創新驅動對優化上海市經濟結構的影響研究

查奇芬 趙丹丹

摘要：創新驅動是實現產業結構優化升級、經濟增長方式轉型的內生動力。文章結合上海市統計數據資料，構建指標體系衡量創新驅動綜合能力，通過協整檢驗、建立誤差修正模型等方法評價上海市創新驅動與經濟結構優化之間的關系、演變趨勢和偏離，有針對性地提出提升創新驅動能力、促進創新與經濟結構協調發展的對策和建議。

關鍵詞：創新驅動;經濟結構;TOPSIS法;協整檢驗;誤差修正模型

一、引言

創新驅動是實現產業結構優化升級、經濟增長方式轉型的內生動力，十八大報告更是將其擺在了國家整體發展的核心地位。上海市作為我國的經濟、金融中心，為在更高起點上推動城市發展，必須以創新為利器，加快實現經濟增長方式的轉型，建設充滿活力的創新型城市。因此，創新驅動、轉型發展是上海市發展的兩大關卡，更是保持其高速騰飛的必由之路。

很多學者從不同方面研究了創新驅動和經濟結構問題。衛興華（2013）指出集約型經濟增長方式應注重創新驅動，特別是科技自主創新和原始創新;印長副、鄺國良（2012）使用協整檢驗分析科技創新與經濟結構轉型有單向因果關系和長期協整關系;胡大立、彭永昌、王宏（2012）利用灰色關聯法研究區域創新能力和產業結構的內在關系等。本文試圖研究上海市創新能力對經濟結構優化的作用，梳理兩者之間的作用機制，對上海市創新投入的重點、創新產出的扶持力度以及創新綜合能力的提高提出針對性的對策建議。

二、創新驅動的內涵

創新驅動是指推動經濟不斷發展的動力和源泉，從主要依靠學習和模仿技術，轉向生產和創造知識成果并主要依靠自主設計、研發和發明。

影響因素有四個：一是創新投入水平，高密度、高強度的人力資本投入、研發投入及相應的物資投入。投入結構的轉變是創新驅動的基礎條件。二是創新研發能力，知識創新成果的產出水平。研發水平的高低，決定創新起步的層次，對鑒定創新能力優劣起著關鍵作用。三是創新成果轉化能力，即將知識創新成果轉化為技術創新成果。實現科技成果的產業化生產、商業化運轉、社會化應用，實現創新對經濟的驅動。四是環境支撐，政府的大力支持、創新政策的有效實施、基礎設施的完善健全等都會對創新驅動能力產生支撐作用。

三、上海市創新驅動能力和經濟結構的測度

（一）上海市創新驅動能力的測度

根據創新驅動的影響要素，遵循科學性、可操作性原則，構建一套系統、全面、客觀的指標評價體系（表1）。

根據上海市歷年統計年鑒的數據資料，整理計算2000～2012年評價指標值，應用TOPSIS法對近13年的創新驅動能力進行綜合得分的計算評價。

采用倒數法處理逆指標——萬元GDP綜合能耗，滿足同趨勢要求，再進行歸一化處理。根據Z矩陣得到最劣值向量、最優值向量如下：

Z-=（0.0599，0.1827，0.2272，0.1409，

0.1599，0.1879，0.1766，0.0923，0.2492，0.0544，0.2472，0.1942，0.1739，0.0987，0.2326）

Z+=（0.5307，0.3824，0.3662，0.4375，

0.3505，0.4604，0.3925，0.4470，0.3261，0.4337，0.3271，0.3928，0.4126，0.4391，0.3275）

計算上海市各年指標值與最優值、最劣值之間的距離即Di±、指標值與最優值的接近程度Ci（表2）。本文將Ci作為創新驅動指標體系綜合得分，從指標計算方法、過程及數值來看都具有合理性。除2003～2005年綜合得分略有變化，其余年份中上海市創新驅動能力在逐年提高。

（二）上海市經濟結構的測度

本文采用產業二元系數（CDR）以反映上海市產業經濟結構的二元性以及產業部門的二元結構。

CDR=■

其中，Xi（i=1，2）為農業、非農業人均產值，x 為就業人口總人均產值，pi為各部門就業人口，p為就業總人口。該指標契合結構二元性概念，既考慮到產業生產力的區別，又反映出產業就業人口比例，也能準確、穩定地反映上海市產業經濟的二元結構，計算結果見表2。

從CDR可以看出上海市產業之間的差距在縮小，2007年降到0.2以下，近年在0.15～0.19的水平波動，說明上海市產業經濟二元結構穩定，經濟結構在不斷優化。

四、上海市創新驅動對優化經濟結構的影響研究

本文選取創新驅動能力綜合得分（IDI）和產業二元系數（CDR）指標變量考察上海市創新驅動與經濟結構優化的長期動態均衡關系。分析趨勢圖看出兩個變量有類似的趨勢，表示可能存在協整關系。

（一）單整檢驗與Granger因果檢驗

首先運用ADF檢驗來考察所選時序的平穩性，檢驗結果見表3。

表3中一階差分序列的檢驗結果表明，t統計量小于顯著性水平為1%的臨界值，至少可以在99%的置信度下拒絕原假設，認為時序均為平穩的一階單整序列，即I（1）。

兩個變量的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，在10%的顯著性水平下，創新驅動能力是經濟結構優化的格蘭杰原因，經濟結構優化不是創新驅動的格蘭杰原因。意味著，創新驅動能力是經濟結構優化的決定因素，創新驅動能力的提高能促進經濟結構優化;反之不成立。

（二）協整檢驗和誤差修正模型

首先用變量CDR對IDI進行普通最小二乘回歸，結果如下：

CDR=2.7231+4.6353IDI

（13.7561）（11.4710）

R2=0.9229 R2=0.9159 DW=2.2656 F=131.5841

可見，模型擬合度很高，回歸效果很好。

仍然采用ADF檢驗對殘差序列et進行平穩性檢驗。結果表明，ADF=-3.9965，小于顯著性水平為5%的臨界值-3.1449，說明殘差序列為平滑序列，確定兩個變量之間協整關系的存在。創新驅動能力每變動1%，經濟結構優化指標將同方向變動4.6353%，長期看來，經濟結構優化對創新驅動綜合能力的彈性為4.6353，兩者具有強烈的正相關性。

本文中經濟結構指標的短期波動CDRt取決于兩方面：一是受到同期自變量短期波動IDIt的影響，二是受到誤差修正項的影響。構建誤差修正模型，可通過該模型進行預測。

CDRt=2.5926+0.6169CDRt-1+

（21.9901） （5.2282）

4.9862IDIt-2.8092IDIt-1+vt

（21.3607） （-3.5389）

R2=0.9844 ?R2=0.9771 F=157.3612

模型表明上海市創新驅動和產業結構優化之間有密切關系。短期內，當期和滯后一期創新驅動指標的變動都會引起產業結構優化指標同方向變動。當期的創新驅動指標增加1個單位，使得當期的二元產業系數增加4.9862個單位;滯后一期的創新驅動指標增加1個單位，使得當期的二元產業系數減少2.8092個單位。誤差修正系數為-0.3831，負號表示調整方向，符合誤差修正機制。數值說明短期波動偏離長期均衡關系時，收斂偏離的機制會發揮作用，即上一年的非均衡誤差以38.31%的比率對本年的二元產業系數做出反向修正，使變量之間的關系回歸長期均衡關系的軌道。

五、對策建議

上海市可以從以下方面來提高創新驅動能力，實現經濟結構的進一步優化。

創新環境方面，需要寬松的政策制度，鼓勵、支持中小型企業發展。亟需加快建設企業為主體，市場為導向，產學研結合的創新體系，建立和完善以科技成果轉化為重點的技術創新服務體系。

人力資本投入上，不斷增強建設人才隊伍。進一步擴大基礎教育的投入力度的同時，注重員工的終身教育和崗位培訓，提高員工的教育投資。財力投入上，政府要逐步提高各級財政性科技投入比重，企業應突出其科技創新投資的主體地位，加快實現科技創新成果的產業化。引導社會資金參與技術研發，加快建立、健全風險資本投入、營運和退出機制。

豐富科技創新的成果產出，實現科技成果產業鏈發展的市場化和產業化。重點發展高新技術產業，培育為企業提供科技創新服務的中介機構。此外，在經濟發展的同時，要控制環境污染，鼓勵企業技術改造和技術創新，實現經濟和環境的雙贏，促進上海市的可持續發展。

上海市可以加強地區合作，發揮地區特色優勢和帶頭輻射作用，向緊密型聯合和集團化方向發展，推進區域優勢互補，提升地區乃至區域整體的創新驅動綜合能力，實現經濟結構優化等經濟發展。

參考文獻：

[1]衛興華.創新驅動與轉變發展方式[J].經濟縱橫，2013（07）.

[2]印長副，鄺國良.珠三角自主創新與產業結構優化升級的關系研究[J].科技管理研究，2012（23）.

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[8]上海市統計局.上海統計年鑒[Z].北京：中國統計出版社.

（作者單位：江蘇大學財經學院）