科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究

摘要：當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入到新常態(tài)發(fā)展的階段，經(jīng)濟(jì)增速下滑，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康，可持續(xù)地發(fā)展。本文基于2005-2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著正效應(yīng)，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用高于科技創(chuàng)新;長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用低于東中部地區(qū);中部地區(qū)科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用低于東西部地區(qū)。據(jù)此，本文認(rèn)為應(yīng)當(dāng)深化體制機(jī)制改革，培育創(chuàng)新型企業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，處理好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，協(xié)同促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和科技創(chuàng)新，縮小區(qū)域發(fā)展差異，促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)社會(huì)健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：科技創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);面板數(shù)據(jù)模型

一、引言

在經(jīng)過(guò)近40年的高速發(fā)展后，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入到從高速增長(zhǎng)到高質(zhì)量發(fā)展的階段，經(jīng)濟(jì)增速放緩，保持在6%左右，眾所周知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和科技創(chuàng)新問(wèn)題已經(jīng)成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)發(fā)展的重要因素，據(jù)此，我國(guó)政府著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，并且習(xí)近平總書(shū)記在十九大報(bào)告中明確指出，“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”，以期為我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)發(fā)展謀求新的出路與生機(jī)。作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的唯一出路。推動(dòng)科技創(chuàng)新有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，通過(guò)科技創(chuàng)新，利用新技術(shù)、新工藝改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，淘汰那些生產(chǎn)成本高、生產(chǎn)效率低下的落后產(chǎn)業(yè)，同時(shí)，新技術(shù)會(huì)促使擁有高技術(shù)含量，高附加值的新興產(chǎn)業(yè)部門(mén)的出現(xiàn)，從而不斷推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，提升經(jīng)濟(jì)效率，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)為科技創(chuàng)新提供了良好的經(jīng)濟(jì)條件和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，也會(huì)反過(guò)來(lái)推動(dòng)科技創(chuàng)新。科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響、相互促進(jìn)、協(xié)調(diào)發(fā)展，在實(shí)踐過(guò)程中利用三者之間的相互促進(jìn)關(guān)系，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理論研究有很多，因研究角度的不同，具體結(jié)論也存在差別。關(guān)于科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，一些學(xué)者的研究表明技術(shù)創(chuàng)新正向推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，Romer（1990）分析了技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的作用機(jī)理，即為了獲取壟斷利潤(rùn)，廠(chǎng)商會(huì)更加注重創(chuàng)新和研發(fā)環(huán)節(jié)，自覺(jué)加大研發(fā)與創(chuàng)新投入，從而帶動(dòng)產(chǎn)品創(chuàng)新以及知識(shí)存量的增加，催生了新產(chǎn)品和新技能的出現(xiàn)，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)[1]。趙樹(shù)寬等（2012）運(yùn)用面板VAR 模型分析了技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新在長(zhǎng)期內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源動(dòng)力，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用不顯著[2]。楊武，楊淼（2017）在熊彼特的創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)上，以 1995-2013 的時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建了科技創(chuàng)新景氣指數(shù)和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間存在雙向非線(xiàn)性關(guān)系[3]。部分學(xué)者則認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在時(shí)期、區(qū)域以及技術(shù)創(chuàng)新類(lèi)型上的差異。萬(wàn)勇（2010）采用省際面板數(shù)據(jù)模型研究技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果為：技術(shù)創(chuàng)新在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)為負(fù)，在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)效應(yīng)，并且這種效應(yīng)存在區(qū)域差異，由東到西推動(dòng)效應(yīng)依次遞減[4]。 關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，以羅斯托為代表的觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本質(zhì)上是一個(gè)部門(mén)的過(guò)程，部門(mén)結(jié)構(gòu)變動(dòng)推動(dòng)總量增長(zhǎng)[5]。汪浩等（2010）以安徽省為例，對(duì)1995-2008年這14年的數(shù)據(jù)采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系，指出兩者之間是相互促進(jìn)協(xié)同發(fā)展的關(guān)系[6]。干春暉、鄭若谷等（2011）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，并在指標(biāo)測(cè)算的基礎(chǔ)上，分別得到兩類(lèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效用，前者會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且貢獻(xiàn)率較大，而后者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效用不穩(wěn)定，貢獻(xiàn)較小[7]。蘇建軍、徐璋勇（2014）對(duì)1993-2010的省際面板數(shù)據(jù)使用 PVAR 模型進(jìn)行分析，并引入金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中間促進(jìn)效用，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有利于提高當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展水平[8]。關(guān)于科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系研究，Michael Peneder（2003）通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新引起的需求變動(dòng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率變化是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的主要因素[9]。郭元晞，常曉鳴（2010）以外生增長(zhǎng)理論模型和內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型為基礎(chǔ)，研究了創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系，認(rèn)為創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級(jí)是解決產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中要素瓶頸問(wèn)題的根本途徑，其中創(chuàng)新能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，并引起產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[10]。李政和楊思瑩（2014）認(rèn)為研發(fā)和創(chuàng)新是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的決定性因素[11]。程強(qiáng)與武笛（2015）對(duì)科技創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)業(yè)的作用機(jī)理進(jìn)行深入研究，他們主張?jiān)诳萍紕?chuàng)新與產(chǎn)業(yè)不斷融合過(guò)程中，科技創(chuàng)新將豐富產(chǎn)業(yè)的表現(xiàn)形式，提高產(chǎn)業(yè)的科技含量，同時(shí)拓寬發(fā)展方向，從多方面對(duì)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行升級(jí)改造[12]。

以上文獻(xiàn)為本文提供了重要的參考價(jià)值，但仍存在一些局限：在研究方向方面，多數(shù)研究?jī)H單獨(dú)考慮科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用或者單獨(dú)考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，缺少兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)同作用研究;在樣本數(shù)據(jù)選擇上，研究者大都沒(méi)有考慮到科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在區(qū)域效應(yīng)。基于此，本文利用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2005-2016年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，以探尋三者之間的內(nèi)在聯(lián)系及相互影響機(jī)制，為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展提供有益的借鑒。

三、實(shí)證研究

（一）模型設(shè)定

為考察科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文嘗試構(gòu)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(qū)非觀(guān)測(cè)效應(yīng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)。lnPGDP

表示各省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的對(duì)數(shù)，lnTS表示各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的對(duì)數(shù)，

lnTI表示各省市科技創(chuàng)新水平的對(duì)數(shù)。lnUR、lnG和lnHUM均為控制變量，分別是城鎮(zhèn)化水平、政府財(cái)政支出程度和人力資本的對(duì)數(shù)，β1、β2、ɑ1、ɑ2、ɑ3為解釋變量的對(duì)應(yīng)系數(shù)，C 為常數(shù)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文數(shù)據(jù)均來(lái)自于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒、各省市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，根據(jù)已建立的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，現(xiàn)分別將被解釋變量、解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)處理闡述如下：

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)

本文為了準(zhǔn)確地反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平和發(fā)展動(dòng)力，采用人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（即實(shí)際人均 GDP）作為衡量指標(biāo)，而且綜合考慮了價(jià)格指數(shù)、常住人口以及地區(qū)生產(chǎn)總值等因素。另外，人均地區(qū)生產(chǎn)總值則是在消除了人口因素的平均生產(chǎn)值，是用來(lái)衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況的最佳指標(biāo)。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)

本文借鑒范方志、張立軍（2003），劉驍毅（2013）等的方法，用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP 的比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的指標(biāo)，它體現(xiàn)一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時(shí)也反映了現(xiàn)代部門(mén)的發(fā)展程度。

3.科技創(chuàng)新指標(biāo)

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(gè)地區(qū)的專(zhuān)利授權(quán)數(shù)來(lái)衡量當(dāng)?shù)氐目萍紕?chuàng)新水平。

4.控制變量

現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論及實(shí)證文獻(xiàn)已識(shí)別出眾多可能影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，同樣，本文為了消除計(jì)量回歸估計(jì)中可能存在的遺漏變量問(wèn)題，選取的控制變量分別包括城鎮(zhèn)化水平、政府財(cái)政支出程度和人力資本三個(gè)指標(biāo)，其中，城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)化率即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量;政府財(cái)政支出程度用地方財(cái)政支出額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量;人力資本用普通高等學(xué)校在校生人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝跀?shù)來(lái)測(cè)度。

為了使得分析結(jié)果趨于線(xiàn)性化并排除異方差的干擾，將數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，經(jīng)過(guò)自然對(duì)數(shù)變換后的數(shù)據(jù)并不會(huì)對(duì)原變量之間的協(xié)整關(guān)系造成影響。

5.描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的是2005-2016 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶 11個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，對(duì)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

（三）實(shí)證分析

1.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選擇 2005-2016 年 11個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了避免變量存在單位根而導(dǎo)致的偽回歸問(wèn)題，用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher 方法對(duì)各變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

變量lnPGDP和變量lnHUM在1%的顯著性水平下通過(guò)了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認(rèn)為該變量是平穩(wěn)的。變量lnTS在不同的顯著性水平下通過(guò)LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認(rèn)為該變量是平穩(wěn)的。變量lnTI和lnUR沒(méi)有通過(guò)IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)，所以接受存在單位根的原假設(shè)，認(rèn)為該變量是不平穩(wěn)的，對(duì)其一階差分后的變量進(jìn)行檢驗(yàn)，在1%的顯著性水平下通過(guò)了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)，認(rèn)為該變量是平穩(wěn)的。變量lnG在1%的顯著性水平下通過(guò)了LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認(rèn)為該變量是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

（1）LnPGDP和LnTS協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)結(jié)果可知，同質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic和Panel PP-Statistic 拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。異質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Group rho-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。綜合以上檢驗(yàn)，可以認(rèn)為L(zhǎng)nPGDP和LnTS存在協(xié)整關(guān)系。

（2）LnPGDP和LnTI協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)結(jié)果可知，同質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic 拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。異質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Group rho-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。Kao檢驗(yàn)的伴隨概率為0.0001，拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，綜合以上檢驗(yàn)，可以認(rèn)為L(zhǎng)nPGDP和LnTI存在協(xié)整關(guān)系。

（3）LnTI與LnTS協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)結(jié)果可知，同質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Panel PP-Statistic 拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。異質(zhì)面板數(shù)據(jù)情形下，Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。Kao檢驗(yàn)的伴隨概率為0.0188，在5%的顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，綜合以上檢驗(yàn)，可以認(rèn)為L(zhǎng)nTI和LnTS存在協(xié)整關(guān)系。

3.Hausman檢驗(yàn)

本文建立的是變截距模型，需要用Hausman檢驗(yàn)來(lái)選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，從表6可以看出，模型（1）、模型（2）和模型（3）Hausman檢驗(yàn)的p值均小于0.01，拒絕原假設(shè)，因此本文優(yōu)先選擇固定效應(yīng)模型。

4.實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

從模型（1）來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)為1.597536，在1%的顯著性水平下為正，這表明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);從模型（2）來(lái)看，科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)為0.129704，在1%的顯著性水平下為正，這表明科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的推動(dòng)作用;從模型（3）來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)均為正，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)值，說(shuō)明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。從控制變量來(lái)看，在1%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化水平和政府財(cái)政支出程度的估計(jì)系數(shù)均為正，表明提高城鎮(zhèn)化水平和增加政府財(cái)政支出有利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，但不顯著。

為了更好研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，把長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶分為東部、中部和西部，從區(qū)域的層面來(lái)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

模型（1）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，表明推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);模型（2）中，科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，該系數(shù)和長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶樣本中科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)值相近，說(shuō)明加快科技創(chuàng)新會(huì)提高地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)值，說(shuō)明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

模型（1）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的系數(shù)在10%的顯著性水平下為正，但其系數(shù)低于東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的系數(shù)，表明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平拉動(dòng)作用比東部地區(qū)微弱;在模型（2）中，科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，其系數(shù)也低于東部地區(qū)科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)，表明科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用要低于東部地區(qū)科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用;在模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)值，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。但其差別程度低于東部地區(qū)。

模型（1）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)變量的估計(jì)系數(shù)在10%的顯著性水平下為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但其估計(jì)系數(shù)小于東部和中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)估計(jì)系數(shù)，說(shuō)明西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用低于東部和中部地區(qū);模型（2）中，科技創(chuàng)新變量的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，其系數(shù)也大于東部和中部地區(qū)，表明科技創(chuàng)新很好地帶動(dòng)了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)值，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。但其差別程度低于中部地區(qū)。

四、簡(jiǎn)要結(jié)論與政策建議

根據(jù)本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，首先，從整體上看，科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在著正效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用高于科技創(chuàng)新;提高城鎮(zhèn)化水平和增加政府財(cái)政支出有利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向影響，但不顯著。其次，分地區(qū)考察來(lái)看，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用低于東中部地區(qū);中部地區(qū)科技創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用低于東西部地區(qū)。

科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間形成一種相互促進(jìn)、相互依賴(lài)的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，是我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略背景下，經(jīng)濟(jì)社會(huì)健康發(fā)展的重要體現(xiàn)，也是提高產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、挖掘經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力、保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)活力的重要途徑。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的影響，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)狀況在長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶東部地區(qū)和中西部地區(qū)具有異質(zhì)性，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏一種相互促進(jìn)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，制約了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步發(fā)展。因此，疏通三者之間相互作用的脈絡(luò)，關(guān)鍵在于為中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展準(zhǔn)確定位，科學(xué)把握產(chǎn)業(yè)升級(jí)方向，因地施策，選擇適合中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，而不是盲目追求高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在數(shù)量和規(guī)模上的擴(kuò)張。本文認(rèn)為應(yīng)當(dāng)深化體制機(jī)制改革，培育創(chuàng)新型企業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，處理好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，協(xié)同促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和科技創(chuàng)新，縮小區(qū)域發(fā)展差異，促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)社會(huì)健康發(fā)展。

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作者簡(jiǎn)介：蔣任濤（1995.1-），男，漢族，江蘇省宜興人，學(xué)生，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向是資產(chǎn)評(píng)估專(zhuān)業(yè)房地產(chǎn)方向。