綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的動(dòng)態(tài)互動(dòng)分析

卓志衡 侯玉巧 汪發(fā)元

摘 要：文章基于湖北省1990-2017年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型對(duì)綠色科技創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)互動(dòng)進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量、新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向協(xié)整關(guān)系;發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有長(zhǎng)期的正向影響，新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展先有正向影響作用，后又逐漸減弱并轉(zhuǎn)為負(fù)向沖擊作用;發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有時(shí)滯性。因此，應(yīng)加大綠色科技創(chuàng)新投入，創(chuàng)新綠色科技投入機(jī)制;加大對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)扶持力度，引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展;推動(dòng)綠色創(chuàng)新技術(shù)運(yùn)用，降低綠色創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)。

關(guān)鍵詞：綠色科技創(chuàng)新;實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展;VAR模型

中圖法分類(lèi)號(hào)：F202? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? ? ? ? ? ?DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2019.0318

黨的十九大報(bào)告指出，我們建設(shè)的現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化，既要?jiǎng)?chuàng)造更多的物質(zhì)財(cái)富和精神財(cái)富以滿(mǎn)足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要，也要提供更多優(yōu)質(zhì)綠色產(chǎn)品以滿(mǎn)足人民日益增長(zhǎng)的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要[1]。近年來(lái)，中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，隨著產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)帶來(lái)的卻是資源的快速衰竭、環(huán)境的嚴(yán)重污染，加快實(shí)體經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)迫在眉睫。綠色科技創(chuàng)新作為一項(xiàng)重點(diǎn)突出綠色環(huán)保的新型創(chuàng)新方法，不僅可以實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還有利于保護(hù)環(huán)境、提高資源利用率[2]。隨著我國(guó)政府和公眾對(duì)環(huán)保的日益重視，綠色科技創(chuàng)新已成為研究的熱點(diǎn)，并為我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了支持。因此，在建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的背景下，研究綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的動(dòng)態(tài)互動(dòng)分析具有重要意義。

綠色發(fā)展已經(jīng)成為時(shí)代的主旋律，綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素成為重要的研究課題。Wakeford等從企業(yè)角度研究發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新是提高競(jìng)爭(zhēng)力的主要原因，減少環(huán)境影響和制定環(huán)境法規(guī)是激勵(lì)綠色技術(shù)創(chuàng)新最重要的因素[3]。彭瑜欣等認(rèn)為對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新而言，政策因素的資金支持和環(huán)境管制、市場(chǎng)因素的市場(chǎng)需求和銷(xiāo)售績(jī)效對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正向影響，金融因素對(duì)綠色技術(shù)創(chuàng)新也存在一定的正向影響[4]。周晶淼等從綠色技術(shù)創(chuàng)新的類(lèi)型方面研究發(fā)現(xiàn)偏于生產(chǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下社會(huì)生產(chǎn)力強(qiáng)勁但存在氣候環(huán)境惡化風(fēng)險(xiǎn)，偏于減排的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下氣候反饋經(jīng)濟(jì)損失小但存在增長(zhǎng)動(dòng)力匱乏風(fēng)險(xiǎn)，二者雖均可實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的綠色增長(zhǎng)，但中性的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向會(huì)更穩(wěn)妥;偏于生產(chǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下人均消費(fèi)變化率在短期內(nèi)會(huì)顯著提升[5]。關(guān)于綠色科技創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究成果比較豐富，但研究結(jié)論尚未統(tǒng)一。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為綠色科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力源泉。約瑟夫·熊彼特在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論》一書(shū)中首次提出了“創(chuàng)新理論” ，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展是通過(guò)經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)部的科技創(chuàng)新來(lái)實(shí)現(xiàn)的，強(qiáng)調(diào)了科技創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的作用，將科技創(chuàng)新看成是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)最重要的因素[6]。李翔等認(rèn)為科技創(chuàng)新是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定動(dòng)力，并且科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在正U型關(guān)系[7]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為科技創(chuàng)新未必一定能拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。豆建春等將技術(shù)創(chuàng)新區(qū)分為產(chǎn)品創(chuàng)新和效率型技術(shù)進(jìn)步，發(fā)現(xiàn)只有產(chǎn)品創(chuàng)新可使人均收入增長(zhǎng)率收斂于勞動(dòng)產(chǎn)出增長(zhǎng)率，而效率型技術(shù)進(jìn)步傾向于提高人口增長(zhǎng)率，拉低人均收入增長(zhǎng)率，使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于停滯[8]。

縱觀已有研究，對(duì)于綠色科技創(chuàng)新、實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究成果頗豐，但將綠色創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)結(jié)合在一起，進(jìn)行分析觀察的文章尚少。為此，研究?jī)烧咧g的相互影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。特別是將發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量分離開(kāi)，放在一個(gè)框架下進(jìn)行研究，有一定的創(chuàng)新性。

1? 理論分析與研究假設(shè)

綠色科技創(chuàng)新是一個(gè)綜合的創(chuàng)新系統(tǒng)，在資源有限的前提下綠色科技創(chuàng)新的目標(biāo)就是實(shí)現(xiàn)資源的高效利用和廢物排放量最小化[9]。綠色科技創(chuàng)新使產(chǎn)品生產(chǎn)呈現(xiàn)報(bào)酬遞增特征，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮持續(xù)引擎作用[10]。實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要轉(zhuǎn)型升級(jí)，而轉(zhuǎn)型升級(jí)又需要綠色科技創(chuàng)新，綠色科技創(chuàng)新水平的提高反過(guò)來(lái)又會(huì)帶來(lái)產(chǎn)業(yè)集聚，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的正向影響。

黨的十八大以來(lái)國(guó)家一直將生態(tài)文明建設(shè)作為工作重點(diǎn)，各級(jí)政府紛紛出臺(tái)了不同程度的環(huán)境規(guī)制政策，在環(huán)境保護(hù)方面提出了嚴(yán)格的管理規(guī)定[11]。從我國(guó)現(xiàn)實(shí)的發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，無(wú)論是發(fā)明創(chuàng)造還是技術(shù)升級(jí)，如果對(duì)環(huán)境造成破壞，成果便很難轉(zhuǎn)化。只有綠色科技創(chuàng)新才能生產(chǎn)出環(huán)保產(chǎn)品，才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力，不僅能帶來(lái)資源的高效利用，也能減少對(duì)環(huán)境的破壞。與此同時(shí)，綠色科技創(chuàng)新還能通過(guò)自身技術(shù)優(yōu)勢(shì)迅速積聚資源，帶來(lái)規(guī)模的擴(kuò)張，從而有效推動(dòng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率提升和實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長(zhǎng)。因此，綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)當(dāng)有顯著的正向影響。

假設(shè)2：實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)綠色科技創(chuàng)新有顯著的正向影響。

實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展為綠色科技創(chuàng)新提供了物質(zhì)基礎(chǔ)和基本保障。綠色科技創(chuàng)新的發(fā)展需要大量科研經(jīng)費(fèi)的投入，離不開(kāi)資金的支撐，資金除了來(lái)源于國(guó)家的財(cái)政支持以外，在很大層面上它的內(nèi)在動(dòng)力來(lái)源于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)有現(xiàn)實(shí)趨勢(shì)，綠色科技創(chuàng)新才有原動(dòng)力，才能保證足夠的經(jīng)費(fèi)投入以促進(jìn)它的發(fā)展。同時(shí)，當(dāng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時(shí)，資金和人才在這個(gè)過(guò)程中也會(huì)迅速積累，形成經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張帶動(dòng)綠色科技創(chuàng)新成果和綠色科技創(chuàng)新資源不斷增加的良性機(jī)制。因此，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)當(dāng)對(duì)綠色科技創(chuàng)新有顯著的正向影響。

2? 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1? 模型設(shè)定

向量自回歸（VAR）模型是由多元時(shí)間序列變量組成，是用內(nèi)生變量對(duì)全部?jī)?nèi)生變量的滯后期進(jìn)行回歸，從而可以利用模型檢驗(yàn)全部?jī)?nèi)生變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文主要運(yùn)用VAR模型來(lái)分析科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，滯后期為P階的VAR（p）模型的矩陣表達(dá)形式為：

（t=1，2…n） （1）

在上式中，YT為k維內(nèi)生變量向量，XT為d維外生變量向量，ET是k維隨機(jī)干擾項(xiàng)，p是滯后階數(shù)，n為樣本個(gè)數(shù)。

2.2? 變量選取

（1）被解釋變量：實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。有關(guān)學(xué)者指出，實(shí)體經(jīng)濟(jì)就是那些在直接創(chuàng)造社會(huì)財(cái)富基礎(chǔ)上產(chǎn)生的增值活動(dòng)[12]。根據(jù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的概念和含義，本文借鑒張林等的方法，選擇剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)之后的各行業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)代替實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r[13]。

（2）解釋變量：綠色科技創(chuàng)新。國(guó)內(nèi)關(guān)于綠色科技創(chuàng)新的度量差異很大，基于數(shù)據(jù)的可得性和研究需要，本文借鑒賈軍等研究提出的觀點(diǎn)，以發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)和實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量來(lái)刻畫(huà)綠色科技創(chuàng)新水平[14]。

2.3? 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以湖北省為例，研究綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。依據(jù)可得性原則，通過(guò)查閱國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》，獲得1990-2017年綠色科技創(chuàng)新和實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)。為了研究方便，將發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)標(biāo)記為自變量X1;將實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量標(biāo)記為自變量X2;將實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展標(biāo)記為Y作為因變量，建立VAR向量自回歸模型進(jìn)行量化分析。為了降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和異方差性，對(duì)各指標(biāo)取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)og（X1）、Log（X2）和Log（Y），采用Eviews8.0軟件對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2.4? 樣本統(tǒng)計(jì)描述

運(yùn)用軟件Eviews8.0計(jì)算出發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)（X1）、實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量（X2）、實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Y）及其自然對(duì)數(shù)的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，具體結(jié)果見(jiàn)表1。

3? 實(shí)證分析

3.1? 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

Log（X1）、Log（X2）、Log（Y）序列均屬于時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)變量，針對(duì)VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，需要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以提高模型分析的科學(xué)性和有效性。本文將運(yùn)用單位根檢驗(yàn)方法來(lái)判斷模型的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，在一階差分前，時(shí)間序列Log（X1）和Log（X2）的ADF值均大于顯著性水平的臨界值，說(shuō)明存在單位根，時(shí)間序列不平穩(wěn)。一階差分后得到△Log（X1）、△Log（X2）以及△Log（Y）的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說(shuō)明經(jīng)過(guò)一階差分處理后，所選擇的變量均已處于平穩(wěn)狀態(tài)。

3.2? 協(xié)整檢驗(yàn)

鑒于時(shí)間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）在一階差分后均平穩(wěn)，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，為此，本文將選擇Johansen檢驗(yàn)方法，對(duì)時(shí)間序列Log（X）、Log（X2）和Log（Y）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）之間存在唯一的協(xié)整方程：

Log（Y）= 0.507780Log（X1）+0.025556Log（X2）+5.569230

（0.13642）? ? ? ? ? ? （0.19234）? ? ? ? ? ?（2）

由以上方程可看出，Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之間存在顯著協(xié)整關(guān)系。就長(zhǎng)期而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)隨著發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量的增加而提高。

3.3? Granger因果檢驗(yàn)

由于都是一階單整序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)證明了Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步判斷發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和實(shí)用新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，對(duì)時(shí)間序列Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

由表4可知，發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素，其概率P值等于0.0109，小于臨界值0.5，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因;經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)的影響因素，其概率P值等于0.0465，小于臨界值0.05，證明原假設(shè)不成立，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展是發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)的格蘭杰原因。新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素，其概率P值等于0.0791，小于臨界值0.1，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因;經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量的影響因素，其概率P值等于0.2462，大于臨界值0.1，接受原假設(shè)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量的格蘭杰原因。

3.4? 模型構(gòu)建

（1） 模型滯后階數(shù)選取

因時(shí)間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）一階差分后平穩(wěn)且存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步做VAR模型。結(jié)合表5可以看到，滯后2期各檢驗(yàn)指標(biāo)中帶*號(hào)的有5個(gè)，優(yōu)勢(shì)明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。據(jù)此，構(gòu)建以發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)（X1）、新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量（X2）和實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Y）為變量的二元結(jié)構(gòu)VAR模型。

（2） 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

針對(duì)VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，為了使模型分析結(jié)果更加準(zhǔn)確和科學(xué)，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用AR根來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2。通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)VAR（2）模型對(duì)應(yīng)特征方程的所有根均在單位圓以?xún)?nèi)，說(shuō)明模型穩(wěn)定性較好，模型構(gòu)建科學(xué)。

根據(jù)軟件計(jì)算結(jié)果，寫(xiě)出VAR（2）模型估計(jì)結(jié)果矩陣：

計(jì)量結(jié)果顯示，VAR（2）模型能夠通過(guò)F 檢驗(yàn)、T 檢驗(yàn)、AIC和Schwarz SC 檢驗(yàn)，其擬合優(yōu)度R2及調(diào)整后的R2值均大于0.90，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.80 的經(jīng)驗(yàn)值，模型擬合效果較為理想;而且也通過(guò)了模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，證明模型構(gòu)建客觀合理。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以用來(lái)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)的沖擊的反應(yīng)。圖3顯示了VAR（2）模型的脈沖響應(yīng)變化軌跡，圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實(shí)線(xiàn)顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線(xiàn)，虛線(xiàn)顯示上下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)的范圍，變化的時(shí)間設(shè)定為20 年。

由Log（Y）對(duì)Log（X1）的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當(dāng)在第1期給發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)施加一個(gè)正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脈沖響應(yīng)值為0，隨后其脈沖響應(yīng)值開(kāi)始顯著上升，在第8期達(dá)到最大值，隨后開(kāi)始下降，并在第12期開(kāi)始保持平穩(wěn)態(tài)勢(shì)，整個(gè)過(guò)程始終處于X軸上方，意味著在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著顯著的正向沖擊。由Log（Y）對(duì)Log（X2）的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當(dāng)在第1期給新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量施加一個(gè)正向沖擊以后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的脈沖值為0，隨后逐漸上升，并在第3期達(dá)到最大值，從第4期開(kāi)始逐漸下降，直到第10期開(kāi)始保持平穩(wěn)態(tài)勢(shì)，且第四期的脈沖響應(yīng)值為0，從第4期開(kāi)始脈沖響應(yīng)值始終處于X軸下方，說(shuō)明開(kāi)始時(shí)，新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向沖擊作用，后來(lái)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)有負(fù)向沖擊作用，表現(xiàn)為對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的抑制作用。這是因?yàn)榻陙?lái)政府以及社會(huì)公眾對(duì)于綠色環(huán)保意識(shí)越來(lái)越強(qiáng)烈，綠色科技創(chuàng)新會(huì)給那些落后的、非綠色產(chǎn)業(yè)予以沖擊，那些對(duì)環(huán)境危害大的產(chǎn)業(yè)逐漸被淘汰。而綠色創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)還處于發(fā)展階段，還未來(lái)得及推廣普及，因此會(huì)造成實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減弱。

（4）方差分解

通過(guò)對(duì)Log（Y）作方差分解可知，從橫向發(fā)展來(lái)看，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要得益于的貢獻(xiàn)，貢獻(xiàn)率達(dá)到46.39%以上，而來(lái)自于Log（X2）對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率從第3期開(kāi)始便弱于Log（x1）對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率;從縱向發(fā)展來(lái)看，隨著時(shí)間的推移，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)自身的貢獻(xiàn)率逐年減少，而Log（x1）對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率增加的比較快，從第9期開(kāi)始貢獻(xiàn)率便達(dá)到46.39%以上，Log（X2）的貢獻(xiàn)率逐年增加，增長(zhǎng)速率相對(duì)較慢，在第20期達(dá)到13.28%以上。這說(shuō)明，科技創(chuàng)新是湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重要貢獻(xiàn)。

4? 結(jié)論與建議

4.1? 結(jié)論

（1）發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)、新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向協(xié)整關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）存在正向協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)，綠色科技創(chuàng)新水平越高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，綠色科技創(chuàng)新能力越強(qiáng)。

（2）發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有長(zhǎng)期的正向沖擊，新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展先有正向沖擊作用，后又逐漸減弱并轉(zhuǎn)為負(fù)向沖擊作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)的脈沖響應(yīng)值先增加后減少，且始終處于X軸上方，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向沖擊作用。實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量的脈沖響應(yīng)值先增加后減少，并從第4期以后處于X軸下方，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展由正向沖擊作用變?yōu)榉聪驔_擊作用。

（3）發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有滯后性。方差分解顯示，發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)和新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率從第二期才開(kāi)始顯現(xiàn)。同時(shí)，發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)項(xiàng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率明顯要大于新型專(zhuān)利授權(quán)數(shù)量對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。

4.2? 建議

（1）加大綠色科技創(chuàng)新投入，創(chuàng)新綠色科技投入機(jī)制。科技投入是科技發(fā)展的保障，只有足夠的科研經(jīng)費(fèi)投入，才能保障科技活動(dòng)的高效運(yùn)行。一方面政府應(yīng)繼續(xù)加大科研經(jīng)費(fèi)的投入，同時(shí)引導(dǎo)和激勵(lì)企業(yè)和個(gè)人進(jìn)行科技投資，使他們成為科技投資的主體。另一方面應(yīng)創(chuàng)新融資方式，改革創(chuàng)新科技投入機(jī)制，解決科技投資融資難的問(wèn)題。

（2）加大實(shí)體經(jīng)濟(jì)扶持力度，引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。首先應(yīng)建立科技金融服務(wù)平臺(tái)，強(qiáng)化科技金融服務(wù)體系的建設(shè)[15]，對(duì)于應(yīng)用綠色科技創(chuàng)新的企業(yè)要納入科技金融服務(wù)體系給予支持。同時(shí)政府應(yīng)實(shí)行稅收減免政策，在金融支持上予以適當(dāng)?shù)乃尚福o予綠色創(chuàng)新企業(yè)一個(gè)成長(zhǎng)期，在這個(gè)成長(zhǎng)期內(nèi)使綠色創(chuàng)新企業(yè)迅速成長(zhǎng)。通過(guò)綜合性因素推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)于綠色科技創(chuàng)新的應(yīng)用，使實(shí)體經(jīng)濟(jì)在運(yùn)用綠色科技創(chuàng)新的過(guò)程中實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展。

（3）推動(dòng)綠色創(chuàng)新技術(shù)運(yùn)用，降低綠色創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)。一方面政府及相關(guān)部門(mén)要加強(qiáng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)用綠色科技創(chuàng)新的鼓勵(lì)與引導(dǎo)，要認(rèn)識(shí)到綠色科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)一定會(huì)產(chǎn)生積極影響，但這種積極影響需要一定的時(shí)間來(lái)顯現(xiàn)，要引導(dǎo)企業(yè)正確認(rèn)識(shí)這種經(jīng)濟(jì)規(guī)律。另一方面應(yīng)發(fā)揮財(cái)政支持綠色科技創(chuàng)新的重要作用，綜合運(yùn)用股權(quán)投資、風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償、貸款貼息、政府和社會(huì)資本合作（PPP）等方式，支持市場(chǎng)導(dǎo)向明確的綠色科技創(chuàng)新活動(dòng)[16]，減少企業(yè)對(duì)于綠色科技創(chuàng)新活動(dòng)的投資風(fēng)險(xiǎn)。

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Dynamic Interaction Analysis of the Impact of Green Science and Technology Innovation on the Development of Real Economy

——Taking Hubei Province as an example

Zhuo Zhiheng，Hou Yuqiao，Wang Fayuan

（1 Economics & Management School of Yang Tze University? Jingzhou Hubei? 4340232 ;

Research Institute of Yangtze River Economic Zone Development of Yang Tze University? ?Jingzhou Hubei 434023）

Abstract：Based on the data of Hubei province from 1990 to 2017， this paper USES VAR model to analyze the dynamic interaction between green technology innovation and real economy development.The results show that there is a positive co-integration relationship between the invention patent authorization， the number of new patent licenses and economic development; the invention patent authorization has a long-term positive impact on the development of the real economy， and the number of new patent grants has a positive impact on the development of the real economy. Then it gradually weakens and turns into a reverse shock effect; the number of invention patent grants and new patent grants has a time lag for the development of the real economy. Therefore， we should increase investment in green technology innovation， innovate green technology investment mechanism; increase the support of the real economy， guide the green development of the real economy; promote the use of green innovation technology， and reduce the risk of green innovation investment.

Keywords： Green Technology Innovation; Real Economy Development; VAR model