劉金全 魏 闕

1（吉林大學商學院，長春 130012） 2（之江實驗室，杭州 311100）

引 言

當前我國經(jīng)濟正處于 “增長速度換擋期、結構調整陣痛期、前期刺激政策消化期”三期疊加的關鍵時期，升級產(chǎn)業(yè)結構、促進綠色經(jīng)濟發(fā)展既是社會發(fā)展的必然趨勢，也是滿足人民群眾日益增長物質需要的客觀要求。產(chǎn)業(yè)結構的升級離不開創(chuàng)新，經(jīng)濟的綠色可持續(xù)發(fā)展也離不開創(chuàng)新，在我國經(jīng)濟轉型發(fā)展過程中，創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級和綠色發(fā)展都具有至關重要的作用。

傳統(tǒng)理論認為，創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展之間是互為因果關系，創(chuàng)新將帶動產(chǎn)業(yè)升級，產(chǎn)業(yè)升級會推動經(jīng)濟的綠色發(fā)展。但是我國部分地區(qū)的情況與該理論并不相符，創(chuàng)新強省未必服務業(yè)占比就一定高，綠色經(jīng)濟發(fā)展水平高的省份創(chuàng)新水平也并不一定強。這說明我國各省的創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展之間并不是完全的因果關系。本文通過分析全國30個省份表征創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展水平的面板數(shù)據(jù)，旨在深入研究以上三者之間的關聯(lián)，從理論上為各省根據(jù)實際情況鼓勵創(chuàng)新、促進產(chǎn)業(yè)結構升級、實現(xiàn)綠色經(jīng)濟發(fā)展提供了理論依據(jù)。

1 研究基礎與研究假設

1.1 創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關聯(lián)

對于創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級之間關系的研究較為豐富，而問題研究首先要清楚我國目前的經(jīng)濟發(fā)展階段及現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)結構特征。黃群慧和李曉華（2015）[1]通過研究指出，以前我國的產(chǎn)業(yè)結構升級是由農(nóng)業(yè)大國轉型成為工業(yè)大國，下一步將是由工業(yè)大國轉型成為工業(yè)強國。勞動效率的進一步提升需要依靠技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新，因此現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結構升級需要依靠創(chuàng)新驅動。李昊和范德成（2019）[2]在研究中按照時期不同對我國產(chǎn)業(yè)結構升級驅動因子進行了分類，研究表明，從第三階段（2011～2012年）起，創(chuàng)新驅動因子對產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用日益顯現(xiàn)，到第四階段（2013年至今）已成為產(chǎn)業(yè)結構升級中最重要的驅動因子。葛秋萍和李梅（2013）[3]回顧了我國改革開放以來產(chǎn)業(yè)結構升級的路徑，得出在新時代創(chuàng)新驅動型產(chǎn)業(yè)結構升級將是我國今后發(fā)展的目標和重心的結論。除了以上這些宏觀層面的研究外，趙玉林和高裕（2019）[4]通過對湖北省高技術產(chǎn)業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)基礎創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新和創(chuàng)新績效對于提升高技術產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈的分工地位具有重要作用。綜上所述，在我國經(jīng)濟當前發(fā)展階段，創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的主要推動力之一。

研究創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關聯(lián)，還需要研究創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)結構升級作用機制。程強和武笛（2015）[5]研究指出，創(chuàng)新會通過豐富傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的表現(xiàn)形式、提高傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術含量、拓展傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向等方式促進產(chǎn)業(yè)的轉型升級。黃彬等（2015）[6]論證了科技創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構升級的基本路徑——創(chuàng)新將帶來技術升級，技術升級會影響市場供求從而帶來市場升級，市場升級倒逼全產(chǎn)業(yè)鏈升級，進而帶動產(chǎn)業(yè)結構升級。除了以上定性分析的研究之外，紀玉俊和李超（2015）[7]利用省級數(shù)據(jù)考查了創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關聯(lián)，研究表明區(qū)域創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用不但顯著而且具有較強的穩(wěn)健性，這種作用效果在不同省份之間還具有溢出效應。李彥和屠年松（2015）[8]同樣利用省級面板數(shù)據(jù)對科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級的內(nèi)在聯(lián)系進行了實證分析。研究結果表明，科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)轉型升級具有持續(xù)的、動態(tài)的正向影響。以上研究從定性和定量兩個角度分析了科技創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構升級的路徑和模式，總結以上研究不難發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級并非是單純的因果關系，創(chuàng)新因產(chǎn)業(yè)基礎不同會沿著不同的路徑作用于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級過程。但如果單純依靠創(chuàng)新來促使產(chǎn)業(yè)升級會產(chǎn)生兩個新問題，（1）企業(yè)技術創(chuàng)新的利潤導向和地方產(chǎn)業(yè)結構升級的目標未必一致，技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的方向和效果會呈現(xiàn)出一定的隨機性； （2）不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)基礎不同，因此創(chuàng)新對不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響也不盡相同，盲目鼓勵創(chuàng)新會帶來旨在 “鉆制度漏洞”和 “騙取制度紅利”的虛假創(chuàng)新行為，浪費創(chuàng)新資源、錯失發(fā)展機遇。

1.2 產(chǎn)業(yè)結構升級與綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)

環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)升級的促進作用較為明顯。楊騫等（2019）[9]的研究指出，環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著促進作用。李林漢和田衛(wèi)民（2019）[10]運用門限面板模型研究了環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，結果表明：環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，但并非環(huán)境規(guī)制越嚴格，對產(chǎn)業(yè)結構升級效果越明顯。王峰等（2018）[11]對環(huán)境規(guī)制與產(chǎn)業(yè)結構升級之間關聯(lián)的異質性進行了研究，結果表明環(huán)境規(guī)制對產(chǎn)業(yè)結構的作用具有明顯的區(qū)域異質性。綠色經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)涵除了環(huán)境規(guī)制之外還需要考慮經(jīng)濟發(fā)展問題，關于綠色經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)升級影響目前尚無定論。

在產(chǎn)業(yè)結構升級對綠色經(jīng)濟發(fā)展影響的研究上，劉贏時等（2018）[12]的研究結果顯示，產(chǎn)業(yè)結構升級、能源效率以及兩者的交互作用對綠色全要素生產(chǎn)率具有正向推動作用，這種作用在東部地區(qū)和西部地區(qū)結果更為顯著，而中部地區(qū)部分不顯著。馮志軍等（2016）[13]考察了產(chǎn)業(yè)結構升級對廣東省綠色經(jīng)濟發(fā)展的影響，結果表明：產(chǎn)業(yè)升級顯著促進了廣東省工業(yè)綠色經(jīng)濟增長。在該研究的基礎上，武建新與胡建輝（2018）[14]分析了產(chǎn)業(yè)結構升級對綠色經(jīng)濟發(fā)展的作用路徑，結果表明綠色經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級的相互作用主要通過影響生產(chǎn)要素的配置來實現(xiàn)。

綜上所述，創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展之間存在相互聯(lián)系，這已經(jīng)是學界的共識，但目前的研究對于這三者之間的關聯(lián)還沒有定論。創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展相互關聯(lián)效果很大程度上取決于區(qū)域產(chǎn)業(yè)基礎，因此在研究其關聯(lián)的過程中，應該考慮到地域因素。

2 理論分析和模型的建立

2.1 理論分析

根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，技術、資本、勞動是促進經(jīng)濟增長的三大主要因素。在經(jīng)典柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中加入資源要素建立模型：

其中，A代表社會知識儲備帶來的 “勞動效率”提升，這里可以認為是創(chuàng)新經(jīng)濟增長水平，α、β、γ分別為資本、勞動力和資源所帶來的產(chǎn)出彈性系數(shù)，（α、β、γ）∈[0，1]， 資源要素可以依據(jù)資源投入種類不同進一步分解為：

綜合式（1）和式（2） 并求全微分得：

令：

式（4）可轉寫為某種資源投入的彈性系數(shù)形式：

由式（5）可知，在自然資源投入不變的情況下提升產(chǎn)出水平可以通過兩種途徑實現(xiàn)： （1）通過創(chuàng)新提高能源消費對經(jīng)濟增長的貢獻率；（2）通過調整產(chǎn)業(yè)結構提高除自然資源外的其他要素等對經(jīng)濟增長的貢獻程度。當自然資源受限時，資源價格會發(fā)生變化，這會導致全社會節(jié)能環(huán)保意識增強，也會導致生產(chǎn)要素自發(fā)地向更少消耗這種資源的方面傾斜，引導產(chǎn)業(yè)結構向高級化、環(huán)?；姆矫姘l(fā)展，對資源、能源耗費多、污染嚴重的原材料工業(yè)進行限制，對資源、能源耗費少、需要高度技術知識、能夠形成高附加值的技術和知識密集型產(chǎn)業(yè)在稅收上給予扶持。為了擺脫資源受限對生產(chǎn)造成的影響，社會會通過技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新等手段高效利用資源，這就會使得資源的使用結構發(fā)生變化。這些舉措和行動共同促進了產(chǎn)業(yè)結構的升級和全社會綠色經(jīng)濟的發(fā)展。創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展的關聯(lián)如圖1所示。可見，創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)并非是簡單的因果，而是在共同誘因沖擊下的綜合作用。

圖1 創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的關聯(lián)機理

2.2 模型的建立

由于創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構轉型升級之間存在較為復雜的交互作用，為了更為全面地反映創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的內(nèi)生依存關系，本文選擇面板向量自回歸模型（PVAR）進行分析，該模型是包含固定效應的動態(tài)面板模型，無需區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量，而是將所有的變量都視為內(nèi)生變量。可以說，PVAR模型集成了面板數(shù)據(jù)估計方法與向量自回歸模型兩種方法的優(yōu)點，并在一定程度上降低了向量自回歸（VAR）方法對時間序列長度的限制性要求，可以較好地捕捉到樣本單元個體差異性對模型參數(shù)的影響。

由式（1）兩邊取對數(shù)得：

基于式（6）建立PVAR模型：

式（7）中，αi是固定效應向量，ηt是時間效應向量，γ0為截距項，εi，t為白噪音，βj是待估參數(shù)。yi，t為包含創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展3個內(nèi)生變量的列向量（PA，IU，GD）T?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性和分析的有效性，本文通過利用國內(nèi)除西藏及港澳臺地區(qū)外30個?。ㄊ校?002～2018年國內(nèi)專利申請受理量（PA）、產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)（IU）和綠色經(jīng)濟發(fā)展水平（GD）的省級面板數(shù)據(jù)來指代創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展變量，并對其關聯(lián)進行進一步考察。

2.3 數(shù)據(jù)來源

測算地區(qū)創(chuàng)新水平所需的國內(nèi)專利申請受理量數(shù)據(jù)來源是中國統(tǒng)計局官方數(shù)據(jù)平臺 “國家數(shù)據(jù)”。使用專利受理量而不是授權量主要是考慮到 “創(chuàng)新”是一種發(fā)展方式而不是一種發(fā)展結果，專利授權與否既與創(chuàng)新的質量有關，也與專利申請過程中的權利聲明項數(shù)、申請書寫法、查新情況、專利審查員的主觀判斷等有關，而這些要素和創(chuàng)新水平并無直接的關聯(lián)，也并不影響區(qū)域創(chuàng)新的發(fā)展方式。采用 “每萬人專利申請量”就可以有效剔除這些無關因素，充分地反映地區(qū)的發(fā)展方式是否主要通過創(chuàng)新實現(xiàn)。

衡量產(chǎn)業(yè)結構升級的指標有很多，比較常見的做法是基于克拉克定律，采用農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比例來衡量產(chǎn)業(yè)結構升級情況。考慮到本文主要是關于科學技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新的研究，在描述產(chǎn)業(yè)結構的時候理應加大第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)在指標中的權重，同時該操作不應該影響本文的結論，因此，本文參考徐德云（2008）[15]研究中使用的 “產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)”構建 “產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)”，具體過程如下：

第一步，計算 “產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)”。對一二三產(chǎn)業(yè)賦予不同的權重，基于各產(chǎn)業(yè)占GDP的比重通過式（8）計算得出：

其中，IUi為i省產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)的數(shù)值，In表示第n產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。由指標構造易知n＝1，2，3，IUi數(shù)值越大就表明產(chǎn)業(yè)結構中第二、三產(chǎn)業(yè)所占比例越高。

第二步，根據(jù) “產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)”計算 “產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)”。產(chǎn)業(yè)升級可以理解成本期產(chǎn)業(yè)結構與上一期產(chǎn)業(yè)結構的差別，因此 “產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)”可以通過對 “產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)”差分得到。

綠色經(jīng)濟發(fā)展水平通過碳排放值與地區(qū)GDP相除得到。數(shù)據(jù)來源于 “國家數(shù)據(jù)”平臺和 “中國碳排放數(shù)據(jù)庫”（www.ceads.net）。

3 實證分析

3.1 穩(wěn)定性檢驗和最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

本模型樣本選取了30個省份17年的數(shù)據(jù)，屬于典型的寬截面、短時間數(shù)據(jù)，采用一般單位根檢驗方法效果均不佳，本文采用H-T檢驗（Har?ris-Tzavalis）方法對原序列進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結果如表1所示。可見，每萬人專利申請增量（PA）、產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)（IU）和綠色經(jīng)濟發(fā)展水平（GD）的HT檢驗結果均拒絕原假設，說明這3個序列均為平穩(wěn)序列，可以用于實證分析。

表1 主要變量單位根檢驗結果

3.2 GMM估計

PVAR模型的優(yōu)勢在于能夠在其他變量不變的情況下通過正交化響應，分解出每個沖擊對內(nèi)生變量的影響。但是由于模型中存在固定效應，古典線性回歸中的嚴格外生性假定不再成立。因此需要進行系統(tǒng)廣義矩估計（GMM）。將每萬人專利申請增量、產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)變化量、綠色經(jīng)濟發(fā)展水平作為PVAR模型的內(nèi)生變量，利用GMM方法進行有效性估計，結果如表2所示。根據(jù)MAIC、MBIC和MQIC最小化原則，本文將模型最優(yōu)滯后階數(shù)確定為3。

表2 PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

利用系統(tǒng)GMM方法，對每萬人專利申請增量（PA）產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)（IU）、綠色經(jīng)濟發(fā)展水平（GD）三者之間PVAR模型估計結果，如表3所示。結果顯示，發(fā)明專利增量對其他變量的影響較小，創(chuàng)新本身對產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展的實現(xiàn)并不具有顯著的促進作用。對于這一現(xiàn)象的解釋是：無論是技術創(chuàng)新還是商業(yè)模式創(chuàng)新都是受利潤驅動的市場行為，創(chuàng)新本身并不能帶來直接的產(chǎn)業(yè)結構升級或是降級，更不會必然地促進全社會的綠色經(jīng)濟發(fā)展。因此，有必要通過行政、稅收、輿論等手段對創(chuàng)新加以引導，從而發(fā)揮創(chuàng)新對全社會產(chǎn)業(yè)升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。分析結果還表明，綠色經(jīng)濟發(fā)展對社會創(chuàng)新水平具有顯著的促進作用。這主要是因為隨著全社會生產(chǎn)方式的節(jié)能化、綠色化，產(chǎn)品競爭優(yōu)勢的形成越發(fā)依賴于技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新，并且這種依賴性會隨著綠色經(jīng)濟的不斷升級而越發(fā)明顯。

需要特別注意的是，僅從分析結果來說，綠色經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的升級具有相互促進作用。這一結論與傳統(tǒng)理論有所不同。一般認為，通過產(chǎn)業(yè)結構升級，社會的發(fā)展方式會逐漸趨向于節(jié)能、環(huán)保，因此，產(chǎn)業(yè)結構升級是因，綠色經(jīng)濟發(fā)展是果。但是，本文中PVAR模型分析的結果表明，以上過程是相互的。隨著綠色經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，環(huán)保訴求逐漸成為了全社會的共識，全社會都不得不通過技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新來迎合這一市場需求。在商品和服務不斷高級化、環(huán)保化的過程中，產(chǎn)業(yè)結構也就完成了升級。

表3 對創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與綠色經(jīng)濟發(fā)展相互影響的分析結果

為了進一步確認創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展之間因果關系的真實存在，還需要對各變量進行格蘭杰（Granger）因果檢驗。不難看出，在區(qū)域內(nèi)發(fā)展綠色經(jīng)濟或者促進產(chǎn)業(yè)升級都不能直接提升區(qū)域創(chuàng)新水平；綠色經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級之間互為格蘭杰因果。綜合表3和表4的結果可以得出結論，我國各省綠色經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級之間普遍存在著互相促進、互為因果的動態(tài)關系。

表4 對創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與綠色經(jīng)濟發(fā)展相互影響的格蘭杰檢驗

3.3 脈沖響應與方差分解

在PVAR模型估計中，為了明確每一個內(nèi)生變量的變化對模型的影響，需要對變量進行脈沖響應和方差分解。脈沖響應函數(shù)能夠分析隨機擾動項一個標準誤的沖擊對PVAR系統(tǒng)中各變量當前和未來一定時期內(nèi)的影響，這種方法可以很好地反映各個變量之間的動態(tài)關系與影響程度。通過前面的研究難以判斷創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，因此，本節(jié)的脈沖響應和方差分解只考慮產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展兩個變量。

從圖2的4個子圖來看，所有變量的脈沖響應經(jīng)過10期后都呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢，說明本文所構建的PVAR模型是穩(wěn)健的。觀察圖2中上面的兩個脈沖響應子圖可知，當產(chǎn)業(yè)結構出現(xiàn)高級化（即 “產(chǎn)業(yè)結構升級”）的變動時，該沖擊對自身的影響將在3期后基本消失，但單位GDP的能耗水平將很快出現(xiàn)響應而下降，綠色經(jīng)濟發(fā)展水平將很快得到提高。隨后綠色經(jīng)濟發(fā)展水平又在第2期、第4期出現(xiàn)一些小幅波動，在第5期后逐漸趨向于收斂到穩(wěn)態(tài)，穩(wěn)態(tài)值的能耗將比初始值稍低。說明產(chǎn)業(yè)結構升級后社會綜合能耗會有一個大幅的減少，實際上是通過產(chǎn)業(yè)結構升級使得創(chuàng)造每一單位GDP的能耗減少了。能耗減少有可能導致能源價格下降，進而又增加了社會對能源的消耗。從長期來看產(chǎn)業(yè)結構升級對綠色經(jīng)濟發(fā)展仍然有一定的益處。觀察圖2中下面的兩個脈沖響應子圖可知，如果出現(xiàn)通過規(guī)制等手段強制影響能耗的沖擊，產(chǎn)業(yè)結構需要較長時間調整，這種調整在第5期前幾乎是隨機的，但在第5期后基本呈現(xiàn)出穩(wěn)態(tài)。該穩(wěn)態(tài)比初始值要高，也就意味著綠色經(jīng)濟發(fā)展的沖擊會帶來產(chǎn)業(yè)結構的升級。

4 研究結論及政策建議

圖2 PVAR模型脈沖響應函數(shù)圖

本文利用全國30個省份2002～2018年間反映創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展水平的面板數(shù)據(jù)，深入研究了不同省份以上三者之間的內(nèi)在關聯(lián)。分析結果表明：（1）創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級、綠色經(jīng)濟發(fā)展水平之間的直接相互影響并不明顯，從創(chuàng)新的內(nèi)涵來說，無論是技術創(chuàng)新還是商業(yè)模式創(chuàng)新都是利潤驅動的市場行為，創(chuàng)新過程是沒有方向的，其本身并不能帶來直接的產(chǎn)業(yè)結構升級或是降級，更無法直接促進全社會的綠色經(jīng)濟發(fā)展；（2）產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展之間存在著互為因果的關系，這有可能是因為隨著產(chǎn)業(yè)結構的升級，社會主要產(chǎn)品由工業(yè)品、農(nóng)業(yè)品逐漸轉向各類服務產(chǎn)品，因此單位產(chǎn)值的能耗也不斷降低，綠色經(jīng)濟得到發(fā)展。隨著綠色經(jīng)濟的不斷發(fā)展，環(huán)保訴求逐漸成為全社會的共識，全社會都不得不通過不斷創(chuàng)新來迎合市場的這一需求。在商品和服務的不斷高級化、環(huán)?；^程中，產(chǎn)業(yè)結構也就完成了升級；（3）綠色經(jīng)濟發(fā)展對社會創(chuàng)新水平具有顯著的促進作用。這主要是因為隨著全社會生產(chǎn)方式的節(jié)能化、綠色化，產(chǎn)品競爭優(yōu)勢的形成越發(fā)依賴于技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新，并且這種依賴性會隨著綠色經(jīng)濟的不斷升級而越發(fā)明顯。

基于以上研究結論，為促進我國產(chǎn)業(yè)結構進一步升級、綠色經(jīng)濟進一步發(fā)展，提出如下政策建議：（1）要進一步完善對創(chuàng)新的引導，著力提升創(chuàng)新質量。創(chuàng)新本身是一種中性的市場行為，其本質還是逐利的。如果不加以正確引導，創(chuàng)新將只有 “數(shù)量”而沒有 “質量”，創(chuàng)新活動只會浪費寶貴的創(chuàng)新資源而并不會帶來產(chǎn)業(yè)結構的升級和綠色經(jīng)濟的發(fā)展。因此，創(chuàng)新不應該是創(chuàng)新數(shù)量而應該是創(chuàng)新質量。對創(chuàng)新的引導和科學評價將更有助于社會的發(fā)展；（2）產(chǎn)業(yè)結構和綠色經(jīng)濟發(fā)展的變化并不一定會帶來創(chuàng)新水平的提升。傳統(tǒng)理論認為通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和強化環(huán)境規(guī)制可以倒逼全社會增強技術創(chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新，從本文的研究結果來看是難以實現(xiàn)的。因此，提升創(chuàng)新的數(shù)量和質量仍然需要從完善鼓勵創(chuàng)新的體制機制和科學合理引導創(chuàng)新行為入手；（3）通過本文的研究可知，綠色經(jīng)濟發(fā)展可以促進環(huán)境規(guī)制的完善，而環(huán)境規(guī)制會帶來產(chǎn)業(yè)結構的升級。促進產(chǎn)業(yè)結構升級也是加快實現(xiàn)綠色經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，綠色經(jīng)濟的發(fā)展并非只能依靠農(nóng)林牧漁業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)比重過大反而不利于地區(qū)實現(xiàn)綠色經(jīng)濟發(fā)展。要根據(jù)區(qū)域實際情況，適時調整產(chǎn)業(yè)政策，合理調整產(chǎn)業(yè)結構才能從根本上實現(xiàn)地區(qū)綠色經(jīng)濟的發(fā)展。而綠色經(jīng)濟發(fā)展本身也會對地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生促進作用。科學地設定地區(qū)綠色經(jīng)濟發(fā)展目標，預先提出階段性的環(huán)境規(guī)制規(guī)劃都將有助于實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的升級。全面、綜合地制定產(chǎn)業(yè)促進政策和綠色經(jīng)濟發(fā)展目標將有助于產(chǎn)業(yè)結構升級和綠色經(jīng)濟發(fā)展協(xié)同發(fā)展。