科技創新和產業結構對區域經濟的動態影響研究

劉瓊芳 劉超

摘要：在經濟發展新常態視野下，本文利用我國2005—2018年31個省市的季度數據，通過構建全局向量自回歸模型（GVAR），實證分析了科技創新和產業結構升級對區域經濟增長的動態影響。得出如下結論：科技創新促進經濟發展具有較大的作用，但對促進不同區域的經濟增長的程度卻有不同;產業結構升級對東北地區和黃河中游地區的經濟增長具有抑制作用，但對其他沿海經濟區的拉動效果仍較為明顯。

關鍵詞：區域經濟 科技創新 產業轉型 動態影響 GVAR模型

中國經濟經過幾十年的高速發展，已從原來的高速增長轉變為當前的中高速增長這一新常態。學者認為中國經濟“新常態”的出現是轉變增長動力、提高經濟發展質量必不可少的階段，是符合經濟增長規律的。那么在“新常態”趨勢下，怎樣重新增強經濟發展動力，改善增長質量？十九大報告中指出，在“建設現代經濟體系”中，創新和結構升級是經濟發展的重要驅動力。創新驅動型經濟的關鍵是科技創新，結構升級的本質是產業結構升級。因此，在“新常態”經濟形勢下研究科技創新、產業結構升級對經濟增長的影響，將對我國實現高質量的經濟增長發揮參考作用。

從國內外研究文獻發現，有關科學技術創新、產業結構和經濟增長兩兩之間的研究成果較多[1-5]。但研究大多從靜態研究科技創新或產業結構和經濟增長之間的關系，而關于科技創新和產業結構升級對經濟增長的動態影響研究卻較少。因此，有必要構建“科技創新、產業結構升級與區域經濟增長”的GVAR分析模型，探索研究在新常態下科技創新、產業結構升級與區域經濟增長的互動關系。

一、實證分析

（一）變量選取

1.科技創新變量選取與數據來源。衡量科技創新沒有固定的指標，郭晨等人[6]提倡采用發明專利申請授權數表示。考慮外觀設計及實用新型專利較少對產業發展產生實質影響，只有發明創造才會對經濟發展產生實質影響。因此，結合已有研究，本文采用發明專利申請授權數（文章簡記為KJ）來衡量地區的科技創新。分別選取包含2005-2018年共14年31個省、市和地區（不含港、澳、臺）的申請專利授權數（簡記為KJ）。

2.產業結構升級變量選取與數據來源。產業結構高級化實際上是產業結構升級的一種衡量，文章采用干春暉[7]等對產業結構升級中的定義，“將第三產業產值與第二產業產值之比（文章簡記為TS）作為產業結構高級化的度量”。這一指標可以較好地展現經濟結構的變換，清楚地反映產業結構是否朝向“服務化”的方向升級，因此它是一個較好的度量。如果產業結構升值的比值上升，則顯示經濟在向服務化的方向推進，產業結構在升級，反之亦然。

3.經濟增長變量選取與數據來源。經濟增長是評價一個國家的實力和人民生活狀況的重要指標，是宏觀調控的主要目標。當前常用的指標是GDP、人均GDP和GDP增長率。相比之下，人均GDP更能客觀地反映一個國家的經濟發展水平以及經濟發展質量，在經濟研究中特別是不同區域分析中具有很高的可比性。綜上所述，文章選取地區人均GDP（文章簡記為GDP）作為經濟增長情況的度量。為了剔除通貨膨脹的影響，文章對地區人均GDP以2005年1季度人均GDP為基準期，對每季度的名義人均GDP進行轉換，然后對實際人均GDP進行對數處理。

以上數據均來源于《中國統計年鑒》。GVAR模型需要使用季度數據。假設科技創新和產業結構升級變量變化在每個季度是連續的，采用Eviews10.0中的二次函數和平均值E的插值方法對年度插值成季度數據。同時文章采用Eviews10.0的X-12方法對各變量消除數據的季節性。

（二）權重矩陣的構造

為了構造相應的國外變量，GVAR模型通過權重矩陣將每個區域的國外變量聯系起來，以反映區域技術創新和產業結構升級對經濟增長的互相影響狀況。文章依據中國統計局對區域的劃分，中國大陸被劃分為八個經濟區。分別為東北地區記為DBDQ，北部沿海記為BBYH，東部沿海記為DBYH，南部沿海記為NBYH，黃河中游記為HHZY，長江中游記為CJZY，西南地區記為XNDQ，大西北記為DXBDQ。并借鑒蔡婉華[8]對區域間的空間距離權重矩陣的構造。八個經濟區域的空間距離權重矩陣如表1所示，數值代表水平經濟區與相應的垂直經濟區之間的影響，值越大，代表區域之間經濟關系密切程度越高，反之亦然。

二、 結果分析

（一）數據檢驗

1.平穩性檢驗。單位根檢驗（ADF）用于檢驗模型中所有變量的平穩性、一階差分的平穩性和二階差分的平穩性。文章同時采用 ADF 及 WS 檢驗作為參考，各區域經濟變量的原始數據不是穩定序列，但是在一階差分之后是平穩序列，也就是說，文章所有經濟變量都是一階單整數序列。限于篇幅的限制，本文未報告具體數據。

2.滯后階數、協整檢驗。每個區域模型的滯后階通過使用AIC準則檢驗來確定。由于觀察次數有限，因此最大滯后階數設置為p = 2，q =2。運用協整關系最大特征根檢驗和跡統計量確定協整關系的個數，結果如表2所示，所有VARX方程至少存在一個協整關系，即每個經濟區域中的變量之間存在穩定的長期均衡關系。

（二） 同期影響

文章采用Newey-West異方差性和一致性方差估計來計算同期影響t值。國外經濟變量對與之相對應的國內變量的同期影響如表3所示。結果表明，同期影響系數為正且顯著不為0（顯著性水平為 5%），意味著區域之間存在相互溢出效應。如人均GDP，當其他地區的人均GDP增加 1%時，北部沿海區域人均GDP將上升 1.023% 、長江中游區域上升0.934%。對產業結構升級變量而言，東部沿海、東北地區和黃河中游受其它區域產業結構升級的影響較小，分別為 0.233% 、0.345%、0.446%。對科技創新而言，其中有黃河中游、南部沿海、西南地區的科技創新同期影響系數大于 1且顯著，意味著這3個區域受其它區域科技創新的聯動影響較大。

（三）廣義脈沖響應分析

為了檢驗區域經濟增長沖擊的空間和時間傳遞響應，文章采用廣義脈沖響應函數（GIRF）分析區域經濟增長的溢出效應。現主要研究以下兩種溢出效應：（1）區域經濟增長對科技創新沖擊時的動態響應;（2）區域經濟增長對產業結構升級沖擊的動態響應。文章設定影響時長為24個季度，即脈沖響應函數曲線坐標的水平軸設置最大數為24個周期，坐標的垂直軸表示每次沖擊時人均GDP的脈沖響應過程，即縱坐標上升增加0.01，人均GDP實際值增加1%。

1.區域經濟增長對科技創新沖擊的動態響應。圖1描述了區域經濟增長對科技創新的一個標準差正向沖擊的響應情況，不同區域經濟變量與科技創新的動態響應過程。在科技創新的沖擊下，短期內全國各區域的經濟增長均呈現正響應，表現為北部沿海（0.15%）>東部沿海（0.14%）>南部沿海 （（0.08%）>黃河中游（0.07%）>東北地區（0.07%）>大西北經濟區（（0.06% ）>長江中游 （0.06%）>西南地區（（0.00% ），并且正向沖擊在第2期的時候達到了最大值，其中北部沿海經濟區中的人均GDP響應值最大，高達0.66%，與之相比的西南經濟區中的人均GDP響應值最小，僅0.51%。從總體上來說，前5期各區域經濟增長受科技創新的沖擊總體為倒“V”型的趨勢，第7期起開始收斂，長期影響為正向增長。從長期來看，科技創新對東部沿海地區的經濟拉動作用最大，收斂于0.36%;其次是對北部沿海地區經濟的拉動效應（0.32%），而對西南地區的經濟影響程度（0.20%）最小。可以看出，在區域經濟水平上，科技創新對促進主要經濟區的經濟發展具有較大的作用，但對不同區域的經濟增長卻有不同的影響。

2.區域經濟增長對產業結構升級沖擊的動態響應。如圖2所示，在產業結構升級的正向沖擊下，在第0季度，產業結構促進了東部和北部沿海地區的經濟發展，分別實現了0.016%和0.0447%的經濟增加值，但產業結構升級對其他六個區域的經濟升級有不利的影響，其中抑制作用在西南地區最為顯著，達到0.078%。從長期上來說，東北地區和黃河中游地區的經濟增長對產業結構升級沖擊均呈現負向效果（-0.004%）;而其他6個經濟區的波動性收斂于正值，即產業結構升級沖擊促進其他6個經濟區域經濟增長，促進作用大小順序為西南地區>東部沿海>南部沿海>長江中游>大西北地區>北部沿海。可見，從長期來看，產業結構升級的沖擊對東北地區和黃河中游地區的經濟增長具有抑制作用，但對其他沿海經濟區的產業升級的拉動效果較為明顯。

（四）結論

本文利用2005年至2018年中國31個省市的季度數據，并運用GVAR模型分析了科技創新和產業結構升級對區域經濟增長的影響。主要結論：在區域經濟分析上，科技創新對促進主要經濟區域的經濟發展具有較大的作用，但對促進不同區域的經濟增長的程度卻有不同;產業結構升級對區域經濟增長的影響表現出相似的動態響應，對東北地區和黃河中游地區的經濟增長具有抑制作用，但對其他經濟區特別是沿海經濟區的拉動效果較為明顯。

參考文獻：

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[6]郭晨，張衛東，朱世卡.科技創新對收入不平等的影響——基于企業發展與政府干預視角.北京工商大學學報（社會科學版），2019.34（02）：第12-21+34頁.

[7]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響.經濟研究，2011.46（05）：第4-16+31頁.

[8]蔡婉華與葉阿忠，對外開放對區域經濟增長和產業轉型的動態影響——基于GVAR模型的實證研究.數學的實踐與認識，2019.49（03）：第73-82頁.

課題項目：江西省碳排放的影響機制及減排策略研究;批準號：201909。

作者單位：江西省上饒市上饒師范學院