度因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與技術(shù)創(chuàng)新的影響日漸受到關(guān)注，完善的制度是國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要保障，是市場繁榮的有利條件，是提升競爭力的有利基礎(chǔ)，可以引導(dǎo)生產(chǎn)要素向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的領(lǐng)域流動。國家制度質(zhì)量完善，經(jīng)濟(jì)自由化發(fā)展，可以通過創(chuàng)造力和知識催生創(chuàng)新能力[1]，即制度對創(chuàng)新存在促進(jìn)作用。那么制度因素能否在影響技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)程呢？從國際市場來看，良好的制度質(zhì)量可以吸引外資投入和要素投入，激發(fā)市場活力和企業(yè)生產(chǎn)力。從國內(nèi)看，近年來中國對制度的關(guān)注度提升，不斷推進(jìn)制度改革，優(yōu)化市場環(huán)境，促進(jìn)了產(chǎn)品及技術(shù)創(chuàng)新，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級貢獻(xiàn)力量。

目前，學(xué)者們研究涉及制度質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新[2]、制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[3]，而關(guān)于制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究較少，且缺乏全面性。本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，綜合政治、經(jīng)濟(jì)、法律三個維度考察制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系，借助中介效應(yīng)模型，將技術(shù)創(chuàng)新納入同一分析框架，探究技術(shù)創(chuàng)新是否是制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用渠道；第二，構(gòu)建門檻模型，進(jìn)一步探討制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間是否存在非線性關(guān)系，豐富已有文獻(xiàn)研究，為研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供新的視角。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

制度是各國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的基礎(chǔ)，政治、經(jīng)濟(jì)、法律制度的不斷完善，能夠優(yōu)化資源配置效率、提升生產(chǎn)力、加速產(chǎn)業(yè)動態(tài)轉(zhuǎn)變，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。紀(jì)祥裕[4]認(rèn)為制度質(zhì)量高的國家，企業(yè)生產(chǎn)面臨的風(fēng)險與交易成本更低，從而推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。王希元[5]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度和政府扶持力度越高、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識越強(qiáng)，創(chuàng)新投入帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用越明顯。齊蘭等[6]基于中國西部區(qū)域數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，改善地方政府行為、增強(qiáng)地區(qū)執(zhí)法能力、優(yōu)化制度質(zhì)量有利于金融發(fā)展，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，這種正向作用在長期更明顯。巫景飛等[7]從微觀企業(yè)層面考慮，認(rèn)為企業(yè)是推動產(chǎn)業(yè)升級的主體，而政府的作用在于優(yōu)化制度質(zhì)量，當(dāng)政府對市場資源的控制較低且有良好的知識產(chǎn)權(quán)制度支撐，會促使企業(yè)加快創(chuàng)新步伐，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)升級。李虹含等[8]認(rèn)為制度創(chuàng)新可以釋放資本、技術(shù)等要素的生產(chǎn)活力，促使生產(chǎn)要素自由流動，降低要素使用成本，有效提高配置效率，激勵產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

1.2 制度質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新

學(xué)者們關(guān)于制度質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新的研究也較為豐富。趙啟純[9]基于經(jīng)濟(jì)自由度和法治指標(biāo)，構(gòu)建門檻模型對制度質(zhì)量與技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行研究，認(rèn)為低層次制度質(zhì)量國家的制度改進(jìn)更有利于技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)水平的提高。楊飛[10]利用市場化指數(shù)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政府職能等指標(biāo)，證實(shí)制度質(zhì)量對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向作用。張玉等[11]認(rèn)為制度環(huán)境改善可以降低生產(chǎn)成本，帶來更多預(yù)期收益，進(jìn)而刺激企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新。劉和旺等[12]以產(chǎn)權(quán)制度和契約制度作為代理指標(biāo)，進(jìn)一步驗(yàn)證制度質(zhì)量有利于提升技術(shù)創(chuàng)新能力。尤瑞玲[13]研究發(fā)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)的制度質(zhì)量能吸引更多高技術(shù)人才，進(jìn)而優(yōu)化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資源配置效率。耿曄強(qiáng)等[14]研究發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，原因是制度環(huán)境較差時，優(yōu)化制度帶來的外部優(yōu)勢能提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，而隨著制度優(yōu)化到一定程度時，可能會存在技術(shù)壁壘等，最終形成抑制作用。

1.3 技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間關(guān)系密切，技術(shù)創(chuàng)新是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要驅(qū)動力。目前，學(xué)者們關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究也較豐富。周柯等[15]基于省際面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的正效應(yīng)，因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新能夠改變生產(chǎn)方式，催生新興產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而擴(kuò)大第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模。季良玉[16]認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新不僅能引起生產(chǎn)和消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)變動，而且能促進(jìn)要素流動、提升資源配置效率，進(jìn)而有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。蔡玉蓉等[17]研究發(fā)現(xiàn)中國創(chuàng)新投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向驅(qū)動作用，一方面創(chuàng)新突破原有技術(shù)水平提升生產(chǎn)效率，另一方面創(chuàng)新帶來的新知識與新技術(shù)能改變社會需求結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)效率的提升與需求結(jié)構(gòu)的改變均能推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。付宏等[18]認(rèn)為創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，為產(chǎn)業(yè)內(nèi)部帶來新的市場、管理效率及優(yōu)質(zhì)制度，進(jìn)而使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展。

2 理論分析與研究假說

制度質(zhì)量的評價包含政治制度、經(jīng)濟(jì)制度和法律制度，各維度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均存在一定影響。第一，政府具有穩(wěn)定性，企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)創(chuàng)造依賴于安全穩(wěn)定的環(huán)境，政局穩(wěn)定是企業(yè)長期發(fā)展的前提。政府效率的提升為企業(yè)提供更多社會服務(wù)、更大扶持力度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，使企業(yè)增強(qiáng)持續(xù)生產(chǎn)的能力。政府監(jiān)管質(zhì)量的完善能提升市場化水平，實(shí)現(xiàn)資源和要素優(yōu)化配置，有效降低企業(yè)面臨的不確定性和風(fēng)險。政府加強(qiáng)腐敗控制能力，會減少市場上不正當(dāng)?shù)慕?jīng)營關(guān)系，降低企業(yè)交易成本。第二，一國財政、貨幣及投資自由化程度提升，企業(yè)投融資更加便利，會有更多的資金用于生產(chǎn)創(chuàng)造。貿(mào)易自由化程度高，出口可能性增加，產(chǎn)品流轉(zhuǎn)加速，同時社會需求結(jié)構(gòu)可能發(fā)生變化，對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。第三，一國法律制度完善，企業(yè)交易風(fēng)險降低，同時知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識較強(qiáng)，激發(fā)員工創(chuàng)新積極性。通過梳理制度質(zhì)量的三個維度，可以看出，當(dāng)一國企業(yè)處于良好的制度環(huán)境中，能獲取更多有利生產(chǎn)條件，生產(chǎn)積極性和創(chuàng)造性會大幅提升，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

制度完善是技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，較為完善的制度環(huán)境下，一國政府效率提升，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行自由，法律建設(shè)完善，市場環(huán)境得到優(yōu)化，產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識增強(qiáng)，吸納高技術(shù)人才的可能性增加，直接影響技術(shù)創(chuàng)新能力。技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中發(fā)揮重要作用，改善產(chǎn)品技術(shù)、降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)效率、優(yōu)化資源配置，能帶動社會需求結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變動，從而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。制度質(zhì)量不僅能直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動，也能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新間接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，因此，提出以下假說。

假說1：一國制度質(zhì)量對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有促進(jìn)作用。

假說2：制度質(zhì)量不僅能直接促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即技術(shù)創(chuàng)新是制度質(zhì)量促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的潛在渠道。

3 研究設(shè)計

3.1 模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假說1、假說2，構(gòu)建如下模型。模型1分析制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的總效應(yīng)，以技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量，模型2、模型3分析制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)和直接效應(yīng)。其中，被解釋變量INDit表示i國t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)，核心解釋變量INSit表示i國t年的制度質(zhì)量，中介變量lnTECit表示i國t年的技術(shù)創(chuàng)新，Xit表示控制變量組，控制變量包括勞動力稟賦LABit、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平lnGDPit、人口密度PODit、利用外資水平FDIit和城鎮(zhèn)化水平URBit，vi表示國家固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)：

參照溫忠麟等[19]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中的α1、模型2中的ρ1和模型3中的γ2，最后檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中的γ1。存在中介效應(yīng)的前提是α1顯著，基于此再進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果ρ1和γ2均顯著的話，γ1顯著時為部分中介效應(yīng)，γ1不顯著時為完全中介效應(yīng)；如果ρ1和γ2有一個不顯著將進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)分析，檢驗(yàn)通過表明存在中介效應(yīng)。

3.2 變量說明

3.2.1 變量選取

被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)，用IND表示。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的測度方法較多，例如選用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP比值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP比值、三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與勞動生產(chǎn)率乘積表示。隨著經(jīng)濟(jì)和科技發(fā)展水平的提升，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重逐漸上升，本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)[20]，認(rèn)為比值越高，該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就處于越高層次。

核心解釋變量：制度質(zhì)量，用INS表示。關(guān)于制度質(zhì)量的指標(biāo)測度，大多數(shù)學(xué)者只考慮政治制度質(zhì)量，缺乏全面性。本文借鑒謝孟軍[21]的方法，從政治制度、經(jīng)濟(jì)制度和法律制度三個維度出發(fā)，選取政府穩(wěn)定性、政府效能、監(jiān)管質(zhì)量、腐敗控制、政府清廉度、商業(yè)自由度、貨幣自由度、貿(mào)易自由度、投資自由度、財政自由度和法治完善度11個子指標(biāo)，見表1。其中，全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫中數(shù)值的取值范圍為-2.5～2.5，美國傳統(tǒng)基金會數(shù)據(jù)庫中數(shù)值的取值范圍為0～100，考慮到數(shù)值差異較大，對子指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。目前合成制度質(zhì)量指標(biāo)的方法有熵值法[22]、簡單加總法、賦值法等，本文采用主成分分析法。

表1 制度質(zhì)量指標(biāo)

首先檢驗(yàn)變量間關(guān)系，以2018年數(shù)據(jù)為例，各KMO值 達(dá) 到0.973 4、0.898 2、0.890 1、0.903 5、0.507 0、0.960 8、0.957 5、0.924 1、0.861 3、0.951 3、0.938 3，總體解釋達(dá)到0.918 4，各變量與其他變量相關(guān)系數(shù)的平方值為0.602 3、0.945 3、0.958 9、0.927 1、0.169 0、0.674 5、0.475 9、0.638 6、0.755 3、0.731 9、0.928 1，兩項(xiàng)檢驗(yàn)表明總體上變量間共線性較強(qiáng)，適合用主成分分析法。利用Stata工具提取特征值大于1的成分因子，提取的兩個成分因子方差貢獻(xiàn)率達(dá)到0.760 1，為更好解釋經(jīng)濟(jì)意義，旋轉(zhuǎn)后再次提取，提取結(jié)果見表2。

表2 提取成分因子

依據(jù)Stata給出的各成分因子所對應(yīng)的得分系數(shù)，用于權(quán)重計算，具體結(jié)果見表3。由表3可知，第一主成分、第二主成分的表達(dá)式如下：

表3 成分得分系數(shù)矩陣

最終，制度質(zhì)量綜合得分表達(dá)式如下，其他年份做法相同。

中介變量：技術(shù)創(chuàng)新，用lnTEC表示。學(xué)者們大多選用專利申請數(shù)量或研發(fā)支出表示，由于眾多國家相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)有限，本文選取各國各年發(fā)表的科技論文數(shù)量表示，科技論文發(fā)表越多，表明技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，并作對數(shù)處理。

門檻變量：金融發(fā)展水平，用FD表示。關(guān)于金融發(fā)展水平指標(biāo)的測度，學(xué)者們采用股票市場價值占GDP比值、貨幣化率等表示，單一指標(biāo)難以衡量一國金融發(fā)展水平，本文借鑒陳奉先等[23]的方法，選取IMF金融發(fā)展數(shù)據(jù)庫構(gòu)建的綜合指標(biāo)FD，包含金融機(jī)構(gòu)發(fā)展水平和金融市場發(fā)展水平。

控制變量：參照相關(guān)研究，選取以下五個控制變量。（1）勞動力稟賦，用LAB表示：用勞動人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比值表示，隨著科技與人工智能的發(fā)展，第一第二產(chǎn)業(yè)中的某些行業(yè)中的勞動力可能會被替代，但大部分國家的第三產(chǎn)業(yè)還是以勞動密集型為主，豐富的勞動力仍是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要推動力；（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用lnGDP表示：選用國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)表示，國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，為三大產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展提供基礎(chǔ)；（3）人口密度，用POD表示：選用人口與土地面積的比值表示，單位為百人每平方公里，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高依賴于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，人口密度較高的國家其服務(wù)需求較高；（4）利用外資水平，用FDI表示：選用外商直接投資凈流入占GDP的比值表示，利用外資規(guī)模擴(kuò)大，能加快資源要素流動，促進(jìn)東道國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，也有學(xué)者認(rèn)為過多外商直接投資不利于產(chǎn)業(yè)發(fā)展；（5）城鎮(zhèn)化水平，用URB表示：選用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎当硎?，城?zhèn)化水平高，能極大促進(jìn)人力資本的轉(zhuǎn)移，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。

3.2.2 數(shù)據(jù)說明

本文選取2005—2018年123個國家①的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，制度質(zhì)量原始數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會和世界銀行數(shù)據(jù)庫中的全球治理指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)、技術(shù)創(chuàng)新、勞動力稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口密度、利用外資水平和城鎮(zhèn)化水平的原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，金融發(fā)展水平的原始數(shù)據(jù)來源于IMF金融發(fā)展數(shù)據(jù)庫?？紤]到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新均進(jìn)行對數(shù)處理，最終得到1 722個樣本量。

3.2.3 描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計見表4，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)最大值為7.589，最小值為0.329，表明各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平差距較大，同時制度質(zhì)量的最大值、最小值之間的差異也較大，這對研究論證意義較大。另外，對各解釋變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，結(jié)果顯示最大的VIF值明顯低于10，說明變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，可以進(jìn)行回歸分析。

表4 變量描述性統(tǒng)計

3.3 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免“偽回歸”現(xiàn)象，增加回歸結(jié)果的可信性，在回歸之前，對所選變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，使用面板數(shù)據(jù)常用的單位根檢驗(yàn)，包括LLC檢驗(yàn)、Hadri-LM檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。可以看出，所選變量均通過LLC和Hadri-LM檢驗(yàn)，只有少數(shù)變量沒有通過IPS檢驗(yàn)，可以認(rèn)為數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，能夠進(jìn)行回歸分析。

表5 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸分析

基于理論分析，首先利用隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6。由表6中第（1）列、第（4）列可知，制度質(zhì)量的回歸系數(shù)均顯著為正，表示一國制度質(zhì)量能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，驗(yàn)證了假說1。一國制度質(zhì)量的提升，為企業(yè)和社會創(chuàng)新生產(chǎn)提供助力，包括融資便利、法治到位、監(jiān)管有效、商業(yè)自由等，從而促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低水平逐步邁向高水平。依據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)，P=0.000，顯然拒絕原假設(shè)，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。

基于前文中介效應(yīng)的理論分析，檢驗(yàn)“制度質(zhì)量—技術(shù)創(chuàng)新—產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的傳導(dǎo)路徑是否存在。由表6中第（4）列、第（5）列和第（6）列可知，α1通過顯著性檢驗(yàn)，滿足中介效應(yīng)的前提，ρ1、γ2均為正且顯著，γ1不顯著，根據(jù)三步驟判斷法可知，技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中具有完全中介效應(yīng)，制度質(zhì)量通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而間接推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，驗(yàn)證了假說2。固定效應(yīng)模型中，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的總效應(yīng)α1為0.286，在10%的水平下顯著，直接效應(yīng)γ1為0.143，中介效應(yīng)ρ1×γ2為0.143，且中介效應(yīng)的方向與總效應(yīng)的方向一致。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 內(nèi)生性問題

考慮到模型中可能存在遺漏重要變量、被解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和核心解釋變量制度質(zhì)量之間互為因果關(guān)系、選擇偏誤等現(xiàn)象，造成內(nèi)生性問題，進(jìn)而導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。另外，內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，χ2（8）=37.06，P=0.000，顯然拒絕所有變量外生的原假設(shè)，即模型存在內(nèi)生性問題。為保證回歸結(jié)果的有效性，選取核心變量制度質(zhì)量的滯后一期和滯后二期作為工具變量，使用2SLS對模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7中第（1）列、第（2）列和第（3）列。對工具變量進(jìn)行不可識別檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)，P=0.000，顯然拒絕“不可識別”的原假設(shè)，在10%的水平下無法拒絕“工具變量外生”的原假設(shè)，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量的值均大于臨界值，不存在弱工具變量問題，各項(xiàng)檢驗(yàn)表明工具變量選擇有效。由表7可知，借助工具變量消除內(nèi)生性問題后，中介模型中α1、ρ1、γ2均在1%的水平下顯著為正，γ1為0.216但不顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中具有完全中介效應(yīng)，即制度質(zhì)量確實(shí)能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而間接推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)一步驗(yàn)證假說2的穩(wěn)健性。

控制變量方面，勞動力稟賦的回歸系數(shù)為2.561且在1%的水平下顯著，勞動力增加，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展得到推動。人口密度的回歸系數(shù)為0.063且在1%的水平下顯著，說明人口集聚引起第三產(chǎn)業(yè)需求增加，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平回歸系數(shù)為-0.301且顯著，呈現(xiàn)抑制作用?？赡茉蚴墙?jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高的國家往往重視工業(yè)化生產(chǎn)，導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值降低，也可能是單一的GDP值不能全面衡量國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)為0.830，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明城鎮(zhèn)人口增加對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不明顯。最后，利用外資水平的回歸系數(shù)為-0.136，表明過度的外商直接投資會使企業(yè)產(chǎn)生依賴，創(chuàng)新積極性降低，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，排除個體異方差的影響，繼續(xù)使用GMM回歸，結(jié)果見表7第（4）列、第（5）列和第（6）列。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除各變量的回歸系數(shù)和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤出現(xiàn)細(xì)微變化外，總體上變量的顯著性和方向沒有發(fā)生變化，說明制度質(zhì)量不僅能直接促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新間接促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，這一結(jié)論穩(wěn)健可信。

表7 內(nèi)生性問題分析

4.2.2 替換解釋變量

前文衡量各國制度質(zhì)量指標(biāo)是通過主成分分析法合成，為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，利用制度質(zhì)量11個子指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，采用簡單算術(shù)平均法得到新的制度質(zhì)量指標(biāo)，繼續(xù)采用2SLS對中介模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表8第（1）列、第（2）列和第（3）列。由表8可知，模型中α1、ρ1、γ2和γ1估計系數(shù)為正且均顯著，表明制度質(zhì)量對技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響，技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中具有部分中介效應(yīng)，進(jìn)一步驗(yàn)證假說1和假說2的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.3 縮尾處理

所選樣本中，各國數(shù)據(jù)差異較大，為避免異常值對回歸結(jié)果的影響，將各連續(xù)變量低于1%和高于99%的數(shù)據(jù)替換為1%和99%節(jié)點(diǎn)上對應(yīng)的數(shù)據(jù)，繼續(xù)使用2SLS對中介模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表8第（4）列、第（5）列和第（6）列。結(jié)果顯示，模型中α1、ρ1、γ2估計系數(shù)為正且均在1%水平下顯著，γ1不顯著，表明制度質(zhì)量不僅能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的總效應(yīng)為0.337，直接效應(yīng)為0.172，中介效應(yīng)為0.165，上述結(jié)論穩(wěn)健可信。

4.3 異質(zhì)性分析

考慮到樣本中各國經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、制度質(zhì)量等存在差異，依據(jù)國際貨幣基金組織的標(biāo)準(zhǔn)將123個樣本國家分為31個發(fā)達(dá)國家和92個發(fā)展中國家，重新檢驗(yàn)中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，采用2SLS對模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表9。

表9第（1）列顯示，在發(fā)達(dá)國家樣本中，制度質(zhì)量的回歸系數(shù)為-0.641，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，不滿足中介效應(yīng)檢驗(yàn)的前提，因此，不存在中介效應(yīng)。對發(fā)展中國家來說，中介模型中的α1為0.465且在1%水平下顯著，ρ1為0.974且在1%的水平下顯著，γ1和γ2分別為0.379、0.089，均通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，依據(jù)三步驟法可知，技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中具有部分中介效應(yīng)。

基于不同國家勞動力稟賦差異，依據(jù)高于或低于勞動力稟賦均值的標(biāo)準(zhǔn)將123個樣本國分為67個勞動力稟賦高的國家和56個勞動力稟賦低的國家，再次檢驗(yàn)結(jié)論，結(jié)果見表9。在勞動力稟賦高的國家，中介模型中的α1、ρ1和γ2均在1%水平下顯著為正，γ1不顯著，表明這些國家的制度質(zhì)量及技術(shù)創(chuàng)新均能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且制度質(zhì)量還能通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新間接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。而在勞動力稟賦低的國家中，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的直接效應(yīng)為0.077，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，且不存在中介效應(yīng)。

表9 異質(zhì)性分析

5 進(jìn)一步討論

世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)不同，金融發(fā)展水平存在差異，在面對不同的金融發(fā)展水平時，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響會更加復(fù)雜。關(guān)于制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響研究不多，本文將從金融發(fā)展水平角度展開研究。當(dāng)一國金融機(jī)構(gòu)效率高、金融結(jié)構(gòu)合理時，能為企業(yè)融資提供便利，優(yōu)化資源配置，與良好的制度協(xié)同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。但是，當(dāng)一國金融發(fā)展與制度環(huán)境不相適應(yīng)時，比如過度的、缺乏效率的金融發(fā)展，有可能導(dǎo)致金融膨脹和制度僵化[24]，會嚴(yán)重阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)程。因此，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用可能會因金融發(fā)展水平的高低而存在差異。當(dāng)金融發(fā)展水平較低時，一國制度質(zhì)量促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用可能會更加明顯，而當(dāng)金融發(fā)展水平過高時，制度質(zhì)量在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中的作用將不再明顯甚至轉(zhuǎn)向抑制。

基于上述理論，提出假說3：制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在以金融發(fā)展水平為門檻的非線性影響。

5.1 門檻模型設(shè)定

隨著金融水平的發(fā)展，一國制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響可能會變化，即制度質(zhì)量在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中可能存在突變點(diǎn)。為驗(yàn)證假說3，構(gòu)建門檻模型，將各國劃分到不同金融發(fā)展水平區(qū)間，進(jìn)而分析制度質(zhì)量是否會因金融發(fā)展水平不同而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生非線性影響。以金融發(fā)展水平FD為門檻變量，構(gòu)建如下面板門檻模型。

其中，F(xiàn)Dit是i國t年的金融發(fā)展水平，Xit是控制變量組，c1，c2，…，cn分別為待估計的n個門檻值，b1，b2，…，bn+1是不同門檻值將樣本分為不同區(qū)間對應(yīng)的制度質(zhì)量的回歸系數(shù)，I（·）為示性函數(shù)，括號內(nèi)為真時取值為1，否則取值為0。

5.2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

使用門檻模型的前提是變量具有平穩(wěn)性，表5結(jié)果說明各變量通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。以制度質(zhì)量作為核心解釋變量，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)作為被解釋變量，以金融發(fā)展水平作為門檻變量，對門檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，依次進(jìn)行單門檻、雙門檻和三門檻檢驗(yàn)，本文使用重復(fù)次數(shù)為300，檢驗(yàn)結(jié)果見表10。可以看出，單門檻檢驗(yàn)P值為0.040，在5%水平下顯著，拒絕原假設(shè)，而雙門檻和三門檻檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)大于0.1，無法拒絕原假設(shè)，所以不存在雙門檻和三門檻，門檻值也不存在。

表10 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步證實(shí)單門檻顯著存在，借助LR圖進(jìn)行分析，見圖1，門檻值0.610位于虛線以下，說明門檻值真實(shí)有效，置信區(qū)間為[0.600，0.620]。

圖1 金融發(fā)展水平的門檻值及置信區(qū)間

5.3 門檻回歸結(jié)果

上述檢驗(yàn)結(jié)果顯示，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在單門檻效應(yīng)，門檻值為0.610。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行門檻回歸，結(jié)果見表11。當(dāng)金融發(fā)展水平低于0.610時，一國制度質(zhì)量將促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，回歸系數(shù)為0.214，且在5%水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平高于0.610時，一國制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級將產(chǎn)生抑制作用，回歸系數(shù)為-0.670，且在1%水平下顯著。因此，在不同的金融發(fā)展水平下，制度質(zhì)量對一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在差異性。制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間不是簡單的線性關(guān)系，存在金融發(fā)展水平的門檻值，驗(yàn)證了假說3。

表11 門檻回歸結(jié)果

6 結(jié)論與政策啟示

為深入研究制度質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系，本文基于2005—2018年123個國家的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型驗(yàn)證一國制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的促進(jìn)作用，并通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，解決內(nèi)生性問題后，結(jié)論依舊成立。構(gòu)建中介效應(yīng)模型，實(shí)證得到了技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中具有完全中介效應(yīng)。從異質(zhì)性視角看，在發(fā)展中國家，技術(shù)創(chuàng)新在制度質(zhì)量影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中具有部分中介效應(yīng)，而在發(fā)達(dá)國家技術(shù)創(chuàng)新不存在中介效應(yīng)。在勞動力稟賦高的國家，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在促進(jìn)作用，且技術(shù)創(chuàng)新具有完全中介效應(yīng)，而在勞動力稟賦低的國家技術(shù)創(chuàng)新不存在中介效應(yīng)。進(jìn)一步討論中，結(jié)合門檻模型分析制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響，以金融發(fā)展水平作為門檻變量，當(dāng)金融發(fā)展水平較低時，一國制度質(zhì)量將顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而當(dāng)金融發(fā)展水平較高時，制度質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在明顯抑制作用。

依據(jù)研究結(jié)論，中國仍要進(jìn)一步加強(qiáng)推進(jìn)制度建設(shè)，完善政治、經(jīng)濟(jì)和法律制度，充分發(fā)揮其促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用。從制度質(zhì)量、技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系來看，中國處于發(fā)展中國家和勞動力稟賦高國家行列，制度質(zhì)量直接作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、制度質(zhì)量通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而間接作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效果都很顯著。為加快國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，既需要營造良好的制度環(huán)境，又需要提升技術(shù)創(chuàng)新能力，為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供動力。首先，繼續(xù)更大范圍、更深層次地推進(jìn)政治制度改革，改善監(jiān)管體制，優(yōu)化政府服務(wù)，控制腐敗行為，進(jìn)而刺激企業(yè)創(chuàng)新積極性。也需要平衡政府與市場的關(guān)系，發(fā)揮市場主導(dǎo)作用，激發(fā)市場活力；其次，深化經(jīng)濟(jì)體制改革，建立完善的宏觀調(diào)控體系，進(jìn)一步開放市場，加快要素流動，提供便利的投融資模式，優(yōu)化稅收制度，為企業(yè)成長營造良好的環(huán)境，以提升創(chuàng)新的積極性；最后，加快市場法律制度建設(shè)，完善相關(guān)法律法規(guī)，尤其是加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識，為企業(yè)創(chuàng)新提供保障。重視政治、經(jīng)濟(jì)和法律制度改革完善協(xié)同推進(jìn)，穩(wěn)步提升國內(nèi)制度質(zhì)量。為提升技術(shù)創(chuàng)新能力，政府要加大扶持力度、構(gòu)建創(chuàng)新服務(wù)體系、優(yōu)化資源配置，企業(yè)要引進(jìn)技術(shù)與人才，推進(jìn)自主研發(fā)創(chuàng)新。在優(yōu)質(zhì)的制度環(huán)境與更高層次的技術(shù)創(chuàng)新并重下，進(jìn)一步提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。在完善制度質(zhì)量的同時，需要提升金融發(fā)展效率、優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，保持制度質(zhì)量與金融發(fā)展平衡，才能更好地為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級服務(wù)。注 釋：

① 123個國家包括：阿爾巴尼亞、阿爾及利亞、阿根廷、澳大利亞、奧地利、阿塞拜疆、巴林、孟加拉國、白俄羅斯、比利時、伯利茲、貝寧、玻利維亞、博茨瓦納、巴西、保加利亞、柬埔寨、加拿大、乍得、智利、中國、哥倫比亞、哥斯達(dá)黎加、科特迪瓦、克羅地亞、塞浦路斯、捷克、丹麥、厄瓜多爾、薩爾瓦多、愛沙尼亞、埃塞俄比亞、斐濟(jì)、芬蘭、法國、加蓬、格魯吉亞、德國、加納、希臘、危地馬拉、幾內(nèi)亞、圭亞那、海地、洪都拉斯、匈牙利、冰島、印度、印度尼西亞、愛爾蘭、以色列、意大利、牙買加、日本、約旦、哈薩克斯坦、肯尼亞、吉爾吉斯斯坦、拉脫維亞、黎巴嫩、萊索托、立陶宛、盧森堡、馬達(dá)加斯加、馬拉維、馬來西亞、馬里、馬耳他、毛里塔尼亞、毛里求斯、墨西哥、摩爾多瓦、蒙古、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼泊爾、荷蘭、新西蘭、尼加拉瓜、尼日爾、尼日利亞、挪威、阿曼、巴基斯坦、巴拿馬、巴拉圭、秘魯、菲律賓、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、盧旺達(dá)、沙特阿拉伯、塞內(nèi)加爾、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、南非、韓國、西班牙、斯里蘭卡、蘇里南、斯威士蘭、瑞典、瑞士、塔吉克斯坦、坦桑尼亞、泰國、岡比亞、特立尼達(dá)和多巴哥、突尼斯、土耳其、烏干達(dá)、烏克蘭、阿拉伯聯(lián)合酋長國、英國、美國、烏拉圭、越南、贊比亞、津巴布韋。