摘要：當(dāng)前，我國經(jīng)濟已經(jīng)進入到新常態(tài)發(fā)展的階段，經(jīng)濟增速下滑，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于我國經(jīng)濟健康，可持續(xù)地發(fā)展。本文基于2005-2016年長江經(jīng)濟帶面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型，實證檢驗了長江經(jīng)濟帶科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長存在著正效應(yīng)，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的拉動作用高于科技創(chuàng)新;長江經(jīng)濟帶西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動作用低于東中部地區(qū);中部地區(qū)科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用低于東西部地區(qū)。據(jù)此，本文認為應(yīng)當(dāng)深化體制機制改革，培育創(chuàng)新型企業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，處理好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長的關(guān)系，協(xié)同促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和科技創(chuàng)新，縮小區(qū)域發(fā)展差異，促進長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟社會健康發(fā)展。

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

一、引言

在經(jīng)過近40年的高速發(fā)展后，當(dāng)前我國經(jīng)濟進入到從高速增長到高質(zhì)量發(fā)展的階段，經(jīng)濟增速放緩，保持在6%左右，眾所周知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和科技創(chuàng)新問題已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展的重要因素，據(jù)此，我國政府著力加強供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，并且習(xí)近平總書記在十九大報告中明確指出，“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐”，以期為我國經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展謀求新的出路與生機。作為一個發(fā)展中國家，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展是實現(xiàn)我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的唯一出路。推動科技創(chuàng)新有利于促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，通過科技創(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，新技術(shù)會促使擁有高技術(shù)含量，高附加值的新興產(chǎn)業(yè)部門的出現(xiàn)，從而不斷推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，提升經(jīng)濟效率，最終實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)升級為科技創(chuàng)新提供了良好的經(jīng)濟條件和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，也會反過來推動科技創(chuàng)新。科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長相互影響、相互促進、協(xié)調(diào)發(fā)展，在實踐過程中利用三者之間的相互促進關(guān)系，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有重要的意義。

二、文獻綜述

學(xué)者們關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長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)濟增長的關(guān)系研究，一些學(xué)者的研究表明技術(shù)創(chuàng)新正向推動經(jīng)濟增長，Romer（1990）分析了技術(shù)進步促進經(jīng)濟長期增長的作用機理，即為了獲取壟斷利潤，廠商會更加注重創(chuàng)新和研發(fā)環(huán)節(jié)，自覺加大研發(fā)與創(chuàng)新投入，從而帶動產(chǎn)品創(chuàng)新以及知識存量的增加，催生了新產(chǎn)品和新技能的出現(xiàn)，進而促進了經(jīng)濟的長期增長[1]。趙樹寬等（2012）運用面板VAR 模型分析了技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新在長期內(nèi)促進經(jīng)濟增長，是經(jīng)濟增長的源動力，但是經(jīng)濟增長對技術(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)濟理論基礎(chǔ)上，以 1995-2013 的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建了科技創(chuàng)新景氣指數(shù)和宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長兩者之間存在雙向非線性關(guān)系[3]。部分學(xué)者則認為技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響存在時期、區(qū)域以及技術(shù)創(chuàng)新類型上的差異。萬勇（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)濟增長效應(yīng)，實證結(jié)果為：技術(shù)創(chuàng)新在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長的效應(yīng)為負，在長期內(nèi)對經(jīng)濟增長具有推動效應(yīng)，并且這種效應(yīng)存在區(qū)域差異，由東到西推動效應(yīng)依次遞減[4]。 關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究，以羅斯托為代表的觀點認為經(jīng)濟增長本質(zhì)上是一個部門的過程，部門結(jié)構(gòu)變動推動總量增長[5]。汪浩等（2010）以安徽省為例，對1995-2008年這14年的數(shù)據(jù)采用計量經(jīng)濟學(xué)的方法，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長兩者之間的關(guān)系，指出兩者之間是相互促進協(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)升級分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，并在指標(biāo)測算的基礎(chǔ)上，分別得到兩類產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)對經(jīng)濟增長的影響效用，前者會促進經(jīng)濟增長且貢獻率較大，而后者對經(jīng)濟增長的促進效用不穩(wěn)定，貢獻較小[7]。蘇建軍、徐璋勇（2014）對1993-2010的省際面板數(shù)據(jù)使用 PVAR 模型進行分析，并引入金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中間促進效用，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不僅能夠促進經(jīng)濟增長也有利于提高當(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)升級的關(guān)系研究，Michael Peneder（2003）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新引起的需求變動和勞動生產(chǎn)率變化是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的主要因素[9]。郭元晞，常曉鳴（2010）以外生增長理論模型和內(nèi)生增長理論模型為基礎(chǔ)，研究了創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系，認為創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級是解決產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中要素瓶頸問題的根本途徑，其中創(chuàng)新能夠促進產(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）認為研發(fā)和創(chuàng)新是促進技術(shù)進步的決定性因素[11]。程強與武笛（2015）對科技創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)的作用機理進行深入研究，他們主張在科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)不斷融合過程中，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，同時拓寬發(fā)展方向，從多方面對產(chǎn)業(yè)進行升級改造[12]。

以上文獻為本文提供了重要的參考價值，但仍存在一些局限：在研究方向方面，多數(shù)研究僅單獨考慮科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用或者單獨考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的作用，缺少兩者對經(jīng)濟增長的協(xié)同作用研究;在樣本數(shù)據(jù)選擇上，研究者大都沒有考慮到科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長是否存在區(qū)域效應(yīng)?；诖?，本文利用長江經(jīng)濟帶2005-2016年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了計量經(jīng)濟模型，對科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究，以探尋三者之間的內(nèi)在聯(lián)系及相互影響機制，為長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展提供有益的借鑒。

三、實證研究

（一）模型設(shè)定

為考察科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響，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)非觀測效應(yīng)和隨機誤差項。lnPGDP

表示各省市經(jīng)濟增長水平的對數(shù)，lnTS表示各省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平的對數(shù)，

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

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)均來自于長江經(jīng)濟帶11個省市歷年統(tǒng)計年鑒、各省市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，根據(jù)已建立的經(jīng)濟計量模型，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)濟增長指標(biāo)

本文為了準(zhǔn)確地反映我國經(jīng)濟增長水平和發(fā)展動力，采用人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（即實際人均 GDP）作為衡量指標(biāo)，而且綜合考慮了價格指數(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，是用來衡量地區(qū)經(jīng)濟增長狀況的最佳指標(biāo)。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(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)升級的指標(biāo)，它體現(xiàn)一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時也反映了現(xiàn)代部門的發(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，用各個地區(qū)的專利授權(quán)數(shù)來衡量當(dāng)?shù)氐目萍紕?chuàng)新水平。

4.控制變量

現(xiàn)有經(jīng)濟增長理論及實證文獻已識別出眾多可能影響我國經(jīng)濟增長的因素，同樣，本文為了消除計量回歸估計中可能存在的遺漏變量問題，選取的控制變量分別包括城鎮(zhèn)化水平、政府財政支出程度和人力資本三個指標(biāo)，其中，城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)化率即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?政府財政支出程度用地方財政支出額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量;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)來測度。

為了使得分析結(jié)果趨于線性化并排除異方差的干擾，將數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換，經(jīng)過自然對數(shù)變換后的數(shù)據(jù)并不會對原變量之間的協(xié)整關(guān)系造成影響。

5.描述性統(tǒng)計

本文使用的是2005-2016 年長江經(jīng)濟帶 11個省市的面板數(shù)據(jù)，對變量進行描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

（三）實證分析

1.序列平穩(wěn)性檢驗

本文選擇 2005-2016 年 11個省市的面板數(shù)據(jù)進行分析。為了避免變量存在單位根而導(dǎo)致的偽回歸問題，用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher 方法對各變量平穩(wěn)性進行檢驗，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了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認為該變量是平穩(wěn)的。變量lnTS在不同的顯著性水平下通過LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認為該變量是平穩(wěn)的。變量lnTI和lnUR沒有通過IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以接受存在單位根的原假設(shè)，認為該變量是不平穩(wěn)的，對其一階差分后的變量進行檢驗，在1%的顯著性水平下通過了LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，認為該變量是平穩(wěn)的。變量lnG在1%的顯著性水平下通過了LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，認為該變量是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗

（1）LnPGDP和LnTS協(xié)整檢驗結(jié)果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結(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，可以認為LnPGDP和LnTS存在協(xié)整關(guān)系。

（2）LnPGDP和LnTI協(xié)整檢驗結(jié)果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結(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，可以認為LnPGDP和LnTI存在協(xié)整關(guān)系。

（3）LnTI與LnTS協(xié)整檢驗結(jié)果

由Pedroni檢驗和Kao檢驗結(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，可以認為LnTI和LnTS存在協(xié)整關(guān)系。

3.Hausman檢驗

本文建立的是變截距模型，需要用Hausman檢驗來選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(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.實證檢驗結(jié)果

從模型（1）來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(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)升級會促進經(jīng)濟的增長;從模型（2）來看，科技創(chuàng)新的估計系數(shù)為0.129704，在1%的顯著性水平下為正，這表明科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長有一定的推動作用;從模型（3）來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與科技創(chuàng)新的估計系數(shù)均為正，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計系數(shù)值，說明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響大于科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。從控制變量來看，在1%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化水平和政府財政支出程度的估計系數(shù)均為正，表明提高城鎮(zhèn)化水平和增加政府財政支出有利于促進地區(qū)經(jīng)濟的增長。人力資本對經(jīng)濟增長有正向影響，但不顯著。

為了更好研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響，把長江經(jīng)濟帶分為東部、中部和西部，從區(qū)域的層面來分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。

模型（1）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，表明推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于促進地區(qū)經(jīng)濟的增長;模型（2）中，科技創(chuàng)新的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，該系數(shù)和長江經(jīng)濟帶樣本中科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)值相近，說明加快科技創(chuàng)新會提高地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)值遠遠大于科技創(chuàng)新的估計系數(shù)值，說明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響大于科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。

模型（1）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的系數(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)升級的系數(shù)，表明加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平拉動作用比東部地區(qū)微弱;在模型（2）中，科技創(chuàng)新的估計系數(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)新的估計系數(shù)，表明科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用要低于東部地區(qū)科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用;在模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計系數(shù)值，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響大于科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。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)升級變量的估計系數(shù)在10%的顯著性水平下為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會促進經(jīng)濟的增長，但其估計系數(shù)小于東部和中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級估計系數(shù)，說明西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的拉動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)新很好地帶動了西部地區(qū)的經(jīng)濟增長。在模型（3）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)值大于科技創(chuàng)新的估計系數(shù)值，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響大于科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響。但其差別程度低于中部地區(qū)。

四、簡要結(jié)論與政策建議

根據(jù)本文的實證檢驗結(jié)果，首先，從整體上看，科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長均存在著正效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的拉動作用高于科技創(chuàng)新;提高城鎮(zhèn)化水平和增加政府財政支出有利于促進地區(qū)經(jīng)濟的增長，人力資本對經(jīng)濟增長有正向影響，但不顯著。其次，分地區(qū)考察來看，長江經(jīng)濟帶西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動作用低于東中部地區(qū);中部地區(qū)科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用低于東西部地區(qū)。

科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長三者之間形成一種相互促進、相互依賴的聯(lián)動機制，是我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，經(jīng)濟社會健康發(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)濟增長潛力、保持經(jīng)濟增長活力的重要途徑。根據(jù)實證結(jié)果，受經(jīng)濟發(fā)展階段的影響，科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟增長的互動狀況在長江經(jīng)濟帶東部地區(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)升級與經(jīng)濟增長缺乏一種相互促進的聯(lián)動關(guān)系，制約了該地區(qū)經(jīng)濟的穩(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)升級方向，因地施策，選擇適合中西部地區(qū)經(jīng)濟社會發(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)模上的擴張。本文認為應(yīng)當(dāng)深化體制機制改革，培育創(chuàng)新型企業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，處理好產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長的關(guān)系，協(xié)同促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和科技創(chuàng)新，縮小區(qū)域發(fā)展差異，促進長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟社會健康發(fā)展。

參考文獻：

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

[2]趙樹寬，余海晴，姜紅. 技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系研究——理論模型及實證分析[J].科學(xué)學(xué)研究，2012，30（9）1333-1341.

[3]楊武，楊淼.中國科技創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長中短周期測度研究——基于景氣狀態(tài)視角[J].科學(xué)學(xué)研究，2017，35（08）：1240-1252.

[4]萬勇.技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易開放度與市場化的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)——基于時空維度上的效應(yīng)分析[J].研究與發(fā)展管理，2010（06）：22（03）：87-96.

[5]付凌暉.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2010，27（8）：79-81.

[6]汪浩，沈文星.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2010（24）：112-114.

[7]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究， 2011（05）：4-16.

[8]蘇建軍，徐璋勇.金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟增長——理論與經(jīng)驗研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2014（02）：139-149.

[9]Michael Peneder.Industrial structure and aggregate growth.Structural Change and Economic Dynamics，2003（14）：427-448.

[10]郭元晞，常曉鳴.創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級：跨越經(jīng)濟發(fā)展瓶頸的出路[J]. 經(jīng)濟體制改革，2010（1）：15-21.

[11]李政，楊思瑩. 我國地區(qū)研發(fā)效率的演變和收斂性特征——基于隨機前沿方法的分析[J]. 華東經(jīng)濟管理，2014（（9）：1-6.

[12]程強，武笛.科技創(chuàng)新驅(qū)動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級發(fā)展研究[J].科學(xué)管理研究，2015，33（04）：58-61.

作者簡介：蔣任濤（1995.1-），男，漢族，江蘇省宜興人，學(xué)生，經(jīng)濟學(xué)碩士，研究方向是資產(chǎn)評估專業(yè)房地產(chǎn)方向。