路 畅,王媛媛,于 渤,刘立娜
(哈尔滨工业大学 管理学院，黑龙江 哈尔滨 150001)
摘 要：基于2008-2015年中国省际面板数据，构建门槛效应模型，将制度环境设为门槛变量，实证分析技术创新对传统产业升级的影响。结果发现，各区域制度环境差别会导致技术创新对传统产业升级表现出明显的门槛效应，即市场化处于较低水平时，技术创新对传统产业升级的作用不显著；伴随着市场化水平的不断提高，技术创新对传统产业升级的促进作用逐渐显现，并且促进强度呈倒U型结构。研究结论为传统产业升级提供了新理论视角，对如何更有效地通过技术创新促进传统产业升级具有重要指导意义。
关键词：技术创新；传统产业升级；制度环境；门槛效应
收稿日期：2019-02-15
基金项目：国家社会科学基金重大项目(16AZD006)
作者简介：路畅(1993-)，女，山东济南人，哈尔滨工业大学管理学院博士研究生，研究方向为技术经济及管理；王媛媛(1992-)，女，黑龙江哈尔滨人，哈尔滨工业大学管理学院硕士研究生，研究方向为技术经济及管理；于渤(1960-)，男，黑龙江哈尔滨人，博士，哈尔滨工业大学管理学院教授、博士生导师，研究方向为技术经济及管理；刘立娜(1983-)，女，山东日照人，哈尔滨工业大学管理学院博士研究生，研究方向为技术经济及管理。
DOI：10.6049/kjjbydc.2018100156
开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
中图分类号：F264.2
文献标识码：A
文章编号：1001-7348(2019)14-0062-07
Lu Chang, Wang Yuanyuan, Yu Bo, Liu Lina
(School of Management, Harbin Institute of Technology, Harbin 150001, China)
Abstract：Taken institutional environment as a threshold variable, the threshold model was constructed based on Chinese panel data from the year of 2008 to 2015 to analyze the relations-hip between technological innovation and traditional industrial upgrading. The empirical results show the difference of institutional environment in different regions leads to the obvious threshold effect of technological innovation on the upgrading of traditional industries. When the level of marketization is relatively low, the effect of technological innovation on the upgrading of traditional industries is not significant. With the increase of the marketization, the role of technological innovation in promoting the upgrading of traditional industries has gradually emerged, and the strength of promotion is an inverted U-shaped structure. The research results provide a new theoretical perspective for the upgrading of traditional industries, it is also significant on how to promote the upgrading of traditional industries more effectively through technological innovation.
Key Words:Technological Innovation; Traditional Industrial Upgrading; Institutional Environment; Threshold Effect
传统产业是相对于高技术产业而言的，泛指以应用传统技术和工艺为主，依赖于大量劳动力和资本投入，并以生产传统产品为主的产业。传统产业是一个相对动态的概念，随着时间的不断推移和技术的日益进步，其与高技术产业不断相互转化[1]。作为占据国内经济半壁江山的传统产业，其企业数量占全国企业数量的60%，对国内生产总值和国家税收的贡献率分别达到87%和70%，在我国经济发展中居于重要地位。然而，我国传统产业普遍存在低技术含量、低附加值、高污染、高能耗和高成本等问题，随着我国生产要素成本上涨、资源环境要素趋紧和国际经济环境变化，传统产业转型升级势在必行。在传统产业升级众多影响因素中，技术创新一直被认为是核心因素。一方面，技术创新可通过提高生产要素质量、提高劳动生产率推动传统产业升级；另一方面，随着技术的不断发展，会出现越来越多的新兴产业，传统产业将与之融合并不断转型升级[2]。随着研究的不断深入，以North[3]为代表的新制度经济学派指出，制度环境在传统产业升级中扮演着重要角色，知识和技术存量是影响产量的重要因素，但实际产出数目还受到制度环境的影响。在此基础上，值得思考的是，技术创新与制度环境两者交叉对传统产业升级会产生哪些效果？在不同制度环境下，技术创新对传统产业升级的促进作用是否相同？政府要将制度环境控制在何种水平，才能确保技术创新对传统产业升级的促进作用得以充分发挥？对以上问题给予清晰解答，对我国现阶段传统产业升级具有重要理论意义和现实意义。
很多学者从不同角度论证了技术创新对产业升级，包括对传统产业升级的重要作用。Kleeper[4]指出，技术创新可通过提高产品质量、丰富产品种类、创新生产过程和提高生产效率，进而推动传统产业转型升级；Tourk等[5]分析了中国传统制造业发展现状和面临的挑战，指出中国传统制造业应该通过技术创新和建立自主品牌实现产业升级；常建坤[6]结合发达国家工业化道路指出，技术创新才是传统产业走向新型工业化的主要动力；杜朝晖[7]认为，技术创新、组织模式和生产方式创新等是传统产业转型升级的有效路径；王娟[8]深入分析了我国传统产业在发展过程中存在的问题，认为技术创新是传统产业升级的核心，同时指出产业转移、产业融合和产业集群也是实现传统产业升级的3条有效路径；杨永全[9]从价值链角度论证了技术创新能够有效提升产品附加值，促使传统制造业不断转型升级；余利丰、肖六亿[10]构建了高新技术促进传统产业升级评价指标体系，并以河南省化工、钢铁、有色和纺织4个传统产业为研究对象进行实证分析，验证了高新技术对传统产业升级的推动作用，进而肯定了技术创新在传统产业升级中的重要地位。
同时，已有研究也表明制度环境与产业升级密切相关。西蒙·库兹涅茨[11]首次实证分析了制度对产业结构的影响，并提出制度环境对产业结构的直接和间接影响方式；North[12]首次将制度环境作为产业结构调整的主要因素进行研究，肯定了其在产业结构变迁中所发挥的主要作用；殷勤凡[13]通过对中国信息产业进行深入调研提出，应将实现产业升级的愿望寄托于完善的制度环境和市场力量，而不应过度依赖于政府支持；徐珊[14]运用我国产业和上市公司数据，验证了我国大企业创新投入与区域产业升级间具有显著促进作用，并且市场化在以上两者关系中起调节作用；黄纯、龙海波[15]通过案例研究发现，政府合理的制度设计和辅助性制度能够有力促进产业链升级；齐兰[16]研究发现，从长远看制度环境对产业升级的促进作用显著，但短期效果不显著。
从目前研究看，国内外大多数文献倾向于研究技术创新和制度环境对传统产业升级的影响，却没有将技术创新、制度环境和传统产业升级置于同一框架下，探究不同制度环境水平下技术创新与传统产业升级间的关系是否存在差异。并且，目前研究多是使用线性模型，未考虑到三者间关系可能是非线性的，且随着制度环境水平的变化，三者关系可能存在门槛效应[17]。本研究创新之处在于：①在研究内容上，将制度环境纳入技术创新与传统产业升级复杂关系中，着重探讨制度环境在技术创新影响传统产业升级过程中的作用；②在研究方法上，构建面板门槛模型，探究在不同水平制度环境下，技术创新、制度环境与传统产业升级间的非线性关系。
所谓传统产业升级，是指传统产业生产效率不断提高、产品附加值逐渐加大、产业结构逐渐优化的过程。技术创新是推动这一过程的重要因素，一方面，技术创新可以促进生产技术和工艺提高，进而生产效率和产品质量也随之提高；另一方面，技术创新可以使各产业平均利润率出现差异，进而不断优化传统产业结构。具体来说，某个产业技术创新有助于提高其劳动生产率，劳动生产率提高又会缩短社会必要劳动时间，进而提高该产业利润，各种生产要素就会积极进入该产业，最终导致各产业比重发生改变，促进产业结构不断优化。除技术创新外，制度环境也是促进传统产业升级的一个重要因素。制度环境优化通过降低交易费用、营造公平的竞争环境、规范交易行为等促进传统产业中市场交易、资本与技术在产业间合理流动，进而促进传统产业升级。然而，制度环境差异也会影响技术创新对传统产业升级的促进效果，良好的制度环境能够为技术创新推动传统产业升级营造一个有利的环境，提高技术创新成果扩散效率。同时，由于较高水平的制度环境以市场为主导，所以能够及时发现市场需求，更有针对性地开展技术创新，因而更能在传统产业升级过程中发挥促进作用。
技术创新是推动传统产业升级的重要因素，基于此，本研究将技术创新作为核心解释变量、传统产业升级作为被解释变量，建立如下面板数据模型：
INDit=α+β1INNit+∑λiControlit+εit
(1)
其中，i、t分别表示地区和年份；IND表示传统产业升级；INN表示技术创新；Control表示所有控制变量，具体包括对外直接投资FDI、人力资本HC、固定资产投资INV、经济发展程度PGDP；ε表示随机误差项。
模型(1)是未考虑“门槛效应”的面板数据模型，由于我国每个地区经济发展情况和市场发育程度不同，所以每个地区制度环境都存在差异，而在不同的制度环境下，技术创新在产业间的配置效率也会存在差异，进而其对传统产业升级的促进效果也就不同。因此，为了更好地验证技术创新与传统产业升级间的关系，本研究借助Hansen[18]于1999年提出的面板门槛回归模型，在模型(1)的基础上，设制度环境(MI)(市场化水平)为门槛变量，建立以下面板门槛模型：
INDit=α+λ1FDIit+λ2HCit+λ3INVit+λ4PGDPit+β1INNitI(MIit≤γ)+β2INNitI(MIit>γ)+εit
(2)
其中，模型(2)为单门槛模型，MI表示门槛变量，γ表示未知门槛，I(·)表示指示函数。在本研究模型估计中，可能不仅仅有一个门槛，双门槛模型及多门槛模型都可以在模型(2)的基础上得到，其中双门槛模型如式(3)所示。
INDit=α+λ1FDIit+λ2HCit+λ3INVit+λ4PGDPit+β1INNitI(MIit≤γ1)+β2INNitI(γ1<MIit
γ2)+β3INNitI(MIit>γ2)+εit
(3)
其中，λ1，λ2为双重门槛值，其它符号同式(2)。
在门槛分析过程中，需要解决如下两个问题：首先是门槛值确定。对于给定的门槛值λ，可使用OLS法估计出参数β，这样就可以得到其残差平方和S1(λ)，进而得到门槛值λ的估计值，即
随后，利用格栅搜索法可以求出残差平方和最小化问题，得到确切的门槛值之后就能得出参数β。其次是门槛效应显著性检验问题和门槛估计值真实性检验问题。对于前者，最初假定它不存在门槛值(即H0：β1=β2)，且检验统计量为
其中，S0表示基于最初假定进行参数估计得到的残差平方和，
表示基于备择假设下进行参数估计得到的残差方差。由于在最初假定条件下无法确切得到λ，所以统计量F1的渐进分布也就不是标准分布。Hansen[19]在1996年提出可采用自体抽样法(Bootstrap)解决这一问题，即用此方法对其渐进分布进行初步模拟，在此基础上构造出与其相对应的P值进行检验。对于后者，事先假设H0：λ=λ0，将检验统计量构造为如下形式：
当
时，拒绝最初假设。其中，α表示显著性水平。以上参数估计和假设检验都是针对单门槛模型，多门槛参数估计和假设检验可以据此自行推断，在此不作过多说明。
(1)传统产业升级(IND)。本研究在参考Humphrey & Schmitz[20]研究的基础上，结合中国传统产业发展现状，从工艺升级、产品升级、功能升级和产业生态化升级4个方面出发，利用因子分析法对传统产业升级程度进行评估。其中，在工艺升级方面，最突出的特点就是企业内部生产效率大幅提高，因为传统产业以劳动密集型为主，所以劳动生产率可以较好反映生产效率。因此，本研究以劳动生产率衡量工艺升级，记为LP；在产品升级方面，最突出的特点就是企业通过新产品开发或现有产品改造升级实现向价值链两端攀升。本研究参考柯毅强[21]的研究，以新产品产值率衡量产品升级，记为NP；在功能升级方面，最突出的特点就是产品附加值明显提高，本研究以单位主营业务收入实现利润额作为其衡量指标，记为PRO，该指标值越高，说明产品附加值越高；在产业生态化升级方面，最突出的特点就是产品能耗和污染逐渐降低，本研究借鉴王晓红[22]的观点，选取单位主营业务收入能耗量衡量产业生态化升级，记为EC。
(2)技术创新(INN)。目前，各文献中常用的衡量指标有R&D投入、科研人员数量、专利数量、科技论文数量以及新产品销售收入等。本研究从指标易获得性和客观性出发，最终选取专利衡量技术创新。专利衡量指标有专利申请量和专利授权量，考虑到专利授权量受各种主观因素的干扰较大，本研究用专利申请量衡量技术创新水平[23]。
(3)制度环境(MI)。关于制度环境衡量指标，学界观点不一、各具特色与不足。基于数据完整性和易获得性，本研究选取市场化水平作为制度环境的衡量指标。对于具体数据收集，采用樊纲、王小鲁和余静文[24]编制的市场化指数，该指数在各地区市场化水平测度过程中，从5个方面对市场化水平进行测度，非常全面且具有代表性。市场化指数值越高，说明该地区市场化水平越高，制度环境越完善。
(4)人力资本(HC)。现在比较通用的衡量某地区人力资本水平的指标是Barro[25]提出的从业人员平均受教育年限。具体计算时，本研究参考陈关聚[26]、杜龙政等(2018)的研究，提出各地区人力资本水平计算公式：
HC=6a+9b+12c+15d+16e+19f
(4)
在式(4)中，a、b、c、d、e、f分别代表小学、初中、高中、大专、本科、研究生及以上教育水平从业人员数量占6岁以上人口总数的比值，6、9、12、15、16、19分别代表各类教育对应的受教育年限。
(5)固定资产投资(INV)。各种资本投入是传统产业升级过程中所必需的，因此固定资产也是传统产业升级过程中必备要素之一。本研究借鉴闫海洲[27]的作法，将全社会固定资产投资与地区生产总值的比值作为固定资产投资衡量指标。
(6)外商直接投资(FDI)。外商直接投资具有技术溢出效应，并且作为一种资本要素，在传统产业升级过程中能够发挥重要作用。本研究参照纪玉俊等[28]的做法，将地区生产总值中实际利用外资额占比作为外商直接投资衡量指标。
(7)经济发展程度(PGDP)。只有当地区经济发展程度处于一个相对较高水平时，该地区才有能力支持当地传统企业研发与创新，当地消费者才会对新产品、新工艺有强烈需求，进而才会促进传统产业不断升级。因此，地区经济发展程度也是促进传统产业升级的一个重要因素，本研究采用人均地区生产总值对其进行衡量。
(1)传统产业升级测算。本研究采用因子分析法测算传统产业升级，用PRO、NP、LP和EC四个维度综合得分衡量传统产业升级。同时，在数据分析过程中，本研究参考刘新华[29]的作法，将单位主营业务收入能耗量取倒数。
为检验因子分析法的适用性，本研究使用统计分析软件SPSS19.0对数据进行KMO和Bartlett球形度检验，其中KMO值为0.545，Bartlett球形度检验P值为0，说明这些数据可以进行因子分析。然后，根据标准化后的相关系数矩阵，可以得到传统产业升级评价因子特征根和方差贡献率。由表1可以看出，前3个因子的累计方差贡献率达到91.840%，说明前3个因子可以反映原指标91.840%的信息量 ，所以将前3个因子当作公因子。
表1 特征值与方差贡献率
根据因子得分系数矩阵(见表2)可以计算出3个公因子的因子得分，计算公式为：
(5)
(6)
(7)
表2 因子得分系数矩阵
将标准化后的数据代入上式即可得到各地区3个公因子得分，再将每个公因子旋转后的特征方差贡献率作为权重，与各公因子得分加权求和，即可得到各地区传统产业升级的综合得分，表达式为：
IND=33.577%×F1+33.125×F2+25.135%×F3
(8)
(2)数据说明。由于最新的市场化指数只到2014年，且2008年之前的市场化指数与2008-2014年的市场化指数测算方式有所不同，所以本文将研究区间设定为2008-2015年。其中，2015年的市场化指数由2008-2014年的市场化指数平滑得到；由于西藏数据缺失严重，所以本文将研究对象设定为西藏之外的其它30个省域。本研究数据来源于《中国统计年鉴》(2009-2015年)、《中国劳动统计年鉴》(2008-2015)、《中国高技术产业统计年鉴》(2009-2015)、《中国分省份市场化指数报告2016》等。根据传统产业定义及数据易获得性，本研究用传统工业代表传统产业。同时，由于传统产业是指高技术产业以外的其它产业，所以将规上工业各项数据与高技术产业各项数据做差得到传统产业数据[30]。为消除价格因素的影响，文中所有与价格度量有关的变量均以2008年不变价格计算。变量描述性统计见表3。
表3 变量描述性统计结果(2008-2015年，N=30地区，T=8年，NT=240)
为规避“伪回归”现象的发生，在回归分析前首先进行单位根检验。本研究同时采用LLC、IPS和ADF-Fisher对各个变量进行检验，检验结果表明各变量在1%水平下不显著。随后，本研究对各变量的一阶差分变量进行检验，结果如表4所示。从中可见，各统计量 P 值都在10%以下，表明各变量都是一阶单整的。
然而，不存在协整关系的单整变量回归依然是一种伪回归，因此本研究采用 Pedroni法对文中变量面板数据进行协整检验，结果如表5所示。各统计量在1%水平下都是显著的，故各变量间存在长期稳定的均衡关系，可以进行回归分析。
表4 各变量一阶差分序列单位根检验结果
注：*、**、***表示统计结果在10%、5%和1%置信水平下显著
表5 面板数据协整检验
根据Hansen的思路，本研究以地区市场化水平作为门槛变量，实证考察市场化水平在技术创新与传统产业升级关系中的作用，采用Stata12.0进行门槛回归分析。首先，为得到门槛个数，在单门槛、双门槛和三门槛假设下进行门槛效应检验。表6为在3种假设下对门槛效应进行分析后得到的F值和按照自抽样法(Bootstrap)反复抽样500次得到的P值。从表6可以看出，市场化水平单一门槛效应通过了1%水平下的显著性检验，双门槛效应和三门槛效应均通过了5%水平下的显著性检验。因此，在研究不同市场化水平下技术创新对传统产业升级的影响时，本研究采用三门槛模型进行分析。
表6 门槛效应检验结果
注：P值和临界值为自抽样法500次后得到的结果；**、***表示在5%、1%置信水平下显著
完成门槛效应检验后，对三门槛模型门槛值进行估计和检验。表7为以市场化水平为门槛变量的门槛值估计结果及其95%置信区间，从中可以看出，三门槛模型的3个门槛估计值分别为5.198、8.787和9.114，由此可将市场化水平划分为4个不同区间：较低市场化水平(0<MI≤5.198)、中等市场化水平(5.198<MI≤8.787)、较高市场化水平(8.787<MI≤9.114)和高市场化水平(MI>9.114)，在这4种不同市场化水平区间内分析技术创新对传统产业升级影响的差异性。
表7 门槛估计值和置信区间
得出三门槛估计值后，即可对三门槛模型进行参数估计，结果见表8。
表8 三门槛模型参数估计结果
注：*、***表示在10%、1%置信水平下显著
从以上参数估计结果可以看出，对于控制变量而言，除固定资产这一变量回归系数为负且不显著外，其余3个控制变量对传统产业升级都具有显著正向影响。其中，经济发展程度对传统产业升级的促进作用最大，达到0.529的水平。这是因为，只有经济发展水平不断提高，地区才有能力支持当地传统产业研发与创新，当地居民才能提升对新产品的需求，进而传统产业才能不断升级。其次是外商直接投资，作用系数为0.289。外商进入会为我国产业发展注入大量资本、先进技术和管理经验，这些都会促进传统产业升级。人力资本对传统产业升级也有正向推动作用，作用系数为0.170。人力资本作为技术创新主体，通过“干中学”及知识消化吸收带来知识溢出，从而推动技术创新，间接引起传统产业间不同要素的重新配置，进而促进传统产业升级。然而，固定资产投资对传统产业升级的促进作用并不显著，说明目前固定资产投资对我国传统产业升级的作用未能有效发挥。
门槛效应检验结果显示，技术创新对传统产业升级的影响存在显著的市场化水平三门槛效应。表8中，当市场化水平位于 5.198之下时，技术创新对传统产业升级具有负向作用，但未通过显著性检验；当市场化指数位于 5.198 之上的3个区间时，技术创新对传统产业升级具有显著正向作用。但可以发现，在以上3个市场化水平区间内，技术创新对传统产业升级的作用效果不同。以市场化指数9.114为分界点，当市场化指数低于9.114时，随着市场化水平由低到高变化，系数也逐渐增大；但当市场化指数高于9.114时，随着市场化水平提升，系数反而由1.526降为0.515。由此可以看出，技术创新对传统产业升级始终存在着正向影响，但随着市场化水平提升，技术创新对传统产业升级的促进强度却呈现出先上升后下降的倒U型结构。这说明，当市场化水平较低时，地方保护主义往往盛行，垄断行为也会出现，不规范的市场环境阻碍了技术创新对传统产业升级的促进作用；当市场化水平达到一定高度后，技术创新对传统产业升级的推动作用才得以显现，且促进程度呈先上升后下降，说明适度的市场竞争促使传统产业为增强自身核心竞争力而充分利用地区创新成果；但当地区市场化水平很高时，与传统产业相对应的高技术产业将具有更多优势，会有更多创新产出，在这种情况下技术创新对传统产业升级的促进作用就会大幅下降。
按市场化水平3个门槛值(5.198、8.787、9.114)将我国30个省份划分成较低市场化区域、中等市场化区域、较高市场化区域和高市场化区域4个区域。表9为2008-2015年各市场化水平区间内所包含的省份数量，结合表9绘制了相应变化趋势图，见图1。
时间变化上， 2008-2010年，我国30个省份全部处于中低市场化水平区域，从2011年开始有省份迈入较高市场化区域和高市场化区域；到2015年，处于高市场化区域的省份有6个，呈现逐年增多趋势，但是中低市场化区域省份数量占据大多数，表明目前我国大部分省份市场化程度仍然处于较低水平，技术创新对传统产业的升级促进效用并未充分显现。
表9 2008-2015年处于不同市场化水平区间的地区数
图1 不同市场化水平区间内地区数量变化趋势
在空间变化上，贵州、云南、甘肃、青海、宁夏和新疆长期处于较低市场化区域，辽宁、吉林、安徽、福建、湖南、湖北、广西、重庆和四川长期处于中等市场化区域，北京、上海、江苏、浙江和天津由最初处于中等市场化区域不断跃升至高市场化区域。总体来看，我国大部分省份处于较低和中等市场化区域，东部沿海地区市场化水平普遍高于中西部地区，且技术创新对传统产业升级效应不显著省份多集中在中西部地区。由于篇幅所限，本研究仅以2015年市场化水平为例，列出不同市场化区域内的省份分布，见表10。
表10 2015年每个市场化区间内的省份分布
本研究采用2008-2015年省际面板数据，利用非线性面板门槛模型，对不同制度环境下技术创新对传统产业升级的影响作用进行深入研究。结果发现：①不同制度环境下，技术创新对传统产业升级的作用效果存在差异。当市场化水平处于较低区间时，技术创新对传统产业升级的促进作用不明显,但当市场化水平提升至某个门槛值时，技术创新对传统产业升级具有显著促进作用。伴随着市场化水平的不断攀升，技术创新对传统产业的促进作用呈倒U型结构，即开始是上升的，上升到一定高度后有所下降；②目前，我国大部分地区仍位于较低的市场化水平区间，但越来越多的地区开始步入较高市场化水平区间。截至2015年，位于较高和高市场化水平区间的省份数达到6个。并且，在不同地区，技术创新对传统产业升级的影响作用也有很大区别。在北京、上海、江苏等东部地区，技术创新对传统产业升级的促进作用非常明显，而在贵州、云南、甘肃、青海、宁夏和新疆等中西部地区，技术创新未能发挥出有效作用。
基于上述结论，本研究提出以下政策建议：①每个地区制度环境发展水平不同，技术创新对传统产业升级的促进效应也不同。因此，各地方政府在制定传统产业升级相关政策时，应注意到每个地区制度环境的差异性，结合各地区实际情况，制定不同政策、采取不同措施。例如，东部地区制度环境较好，市场发育程度较高，技术创新对传统产业升级的促进作用显著。因此，这些地区政府应该加大创新和研发支持力度，鼓励企业进行技术创新。而中西部地区制度环境不够完善，市场化水平较低，各级政府应首先在完善制度环境方面作出努力，不断深化市场改革，在此基础上加大技术创新投入；②技术创新在传统产业升级过程中扮演着重要角色，因此各地方政府应鼓励并支持企业进行技术创新。首先，加大技术创新各项投入，扩大技术创新规模，扩展技术创新范围，尤其鼓励传统技术和传统工艺创新。其次，为企业技术创新提供各种优惠政策和便利条件，如提供补贴、减免税收、扩展融资渠道等。最后，鼓励产学研合作，促进合作创新；③制度环境在技术创新促进传统产业升级过程中起重要调节作用。各地方政府应重视制度环境在经济发展中的重要作用，努力加快市场化进程。首先，政府应努力培育市场自我调节能力，尽量减少对市场的干预。其次，政府应为非国有经济发展营造良好的环境，实现劳动力的合理流动。最后，政府应该致力于知识产权保护制度优化和中介组织发展，努力保护创新成果并为市场交易创造良好环境。值得注意的是，制度环境提高到一定水平后，技术创新对传统产业升级的促进作用就会降低，所以对市场化水平较高地区而言，政策制定应向传统产业倾斜，在发展高技术产业的同时也要兼顾传统产业发展，努力推动传统产业转型升级。
参考文献:
[1] 吴晓波,裴珍珍.高技术产业与传统产业协同发展的战略模式及其实现途径[J].科技进步与对策,2006, 23(1): 50-52.
[2] 程强,武笛.科技创新驱动传统产业转型升级发展研究[J].科学管理研究,2015,33(4): 58-61.
[3] 道格拉斯·诺思, 张五常，等. 制度变革的经验研究[M]. 第二版. 罗仲伟, 译. 北京：经济科学出版社，2003.
[4] KLEPPER S. Firm survival and the evolution of oligopoly[J]. The Rand Journal of Economics, 2002, 33(1): 37-61.
[5] TOURK K, MARSH P. The new industrial revolution and industrial upgrading in China: achievements and challenges[J]. Economic and Political Studies, 2016, 4(2): 187-209.
[6] 常建坤.技术创新推进我国传统产业升级改造[J].中国流通经济,2006,20(5): 38-41.
[7] 杜朝晖.经济新常态下我国传统产业转型升级的原则与路径[J].经济纵横,2017,32(5): 61-68.
[8] 王娟.创新驱动传统产业转型升级路径研究[J].技术经济与管理研究,2016,28(4): 115-118.
[9] 杨永全,付玢.创新推动传统制造业价值链升级[J].管理观察,2017,27(31): 31-33.
[10] 余利丰,肖六亿.高新技术改造提升传统产业效果评价体系研究——以河南省为例[J].科技进步与对策，2015,32(5): 122-125.
[11] 西蒙·库兹涅茨. 各国的经济增长[M].北京：商务印书馆，1985.
[12] NORTH D C. Institutions, institutional change and economic performance[J].Journal of Economic Perspectives, 1990, 5(1): 97-112.
[13] 殷勤凡.中国信息技术产业升级的制度基础探讨[J].中国软科学,2001,32(8): 36-39.
[14] 徐珊,刘笃池,梁彤缨.大企业创新投入驱动区域产业升级效应研究[J].科学学与科学技术管理,2016，37(10): 38-48.
[15] 黄纯,龙海波.政府辅助性制度工作、制度逻辑与集群升级——基于余姚和安吉两地集群演化的案例研究[J].管理世界,2016,31(6): 148-166.
[16] 齐兰,徐云松.制度环境、区域金融化与产业结构升级——基于中国西部面板数据的动态关系研究[J].中央财经大学学报,2017,36(12): 22-33.
[17] 吕延方,王冬,陈树文.进出口贸易对生产率、收入、环境的门限效应——基于1992—2010年我国省际人均GDP的非线性面板模型[J].经济学(季刊),2015,14(2): 703-730.
[18] HANSEN B E. Threshold effects in non-dynamic panels: estimation, testing, and inference[J]. Journal of Econometrics, 1993, 93 (2): 345-368.
[19] HANSEN B E. Inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis[J]. Econometrica: Journal of The Econometric Society, 1996, 64(2): 413-430.
[20] HUMPHREY J,SCHMITZ H.How does insertion in global value chains affect upgrading in industrial clusters[J].Regional Studies, 2002, 36(9): 1017-1027.
[21] 柯毅强. 浙江省纺织服装产业升级研究——基于OFDI的视角[D]. 杭州:浙江大学, 2014:38-39.
[22] 王晓红，陈范红.新常态下江苏产业结构调整的显著特征与路径选择[J].南京社会科学,2015,25(11): 151-156.
[23] 王婷.区域视角下风险投资对技术创新的促进效应研究[J].科学学研究,2016,34(10): 1576-1582.
[24] 王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告(2016)[M].北京:社会科学文献出版社，2017.
[25] BARRO R, LEE J W. International comparison of educational attainment[J]. Journal of Monetary Economics, 1993, 32(3): 363-394.
[26] 陈关聚.基于随机前沿的装备制造业人力资本贡献率研究——以上市公司2001-2010年面板数据为例[J].科技进步与对策,2012,29(16): 50-55.
[27] 闫海洲.长三角地区产业结构高级化及影响因素[J].财经科学,2010,53(12): 50-57.
[28] 纪玉俊,周璐.人力资本、地区市场化水平与产业升级——基于不同门槛水平的实证检验[J].产经评论， 2016,7(1): 62-70.
[29] 刘新华.因子分析中数据正向化处理的必要性及其软件实现[J].重庆理工大学学报,2009,23(9): 152-155.
[30] 梁威,刘满凤.我国战略性新兴产业与传统产业耦合协调发展及时空分异[J].经济地理,2017,37(4): 117-126.
(责任编辑：王敬敏)