王桂月，徐瑤玉，王圓圓，李新運（山東財經(jīng)大學 管理科學與工程學院，山東 濟南 250014）

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我國科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響分析

王桂月，徐瑤玉，王圓圓，李新運
（山東財經(jīng)大學 管理科學與工程學院，山東 濟南 250014）

摘要：文章從創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展戰(zhàn)略的內(nèi)涵出發(fā)，構(gòu)建了創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展概念模型，并以此為基礎(chǔ)建立了創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的指標體系，采用SVAR模型對我國科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的動態(tài)影響關(guān)系進行了實證分析。結(jié)果顯示，我國科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間存在格蘭杰因果關(guān)系，創(chuàng)新投入、創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響雖上下波動，但總的來說有正向效應，且從方差分解結(jié)果來看，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型各目標的發(fā)展有較大的貢獻率。綜合表明，科技創(chuàng)新能夠有效地推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新驅(qū)動；轉(zhuǎn)型升級；概念模型；指標體系；SVAR模型

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.03.013

一、引　言

改革開放30多年來，我國取得了舉世矚目的成就，工業(yè)化、城市化快速推進，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，經(jīng)濟持續(xù)高速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長近14倍，但我國走的是一條速度型、粗放型、外延型的經(jīng)濟發(fā)展道路，這種發(fā)展方式在當今的發(fā)展形勢下逐漸凸顯出一些問題，如：過度依賴投資和出口拉動的增長方式，使我國經(jīng)濟面臨嚴重的結(jié)構(gòu)性失衡問題；過度依賴廉價勞動力的要素驅(qū)動方式，在當前我國逐步進入高成本時代時已無法維系；過度依賴房地產(chǎn)業(yè)支撐的增長方式，導致我國增長結(jié)構(gòu)失衡、投資消費比例失衡等諸多問題；過度消耗資源環(huán)境為代價的粗放型增長方式，使我國付出了高昂的經(jīng)濟和社會成本，我國經(jīng)濟增長越來越面臨“資源瓶頸”和“環(huán)境瓶頸”等等［1］。由此，我們清晰的認識到，在現(xiàn)階段，我國發(fā)展存在嚴重問題，從而也意識到進行經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，推進經(jīng)濟社會全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展的重要性。為此，在當今科技創(chuàng)新已經(jīng)成為經(jīng)濟發(fā)展第一驅(qū)動力的大形勢下，我國提出了建設創(chuàng)新型國家的戰(zhàn)略目標，十八大報告提出了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，目的就是以創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展。在此發(fā)展戰(zhàn)略的引導下，近年我國科技創(chuàng)新不斷取得新的重大成就，創(chuàng)新資源總量穩(wěn)定增長，創(chuàng)新環(huán)境顯著改善，科技服務經(jīng)濟社會發(fā)展的能力不斷增強，科技進步貢獻率穩(wěn)步提升，2012年達到52.2%，R&D經(jīng)費投入強度達到1.98%，逐步接近創(chuàng)新型國家水平，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和知識服務業(yè)蓬勃發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。那么，創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展之間的關(guān)系到底是怎樣的？它們之間有怎樣的互動機制？我們該如何通過科技創(chuàng)新來促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級？這些問題迫切需要學術(shù)界進行深入系統(tǒng)的研究。

近年來，關(guān)于創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展方面的研究已成為一個新的熱點，其中關(guān)于創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展內(nèi)涵的研究主要有：龔軼（2013）在產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)新相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，重點梳理了產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)新的主要動力機制，并就產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)新動力機制的進一步發(fā)展做了展望分析［2］；尹德志（2013）在構(gòu)建了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展評價模型的基礎(chǔ)上，分析了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的必要性和具體措施，并為我國的創(chuàng)新發(fā)展提供思路［3］；孫曉華（2010）從需求、知識和協(xié)同演化三個視角出發(fā)，對國外有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)演化研究的最新進展進行了梳理分析，依此提出了現(xiàn)階段我國在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展中存在的問題［4］；姚平（2012）在分析了技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新在資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中的作用機理的基礎(chǔ)上，建立了技術(shù)、制度與產(chǎn)業(yè)的三維特征模型，提出了資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的實現(xiàn)路徑［5］。關(guān)于創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間關(guān)系的研究主要有：何郁冰，（2013）通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)進化模型，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展進程進行了情景模擬，結(jié)果發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新導致的勞動生產(chǎn)力的提高以及企業(yè)物質(zhì)資本成本的節(jié)約共同作用推動了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進化［6］；邵潔笙（2006）認為科技創(chuàng)新通過“科技供給”、“市場需求拉動”以及企業(yè)組織重構(gòu)促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型通過創(chuàng)造需求拉動科技創(chuàng)新，并以我國為例，指出產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵在于科技創(chuàng)新，兩者的互動有助于推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高效化和高度化，形成“循環(huán)累積效應［7］；張麗華（2010）通過計算高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及五個傳統(tǒng)制造業(yè)在我國30個省、自治區(qū)、直轄市的創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)區(qū)位商，揭示了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動及生產(chǎn)活動的空間分布特征，同時對創(chuàng)新活動區(qū)位商與生產(chǎn)活動區(qū)位商進行相關(guān)性分析［8］；于喜展（2009）構(gòu)建了基于生命周期的資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與科技創(chuàng)新的互動模型，認為在資源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過程中，科技創(chuàng)新為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供動力，反之，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型又會對科技創(chuàng)新產(chǎn)生拉動效應［9］。綜上所述，學術(shù)界對創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展進行了大量卓有成效的研究，這為本文研究提供了較好的參考基礎(chǔ)，但目前來看，對科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系的定量研究較少，且分析方法簡單，不利于分析系統(tǒng)內(nèi)的復雜關(guān)系。另外，已有的相關(guān)研究大多是關(guān)于單個創(chuàng)新要素對轉(zhuǎn)型發(fā)展的影響分析，從投入-產(chǎn)出視角，把創(chuàng)新作為驅(qū)動要素、把產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級作為發(fā)展結(jié)果的系統(tǒng)研究仍然較少，在這方面仍需要進一步深化和擴展。

本文以區(qū)域創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級、區(qū)域經(jīng)濟等理論為指導，從系統(tǒng)論角度分析創(chuàng)新驅(qū)動-轉(zhuǎn)型發(fā)展系統(tǒng)的層次結(jié)構(gòu)、要素構(gòu)成、因果關(guān)系、反饋機制等，建立區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展系統(tǒng)的概念模型，并根據(jù)我國經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)條件和遠景目標，建立創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展指標體系，采用SVAR模型、脈沖響應函數(shù)、方差分解分析科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的動態(tài)影響關(guān)系。

二、創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展指標體系構(gòu)建及指數(shù)評估

（一）概念模型的建立

相關(guān)研究表明，科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型相互影響和制約，科技創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的驅(qū)動力量，為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供科技供給，反過來，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型對科技創(chuàng)新提出潛在需求，拉動創(chuàng)新發(fā)展。同時，創(chuàng)新活動能夠順利高效的進行離不開外部環(huán)境的良好支撐，創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展戰(zhàn)略的實施需要政產(chǎn)學研的有效結(jié)合，同時還要堅持以市場為導向，以企業(yè)為主體［10-11］。具體來說，高校與科研機構(gòu)各自聚集大量科技資源，高校在知識創(chuàng)新方面領(lǐng)先，是科技人才的培訓地，能夠為創(chuàng)新活動提供知識理論基礎(chǔ)與人才，科研機構(gòu)在應用研究方面有專長，是創(chuàng)新活動的主要實施者之一，因此創(chuàng)新離不開教育與科技的支持［12］。另外，社會需求是創(chuàng)新的拉動者，創(chuàng)新活動必須以市場為導向，滿足社會需求。同時，一切活動的有效實施又離不開政府的引導與管理，良好的體制、機制條件和綜合環(huán)境是創(chuàng)新活動的保障［13］。

根據(jù)上述分析，本文構(gòu)建的創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的過程模型如圖1所示，它將創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程與創(chuàng)新要素相結(jié)合，揭示了創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的簡單過程，為分析創(chuàng)新驅(qū)動指標體系提供理論支撐。

圖1　創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展概念模型

（二）指標體系的建立

根據(jù)建立的創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展概念模型，并借鑒國內(nèi)外進行創(chuàng)新評價與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型體系建設的相關(guān)經(jīng)驗，本文構(gòu)建了如表1所示的創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展指標體系。該指標體系共分兩個維度，七個一級指標。其中創(chuàng)新驅(qū)動強度包括科技投入、科技產(chǎn)出、科技環(huán)境三個一級指標，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、合理化和產(chǎn)業(yè)發(fā)展兩型化、轉(zhuǎn)方式四個一級指標，整個指標體系由28個具體指標組成。

表1　創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展指標體系

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

以創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級概念模型為理論框架，以建立的創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型發(fā)展指標體系為基礎(chǔ)，利用我國1987-2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對相關(guān)發(fā)展指數(shù)進行定量測算，指標數(shù)據(jù)處理如下［16］：

（1）利用單指標評價模型消除各指標度量單位的影響，將正向指標和逆向指標的評價值轉(zhuǎn)化成可以直接匯總的同向度量值。計算公式如下：

式中xtj為第t年第 j個評價指標的統(tǒng)計值，x1j為第1年第 j個評價指標的統(tǒng)計值，ytj為第t年第 j個指標的單項評價得分。

（2）七個一級指標的測算采用具體指標的加權(quán)求和模型：

式中wj為單項指標ytj的權(quán)重（本文按等權(quán)處理），zt為第t年相應指數(shù)的加權(quán)求和值。

經(jīng)過上述處理，得到七個一級指標數(shù)據(jù)見表2所列。

表2　指標體系相關(guān)數(shù)據(jù)

三、創(chuàng)新驅(qū)動與轉(zhuǎn)型升級關(guān)系定量分析

（一）序列平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象并保證模型的有效性，本文采用ADF檢驗法對原始時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。由于各時間序列具有明顯的增長趨勢，本文選用含有常數(shù)項和時間趨勢項的ADF檢驗，并由SIC準則確定滯后階數(shù)。檢驗結(jié)果見表3所列。

表3　ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示：除變量LNCYZFS，其他6個變量在5%顯著性水平下ADF統(tǒng)計量大于臨界值，接受存在單位根的原假設，即存在單位根。進而將序列分別作一階及二階差分，然后再對其進行ADF檢驗，結(jié)果表明其一階差分仍存在單位根，但其二階差分序列在5%的顯著水平下均拒絕存在單位根的原假設，為平穩(wěn)序列，因此可以確定各變量是二階單整I（2）序列。

（二）Johansen協(xié)整性檢驗

為了描述創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本文采用Johansen法對所選七個變量進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表4所列。

表4　Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，LNCX?TR、LNCXCC、LNCXHJ、LNCYGJH、LNCYHLH、LN?CYLXH、LNCYZFS之間存在4個協(xié)整關(guān)系，表明創(chuàng)新變量與各產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展指標變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）向量誤差修正模型

本文首先闡述了泛在學習的內(nèi)涵和特點，然后分析了現(xiàn)有的高職教學資源建設存在著不足。在此基礎(chǔ)上，提出了泛在學習環(huán)境下高職教學資源構(gòu)建的幾點要求，但具體的構(gòu)建模式和標準還有待進一步研究。

上文檢驗了創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展之間的協(xié)整關(guān)系，為了進一步考察創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展之間的短期動態(tài)關(guān)系，現(xiàn)建立VEC模型如下［17］：

由各變量的系數(shù)可看出，創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有正向的促進作用，短期內(nèi)創(chuàng)新投入每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平提高0.021 732%。而創(chuàng)新環(huán)境的系數(shù)為-0.344 168，說明創(chuàng)新環(huán)境的改善在短期內(nèi)不會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展起促進作用。

創(chuàng)新投入、產(chǎn)出和環(huán)境的系數(shù)分別為-0.036 243、-0.011 052和-0.139 042，說明科技創(chuàng)新強度的增加在短期內(nèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展有負向影響，通過科技創(chuàng)新在短期內(nèi)促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨向合理的措施是無效的。

創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)表明，創(chuàng)新投入與產(chǎn)出每增加1%，現(xiàn)期產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展水平分別提高0.114 129%和0.108 963%，即增加創(chuàng)新投入，提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平在短期內(nèi)能夠促進產(chǎn)業(yè)的兩型化發(fā)展。而創(chuàng)新環(huán)境的發(fā)展對當期兩型化發(fā)展有反向影響。

創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)均為正，說明短期內(nèi)加大創(chuàng)新投入與產(chǎn)出可以很好地促進產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)方式發(fā)展，尤其是創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效果更明顯。創(chuàng)新環(huán)境的系數(shù)為-2.808 272，表明創(chuàng)新環(huán)境的構(gòu)建對當期產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)方式發(fā)展產(chǎn)生負向影響。

（四）SVAR模型估計

平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明指標變量的原時間序列為I（2）序列，若直接建立VAR模型，則模型不穩(wěn)定且脈沖響應函數(shù)失去應用價值。為此，本文利用各變量的二階差分序列來建立VAR模型，并綜合考慮LR統(tǒng)計量、PEF最終預測誤差、AIC信息準則、SC信息準則及HQ信息準則值（各準則的判斷結(jié)果見表5所列），確定滯后階數(shù)為2。

表5　滯后階數(shù)判斷結(jié)果

在估計出VAR（2）模型之后，通過對其施加約束條件進一步識別結(jié)構(gòu)VAR（2）即SVAR（2）模型。經(jīng)過Eviews的多次模擬分析，本文主要構(gòu)建了AB型SVAR模型，即假設A和B都是（7×7）維的可逆矩陣，且設約束矩陣A為對角線為1的下三角矩陣，矩陣B為對角矩陣，利用Eviews6.0對矩陣A、B的參數(shù)進行估計，結(jié)果為：

為確保脈沖響應的收斂性，對建立的SVAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如圖2所示。模型所有AR根的模均小于1，且都位于單位圓內(nèi)，這說明所構(gòu)建的SVAR模型是穩(wěn)定的，可以進一步做脈沖響應函數(shù)和方差分解。

圖2　VAR平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（五）格蘭杰因果檢驗

為檢驗各變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，本文對七個變量進行了滯后2期的Granger因果檢驗，結(jié)果見表6所列。

表6　Granger因果檢驗結(jié)果

表6表明，在10%顯著水平下，創(chuàng)新投入是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級各變量的格蘭杰原因，且與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境均是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)發(fā)展兩型化的格蘭杰原因，卻不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的格蘭杰原因，這可能與我國科技創(chuàng)新的成果轉(zhuǎn)化率偏低且沒有很好的向市場化方向轉(zhuǎn)化有關(guān)。另外，創(chuàng)新環(huán)境還是產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)方式的格蘭杰原因，其之間是雙向因果關(guān)系，說明創(chuàng)新環(huán)境的改善有利于創(chuàng)新活動的進行，進而加強創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)方式發(fā)展的驅(qū)動作用，反過來，產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)方式發(fā)展能夠凸顯創(chuàng)新的重要性，從而更注重創(chuàng)新環(huán)境的建設，以此來增加創(chuàng)新強度［18］。

四、脈沖響應分析與方差分解

（一）脈沖響應分析

由于VAR模型是一種非理論性的模型，且VAR模型參數(shù)的OLS估計量只具有一致性，很難對單個參數(shù)估計值作經(jīng)濟解釋，因此在應用VAR模型時，一般不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，即脈沖響應函數(shù)［14-15］。

本文在SVAR模型的基礎(chǔ)上采用廣義脈沖響應函數(shù)分析了創(chuàng)新沖擊對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的影響，結(jié)果如圖3-6所示（圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示各轉(zhuǎn)型指標變量對沖擊的反映程度，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶）。

從圖3（a）中可以看出，在本期給創(chuàng)新投入一個正沖擊，該沖擊在當期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展產(chǎn)生正向影響，經(jīng)過前6期的小幅上下波動，從第7期開始逐漸趨于0，整體影響較小。從圖3（b）中可以看出當在本期給創(chuàng)新產(chǎn)出一個正向沖擊后，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展的影響在第1期為正向的，隨后不斷上下波動，第6期開始逐漸趨于穩(wěn)定。從圖3（c）中可以看出若在本期給創(chuàng)新環(huán)境一個正向沖擊，該沖擊在當期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展有負向影響，影響逐漸減弱，第3期達到最高點，且第2期到第6期之間雖有波動，但基本為正向影響，第8期后逐漸趨于0。圖3的脈沖響應函數(shù)結(jié)果表明，創(chuàng)新投入與產(chǎn)出在第1期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展有正效應，而創(chuàng)新環(huán)境的改善對其當期發(fā)展有減弱的負影響，這可能與創(chuàng)新環(huán)境包含科技平臺建設等舊產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)。

圖3　創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、環(huán)境沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的響應函數(shù)

圖4（a）反映出在本期給創(chuàng)新投入一個正沖擊，該沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展產(chǎn)生負效應，第2期達到最低點，隨后迅速減弱，在第3期達到最高點，經(jīng)過幾期波動后從第8期開始影響逐漸為0。圖4（b）可看出，創(chuàng)新產(chǎn)出的沖擊在前4期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展的影響為正向的，但影響程度較弱。圖4（c）表明，來自創(chuàng)新環(huán)境的正沖擊在前2期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展有負向影響，且第2期達到最大，隨后減弱并上下波動。

圖4　創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、環(huán)境沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的響應函數(shù)

從圖5（a）可以看出，創(chuàng)新投入的正沖擊在第1期對產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展有最大的負影響，然后開始逐漸減弱，到第3期達到最高點，第8期開始逐漸趨于0。從圖5（b）中可以看出，當期給創(chuàng)新產(chǎn)出一個正沖擊，該沖擊對產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展的影響在前7期內(nèi)上下波動，分別在第2期、第3期達到最高點與最低點，從第8期開始逐漸趨于0?？傮w來看，正影響較大。從圖5 （c）中可以看出，創(chuàng)新環(huán)境沖擊對產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展的影響在第2期與第6期之間都是負的，隨后有小幅上下波動。

圖5　創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、環(huán)境沖擊對產(chǎn)業(yè)發(fā)展兩型化的響應函數(shù)

圖6（a）表明，在本期給創(chuàng)新投入一個正沖擊后，產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)方式發(fā)展進程在前5期內(nèi)上下波動之后從第6期開始逐漸向0趨近。從圖6（b）中可以看出，創(chuàng)新產(chǎn)出的正沖擊對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)方式發(fā)展的影響在第1期為負，且在第2期達到最大正影響。從圖6（c）可以看出，創(chuàng)新環(huán)境的正向沖擊在對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)方式發(fā)展的影響上下波動。

圖6　創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、環(huán)境沖擊對產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)方式的響應函數(shù)

（二）方差分解

脈沖響應函數(shù)分析了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級對創(chuàng)新發(fā)展沖擊變化的響應，本部分將利用方差分解的基本思想分析各創(chuàng)新變量對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級變動的貢獻程度。

圖7給出了各產(chǎn)業(yè)變量標準誤差的方差分解情況，橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸表示各創(chuàng)新變量對產(chǎn)業(yè)指標變動的貢獻率。

圖7　產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級各指標變量的方差分解結(jié)果

圖7（a）反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展1-10期的標準誤差分解情況。不考慮其自身的貢獻率，前5期內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展的貢獻率最大，且在第2期達到最高點18.4%，其次是創(chuàng)新環(huán)境的貢獻率，其呈上升趨勢，且從第6期開始超過創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻程度，并逐漸穩(wěn)定在19.3%的貢獻率水平上。因此，促進科技成果轉(zhuǎn)化，加大創(chuàng)新產(chǎn)出，優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境是推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展的有效途徑。從圖7（b）可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化自身的貢獻率在前2期下降迅速，由第1期的53.2%下降到第2期27.9%。創(chuàng)新環(huán)境的貢獻率迅速增加，第2期達到最大32.4%，隨后逐漸穩(wěn)定在27%左右。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的貢獻趨勢與創(chuàng)新環(huán)境的類似，且最終穩(wěn)定在22%水平。另外比較明顯的是創(chuàng)新投入的貢獻率，經(jīng)過前3期的快速增加，并從第6期開始逐漸穩(wěn)定在21.6%的貢獻水平上。而創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻率平均在4%左右。由此可看出，良好的創(chuàng)新環(huán)境對促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化具有重要作用，而加大創(chuàng)新投入是改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的有效途徑。由圖7（c）可看出，創(chuàng)新投入對產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展的貢獻率最大，平均為38%左右，其次為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整，達22%左右。創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新環(huán)境的貢獻率逐漸增加，在第6期分別達到20%、15%左右。創(chuàng)新投入、產(chǎn)出和環(huán)境的優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)兩型化發(fā)展的貢獻率之和高于70%，說明創(chuàng)新活動是產(chǎn)業(yè)兩型發(fā)展的主要驅(qū)動力，尤其是創(chuàng)新投入強度的加大［20］。圖7 （d）表明，創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻率在第2期達到35.9%，第5期開始成為促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)方式的主要的貢獻因素，且最終穩(wěn)定在28%左右。創(chuàng)新投入與創(chuàng)新環(huán)境的貢獻率在前期較小，但增長速度快，在第5期分別達到22.3%、18.7%。由此可看出，創(chuàng)新驅(qū)動是產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)方式的重要推動力，因此，要加快實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，增加創(chuàng)新投入產(chǎn)出力度、推動科技成果產(chǎn)業(yè)化，加快技術(shù)進步和創(chuàng)新步伐，進而推進新型工業(yè)化進程和大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)是有效途徑［21］。

五、結(jié)束語

通過上述實證分析，我們得出以下幾點結(jié)論：

（1）協(xié)整檢驗表明創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在著長期協(xié)整關(guān)系，這說明通過科技創(chuàng)新來推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的策略是有效的。

（2）描述創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級各變量短期波動關(guān)系的VEC模型表明，在短期內(nèi)，創(chuàng)新投入、產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、產(chǎn)業(yè)發(fā)展兩型化和轉(zhuǎn)方式有正向影響，增加創(chuàng)新投入，加大創(chuàng)新產(chǎn)出效果能夠促進產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。從彈性系數(shù)來看，創(chuàng)新對兩型化發(fā)展的影響較大，且創(chuàng)新產(chǎn)出對轉(zhuǎn)方式發(fā)展的彈性系數(shù)最大為1.300 427，這表明，加快成果轉(zhuǎn)化，增加創(chuàng)新產(chǎn)出可以在短期內(nèi)對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)方式發(fā)展產(chǎn)生較大的促進作用。

（3）格蘭杰因果檢驗表明，創(chuàng)新投入是產(chǎn)業(yè)高級化、合理化、兩型化和轉(zhuǎn)方式的格蘭杰原因，表明增加創(chuàng)新投入可以促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。但創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系不明顯，其原因可能是我國科技成果轉(zhuǎn)化率還較低，創(chuàng)新的成果沒有很好地向市場方向轉(zhuǎn)化［22］。

（4）從脈沖響應函數(shù)和方差分解結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展對科技創(chuàng)新的響應雖然歷經(jīng)一個微調(diào)的階段，但是其正向響應趨向于長期穩(wěn)定，且科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級各方面發(fā)展的貢獻程度明顯，貢獻率較大。綜合結(jié)果表明，創(chuàng)新要素的優(yōu)化能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，以科技創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的戰(zhàn)略是有效的，但在政策措施上應采取長期而非短期的政策，以保證科技創(chuàng)新的長期正向拉動影響作用［23］。

參考文獻：

［1］韓定武.“十二五”時期中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的必要性［J/OL］. （2011-06-16）［2015-05-01］.http：//finance.jrj.com.cn/opinion/ 2011/06/03153210129158.shtml/.

［2］龔軼，顧高翔，劉昌新，等.技術(shù)創(chuàng)新推動下的中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進化［J］.科學學研究，2013（8）：1252-1259.

［3］尹德志.基于國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展研究［J］.科學管理研究，2013（3）：22-25.

［4］孫曉華，鄭輝.技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)演化研究脈絡梳理與展望［J］.外國經(jīng)濟與管理，2010（10）：20-26.

［5］姚平，姜曰木.技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新與資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型——基于生命周期的視角［J］.科學管理研究，2012（6）：1-4.

［6］何郁冰，曾益.開放式自主創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)國際競爭力的影響——基于中國制造業(yè)2000-2010年面板數(shù)據(jù)［J］.科學學與科學技術(shù)管理，2013（3）：13-22.

［7］邵潔笙，吳江.科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的內(nèi)涵及其相關(guān)關(guān)系探討［J］.科技管理研究，2006（2）：79-81.

［8］張麗華，林善浪.創(chuàng)新集聚與產(chǎn)業(yè)集聚的相關(guān)性研究［J］.科學學研究，2010（4）：635-640.

［9］于喜展，隋映輝.基于生命周期的資源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與科技創(chuàng)新互動研究［J］.內(nèi)蒙古社會科學，2009（5）：105-109.

［10］洪銀興.論創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略［J］.經(jīng)濟學家，2013 （1）：5-11.

［11］周叔蓮，王偉光.科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級［J］.管理世界，2001（5）：70-78+89-216.

［12］高霞.基于專利的我國ICT產(chǎn)業(yè)產(chǎn)學研合作創(chuàng)新實證研究［J］.中國管理科學，2013（S2）：715-719.

［13］丘海雄，徐建牛.產(chǎn)業(yè)集群技術(shù)創(chuàng)新中的地方政府行為［J］.管理世界，2004（10）：36-46.

［14］牛盼強，李本乾，等.產(chǎn)業(yè)知識基礎(chǔ)與區(qū)域創(chuàng)新體系構(gòu)建研究述評［J］.科學學與科學技術(shù)管理，2011（2）：96-103.

［15］崔有祥，胡興華，廖娟，等.實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略測量評估體系研究［J］.科研管理，2013（S1）：308-314，338.

［16］李子奈，葉阿忠.高級應用計量經(jīng)濟學［M］.北京：清華大學出版社，2012：101-109.

［17］高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模［M］.北京：清華大學出版社，2009：267-295.

［18］周娟美.科技創(chuàng)新與資源型城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的互動關(guān)系［J］.生產(chǎn)力研究，2007（10）：100-101.

［19］李洪文.我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展面臨的問題與對策研究［J］.科學管理研究，2013（3）：26-29.

［20］陳曦.創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的路徑選擇［J］.經(jīng)濟問題，2013 （3）：42-45.

［21］胡鈺.增強創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新動力［J］.中國軟科學，2013 （11）：1-9.

［22］方旋.科技創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展［M］.廣州：廣東經(jīng)濟出版社，2002.

［23］上海市松江區(qū)統(tǒng)計局課題組，姚明，馬一峰.上海松江區(qū)工業(yè)“創(chuàng)新驅(qū)動、轉(zhuǎn)型發(fā)展”綜合評價研究［J］.統(tǒng)計科學與實踐，2012（7）：21-23.

［責任編輯：程靖］

中圖分類號：F124.3；F260

文獻標志碼：A

文章編號：1007-5097（2016）03-0083-08

收稿日期：2015-05-18

基金項目：教育部人文社會科學研究項目（14YJC790114）；山東省軟科學計劃重大項目（2014RZB01027）；山東省軟科學計劃一般項目（2014RKB01879）；山東省軟科學研究計劃項目（2015RZB01011）

作者簡介：王桂月（1979-），女，山東濟南人，副教授，管理學博士，研究方向：科技管理；徐瑤玉（1989-），女，山東日照人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟研究；王圓圓（1991-），女，山東聊城人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟研究；李新運（1960-），男，山東菏澤人，教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：管理科學方法。

An Analysis on the Impact of Technological Innovation on Industrial Transformation and Upgrading in China

WANG Gui-yue，XU Yao-yu，WANG Yuan-yuan，LI Xin-yun
（School of Management Science and Engineering，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China）

Abstract：This paper，starting from the connotation of innovation driven transformation development strategy，constructs the innovation driven industrial transformation development concept model，and sets up the index system of innovation driven industrial transformation and upgrading based on the model，and makes an empirical analysis on the dynamic influential relationship between China’s scientific and technological innovation and industrial transformation and upgrading by using SVAR model.The results show that there is a Granger causal relationship between technological innovation and industrial transformation and upgrading in China.The impacts of innovation input，innovation environment and innovation output on industrial transformation and upgrading fluctuate，but in general the impacts are positive.Moreover，scientific and technological innovation has a greater contribution to the development of each target of industrial transformation from the results of variance decomposi?tion.Therefore，scientific and technological innovation can effectively promote industrial transformation and upgrading.

Keywords：innovation driven；transformation and upgrading；conceptual model；index system；SVAR model