導語：技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關聯(lián)性一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

內(nèi)容摘要：國家經(jīng)濟實力的強大離不開產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的支撐，如何壯大產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟是經(jīng)濟發(fā)展的根本性問題。本文利用0-年西部地區(qū)省份的平衡面板數(shù)據(jù)，采用多元回歸和VAR模型的實證方法進行研究，研究發(fā)現(xiàn)：西部地區(qū)技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有極強的關聯(lián)性，具體體現(xiàn)為技術創(chuàng)新能力對第三產(chǎn)業(yè)和其他服務業(yè)GDP貢獻具有顯著的促進作用。進一步地，西部地區(qū)技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的高度正相關是單向的促進，換言之，技術創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進因素，而技術創(chuàng)新能力的提升并非來源于產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。本文探究西部地區(qū)技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)性，為技術創(chuàng)新的積極效果提供了來自區(qū)域經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的證據(jù)。

關鍵詞：技術創(chuàng)新；產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟；第三產(chǎn)業(yè)；西部地區(qū)；其他服務業(yè)

文獻回顧

王飛航等（8）在針對西部地區(qū)專門的研究中發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)的技術創(chuàng)新存在由中心城市向外擴散的效應，并且隨之促進經(jīng)濟的增長，而在各項影響因素中，來自研發(fā)的影響居于首位。郭冠清（0）指出，技術創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，對于新興產(chǎn)業(yè)而言，可以利用技術創(chuàng)新實現(xiàn)對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的反超；對于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)而言，可以利用技術創(chuàng)新實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有天然的關聯(lián)性。雷玉桃等（0）以珠三角城市為例，從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的視角研究了城市群功能對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在考慮生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同影響后，城市群功能對制造業(yè)生產(chǎn)率的正向影響作用依舊存在。金浩和劉肖（1）進一步地研究了生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同聚集對經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)，兩者的協(xié)同聚集通過技術創(chuàng)新手段促進經(jīng)濟增長，技術創(chuàng)新在其中起部分中介作用。呂平和袁易明（0）在明確了技術創(chuàng)新中介效用的同時，也通過非線性檢驗反證了生產(chǎn)性服務業(yè)和高技術制造業(yè)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系是線性的。周立和趙秋運（1）利用省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家的創(chuàng)新精神能夠正向促進地區(qū)經(jīng)濟的真實增長率。通過文獻回顧能夠發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究雖然對技術創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展的關系進行了一定的研究，但仍有部分缺失。對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的定義集中于制造業(yè)等第二產(chǎn)業(yè)，未拓展至第三產(chǎn)業(yè)，亦未結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級做探討，未針對西部地區(qū)單獨討論。本文著重討論技術創(chuàng)新對西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響。

實證研究

（一）研究設計

本文將技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關聯(lián)關系具體到西部地區(qū)，根據(jù)相關定義，選取陜西省、四川省、重慶市、云南省、甘肅省、青海省、貴州省、廣西壯族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)等十一個西部省份為研究樣本。需要注意的是，內(nèi)蒙古部分地區(qū)亦屬于西部，但由于無法拆分具體城市的數(shù)據(jù)，故而研究樣本不包括內(nèi)蒙古自治區(qū)。綜合已有研究，本文使用多元回歸和VAR自回歸模型檢驗西部地區(qū)技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)性。本文預測，技術創(chuàng)新能夠有效促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級，具體體現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)和其他服務業(yè)對GDP的正向影響，并且兩者不存在反向因果的內(nèi)生性問題，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不能顯著影響西部地區(qū)的技術創(chuàng)新能力。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)取自國泰安（CSMAR）區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，根據(jù)各類相關統(tǒng)計年鑒對缺失數(shù)據(jù)進行人工補齊，取得0-年共二十年11個省份的22個省級平衡面板數(shù)據(jù)。

（三）變量定義與模型設定

被解釋變量：基于穩(wěn)健性考慮，本文從兩個方面設定產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展指標。第一，結(jié)合當下產(chǎn)業(yè)升級背景，使用第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻占比來衡量產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展程度；第二，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中，具有突出意義的是服務業(yè)的發(fā)展，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的現(xiàn)實背景下，第三產(chǎn)業(yè)或服務業(yè)自身的GDP貢獻可能存在上限與溢出效應，所以使用其他服務業(yè)對GDP的貢獻占比作為另一個產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展衡量指標。解釋變量：技術創(chuàng)新的衡量指標在專利數(shù)量方面有申請數(shù)、受理數(shù)和授權(quán)數(shù)三種衡量指標。有學者認為，專利申請數(shù)代表了當?shù)氐膭?chuàng)新活力，應當使用專利申請數(shù)作為技術創(chuàng)新的衡量指標。本文考慮到：第一，專利申請數(shù)是20年披露的指標，利用專利申請數(shù)會損失一半的樣本量，可能對估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤；第二，只有經(jīng)過授權(quán)的技術創(chuàng)新專利才能對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生直接的作用。故而，借鑒相關文獻（周少甫等，1），本文使用該地區(qū)當年度專利授權(quán)數(shù)量作為技術創(chuàng)新能力的衡量指標。控制變量：本文從區(qū)域經(jīng)濟層面選取了四個可能影響產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的控制變量，分別是當?shù)厝丝谝蛩豍opulation、當?shù)馗叩葘W校數(shù)量School、人均國民生產(chǎn)總值Average和當?shù)仄骄べYSalary，具體定義如表1所示。與此同時，控制了省份和年度的固定效應，在多元回歸分析中使用面板固定模型進行估計，關注α1的估計系數(shù)；在VAR自回歸模型中使用面板VAR模型估算技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。

實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2為本文被解釋變量和解釋變量0-年分省份的描述性統(tǒng)計。從最小值來看，各地區(qū)差異不大，青海省的第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻最低，為.3%，西藏自治區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻最高，為.1%。從均值來看，陜西省的第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻最低，為38.33%，最高的依舊為西藏自治區(qū)，為.8%。從最大值來看，陜西省的第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻最低，為.8%，西藏自治區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻最高，為.%。其他服務業(yè)占比GDP_other的分布情況與GDP3基本一致。技術創(chuàng)新Innovation顯示出較大的地區(qū)差異性。從均值水平來看，四川、廣西、重慶和陜西四個地區(qū)的均值在上下，處于西部地區(qū)創(chuàng)新能力的第一梯隊。第二梯隊為云南、新疆和貴州，第三梯隊為寧夏、西藏、青海和甘肅。第一梯隊地區(qū)的專利授權(quán)數(shù)量遠大于第二和第三梯隊。

（二）多元回歸分析

表3的結(jié)果顯示，西部地區(qū)技術創(chuàng)新水平的提升能夠顯著地促進產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。從技術創(chuàng)新對第三產(chǎn)業(yè)和其他服務業(yè)的GDP凈貢獻來說，每增加一個單位的專利技術授權(quán)（e=2.件），就可以為第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻增加2.405%，為其他服務業(yè)GDP貢獻增加0.012%。z值分別為11.3和.，均為1%高水平顯著。在考慮了其他控制變量的協(xié)同影響后，技術創(chuàng)新每增加一個單位對第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻下降至1.%，對其他服務業(yè)的GDP貢獻下降至0.007%，仍具備正向的顯著性，符合本文的預計。控制變量方面。當?shù)厝丝趯Φ谌a(chǎn)業(yè)GDP貢獻為顯著的負向影響，系數(shù)為-17.7，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型較慢，甚至部分地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)都未成熟，從而當?shù)厝丝谠蕉啵讲焕诘谌a(chǎn)業(yè)的GDP貢獻，人口數(shù)量對其他服務業(yè)的影響為不顯著的-0.044，負相關系依舊成立。在本文的模型設定中，高等學校數(shù)量既作為控制變量，也在一定程度上代表了該地區(qū)技術創(chuàng)新的能力。School的系數(shù)分別為6.30和0.028，均通過顯著性檢驗，表明西部地區(qū)省份每增加一個單位的高等學校數(shù)量（e=2.所），就可以使第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻增加6.3%，同時使其他服務業(yè)對GDP的貢獻增加0.028%，這兩個數(shù)字均大于專利授權(quán)量的估計結(jié)果，說明高等學校對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了更強、更顯著的拉動作用。人均生產(chǎn)總值Average均為高水平的負相關，系數(shù)分別為-6.6和-0.0，表明當前西部地區(qū)的人均生產(chǎn)總值越高，第三產(chǎn)業(yè)和其他服務業(yè)的GDP貢獻越低，該結(jié)果說明西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍是偏向于第一第二產(chǎn)業(yè)，亟待技術創(chuàng)新帶來第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。人均工資Salary均為高水平的正相關，系數(shù)為2.和0.011，說明西部地區(qū)民眾存在消費需求，當人均工資增加時，以服務消費為代表的第三產(chǎn)業(yè)迅速崛起，為GDP貢獻更多的增量。當西部地區(qū)年人均工資增加一個單位時（e=2.萬元），則能夠使第三產(chǎn)業(yè)GDP貢獻增加2.%，使其他服務業(yè)GDP貢獻增加0.011%。

（三）面板VAR模型

在經(jīng)濟研究中，通常會考慮時間序列因素對模型估計的影響，克服時間序列估計偏誤的主流方法為使用自相關VAR模型。使用面板VAR模型對解釋變量與被解釋變量關系檢驗的結(jié)果如表4所示。由表4可知，第三產(chǎn)業(yè)GDP占比GDP3具有高度的時間序列特征，與滯后期的相關系數(shù)高達1.0，并且在1%水平顯著，技術創(chuàng)新Innovation亦如此，本期與滯后期相關系數(shù)高達0.，在1%水平顯著。滯后一期的技術創(chuàng)新Innovation對第三產(chǎn)業(yè)GDP占比為%水平的0.，顯著為正，與基本回歸模型的結(jié)果一致，技術創(chuàng)新顯著促進了第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展；而滯后一期的第三產(chǎn)業(yè)GDP占比與地區(qū)技術創(chuàng)新Innovation為不顯著的0.06，說明技術創(chuàng)新與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間不存在反向的因果關系，技術創(chuàng)新能夠促進第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展，但第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展無法對技術創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的正向影響。滯后一期的技術創(chuàng)新Innovation對其他服務業(yè)GDP占比GDP_other的系數(shù)為1%水平顯著的0.0087，與基本模型一致，而滯后一期的GDP_other對Innovation的系數(shù)則為不具備顯著性的1.，說明與對GDP3的影響一致，技術創(chuàng)新對其他服務業(yè)GDP的貢獻也不存在反向因果關系。面板VAR模型的估計結(jié)果為回歸結(jié)果提供了進一步的支持證據(jù)。

結(jié)論

本文利用西部地區(qū)0-年的省際面板數(shù)據(jù)，使用多元回歸分析法和面板VAR模型實證檢驗了技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關聯(lián)性與影響，研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)省份的技術創(chuàng)新力度能夠有效地促進第三產(chǎn)業(yè)和其他服務業(yè)對GDP的貢獻；技術創(chuàng)新的增加是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響因素而非后果。本文研究的啟示在于：第一，利用直接或間接的政策刺激，進一步加強西部地區(qū)的技術創(chuàng)新能力，提升專利的申請、受理與授權(quán)數(shù)量，激活地區(qū)創(chuàng)新活力，形成輻射與疊加效應；第二，發(fā)揮西部地區(qū)旅游業(yè)、服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)建設的基礎優(yōu)勢，優(yōu)先發(fā)展能夠服務于第三產(chǎn)業(yè)應用的技術創(chuàng)新；第三，正視西部地區(qū)第一、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的薄弱點與局限，利用國家層面產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的措施，增強自身第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟實力，發(fā)揮更大的規(guī)模效應。

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作者：賀鳴 蘭秀文 單位：西安歐亞學院 內(nèi)蒙古財經(jīng)大學會計學院