科技創新、產業結構升級與經濟增長的實證研究

摘要：當前，我國經濟已經進入到新常態發展的階段，經濟增速下滑，實施創新驅動發展戰略，加快產業結構升級有利于我國經濟健康，可持續地發展。本文基于2005-2016年長江經濟帶面板數據，采用面板數據模型，實證檢驗了長江經濟帶科技創新、產業結構升級與經濟增長之間的關系，研究結果表明：科技創新和產業結構升級對經濟增長存在著正效應，且產業結構升級對經濟增長的拉動作用高于科技創新;長江經濟帶西部地區產業結構升級對地區經濟增長的拉動作用低于東中部地區;中部地區科技創新對經濟增長的拉動作用低于東西部地區。據此，本文認為應當深化體制機制改革，培育創新型企業，促進產業結構升級，處理好產業結構調整與經濟增長的關系，協同促進產業結構升級和科技創新，縮小區域發展差異，促進長江經濟帶經濟社會健康發展。

關鍵詞：科技創新;產業結構升級;經濟增長;面板數據模型

一、引言

在經過近40年的高速發展后，當前我國經濟進入到從高速增長到高質量發展的階段，經濟增速放緩，保持在6%左右，眾所周知，產業結構和科技創新問題已經成為制約我國經濟健康可持續發展的重要因素，據此，我國政府著力加強供給側結構性改革，調整經濟結構，并且習近平總書記在十九大報告中明確指出，“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”，以期為我國經濟健康可持續發展謀求新的出路與生機。作為一個發展中國家，推動產業結構升級，創新驅動發展是實現我國經濟可持續發展的唯一出路。推動科技創新有利于促進產業結構升級，通過科技創新，利用新技術、新工藝改造傳統產業，淘汰那些生產成本高、生產效率低下的落后產業，同時，新技術會促使擁有高技術含量，高附加值的新興產業部門的出現，從而不斷推動產業結構優化升級，提升經濟效率，最終實現經濟的可持續發展，經濟增長和產業升級為科技創新提供了良好的經濟條件和產業基礎，也會反過來推動科技創新。科技創新、產業結構和經濟增長相互影響、相互促進、協調發展，在實踐過程中利用三者之間的相互促進關系，對區域經濟發展具有重要的意義。

二、文獻綜述

學者們關于技術創新能力、產業結構升級對經濟增長影響的理論研究有很多，因研究角度的不同，具體結論也存在差別。關于科技創新與經濟增長的關系研究，一些學者的研究表明技術創新正向推動經濟增長，Romer（1990）分析了技術進步促進經濟長期增長的作用機理，即為了獲取壟斷利潤，廠商會更加注重創新和研發環節，自覺加大研發與創新投入，從而帶動產品創新以及知識存量的增加，催生了新產品和新技能的出現，進而促進了經濟的長期增長[1]。趙樹寬等（2012）運用面板VAR 模型分析了技術標準、技術創新和經濟增長的關系，結果表明，技術創新在長期內促進經濟增長，是經濟增長的源動力，但是經濟增長對技術創新的作用不顯著[2]。楊武，楊淼（2017）在熊彼特的創新經濟理論基礎上，以 1995-2013 的時間序列數據構建了科技創新景氣指數和宏觀經濟景氣指數，研究發現科技創新與經濟增長兩者之間存在雙向非線性關系[3]。部分學者則認為技術創新對經濟增長的影響存在時期、區域以及技術創新類型上的差異。萬勇（2010）采用省際面板數據模型研究技術創新與區域經濟增長效應，實證結果為：技術創新在短期內對經濟增長的效應為負，在長期內對經濟增長具有推動效應，并且這種效應存在區域差異，由東到西推動效應依次遞減[4]。 關于產業結構升級與經濟增長的關系研究，以羅斯托為代表的觀點認為經濟增長本質上是一個部門的過程，部門結構變動推動總量增長[5]。汪浩等（2010）以安徽省為例，對1995-2008年這14年的數據采用計量經濟學的方法，分析了產業結構和經濟增長兩者之間的關系，指出兩者之間是相互促進協同發展的關系[6]。干春暉、鄭若谷等（2011）將產業結構升級分為產業結構高級化和產業結構合理化，并在指標測算的基礎上，分別得到兩類產業結構升級指標對經濟增長的影響效用，前者會促進經濟增長且貢獻率較大，而后者對經濟增長的促進效用不穩定，貢獻較小[7]。蘇建軍、徐璋勇（2014）對1993-2010的省際面板數據使用 PVAR 模型進行分析，并引入金融發展對產業結構升級的中間促進效用，發現產業結構升級不僅能夠促進經濟增長也有利于提高當地的金融發展水平[8]。關于科技創新與產業結構升級的關系研究，Michael Peneder（2003）通過實證分析發現，技術創新引起的需求變動和勞動生產率變化是影響產業結構變動的主要因素[9]。郭元晞，常曉鳴（2010）以外生增長理論模型和內生增長理論模型為基礎，研究了創新與產業升級的關系，認為創新和產業升級是解決產業經濟發展過程中要素瓶頸問題的根本途徑，其中創新能夠促進產業結構的合理化，并引起產業轉移[10]。李政和楊思瑩（2014）認為研發和創新是促進技術進步的決定性因素[11]。程強與武笛（2015）對科技創新對產業的作用機理進行深入研究，他們主張在科技創新與產業不斷融合過程中，科技創新將豐富產業的表現形式，提高產業的科技含量，同時拓寬發展方向，從多方面對產業進行升級改造[12]。

以上文獻為本文提供了重要的參考價值，但仍存在一些局限：在研究方向方面，多數研究僅單獨考慮科技創新對經濟增長的作用或者單獨考慮產業結構升級對經濟增長的作用，缺少兩者對經濟增長的協同作用研究;在樣本數據選擇上，研究者大都沒有考慮到科技創新、產業結構升級對經濟增長是否存在區域效應。基于此，本文利用長江經濟帶2005-2016年的面板數據構建了計量經濟模型，對科技創新、產業結構升級與經濟增長的關系進行了實證研究，以探尋三者之間的內在聯系及相互影響機制，為長江經濟帶經濟持續健康發展提供有益的借鑒。

三、實證研究

（一）模型設定

為考察科技創新、產業結構升級對經濟增長的影響，本文嘗試構建面板模型形式如下：

模型一：lnPGDPit=C+β1lnTSit+ɑ1lnURit+ɑ2lnGit+ɑ3lnHUMit+uit

模型二：lnPGDPit=C+β1lnTIit+ɑ1lnURit+ɑ2lnGit+ɑ3lnHUMit+uit

模型三：lnPGDP=C+β1lnTSit+β2lnTIit+ɑ1lnURit+ɑ2lnGit+ɑ3lnHUMit+uit

其中，i 表示省市，t 為年份，uit表示地區非觀測效應和隨機誤差項。lnPGDP

表示各省市經濟增長水平的對數，lnTS表示各省市產業結構升級水平的對數，

lnTI表示各省市科技創新水平的對數。lnUR、lnG和lnHUM均為控制變量，分別是城鎮化水平、政府財政支出程度和人力資本的對數，β1、β2、ɑ1、ɑ2、ɑ3為解釋變量的對應系數，C 為常數項。

（二）數據來源及處理

本文數據均來自于長江經濟帶11個省市歷年統計年鑒、各省市國民經濟和社會發展統計公報，根據已建立的經濟計量模型，現分別將被解釋變量、解釋變量和控制變量的數據處理闡述如下：

1.經濟增長指標

本文為了準確地反映我國經濟增長水平和發展動力，采用人均實際國內生產總值（即實際人均 GDP）作為衡量指標，而且綜合考慮了價格指數、常住人口以及地區生產總值等因素。另外，人均地區生產總值則是在消除了人口因素的平均生產值，是用來衡量地區經濟增長狀況的最佳指標。

2.產業結構升級指標

本文借鑒范方志、張立軍（2003），劉驍毅（2013）等的方法，用第二、三產業增加值之和占GDP 的比重作為衡量產業結構升級的指標，它體現一個地區產業結構的同時也反映了現代部門的發展程度。

3.科技創新指標

本文借鑒孫伍琴、朱順林（2008），王玉榮、李軍（2009），姚耀軍、董鋼鋒（2013）的方法，用各個地區的專利授權數來衡量當地的科技創新水平。

4.控制變量

現有經濟增長理論及實證文獻已識別出眾多可能影響我國經濟增長的因素，同樣，本文為了消除計量回歸估計中可能存在的遺漏變量問題，選取的控制變量分別包括城鎮化水平、政府財政支出程度和人力資本三個指標，其中，城鎮化水平用城鎮化率即城鎮人口占總人口的比重來衡量;政府財政支出程度用地方財政支出額占地區生產總值的比重來衡量;人力資本用普通高等學校在校生人數占地區總人口數來測度。

為了使得分析結果趨于線性化并排除異方差的干擾，將數據進行自然對數變換，經過自然對數變換后的數據并不會對原變量之間的協整關系造成影響。

5.描述性統計

本文使用的是2005-2016 年長江經濟帶 11個省市的面板數據，對變量進行描述性統計，統計結果如表1所示。

（三）實證分析

1.序列平穩性檢驗

本文選擇 2005-2016 年 11個省市的面板數據進行分析。為了避免變量存在單位根而導致的偽回歸問題，用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher 方法對各變量平穩性進行檢驗，結果如表2所示。

變量lnPGDP和變量lnHUM在1%的顯著性水平下通過了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設，認為該變量是平穩的。變量lnTS在不同的顯著性水平下通過LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設，認為該變量是平穩的。變量lnTI和lnUR沒有通過IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以接受存在單位根的原假設，認為該變量是不平穩的，對其一階差分后的變量進行檢驗，在1%的顯著性水平下通過了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，認為該變量是平穩的。變量lnG在1%的顯著性水平下通過了LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設，認為該變量是平穩的。

2.協整檢驗

（1）LnPGDP和LnTS協整檢驗結果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結果可知，同質面板數據情形下，Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic和Panel PP-Statistic 拒絕了不存在協整關系的原假設。異質面板數據情形下，Group rho-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協整關系的原假設。綜合以上檢驗，可以認為LnPGDP和LnTS存在協整關系。

（2）LnPGDP和LnTI協整檢驗結果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結果可知，同質面板數據情形下，Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic 拒絕了不存在協整關系的原假設。異質面板數據情形下，Group rho-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協整關系的原假設。Kao檢驗的伴隨概率為0.0001，拒絕了不存在協整關系的原假設，綜合以上檢驗，可以認為LnPGDP和LnTI存在協整關系。

（3）LnTI與LnTS協整檢驗結果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結果可知，同質面板數據情形下，Panel PP-Statistic 拒絕了不存在協整關系的原假設。異質面板數據情形下，Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協整關系的原假設。Kao檢驗的伴隨概率為0.0188，在5%的顯著性水平下拒絕了不存在協整關系的原假設，綜合以上檢驗，可以認為LnTI和LnTS存在協整關系。

3.Hausman檢驗

本文建立的是變截距模型，需要用Hausman檢驗來選擇固定效應模型還是隨機效應模型，從表6可以看出，模型（1）、模型（2）和模型（3）Hausman檢驗的p值均小于0.01，拒絕原假設，因此本文優先選擇固定效應模型。

4.實證檢驗結果

從模型（1）來看，產業結構升級的估計系數為1.597536，在1%的顯著性水平下為正，這表明加快產業結構升級會促進經濟的增長;從模型（2）來看，科技創新的估計系數為0.129704，在1%的顯著性水平下為正，這表明科技創新對經濟增長有一定的推動作用;從模型（3）來看，產業結構升級與科技創新的估計系數均為正，但產業結構升級的估計系數值大于科技創新的估計系數值，說明加快產業結構升級對經濟增長的影響大于科技創新對經濟增長的影響。從控制變量來看，在1%的顯著性水平下，城鎮化水平和政府財政支出程度的估計系數均為正，表明提高城鎮化水平和增加政府財政支出有利于促進地區經濟的增長。人力資本對經濟增長有正向影響，但不顯著。

為了更好研究產業結構升級與科技創新對經濟增長的影響，把長江經濟帶分為東部、中部和西部，從區域的層面來分析產業結構升級與科技創新對經濟增長的影響。

模型（1）中，產業結構升級的估計系數在5%的顯著性水平下為正，表明推動產業結構升級有利于促進地區經濟的增長;模型（2）中，科技創新的估計系數在1%的顯著性水平下為正，該系數和長江經濟帶樣本中科技創新對經濟增長的影響系數值相近，說明加快科技創新會提高地區的經濟發展水平。模型（3）中，產業結構升級的估計系數值遠遠大于科技創新的估計系數值，說明加快產業結構升級對經濟增長的影響大于科技創新對經濟增長的影響。

模型（1）中，產業結構升級的系數在10%的顯著性水平下為正，但其系數低于東部地區產業結構升級的系數，表明加快產業結構升級對中部地區的經濟發展水平拉動作用比東部地區微弱;在模型（2）中，科技創新的估計系數在1%的顯著性水平下為正，其系數也低于東部地區科技創新的估計系數，表明科技創新對經濟增長的拉動作用要低于東部地區科技創新對經濟增長的拉動作用;在模型（3）中，產業結構升級的估計系數值大于科技創新的估計系數值，加快產業結構升級對經濟增長的影響大于科技創新對經濟增長的影響。但其差別程度低于東部地區。

模型（1）中，產業結構升級變量的估計系數在10%的顯著性水平下為正，表明產業結構升級會促進經濟的增長，但其估計系數小于東部和中部地區的產業結構升級估計系數，說明西部地區產業結構升級對經濟增長的拉動作用低于東部和中部地區;模型（2）中，科技創新變量的估計系數在1%的顯著性水平下為正，其系數也大于東部和中部地區，表明科技創新很好地帶動了西部地區的經濟增長。在模型（3）中，產業結構升級的估計系數值大于科技創新的估計系數值，加快產業結構升級對經濟增長的影響大于科技創新對經濟增長的影響。但其差別程度低于中部地區。

四、簡要結論與政策建議

根據本文的實證檢驗結果，首先，從整體上看，科技創新和產業結構升級對經濟增長均存在著正效應，產業結構升級對經濟增長的拉動作用高于科技創新;提高城鎮化水平和增加政府財政支出有利于促進地區經濟的增長，人力資本對經濟增長有正向影響，但不顯著。其次，分地區考察來看，長江經濟帶西部地區產業結構升級對地區經濟增長的拉動作用低于東中部地區;中部地區科技創新對經濟增長的拉動作用低于東西部地區。

科技創新、產業結構升級與經濟增長三者之間形成一種相互促進、相互依賴的聯動機制，是我國創新驅動發展戰略背景下，經濟社會健康發展的重要體現，也是提高產業發展水平、挖掘經濟增長潛力、保持經濟增長活力的重要途徑。根據實證結果，受經濟發展階段的影響，科技創新、產業升級與經濟增長的互動狀況在長江經濟帶東部地區和中西部地區具有異質性，西部地區產業結構升級與經濟增長缺乏一種相互促進的聯動關系，制約了該地區經濟的穩步發展。因此，疏通三者之間相互作用的脈絡，關鍵在于為中西部地區產業發展準確定位，科學把握產業升級方向，因地施策，選擇適合中西部地區經濟社會發展的主導產業，而不是盲目追求高技術產業在數量和規模上的擴張。本文認為應當深化體制機制改革，培育創新型企業，促進產業結構升級，處理好產業結構調整與經濟增長的關系，協同促進產業結構升級和科技創新，縮小區域發展差異，促進長江經濟帶經濟社會健康發展。

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作者簡介：蔣任濤（1995.1-），男，漢族，江蘇省宜興人，學生，經濟學碩士，研究方向是資產評估專業房地產方向。