朱寧寧

（曲阜師范大學(xué)，山東 日照 276826）

城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型：基于金融發(fā)展視角的門檻效應(yīng)研究

朱寧寧

（曲阜師范大學(xué)，山東 日照 276826）

文章采用2003—2013年中國283個地級城市的面板數(shù)據(jù)，以城市金融發(fā)展為門檻變量，構(gòu)建非線性面板門限回歸模型，實證考察了城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型關(guān)系中的“門限效應(yīng)”。研究結(jié)果表明：我國城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型的影響存在顯著的金融發(fā)展門限效應(yīng)：當(dāng)金融發(fā)展低于門限值時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在負(fù)效應(yīng)；當(dāng)金融發(fā)展高于門限值時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型具有顯著的促進效應(yīng)。研究還發(fā)現(xiàn)，總體上我國各地區(qū)金融發(fā)展處于相對較低水平，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型存在負(fù)效應(yīng)。

城市信息化；制造業(yè)轉(zhuǎn)型；金融發(fā)展；門檻效應(yīng)

一、引言

隨著東亞各國以產(chǎn)業(yè)升級戰(zhàn)略成功帶動國民經(jīng)濟迅速崛起，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級成為了我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)的研究熱點?，F(xiàn)有文獻表明，制造業(yè)升級是產(chǎn)業(yè)升級的核心，如何促進制造業(yè)升級轉(zhuǎn)型也是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。然而，信息化可以通過充分利用先進的信息技術(shù)，改造并提升傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此，深入應(yīng)用信息技術(shù)，對制造業(yè)生產(chǎn)組織方式進行變革，提升產(chǎn)品附加值，增強產(chǎn)業(yè)控制力是促進我國制造業(yè)生產(chǎn)組織體系走向現(xiàn)代化的必由之路，是促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑（劉吉超、李鋼，2014）[1]。為了促進我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，中共中央提出“以信息化帶動工業(yè)化”的戰(zhàn)略決策，表明使用信息化推動我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級已成為重要國策。

目前，現(xiàn)有文獻對我國信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系進行了豐富的研究。李林（2008）分析了信息化在產(chǎn)業(yè)層面融合的作用機制[2]，曾楚宏和王斌（2010）研究了企業(yè)的信息化階段差異與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈整合方式之間的關(guān)系[3]，許港等（2013，2014）則研究發(fā)現(xiàn)信息化水平可以顯著促進中國工業(yè)技術(shù)開發(fā)能力和技術(shù)轉(zhuǎn)化能力[4-5]，高巍和畢克新（2011，2014）還發(fā)現(xiàn)信息化水平可以對工藝創(chuàng)新能力的提升產(chǎn)生影響[6-7]，李慧和平芳芳（2015）研究的表明，信息化水平對裝備制造業(yè)創(chuàng)新能力的提升具有顯著地正效應(yīng)[8]；信息化已經(jīng)成為推動技術(shù)創(chuàng)新活動發(fā)展的新動力源泉（韓先鋒等，2014）[9]。劉華等（2013）還發(fā)現(xiàn)制造業(yè)信息化對行業(yè)生產(chǎn)率存在顯著影響[10]，劉吉超和李剛（2014）研究發(fā)現(xiàn)信息化可以在提升制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)設(shè)計能力、提高生產(chǎn)制造數(shù)字化和經(jīng)營現(xiàn)代化水平、加強制造資源的協(xié)同共享等方面為制造業(yè)的跨越式發(fā)展提供支撐。

然而，現(xiàn)有文獻在探討二者關(guān)系時，不僅忽略了金融發(fā)展因素的作用，而且忽視了因”門檻效應(yīng)“存在所導(dǎo)致的非線性關(guān)系問題。因為各地金融發(fā)展等因素存在較大差異，信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型之間可能并非簡單的線性關(guān)系。已有研究表明，金融發(fā)展因素會對信息化的制造業(yè)升級效應(yīng)產(chǎn)生一定影響金融發(fā)展程度越高。一個國家或地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，企業(yè)融資越容易，越有資金提升信息化水平，從而有利于國家或地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此，信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系受到金融發(fā)展水平的影響。隨著金融發(fā)展水平的變化，二者的關(guān)系可能存在非線性轉(zhuǎn)化特征，如果忽略了金融發(fā)展等因素，單純考慮信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)系將會導(dǎo)致誤導(dǎo)性結(jié)論。本文試圖以金融發(fā)展為切入點，研究信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，明晰金融發(fā)展在信息化影響制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的作用機理。

目前國內(nèi)外還沒有文獻使用中國數(shù)據(jù)研究信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，特別是缺乏使用地級城市數(shù)據(jù)的實證檢驗?；诖?，本文使用我國283個地級市2003—2013年的面板數(shù)據(jù)實證檢驗我國城市金融發(fā)展水平對城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間關(guān)系的非線性門檻效應(yīng)，從而豐富國內(nèi)外相關(guān)文獻，為相關(guān)研究提供新的視角。

二、模型設(shè)定與估計方法

（一）門檻模型設(shè)定

本文主要目的是實證檢驗金融發(fā)展在城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響中的作用，即隨著金融發(fā)展水平的變化，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響是否會產(chǎn)生非線性的轉(zhuǎn)換特征。如果忽視這種特征，使用線性模型進行研究，就不能正確刻畫城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響。非線性面板門檻回歸模型則可以很好的捕捉經(jīng)濟系統(tǒng)中結(jié)構(gòu)突變產(chǎn)生的非線性門檻特征，而且可以通過對樣本數(shù)據(jù)的自動識別來確定門檻值，同時還具有一般面板數(shù)據(jù)模型所具有的良好特性（劉煥鵬、嚴(yán)太華，2015）[11]。因此，本文采用Hansen（1999）[12]的非線性面板門檻回歸模型分析城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響中的非線性金融發(fā)展門檻效應(yīng)。非線性面板門檻回歸模型設(shè)定如下：

其中，lnTranit為被解釋變量，表示城市制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級；lnInfit為核心解釋變量，表示城市信息化水平；lnFinit為門檻變量，表示城市金融發(fā)展水平；θ1與θ2分別表示城市信息化在不同金融發(fā)展水平對城市制造業(yè)升級的影響彈性；μi表示不同城市的不隨時間變化的個體效應(yīng)；i表示不同的截面單位；t表示年份，εit為隨機誤差項且服從均值為零的正態(tài)分布，I（·）為示性函數(shù)。通過比較門檻變量lnFinit與門檻值τ的大小，可以將樣本觀察值分成兩個樣本區(qū)域，兩樣本區(qū)域之間的差異主要表現(xiàn)為回歸系數(shù)θ1與θ2的取值不同。然而，從計量角度看，可能會存在兩個或多個門檻，但是雙門檻及多門檻模型設(shè)定與單門檻模型設(shè)定類似，此處不再贅述。

（二）變量設(shè)置和數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)均來源為2004—2014年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。由于有些城市數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，在樣本中予以剔除，最后在樣本期間2003—2013年剩余283個樣本城市，共3 113個觀察值。其中，被解釋變量為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，核心解釋變量為城市信息化水平，門檻變量為金融發(fā)展水平；城市制造業(yè)升級不僅受城市信息化的影響，而且受到城市勞動生產(chǎn)率、教育水平、投資、經(jīng)濟開放等因素的影響，因此在回歸時將其設(shè)定為控制變量。

具體而言，借鑒盛豐（2014）[13]使用地區(qū)工業(yè)利潤率表示城市制造業(yè)升級，使用市電信業(yè)務(wù)收入與GDP之比表示城市信息化水平。借鑒李青原等（2013）[14]與孫永強（2012）[15]使用貸款與GDP之比表示城市金融發(fā)展水平。借鑒陸銘等（2015）[16]使用城市人均GDP表示城市勞動生產(chǎn)率，使用城市教育財政支出與科技財政支出之和與財政支出總值之比表示城市教育水平，使用城市固定資產(chǎn)投資總額與GDP之比表示城市投資水平，使用外資工業(yè)總產(chǎn)值與城市工業(yè)總產(chǎn)值之比表示城市經(jīng)濟開放，使用城市病床數(shù)與總?cè)丝谥缺硎境鞘嗅t(yī)療水平。

另外，為了減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性，對所有變量取自然對數(shù)形式。為了檢驗變量之間是否存在多重共線性，計算各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。檢驗結(jié)果表明，各自變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.6以下，表明模型不存在多重共線性問題。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示：

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果及分析

（一）面板門檻模型估計

首先，進行門檻效應(yīng)的存在性檢驗。表2給出了門檻效應(yīng)檢驗后得到的F值、Bootstrap P值和10%、5%、1%顯著性水平下的臨界值?？梢钥闯?，以金融發(fā)展為門檻變量時，單門檻效應(yīng)在10%顯著性水平下顯著，而雙門檻效應(yīng)在10%的顯著性水平下不顯著，說明中國城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響存在基于金融發(fā)展的單門檻效應(yīng)而不存在雙門檻效應(yīng)。因此，后文選用單門檻模型分析。

表2 門檻效應(yīng)檢驗

其次，考察城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的門檻值。表3給出了以金融發(fā)展為門檻變量時門檻值的估計結(jié)果及其90%和95%置信區(qū)間。門檻估計結(jié)果表明：城市信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系存在非線性的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，門檻估計值為0.855。門檻估計值位于95%置信區(qū)間[0.763，0.855]內(nèi)，似然比值等于0，且小于5%顯著性水平下的臨界值，在原假設(shè)接受域內(nèi)，即門檻值與實際門檻值相等。圖1和圖2給出了門檻值與似然比值的關(guān)系圖。圖中虛線部分為似然比統(tǒng)計量在5%顯著性水平的臨界值。從圖1和圖2可以看出，單門檻值顯著存在，雙門檻值沒有通過顯著性檢驗。

表3 門檻估計結(jié)果

圖1 門檻值1估計值及95%置信區(qū)間

圖2 門檻值1估計值及95%置信區(qū)間

第三，對門檻模型進行參數(shù)估計。估計結(jié)果如表4所示，我國城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響因金融發(fā)展的不同而出現(xiàn)差異。在金融發(fā)展低于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域下（lnFin＜0.855），城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)為-0.087，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明當(dāng)金融發(fā)展水平較低時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響為負(fù)；在金融發(fā)展高于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域（lnFin≥0.855），城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響系數(shù)在1%顯著性水平下為0.132，說明當(dāng)金融發(fā)展高于門檻值時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級會產(chǎn)生顯著的促進效應(yīng)，這意味著，城市信息化在高金融發(fā)展區(qū)域比在低金融發(fā)展區(qū)域更有利于國內(nèi)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。這與已有文獻關(guān)于信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有顯著的促進作用的結(jié)論存在顯著差異，即城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級是否存在促進作用必須以當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平跨越相應(yīng)的門檻值為條件。

表4 金融發(fā)展條件下門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

（二）結(jié)果分析

接下來，根據(jù)金融發(fā)展門檻值0.855，把283個城市區(qū)劃分為金融發(fā)展水平小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域與金融發(fā)展水平大于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域。圖3給出了樣本期間內(nèi)每個區(qū)域內(nèi)部的城市數(shù)量。

圖3 金融發(fā)展水平變化趨勢圖

由圖3可知：2003—2013年，位于金融發(fā)展小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域的城市數(shù)量共有3 082個，占總數(shù)的99%；位于金融發(fā)展大于門檻值的高金融發(fā)展區(qū)域的城市數(shù)量共有31個，占總數(shù)的1.0%。這意味著我國大部分城市金融發(fā)展水平較低，在推進城市信息化時并不會促進當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型升級，只有極少數(shù)地區(qū)在推進城市信息化時會促進當(dāng)?shù)貐^(qū)的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。從發(fā)展趨勢看，2003—2013年金融發(fā)展跨越門檻值的城市數(shù)量并沒有呈顯著的上升或下降趨勢。雖然，2010年之后，金融發(fā)展大于門檻值的城市數(shù)量有所上升，但是仍然明顯少于金融發(fā)展低于門檻值的城市數(shù)量，說明我國大部分城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級不會產(chǎn)生顯著正向影響的狀況在一定時期內(nèi)不會發(fā)生變化。其原因可能是：目前我國金融發(fā)展水平較低，商業(yè)銀行資產(chǎn)配置主要服從政府融資偏好的行政目標(biāo)，非國有企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸歧視（黃凌云等，2009），非國有企業(yè)信息化需要外部資金支持，信貸歧視則嚴(yán)重限制了其外部融資，導(dǎo)致大部分城市的企業(yè)沒有足夠的能力通過信息化促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

另外，表5給出了我國283個城市在2003—2011年間每年金融發(fā)展大于門檻值0.855的動態(tài)分布情況。通過表5可看出，位于金融發(fā)展大于門檻值的城市除北京外，主要是中西部省份的省會城市，絕大部分城市位于低于門檻值的金融發(fā)展區(qū)域。這意味著，我國絕大部分城市的信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在負(fù)效應(yīng)，只有北京等極少數(shù)城市的信息化會對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生顯著的促進效應(yīng)。這與現(xiàn)有文獻相比更清楚的指出了信息化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級效應(yīng)的地區(qū)差異是由地區(qū)金融發(fā)展水平差異導(dǎo)致的。這也表明，我國信息化制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級效應(yīng)以各地區(qū)金融發(fā)展水平為條件。城市要通過信息化促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級必須進行外部融資，較低的金融發(fā)展水平將直接阻礙城市信息化制造業(yè)升級效應(yīng)的提升。只有城市金融發(fā)展水平跨越門檻值后，金融部門才會為城市信息化外部融資提供足夠的便利，促進制造業(yè)升級效應(yīng)的提升。

表5 高金融發(fā)展區(qū)域省份分布情況

四、結(jié)論

本文采用2003—2013年中國283個地級城市面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展為門檻變量，構(gòu)建非線性面板門檻回歸模型，實證分析了城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的非線性門檻效應(yīng)。得到如下結(jié)論：城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響顯著的存在于基于金融發(fā)展的單門檻效應(yīng)：當(dāng)金融發(fā)展水平低于門檻值時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級存在一定的抑制效應(yīng)；當(dāng)金融發(fā)展水平高于門檻值時，城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響具有顯著的促進效應(yīng)，即只有金融發(fā)展水平跨越相應(yīng)的門檻值后，城市信息化才有可能會促進的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。同時，研究還發(fā)現(xiàn)，總體上我國大部分城市位于小于門檻值的低金融發(fā)展區(qū)域，城市信息化整體上不利于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，只有極少數(shù)城市在推進信息化時會促進其制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，而且這一狀況在一定時期內(nèi)不會發(fā)生變化。

本文的創(chuàng)新點在于：使用非線性面板門檻回歸模型，實證分析了城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響過程中的金融發(fā)展門檻效應(yīng)，豐富了國內(nèi)該領(lǐng)域的研究成果，有助于更好的理解信息化與制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系；本文的結(jié)論城市信息化對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響存在基于金融發(fā)展水平門檻效應(yīng)是以往學(xué)者沒有發(fā)現(xiàn)的。另外，本文將金融發(fā)展與城市信息化的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級效應(yīng)結(jié)合在一起進行研究，在一定程度上為相關(guān)研究提供了新的視角。

[1]劉吉超，李鋼，2014.信息化的挑戰(zhàn)、機遇與中國制造業(yè)的應(yīng)對之路[J].經(jīng)濟研究參考（33）：13-20.

[2]李林，2008.制造業(yè)融合：信息化與工業(yè)化融合的基礎(chǔ)及實踐[J].上海經(jīng)濟研究（6）：90-95.

[3]曾楚宏，王斌，2010.制造業(yè)鏈整合、機制調(diào)整與信息化驅(qū)動[J].改革（10）：62-67.

[4]許港，趙守國，韓先鋒.信息化水平對中國工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力影響研究[J].華東經(jīng)濟管理，2013，27（10）：61-65.

[5]許港，韓先鋒，宋文飛.信息化水平、盈利能力與“第四利潤源”[J].軟科學(xué)，2014，28（5）：11-19.

[6]高巍，畢克新.基于信息化水平的制造業(yè)企業(yè)工藝創(chuàng)新能力形成路徑研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2011，32（10）：42-49.

[7]高巍，畢克新.制造業(yè)企業(yè)信息化水平與工藝創(chuàng)新能力互動關(guān)系實證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2014，35（8）：93-103.

[8]李慧，平芳芳，2015.信息化水平對裝備制造業(yè)創(chuàng)新能力的影響研究[J].科技與經(jīng)濟（6）：37-41.

[9]韓先鋒，惠寧，宋文飛，2014.信息化能提高中國工業(yè)部門技術(shù)創(chuàng)新效率嗎[J].中國工業(yè)經(jīng)濟（12）：70-82.

[10]劉華，肖挺，夏杰長.制造業(yè)信息化對行業(yè)生產(chǎn)率的影響[J].情報雜志，2013，32（3）：166-172.

[11]劉煥鵬，嚴(yán)太華.OFDI與國內(nèi)創(chuàng)新能力關(guān)系中的“門限效應(yīng)”：區(qū)域金融發(fā)展視角的實證分析[J].科研管理，2015，36（1）：1-7.

[12]Hansen B.E.Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation，testing，and inference[J].Journal of Econometrics，1999（93）：345-368.

[13]盛豐，2014.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級：機制與經(jīng)驗——來自230個城市數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究（2）：32-39.

[14]李青原，李江冰，江春.金融發(fā)展與地區(qū)實體經(jīng)濟資本配置效率——來自省級工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2013，12（2）：527-548.

[15]孫永強，2012.金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距研究[J].金融研究（4）：98-109.

[16]陸銘，張航，梁文泉，2015.偏向中西部的土地供應(yīng)如何推升了東部的工資[J].中國社會科學(xué)（5）：59-83.

（責(zé)任編輯：C 校對：R）

F832.7

A

1004-2768（2017）02-0024-05

2016-12-02

朱寧寧（1985-），女，河南開封人，曲阜師范大學(xué)圖書館助理館員，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟學(xué)。