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科技创新、产业结构升级与经济增长的实证研究

2022-01-09蒋任涛

商业2.0-市场与监管 2022年2期
关键词:产业结构升级科技创新经济增长

摘要:当前,我国经济已经进入到新常态发展的阶段,经济增速下滑,实施创新驱动发展战略,加快产业结构升级有利于我国经济健康,可持续地发展。本文基于2005-2016年长江经济带面板数据,采用面板数据模型,实证检验了长江经济带科技创新、产业结构升级与经济增长之间的关系,研究结果表明:科技创新和产业结构升级对经济增长存在着正效应,且产业结构升级对经济增长的拉动作用高于科技创新;长江经济带西部地区产业结构升级对地区经济增长的拉动作用低于东中部地区;中部地区科技创新对经济增长的拉动作用低于东西部地区。据此,本文认为应当深化体制机制改革,培育创新型企业,促进产业结构升级,处理好产业结构调整与经济增长的关系,协同促进产业结构升级和科技创新,缩小区域发展差异,促进长江经济带经济社会健康发展。

关键词:科技创新;产业结构升级;经济增长;面板数据模型

一、引言

在经过近40年的高速发展后,当前我国经济进入到从高速增长到高质量发展的阶段,经济增速放缓,保持在6%左右,众所周知,产业结构和科技创新问题已经成为制约我国经济健康可持续发展的重要因素,据此,我国政府着力加强供给侧结构性改革,调整经济结构,并且习近平总书记在十九大报告中明确指出,“创新是引领发展的第一动力,是建设现代化经济体系的战略支撑”,以期为我国经济健康可持续发展谋求新的出路与生机。作为一个发展中国家,推动产业结构升级,创新驱动发展是实现我国经济可持续发展的唯一出路。推动科技创新有利于促进产业结构升级,通过科技创新,利用新技术、新工艺改造传统产业,淘汰那些生产成本高、生产效率低下的落后产业,同时,新技术会促使拥有高技术含量,高附加值的新兴产业部门的出现,从而不断推动产业结构优化升级,提升经济效率,最终实现经济的可持续发展,经济增长和产业升级为科技创新提供了良好的经济条件和产业基础,也会反过来推动科技创新。科技创新、产业结构和经济增长相互影响、相互促进、协调发展,在实践过程中利用三者之间的相互促进关系,对区域经济发展具有重要的意义。

二、文献综述

学者们关于技术创新能力、产业结构升级对经济增长影响的理论研究有很多,因研究角度的不同,具体结论也存在差别。关于科技创新与经济增长的关系研究,一些学者的研究表明技术创新正向推动经济增长,Romer(1990)分析了技术进步促进经济长期增长的作用机理,即为了获取垄断利润,厂商会更加注重创新和研发环节,自觉加大研发与创新投入,从而带动产品创新以及知识存量的增加,催生了新产品和新技能的出现,进而促进了经济的长期增长[1]。赵树宽等(2012)运用面板VAR 模型分析了技术标准、技术创新和经济增长的关系,结果表明,技术创新在长期内促进经济增长,是经济增长的源动力,但是经济增长对技术创新的作用不显著[2]。杨武,杨淼(2017)在熊彼特的创新经济理论基础上,以 1995-2013 的时间序列数据构建了科技创新景气指数和宏观经济景气指数,研究发现科技创新与经济增长两者之间存在双向非线性关系[3]。部分学者则认为技术创新对经济增长的影响存在时期、区域以及技术创新类型上的差异。万勇(2010)采用省际面板数据模型研究技术创新与区域经济增长效应,实证结果为:技术创新在短期内对经济增长的效应为负,在长期内对经济增长具有推动效应,并且这种效应存在区域差异,由东到西推动效应依次递减[4]。 关于产业结构升级与经济增长的关系研究,以罗斯托为代表的观点认为经济增长本质上是一个部门的过程,部门结构变动推动总量增长[5]。汪浩等(2010)以安徽省为例,对1995-2008年这14年的数据采用计量经济学的方法,分析了产业结构和经济增长两者之间的关系,指出两者之间是相互促进协同发展的关系[6]。干春晖、郑若谷等(2011)将产业结构升级分为产业结构高级化和产业结构合理化,并在指标测算的基础上,分别得到两类产业结构升级指标对经济增长的影响效用,前者会促进经济增长且贡献率较大,而后者对经济增长的促进效用不稳定,贡献较小[7]。苏建军、徐璋勇(2014)对1993-2010的省际面板数据使用 PVAR 模型进行分析,并引入金融发展对产业结构升级的中间促进效用,发现产业结構升级不仅能够促进经济增长也有利于提高当地的金融发展水平[8]。关于科技创新与产业结构升级的关系研究,Michael Peneder(2003)通过实证分析发现,技术创新引起的需求变动和劳动生产率变化是影响产业结构变动的主要因素[9]。郭元晞,常晓鸣(2010)以外生增长理论模型和内生增长理论模型为基础,研究了创新与产业升级的关系,认为创新和产业升级是解决产业经济发展过程中要素瓶颈问题的根本途径,其中创新能够促进产业结构的合理化,并引起产业转移[10]。李政和杨思莹(2014)认为研发和创新是促进技术进步的决定性因素[11]。程强与武笛(2015)对科技创新对产业的作用机理进行深入研究,他们主张在科技创新与产业不断融合过程中,科技创新将丰富产业的表现形式,提高产业的科技含量,同时拓宽发展方向,从多方面对产业进行升级改造[12]。

以上文献为本文提供了重要的参考价值,但仍存在一些局限:在研究方向方面,多数研究仅单独考虑科技创新对经济增长的作用或者单独考虑产业结构升级对经济增长的作用,缺少两者对经济增长的协同作用研究;在样本数据选择上,研究者大都没有考虑到科技创新、产业结构升级对经济增长是否存在区域效应。基于此,本文利用长江经济带2005-2016年的面板数据构建了计量经济模型,对科技创新、产业结构升级与经济增长的关系进行了实证研究,以探寻三者之间的内在联系及相互影响机制,为长江经济带经济持续健康发展提供有益的借鉴。

三、实证研究

(一)模型设定

为考察科技创新、产业结构升级对经济增长的影响,本文尝试构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 为年份,uit表示地区非观测效应和随机误差项。lnPGDP

表示各省市经济增长水平的对数,lnTS表示各省市产业结构升级水平的对数,

lnTI表示各省市科技创新水平的对数。lnUR、lnG和lnHUM均为控制变量,分别是城镇化水平、政府财政支出程度和人力资本的对数,β1、β2、ɑ1、ɑ2、ɑ3为解释变量的对应系数,C 为常数项。

(二)数据来源及处理

本文数据均来自于长江经济带11个省市历年统计年鉴、各省市国民经济和社会发展统计公报,根据已建立的经济计量模型,现分别将被解释变量、解释变量和控制变量的数据处理阐述如下:

1.经济增长指标

本文为了准确地反映我国经济增长水平和发展动力,采用人均实际国内生产总值(即实际人均 GDP)作为衡量指标,而且综合考虑了价格指数、常住人口以及地区生产总值等因素。另外,人均地区生产总值则是在消除了人口因素的平均生产值,是用来衡量地区经济增长状况的最佳指标。

2.产业结构升级指标

本文借鉴范方志、张立军(2003),刘骁毅(2013)等的方法,用第二、三产业增加值之和占GDP 的比重作为衡量产业结构升级的指标,它体现一个地区产业结构的同时也反映了现代部门的发展程度。

3.科技创新指标

本文借鉴孙伍琴、朱顺林(2008),王玉荣、李军(2009),姚耀军、董钢锋(2013)的方法,用各个地区的专利授权数来衡量当地的科技创新水平。

4.控制变量

现有经济增长理论及实证文献已识别出众多可能影响我国经济增长的因素,同样,本文為了消除计量回归估计中可能存在的遗漏变量问题,选取的控制变量分别包括城镇化水平、政府财政支出程度和人力资本三个指标,其中,城镇化水平用城镇化率即城镇人口占总人口的比重来衡量;政府财政支出程度用地方财政支出额占地区生产总值的比重来衡量;人力资本用普通高等学校在校生人数占地区总人口数来测度。

为了使得分析结果趋于线性化并排除异方差的干扰,将数据进行自然对数变换,经过自然对数变换后的数据并不会对原变量之间的协整关系造成影响。

5.描述性统计

本文使用的是2005-2016 年长江经济带 11个省市的面板数据,对变量进行描述性统计,统计结果如表1所示。

(三)实证分析

1.序列平稳性检验

本文选择 2005-2016 年 11个省市的面板数据进行分析。为了避免变量存在单位根而导致的伪回归问题,用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher 方法对各变量平稳性进行检验,结果如表2所示。

变量lnPGDP和变量lnHUM在1%的显著性水平下通过了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher检验,所以拒绝存在单位根的原假设,认为该变量是平稳的。变量lnTS在不同的显著性水平下通过LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher检验,所以拒绝存在单位根的原假设,认为该变量是平稳的。变量lnTI和lnUR没有通过IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher检验,所以接受存在单位根的原假设,认为该变量是不平稳的,对其一阶差分后的变量进行检验,在1%的显著性水平下通过了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher检验,认为该变量是平稳的。变量lnG在1%的显著性水平下通过了LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher检验,所以拒绝存在单位根的原假设,认为该变量是平稳的。

2.协整检验

(1)LnPGDP和LnTS协整检验结果

由Pedroni检验和Kao检验结果可知,同质面板数据情形下,Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic和Panel PP-Statistic 拒绝了不存在协整关系的原假设。异质面板数据情形下,Group rho-Statistic和Group ADF-Statistic拒绝了不存在协整关系的原假设。综合以上检验,可以认为LnPGDP和LnTS存在协整关系。

(2)LnPGDP和LnTI协整检验结果

由Pedroni检验和Kao检验结果可知,同质面板数据情形下,Panel v-Statistc、Panel rho-Statistic 拒绝了不存在协整关系的原假设。异质面板数据情形下,Group rho-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒绝了不存在协整关系的原假设。Kao检验的伴随概率为0.0001,拒绝了不存在协整关系的原假设,综合以上检验,可以认为LnPGDP和LnTI存在协整关系。

(3)LnTI与LnTS协整检验结果

由Pedroni检验和Kao检验结果可知,同质面板数据情形下,Panel PP-Statistic 拒绝了不存在协整关系的原假设。异质面板数据情形下,Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic拒绝了不存在协整关系的原假设。Kao检验的伴随概率为0.0188,在5%的显著性水平下拒绝了不存在协整关系的原假设,综合以上检验,可以认为LnTI和LnTS存在协整关系。

3.Hausman检验

本文建立的是变截距模型,需要用Hausman检验来选择固定效应模型还是随机效应模型,从表6可以看出,模型(1)、模型(2)和模型(3)Hausman检验的p值均小于0.01,拒绝原假设,因此本文优先选择固定效应模型。

4.实证检验结果

从模型(1)来看,产业结构升级的估计系数为1.597536,在1%的显著性水平下为正,这表明加快产业结构升级会促进经济的增长;从模型(2)来看,科技创新的估计系数为0.129704,在1%的显著性水平下为正,这表明科技创新对经济增长有一定的推动作用;从模型(3)来看,产业结构升级与科技创新的估计系数均为正,但产业结构升级的估计系数值大于科技创新的估计系数值,说明加快产业结构升级对经济增长的影响大于科技创新对经济增长的影响。从控制变量来看,在1%的显著性水平下,城镇化水平和政府财政支出程度的估计系数均为正,表明提高城镇化水平和增加政府财政支出有利于促进地区经济的增长。人力资本对经济增长有正向影响,但不显著。

为了更好研究产业结构升级与科技创新对经济增长的影响,把长江经济带分为东部、中部和西部,从区域的层面来分析产业结构升级与科技创新对经济增长的影响。

模型(1)中,产业结构升级的估计系数在5%的显著性水平下为正,表明推动产业结构升级有利于促进地区经济的增长;模型(2)中,科技创新的估计系数在1%的显著性水平下为正,该系数和长江经济带样本中科技创新对经济增长的影响系数值相近,说明加快科技创新会提高地区的经济发展水平。模型(3)中,产业结构升级的估计系数值远远大于科技创新的估计系数值,说明加快产业结构升级对经济增长的影响大于科技创新对经济增长的影响。

模型(1)中,产业结构升级的系数在10%的显著性水平下为正,但其系数低于东部地区产业结构升级的系数,表明加快产业结构升级对中部地区的经济发展水平拉动作用比东部地区微弱;在模型(2)中,科技创新的估计系数在1%的显著性水平下为正,其系数也低于东部地区科技创新的估计系数,表明科技创新对经济增长的拉动作用要低于东部地区科技创新对经济增长的拉动作用;在模型(3)中,产业结构升级的估计系数值大于科技创新的估计系数值,加快产业结构升级对经济增长的影响大于科技创新对经济增长的影响。但其差别程度低于东部地区。

模型(1)中,产业结构升级变量的估计系数在10%的显著性水平下为正,表明产业结构升级会促进经济的增長,但其估计系数小于东部和中部地区的产业结构升级估计系数,说明西部地区产业结构升级对经济增长的拉动作用低于东部和中部地区;模型(2)中,科技创新变量的估计系数在1%的显著性水平下为正,其系数也大于东部和中部地区,表明科技创新很好地带动了西部地区的经济增长。在模型(3)中,产业结构升级的估计系数值大于科技创新的估计系数值,加快产业结构升级对经济增长的影响大于科技创新对经济增长的影响。但其差别程度低于中部地区。

四、简要结论与政策建议

根据本文的实证检验结果,首先,从整体上看,科技创新和产业结构升级对经济增长均存在着正效应,产业结构升级对经济增长的拉动作用高于科技创新;提高城镇化水平和增加政府财政支出有利于促进地区经济的增长,人力资本对经济增长有正向影响,但不显著。其次,分地区考察来看,长江经济带西部地区产业结构升级对地区经济增长的拉动作用低于东中部地区;中部地区科技创新对经济增长的拉动作用低于东西部地区。

科技创新、产业结构升级与经济增长三者之间形成一种相互促进、相互依赖的联动机制,是我国创新驱动发展战略背景下,经济社会健康发展的重要体现,也是提高产业发展水平、挖掘经济增长潜力、保持经济增长活力的重要途径。根据实证结果,受经济发展阶段的影响,科技创新、产业升级与经济增长的互动状况在长江经济带东部地区和中西部地区具有异质性,西部地区产业结构升级与经济增长缺乏一种相互促进的联动关系,制约了该地区经济的稳步发展。因此,疏通三者之间相互作用的脉络,关键在于为中西部地区产业发展准确定位,科学把握产业升级方向,因地施策,选择适合中西部地区经济社会发展的主导产业,而不是盲目追求高技术产业在数量和规模上的扩张。本文认为应当深化体制机制改革,培育创新型企业,促进产业结构升级,处理好产业结构调整与经济增长的关系,协同促进产业结构升级和科技创新,缩小区域发展差异,促进长江经济带经济社会健康发展。

参考文献:

[1]Romer,P.Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy,1990,98(5):s78-s102

[2]赵树宽,余海晴,姜红. 技术标准、技术创新与经济增长关系研究——理论模型及实证分析[J].科学学研究,2012,30(9)1333-1341.

[3]杨武,杨淼.中国科技创新驱动经济增长中短周期测度研究——基于景气状态视角[J].科学学研究,2017,35(08):1240-1252.

[4]万勇.技术创新、贸易开放度与市场化的区域经济增长效应——基于时空维度上的效应分析[J].研究与发展管理,2010(06):22(03):87-96.

[5]付凌晖.我国产业结构高级化与经济增长关系的实证研究[J].统计研究,2010,27(8):79-81.

[6]汪浩,沈文星.产业结构与经济增长关系的实证检验[J].统计与决策,2010(24):112-114.

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[12]程强,武笛.科技创新驱动传统产业转型升级发展研究[J].科学管理研究,2015,33(04):58-61.

作者简介:蒋任涛(1995.1-),男,汉族,江苏省宜兴人,学生,经济学硕士,研究方向是资产评估专业房地产方向。

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