一、 引言與文獻綜述

隨著勞動力增長放緩、要素成本上升、資源環(huán)境約束強化，我國工業(yè)“高投入、高能耗、高污染”的粗放增長模式難以為繼，迫切需要轉(zhuǎn)型升級。由于全球經(jīng)濟增長乏力、貿(mào)易保護主義抬頭以及競爭越發(fā)激烈，中國工業(yè)發(fā)展面臨的挑戰(zhàn)更趨嚴峻，調(diào)整結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)型升級、提質(zhì)增效刻不容緩。與此同時，作為當今世界的大趨勢，信息化一直被認為是產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟增長的助推器和動力源。近年來，為了引導(dǎo)信息化更好地服務(wù)實體經(jīng)濟和帶動工業(yè)發(fā)展，中央政府相繼制定并出臺了一系列政策文件，對相關(guān)重大問題進行規(guī)劃和部署。那么，一個值得深入探究的現(xiàn)實問題是，信息化的快速發(fā)展是否促進了中國的工業(yè)轉(zhuǎn)型升級？如果答案是肯定的，那么對于處在不同發(fā)展階段的地區(qū)而言，信息化對各地區(qū)工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響是否一致？在不同的環(huán)境、制度等條件下，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響是否存在非線性效應(yīng)？回答上述問題，對于準確評價信息化對中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用，并據(jù)此制定有針對性的政策措施，乘勢加快中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級步伐，具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

許多學(xué)者根據(jù)中國實際情況，圍繞“信息化對工業(yè)(制造業(yè))的影響”這一主題展開了較為豐富的探討。韓先鋒等[1]實證考察了信息化對工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響，發(fā)現(xiàn)信息化對工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率的影響是顯著的，已成為創(chuàng)新發(fā)展的新動力源。譚清美和陳靜[2]借助GMM模型探討信息化對制造業(yè)升級的影響效應(yīng)，結(jié)果表明兩者之間存在顯著的倒“U”型關(guān)系。李波和梁雙陸[3]對信息通信技術(shù)、信息化密度與地區(qū)工業(yè)增長的關(guān)系進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)信息通信技術(shù)的進步有利于地區(qū)工業(yè)增長，且這種促進作用在信息化密度較高的產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)得尤為明顯。李琳和周一成[4]的研究結(jié)果表明，“互聯(lián)網(wǎng)+”對中國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升產(chǎn)生了顯著的促進效應(yīng)。黃群慧等[5]研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對制造業(yè)生產(chǎn)率提升的作用，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)發(fā)展通過降低交易成本、減少資源錯配以及促進創(chuàng)新提升了制造業(yè)生產(chǎn)率。齊俊妍和強華俊[6]研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)環(huán)境效應(yīng)是跨境數(shù)據(jù)流動限制負向影響制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的重要渠道。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的貢獻主要為以下三個方面：一是更有針對性地研究了信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響問題。已有研究大多集中在信息化對工業(yè)化或工業(yè)發(fā)展某一方面的研究，缺少對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的直接研究。工業(yè)轉(zhuǎn)型升級是建設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵路徑，研究信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，為進一步理解如何深化工業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供了一個新的視角。二是選取歷史數(shù)據(jù)作為工具變量，能有效克服內(nèi)生性問題，相較OLS或FGLS的回歸結(jié)果而言，本文的檢驗結(jié)果具有更高的可信度。三是運用面板門限模型考察了信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的非線性影響及其門限特征，有效彌補了信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級機制檢驗方面的不足。

二、 研究設(shè)計

(一) 模型設(shè)定

1． 基準模型設(shè)定

為了檢驗信息化發(fā)展是否促進了中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，參考黃群慧等[5]、惠寧和劉鑫鑫[7]的做法，本文設(shè)定如下基本檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

indit=α+βinfit+γjcontrolitj+ui+δt+εit

(1)

其中，i代表省份，t代表年份，α表示模型截距項，ind表示工業(yè)轉(zhuǎn)型升級狀況，inf為信息化發(fā)展水平，control代表一組控制變量，β是核心解釋變量的估計系數(shù)，γj為控制變量的估計系數(shù)，ui表示各個省份不隨時間變化的未觀察因素(用來控制地區(qū)固定效應(yīng))，δt則控制時間固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項。

2． 門限模型設(shè)定

本文采用漢森提出的面板門限模型，以信息化水平、市場化程度、兩化融合水平和企業(yè)技術(shù)吸收能力為門限變量，探討信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的非線性約束機制。設(shè)定如下面板門限模型：

indit=ui+α1infit·I(qit≤γ1)+α2infit·I(γ1<qit≤γ2)+α3infit·I(γ2<qit≤γ3)

+…+αninfit·I(γn-1<qit≤γn)+αn+1infit·I(qit>γn)+θXit+εit

(2)

其中，qit為門限變量；I(·)表示檢驗假設(shè)的示性函數(shù)，當括號內(nèi)條件滿足時，取值為1，反之取值為0；γ1,γ2,…,γn分別為n個門限變量，α1,α2,…,αn+1為不同門限區(qū)間下信息化水平的估計系數(shù)；Xit代表一組控制變量。為便于分析比較，模型(2)中控制變量的選取與模型(1)保持一致。

(二) 變量設(shè)置

1． 被解釋變量

本文的被解釋變量是中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平?？紤]到工業(yè)轉(zhuǎn)型升級內(nèi)涵豐富，采用單一指標無法反映工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的整體情況，因此本文采用馬靜和閆超棟[8]通過構(gòu)建工業(yè)轉(zhuǎn)型升級評價指標體系所測度出的中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平指數(shù)予以表征，用ind表示。

2． 主要解釋變量

本文的核心解釋變量為信息化水平，具體采用本節(jié)第三部分所構(gòu)建評價指標體系測度出的信息化水平指數(shù)予以衡量，用inf表示。另外，作為信息化發(fā)展的高級產(chǎn)物和重要表征，我們還將使用互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平(int)這一單一指標替代信息化進行穩(wěn)健性檢驗，參考郭家堂和駱品亮[9]的做法，選取各省網(wǎng)民數(shù)占年末總?cè)丝诘谋壤齺肀碚鳌?/p>

3． 門限變量

(1) 信息化水平(inf)。既作為核心解釋變量(門限依賴變量)，又作為門限變量。

(2) 市場化程度(mark)。國民經(jīng)濟的市場化是經(jīng)濟各個領(lǐng)域市場化的綜合，某些單項指標只能衡量市場化改革中的某一方面，而無法反映市場化轉(zhuǎn)型進程的整體情況。借鑒葉祥松和劉敬[10]的做法，使用國民經(jīng)濟研究所公布的分省市場化指數(shù)作為市場化程度的度量指標。

(3) 兩化融合水平(integ)。根據(jù)現(xiàn)有研究文獻，選用焦勇和楊蕙馨[11]提出的“兩化融合增值能力”指標表征地區(qū)兩化融合水平。該增值能力指標的表達式為：

(3)

其中，indt、inf分別表示工業(yè)化水平與信息化水平；φ1、φ2為合作系數(shù)，分別表示信息化提升對工業(yè)化提升、工業(yè)化提升對信息化提升的外溢效應(yīng)大小，兩者分別根據(jù)SFA隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型思想所構(gòu)建出的“信息化促進工業(yè)化”和“工業(yè)化帶動信息化”協(xié)同演化模型計算得出。該指標兼顧考慮了兩化融合的方向和大小特征，從“耦合程度”和“增值能力”兩個維度反映信息化與工業(yè)化融合的水平與績效，契合兩化融合的內(nèi)涵思想，且具有較為堅實的數(shù)理基礎(chǔ)，不失為一個相對合理的度量指標。

(4) 企業(yè)技術(shù)吸收能力(absor)。目前學(xué)術(shù)界尚未就吸收能力的定義和測量等形成共識，但就企業(yè)技術(shù)吸收能力而言，一般采用企業(yè)勞動力質(zhì)量、研發(fā)投入強度、與技術(shù)消化吸收聯(lián)系密切的各項經(jīng)費支出等表征。由于本文所使用的工業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)含有工業(yè)人力資本水平的指標，出于規(guī)避內(nèi)生性問題考慮，本文選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中有研發(fā)機構(gòu)的企業(yè)數(shù)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的比重來衡量一個地區(qū)工業(yè)企業(yè)的技術(shù)吸收能力。

4． 控制變量

影響工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的因素有很多，因此在實證研究中，除信息化因素外，還要考慮其他變量的影響。參照已有研究，本文選取如下控制變量。

(1) 科技創(chuàng)新能力(inno)。科技創(chuàng)新與技術(shù)進步是工業(yè)發(fā)展的根本動力，創(chuàng)新可以驅(qū)動新舊動能轉(zhuǎn)換，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級改造。因此，有必要控制科技創(chuàng)新的影響。參照魏江和黃學(xué)[12]等的做法，用中國科技發(fā)展戰(zhàn)略研究小組發(fā)布的中國區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)表示。

(2) 外商直接投資(fdi)。外商直接投資可能通過技術(shù)溢出推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，因此，有必要控制外商直接投資的影響。借鑒韓峰和陽立高[13]的做法，采用地區(qū)外商直接投資存量表示。外商直接投資存量利用永續(xù)盤存法來計算，且折舊率設(shè)定為5%。

(3) 交通發(fā)達程度(tra)。交通基礎(chǔ)設(shè)施是經(jīng)濟社會發(fā)展的重要基礎(chǔ)，對地區(qū)工業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)布局、成本費用有著直接的影響。同時，良好的交通設(shè)施也有利于要素流動和知識溢出，推動區(qū)域內(nèi)學(xué)習(xí)效應(yīng)的深化提升。參考劉曉光等[14]的做法，采用區(qū)域公路密度作為交通發(fā)達程度的衡量指標，即采用省際等級公路里程與省域面積的比值表示。

(4) 工業(yè)所有制結(jié)構(gòu)(own)。不同所有制結(jié)構(gòu)的企業(yè)在轉(zhuǎn)型升級、提質(zhì)增效方面的表現(xiàn)各不相同。參照陳斌開和林毅夫[15]的研究，選取規(guī)模以上私營企業(yè)資產(chǎn)總計占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總計的比重表示。

(5) 地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(enc)。地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平在一定程度上會影響工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率和轉(zhuǎn)型升級能力，本文在上述4個控制變量的基礎(chǔ)上，將地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平作為控制變量，并參考蔣殿春和王春宇[16]的做法，用地區(qū)人均GDP來衡量，同時采用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)平減為2003年不變價。

(三) 信息化水平的測度

本文參考茶洪旺和左鵬飛[17]的研究成果，并基于對信息化內(nèi)涵的理解和把握，在數(shù)據(jù)可得的前提下，構(gòu)建了一個信息化水平評價指標體系，如表1所示。

在權(quán)重確定方面，本文采用層次分析法和CRITIC法進行主客觀組合賦權(quán)，以提高評價結(jié)果的科學(xué)性和準確性。具體計算時，設(shè)主觀指標權(quán)重和客觀指標權(quán)重分別為0.5，計算出的權(quán)重見表1。為消除不同量綱的影響，本文使用極差法對數(shù)據(jù)進行標準化處理。

表1 中國信息化水平評價指標體系

(四) 樣本說明

在時間維度上，2002年11月，黨的十六大報告提出了信息化與工業(yè)化融合發(fā)展戰(zhàn)略，并對走新型工業(yè)化道路提出了明確要求。為整體了解“兩化融合”戰(zhàn)略實施以來我國信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響與促進情況，同時鑒于數(shù)據(jù)的連續(xù)性、一致性和可得性，本文選取的研究時間段為2003—2017年。

在空間維度上，本文選取中國30個省(市、自治區(qū))作為考察對象，未考慮數(shù)據(jù)缺失較多的西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū)。對于個別有數(shù)據(jù)缺失的變量，我們根據(jù)數(shù)據(jù)的增長率情況，采用線性插值法予以補齊，各變量最終的樣本量均為450個。

上述變量所涉及的數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國信息年鑒》《中國廣播電視年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國信息產(chǎn)業(yè)年鑒》《中國電子信息產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》和各省(市、自治區(qū))統(tǒng)計年鑒。地區(qū)科技創(chuàng)新能力指數(shù)來自《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》，市場化程度數(shù)據(jù)來自《中國分省份市場化指數(shù)報告》。

三、 實證結(jié)果分析

(一) 全樣本和省際特征的實證結(jié)果

1． 普通效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

在進行回歸分析前，首先對模型進行選擇。根據(jù)F檢驗和LM檢驗結(jié)果可知，所建模型不應(yīng)使用混合回歸。根據(jù)異方差穩(wěn)健的豪斯曼檢驗結(jié)果可知，理論上應(yīng)選用隨機效應(yīng)模型。但考慮到選用隨機效應(yīng)模型犯“第二類錯誤”的概率很高，同時考慮到固定效應(yīng)模型總是一致的。因此，為穩(wěn)妥起見，本文同時列出了兩種效應(yīng)模型的估計結(jié)果，如表2所示。表2列(2)和列(4)為僅使用信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果，列(3)和列(5)為加入控制變量后的結(jié)果。從隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的R2可以看出，在未加入控制變量時，兩種模型的R2值均相對較小，在加入控制變量后，兩種模型的R2值均有不同程度的提高，說明加入變量以后模型的擬合效果變好。因此有理由判定，加入相應(yīng)的控制變量是必要的，僅用信息化水平指數(shù)與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)進行回歸的結(jié)果是有偏差的。當然，本研究選擇加入的控制變量是否合適，以及還有哪些變量是應(yīng)該納入的，則需要根據(jù)變量之間的實際關(guān)系進行不斷的探索嘗試。這里，我們從前人的研究發(fā)現(xiàn)與經(jīng)驗判斷的角度進行了適當“補漏”，以使回歸結(jié)果更加接近真實情況。

表2 信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為z值。

從表2的回歸結(jié)果可以看出，隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果基本一致，這在一定程度上說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。兩種模型中信息化的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明信息化顯著促進工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。以固定效應(yīng)模型為例，在未加入控制變量之前，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的回歸系數(shù)為0.2489，加入控制變量之后，信息化的回歸系數(shù)調(diào)整為0.3158，也即信息化水平每提高1個單位，工業(yè)轉(zhuǎn)型升級便提高0.3158個單位，這與我們先前的理論分析是一致的。近年來，隨著信息技術(shù)的迅猛發(fā)展和廣泛應(yīng)用，信息化為工業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供了更加高效、智能的研發(fā)平臺和信息平臺，使得工業(yè)行業(yè)通過持續(xù)性技術(shù)創(chuàng)新不斷獲得競爭優(yōu)勢，從而帶來信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進效應(yīng)。

從固定效應(yīng)模型中各控制變量的回歸結(jié)果看，區(qū)域科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.2173，通過了5%的顯著性檢驗，說明地區(qū)的科技創(chuàng)新水平顯著影響著工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的進程。外商直接投資與交通發(fā)達程度的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明外商直接投資和交通發(fā)展在中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中并沒顯現(xiàn)出應(yīng)有的促進效應(yīng)，這與我們的理論預(yù)期有所偏差。外商直接投資作用不顯著，或許是因為外商直接投資技術(shù)含量相對較高，只有在經(jīng)過一段時間的消化吸收后，其技術(shù)溢出效應(yīng)才得以顯現(xiàn)和發(fā)揮；交通發(fā)達程度作用不顯著，或許與考察期內(nèi)全國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)尚不能充分滿足工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的需要有關(guān)。除此以外，以私營企業(yè)資產(chǎn)總計占比為表征的工業(yè)所有制結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響亦不顯著。

綜合以上結(jié)果可以看出，信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間存在顯著的正向關(guān)系，信息化發(fā)展顯著有利于工業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平的提高。不過，由于普通固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型估計未能有效解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，因此上述研究結(jié)論仍需實施更進一步的檢驗和分析。

2． 兩階段最小二乘法的估計結(jié)果

上述實證檢驗過程中，已經(jīng)在回歸模型中納入了控制變量來盡可能降低遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題以及估計偏誤，但是核心解釋變量——信息化水平也許仍和其他未控制的第三方因素相關(guān)，而這些因素同時影響工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，使得估計的系數(shù)產(chǎn)生偏誤。除此以外，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用還可能由于反向因果關(guān)系的存在而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。針對以上分析，我們分別采用傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗和異方差穩(wěn)健的DWH檢驗兩種方法對信息化水平指數(shù)的內(nèi)生性問題進行檢驗。結(jié)果顯示，兩種方法下的p值均為0.0000，在1%的顯著性水平上強烈拒絕“解釋變量為外生”的原假設(shè)，即認為inf為內(nèi)生變量。

綜合上述分析及內(nèi)生性檢驗結(jié)果，本研究進一步采用工具變量法(IV)來緩解信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間可能存在的內(nèi)生性。本文借鑒黃群慧等[5]、Nunn and Qian[18]的研究思路，選取2001年省級層面每萬人固定電話數(shù)量(IV1)、2001—2015年省級層面郵局數(shù)量情況(IV2)共同作為信息化的工具變量。選取2001年的固定電話數(shù)量作為工具變量，主要考慮到歷史上固定電話普及率較高的地區(qū)往往也是信息化水平較高的地區(qū)，因為信息技術(shù)廣泛走進大眾基本上是從固定電話開始的。選取郵局數(shù)量作為工具變量，主要考慮到除信息技術(shù)手段外，人們的信息交換主要是通過郵局系統(tǒng)進行的。此外，隨著電子商務(wù)的發(fā)展，越來越多的線上業(yè)務(wù)需要通過線下的郵局系統(tǒng)予以實現(xiàn)。與此同時，我們選取歷史上的固定電話數(shù)量以及滯后兩期的郵局數(shù)量情況作為工具變量，還有另外一方面的考慮，即過往的固定電話和郵局數(shù)量對當前信息化發(fā)展應(yīng)當是存在一定程度的影響，但在控制了當期信息化水平之后，將不會受到工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，符合外生性的要求。

在使用工具變量法時，還必須對工具變量的外生性及有效性進行檢驗。如果工具變量不是有效的，則可能導(dǎo)致估計出現(xiàn)不一致，進而使估計結(jié)果失去意義。為此，本文首先對工具變量的外生性進行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是只采用信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級數(shù)據(jù)進行回歸，還是將控制變量納入模型進行整體回歸，均接受兩個工具變量為外生的原假設(shè)。其次，采用KRF統(tǒng)計量進行弱工具變量檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，KRF統(tǒng)計量大于Stock-Yogo檢驗中10%對應(yīng)的臨界值，拒絕“工具變量弱識別”的原假設(shè)，即工具變量不是弱工具變量?；谝陨戏治觯覀冋J為以2001年每萬人固定電話數(shù)量和2001—2015年郵局數(shù)量同時作為2003—2017年信息化水平的工具變量是一個有效的組合。

表3第(2)列報告了兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果。在第一階段回歸中，IV1和IV2的系數(shù)均顯著為正，表明選取的兩個工具變量與信息化的發(fā)展均呈正相關(guān)關(guān)系，與理論預(yù)測符號相符。第二階段的回歸結(jié)果與OLS或FGLS的回歸結(jié)果相對一致，但相較而言，核心解釋變量2SLS的回歸系數(shù)明顯增加，表明存在著反向因果影響。工業(yè)轉(zhuǎn)型升級由于需要大量的人力、研發(fā)經(jīng)費等投入而影響了信息化的發(fā)展，導(dǎo)致普通效應(yīng)模型的回歸結(jié)果低估了信息化的溢出效應(yīng)。除此以外，其他控制變量的回歸結(jié)果與前文相比沒有實質(zhì)性變化。因此，在使用面板工具變量法進行2SLS回歸緩解內(nèi)生性問題后，結(jié)果仍然表明：信息化的發(fā)展顯著有利于中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平的提高。

表3 信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的IV-2SLS回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為z值。

3． 分區(qū)域的回歸結(jié)果

本文將30個省(市、自治區(qū))分為東、中、西部三大區(qū)域，通過分組回歸來觀察信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響是否存在地區(qū)異質(zhì)性。經(jīng)F檢驗、LM檢驗和豪斯曼檢驗，三大地區(qū)的回歸模型均應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。為克服內(nèi)生性問題，同樣選用工具變量的兩階段最小二乘法進行回歸檢驗。

從表3第(3)列至第(5)列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響在東、中、西部地區(qū)表現(xiàn)并不相同，但均表現(xiàn)為顯著的促進作用。在控制了相關(guān)變量以后，東部地區(qū)信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的回歸系數(shù)為0.5185，較全國樣本有所提高。中部地區(qū)信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的回歸系數(shù)為0.5964，影響程度不僅高于全國水平，也高于東部地區(qū)，說明信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用在中部地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯。西部地區(qū)的回歸系數(shù)僅為0.2249，影響程度不僅大幅度低于東中部地區(qū)，也低于全國水平，這在一定程度上說明信息化對西部地區(qū)工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效用發(fā)揮還有較大的提升空間。上述影響系數(shù)“中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)”的原因可能是：一是中部地區(qū)雖然在地理和城市發(fā)展條件上弱于東部地區(qū)，但“中部崛起”戰(zhàn)略為中部地區(qū)信息化發(fā)展與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級注入了強大動能，以信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級增長率為例，在考察期間，中部地區(qū)兩者的增長率均顯著高于東部和西部地區(qū)，表現(xiàn)出強勁的后發(fā)優(yōu)勢；二是西部地區(qū)受地理位置和人力資本儲備等方面的限制，無論是在信息化發(fā)展還是工業(yè)轉(zhuǎn)型升級方面均處于相對弱勢，與中部及東部地區(qū)相比尚存在一定的差距。

(二) 門限模型的實證結(jié)果

1． 門限效應(yīng)檢驗

采用Hansen面板門限模型的估計方法，分別對四個門限變量進行門限效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4門限效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，信息化水平(inf)、市場化程度(mark)、兩化融合水平(integ)、企業(yè)技術(shù)吸收能力(absor)對信息化與工業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間關(guān)系的影響均存在雙重門限效應(yīng)，也即存在兩個突變的門限點。此外，由表5可知，四個門限變量的門限值所對應(yīng)的置信區(qū)間均較窄，故門限值的識別效果較為準確[19]。四個門限變量Bootstrap自抽樣檢驗的LR趨勢線和95%的置信區(qū)間如圖1至圖4所示。

表4 門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

表5 門限值估計結(jié)果

注：表中列示的門限估計值及其置信區(qū)間是經(jīng)過LR統(tǒng)計量檢驗后的門限效應(yīng)估計值。

2． 以信息化水平為門限變量的回歸結(jié)果

由表4、表5和圖1可知，信息化(inf)在10%的顯著水平下存在雙重門限，門限值分別為0.3359和0.4849。從表6第(2)列的回歸結(jié)果可以看出，當信息化處于不同的區(qū)間范圍時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級呈現(xiàn)不同的影響程度。當信息化水平指數(shù)低于0.3359時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的回歸系數(shù)僅為0.0615，在10%的顯著性水平下顯著；當信息化水平指數(shù)處于0.3359和0.4849區(qū)間時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)增大至0.1270，在1%的顯著性水平下顯著；當信息化水平指數(shù)大于0.4849時，信息化的回歸系數(shù)進一步增大至0.2101，依然在1%的顯著性水平下顯著。由此可見，在信息化門限區(qū)間內(nèi)，隨著信息化水平的提高，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用由“弱顯著”變?yōu)椤皬婏@著”，且影響效應(yīng)逐步增強，呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增的非線性特征。這一結(jié)果表明，一個地區(qū)信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用有賴于地區(qū)信息化的發(fā)展，當信息化發(fā)展跨過一定的門限水平后，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用才能被有效釋放，且效應(yīng)越來越明顯。

表6 門限變量回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為z值。

圖1 信息化水平的門限估計與似然比函數(shù)

3． 以市場化程度為門限變量的回歸結(jié)果

由表4、表5和圖2可知，市場化程度(mark)在1%的顯著性水平下存在雙重門限，門限值分別為6.2100和8.0300。從表6第(3)列所示的回歸結(jié)果看，不同市場化程度下，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響存在較大差異。當市場化程度低于6.2100時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)僅為0.0500，且不顯著；當市場化程度越過6.2100這一門限值，處于6.2100和8.0300之間時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響效應(yīng)顯著增強，回歸系數(shù)增大至0.1540，且顯著；當市場化程度進一步提高，超過8.0300時，信息化的回歸系數(shù)進一步增大至0.2534。這表明，在市場化程度較低時，其對信息化促進工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的正向調(diào)節(jié)作用未能得到有效發(fā)揮，當市場化程度達到了一定水平后，該調(diào)節(jié)作用才真正得以體現(xiàn)；隨著市場化程度的提高，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用也將得到進一步強化。

圖2 市場化程度的門限估計與似然比函數(shù)

4． 以兩化融合水平為門限變量的回歸結(jié)果

由表4、表5和圖3可知，兩化融合水平(integ)在5%的顯著性水平下存在雙重門限，門限值分別為0.0660和0.2583。從表6第(4)列所示的回歸結(jié)果可以看出，當兩化融合處于不同的水平區(qū)間時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響存在較大差異。當兩化融合水平低于0.0660時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)為0.0446，不顯著；當兩化融合水平處于0.0660和0.2583之間時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響效應(yīng)迅速增大至0.1540，且由不顯著變?yōu)轱@著；當兩化融合超過0.2583時，信息化的影響系數(shù)進一步增大至0.2534，這一積極影響明顯高于其他區(qū)間。這表明，兩化融合可以正向強化信息化的非線性溢出效應(yīng)，隨著信息化與工業(yè)化融合程度的加深，信息化更能促進工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。究其原因，一方面得益于信息化對工業(yè)產(chǎn)業(yè)的直接改造提升，同時也是兩化融合通過促進工業(yè)與服務(wù)業(yè)融合衍生新業(yè)態(tài)、新模式而間接推動工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的結(jié)果。因此，在當前經(jīng)濟發(fā)展模式向創(chuàng)新驅(qū)動、智能轉(zhuǎn)型和綠色發(fā)展轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，高質(zhì)量推進兩化深度融合對于促進工業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有重要意義。

圖3 兩化融合水平的門限估計與似然比函數(shù)

5． 以企業(yè)技術(shù)吸收能力為門限變量的回歸結(jié)果

由表4、表5和圖4可知，以研發(fā)機構(gòu)企業(yè)占比為表征的地區(qū)企業(yè)技術(shù)吸收能力變量(absor)在10%的顯著性水平下存在雙重門限，門限值分別為0.0684和0.1042。從表6第(5)列所示的回歸結(jié)果看，在不同的技術(shù)吸收能力情況下，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響程度并不相同。隨著企業(yè)技術(shù)吸收能力的不斷增強，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的積極影響進一步強化。當一個地區(qū)的研發(fā)機構(gòu)企業(yè)占比低于6.84%時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的回歸系數(shù)為0.1099，通過1%的顯著性檢驗；當該占比處于6.84%和10.42%之間時，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)增大至0.1603；當該占比進一步提高，超過10.42%時，信息化的回歸系數(shù)增大至0.2333。這充分說明，一個地區(qū)企業(yè)的技術(shù)吸收能力在信息化促進工業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中起著重要的調(diào)節(jié)作用，吸收能力越強，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用也越明顯。

圖4 企業(yè)技術(shù)吸收能力的門限估計與似然比函數(shù)

四、 穩(wěn)健性檢驗

上述回歸分析中，我們分別使用不同的計量方法進行了區(qū)域異質(zhì)性檢驗，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果基本一致，特別是核心解釋變量信息化水平的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，足以說明上述實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。作為對比，我們采用以下兩種方法進一步檢驗?zāi)Ｐ?1)：一是借鑒郭家堂和駱品亮[8]的做法，僅使用滯后一期inf作為當期inf的工具變量(IV3)；二是使用單一指標——互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平(int)作為衡量地區(qū)信息化發(fā)展水平的替代變量。從兩種替代方法的檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，模型均通過了殘差序列相關(guān)性檢驗和工具變量過度識別檢驗，從而說明模型設(shè)定是合理性的，回歸結(jié)果是可信的?；貧w結(jié)果中，信息化水平與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，其他控制變量的回歸結(jié)果與前文所匯報的結(jié)果也基本一致。這表明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展顯著有利于工業(yè)轉(zhuǎn)型升級，此外，采用這兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗的研究結(jié)論與前文一致。

與此同時，為盡可能克服門限回歸的內(nèi)生性問題，根據(jù)Riccardo and Giulio[20]以及李平和許家云[21]的做法，將門限變量改為滯后期。我們對上述門限回歸的結(jié)果也進行了重新估計，以確保檢驗結(jié)果的可靠性。根據(jù)回歸結(jié)果，除企業(yè)技術(shù)吸收能力(absor)由雙重門限變?yōu)閱我婚T限，以及市場化程度(mark)在第一門限區(qū)間內(nèi)的系數(shù)估計值在顯著性方面發(fā)生變化外，其他變量估計結(jié)果均與前文無明顯差別。由此可見，在重新考慮內(nèi)生性問題后，門限回歸的研究結(jié)論進一步得到了驗證。

五、 結(jié)論與政策建議

本文基于信息經(jīng)濟理論和典型國家的經(jīng)驗事實，利用2003—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)面板模型和非線性面板門限模型，實證檢驗信息化發(fā)展是否促進了中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級。結(jié)果表明：(1)在全國層面，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的正向影響顯著存在，IV-2SLS下的信息化回歸系數(shù)為0.4509，表現(xiàn)為顯著的促進關(guān)系。(2)在區(qū)域?qū)用?，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級在東、中、西部地區(qū)均表現(xiàn)為促進關(guān)系，但效應(yīng)大小不同，其中，對中部地區(qū)的影響效應(yīng)最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)影響效應(yīng)最弱。(3)信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用呈現(xiàn)顯著的邊際效應(yīng)遞增的非線性特征，且在充分考慮市場化程度、兩化融合水平和企業(yè)技術(shù)吸收能力的調(diào)節(jié)下，信息化對工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進效果均得到進一步強化。

以上研究結(jié)論為中國推進信息化與工業(yè)化深度融合、深入實施網(wǎng)絡(luò)強國及制造強國戰(zhàn)略奠定了理論與事實基礎(chǔ)。根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：(1)進一步加強信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，特別是工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)。目前，我國已建成全球規(guī)模最大的光纖網(wǎng)絡(luò)和4G網(wǎng)絡(luò)，但總體來看，我國信息化的發(fā)展仍然很不平衡、很不充分。因此，各地區(qū)應(yīng)繼續(xù)加大信息化建設(shè)的投入，抓住新一輪信息化發(fā)展帶來的歷史機遇，從質(zhì)量和速度兩方面入手，不斷夯實工業(yè)信息化的硬件基礎(chǔ)，特別是工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)。尤其要關(guān)注西部地區(qū)和農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過財政撥款和稅收優(yōu)惠等方式，提高相對落后地區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施水平，逐步消除“數(shù)字鴻溝”，為中國工業(yè)轉(zhuǎn)型升級“全局一體化”提供有力的支撐和保障。(2)深化市場化改革，構(gòu)建自由開放的市場競爭環(huán)境。一方面要繼續(xù)堅持市場配置資源的基礎(chǔ)性作用，積極轉(zhuǎn)變政府管制經(jīng)濟的方式，將政府的管制職能由經(jīng)濟性管制轉(zhuǎn)變到社會性管制；另一方面，要繼續(xù)深入推進簡政放權(quán)，放寬新產(chǎn)品、新模式、新業(yè)態(tài)的準入要求，破除行業(yè)融合壁壘，讓不同所有制、不同規(guī)模的企業(yè)具有公平進入市場的權(quán)利。政府應(yīng)制定和完善更具效力的公平競爭法，切實保障各種所有制企業(yè)依法平等使用生產(chǎn)要素、公平參與競爭、同等受到法律保護。(3)加強頂層設(shè)計，推進信息化與工業(yè)化深度融合。截至目前，我國仍有多個省份尚未跨越其發(fā)揮效用的門限值，推進信息化與工業(yè)化深度融合任重而道遠。一是要進一步加強對“兩化融合”一般規(guī)律性的研究，掌握不同時期、不同領(lǐng)域“兩化融合”的特點和規(guī)律，并積極開展融合發(fā)展試點示范工作，以點帶面，帶動更廣區(qū)域、更高水平的融合發(fā)展。二是要繼續(xù)推進企業(yè)信息化建設(shè)，加快推進計算機輔助設(shè)計、ERP管理、CRM系統(tǒng)集成等在企業(yè)中的應(yīng)用，深化工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)、電子商務(wù)等信息技術(shù)與傳統(tǒng)工業(yè)的結(jié)合，使得基于信息技術(shù)的柔性制造、網(wǎng)絡(luò)制造、綠色制造、服務(wù)制造逐步成為主流生產(chǎn)模式，從而帶動傳統(tǒng)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。(4)突出企業(yè)主體地位，不斷提升工業(yè)企業(yè)層次和水平。第一，要大力支持企業(yè)應(yīng)用新技術(shù)、新工藝、新裝備等對自身進行改造升級，強化企業(yè)在創(chuàng)新中的主體地位，激發(fā)企業(yè)內(nèi)在創(chuàng)新動力。第二，要建立和完善以市場為導(dǎo)向、政產(chǎn)學(xué)研用相結(jié)合的企業(yè)創(chuàng)新體系，支持有實力的大型企業(yè)建立技術(shù)中心和研發(fā)中心，鼓勵中小企業(yè)通過聯(lián)盟方式進行合作，形成技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，并切實提高成果轉(zhuǎn)化的利用率。第三，要著力提高人員素質(zhì)和管理水平，建議國家相關(guān)部門設(shè)立專門的企業(yè)生產(chǎn)力促進機構(gòu)，從協(xié)助與促進企業(yè)提升管理水平、員工技能、技術(shù)能力以及協(xié)調(diào)三者之間的關(guān)系等方面著手，促進企業(yè)生產(chǎn)效率與質(zhì)量的提升。