创新驱动对优化上海市经济结构的影响研究

查奇芬 赵丹丹

摘要：创新驱动是实现产业结构优化升级、经济增长方式转型的内生动力。文章结合上海市统计数据资料，构建指标体系衡量创新驱动综合能力，通过协整检验、建立误差修正模型等方法评价上海市创新驱动与经济结构优化之间的关系、演变趋势和偏离，有针对性地提出提升创新驱动能力、促进创新与经济结构协调发展的对策和建议。

关键词：创新驱动;经济结构;TOPSIS法;协整检验;误差修正模型

一、引言

创新驱动是实现产业结构优化升级、经济增长方式转型的内生动力，十八大报告更是将其摆在了国家整体发展的核心地位。上海市作为我国的经济、金融中心，为在更高起点上推动城市发展，必须以创新为利器，加快实现经济增长方式的转型，建设充满活力的创新型城市。因此，创新驱动、转型发展是上海市发展的两大关卡，更是保持其高速腾飞的必由之路。

很多学者从不同方面研究了创新驱动和经济结构问题。卫兴华（2013）指出集约型经济增长方式应注重创新驱动，特别是科技自主创新和原始创新;印长副、邝国良（2012）使用协整检验分析科技创新与经济结构转型有单向因果關系和长期协整关系;胡大立、彭永昌、王宏（2012）利用灰色关联法研究区域创新能力和产业结构的内在关系等。本文试图研究上海市创新能力对经济结构优化的作用，梳理两者之间的作用机制，对上海市创新投入的重点、创新产出的扶持力度以及创新综合能力的提高提出针对性的对策建议。

二、创新驱动的内涵

创新驱动是指推动经济不断发展的动力和源泉，从主要依靠学习和模仿技术，转向生产和创造知识成果并主要依靠自主设计、研发和发明。

影响因素有四个：一是创新投入水平，高密度、高强度的人力资本投入、研发投入及相应的物资投入。投入结构的转变是创新驱动的基础条件。二是创新研发能力，知识创新成果的产出水平。研发水平的高低，决定创新起步的层次，对鉴定创新能力优劣起着关键作用。三是创新成果转化能力，即将知识创新成果转化为技术创新成果。实现科技成果的产业化生产、商业化运转、社会化应用，实现创新对经济的驱动。四是环境支撑，政府的大力支持、创新政策的有效实施、基础设施的完善健全等都会对创新驱动能力产生支撑作用。

三、上海市创新驱动能力和经济结构的测度

（一）上海市创新驱动能力的测度

根据创新驱动的影响要素，遵循科学性、可操作性原则，构建一套系统、全面、客观的指标评价体系（表1）。

根据上海市历年统计年鉴的数据资料，整理计算2000～2012年评价指标值，应用TOPSIS法对近13年的创新驱动能力进行综合得分的计算评价。

采用倒数法处理逆指标——万元GDP综合能耗，满足同趋势要求，再进行归一化处理。根据Z矩阵得到最劣值向量、最优值向量如下：

Z-=（0.0599，0.1827，0.2272，0.1409，

0.1599，0.1879，0.1766，0.0923，0.2492，0.0544，0.2472，0.1942，0.1739，0.0987，0.2326）

Z+=（0.5307，0.3824，0.3662，0.4375，

0.3505，0.4604，0.3925，0.4470，0.3261，0.4337，0.3271，0.3928，0.4126，0.4391，0.3275）

计算上海市各年指标值与最优值、最劣值之间的距离即Di±、指标值与最优值的接近程度Ci（表2）。本文将Ci作为创新驱动指标体系综合得分，从指标计算方法、过程及数值来看都具有合理性。除2003～2005年综合得分略有变化，其余年份中上海市创新驱动能力在逐年提高。

（二）上海市经济结构的测度

本文采用产业二元系数（CDR）以反映上海市产业经济结构的二元性以及产业部门的二元结构。

CDR=■

其中，Xi（i=1，2）为农业、非农业人均产值，x 为就业人口总人均产值，pi为各部门就业人口，p为就业总人口。该指标契合结构二元性概念，既考虑到产业生产力的区别，又反映出产业就业人口比例，也能准确、稳定地反映上海市产业经济的二元结构，计算结果见表2。

从CDR可以看出上海市产业之间的差距在缩小，2007年降到0.2以下，近年在0.15～0.19的水平波动，说明上海市产业经济二元结构稳定，经济结构在不断优化。

四、上海市创新驱动对优化经济结构的影响研究

本文选取创新驱动能力综合得分（IDI）和产业二元系数（CDR）指标变量考察上海市创新驱动与经济结构优化的长期动态均衡关系。分析趋势图看出两个变量有类似的趋势，表示可能存在协整关系。

（一）单整检验与Granger因果检验

首先运用ADF检验来考察所选时序的平稳性，检验结果见表3。

表3中一阶差分序列的检验结果表明，t统计量小于显著性水平为1%的临界值，至少可以在99%的置信度下拒绝原假设，认为时序均为平稳的一阶单整序列，即I（1）。

两个变量的格兰杰因果关系检验结果表明，在10%的显著性水平下，创新驱动能力是经济结构优化的格兰杰原因，经济结构优化不是创新驱动的格兰杰原因。意味着，创新驱动能力是经济结构优化的决定因素，创新驱动能力的提高能促进经济结构优化;反之不成立。

（二）协整检验和误差修正模型

首先用变量CDR对IDI进行普通最小二乘回归，结果如下：

CDR=2.7231+4.6353IDI

（13.7561）（11.4710）

R2=0.9229 R2=0.9159 DW=2.2656 F=131.5841

可见，模型拟合度很高，回归效果很好。

仍然采用ADF检验对残差序列et进行平稳性检验。结果表明，ADF=-3.9965，小于显著性水平为5%的临界值-3.1449，说明残差序列为平滑序列，确定两个变量之间协整关系的存在。创新驱动能力每变动1%，经济结构优化指标将同方向变动4.6353%，长期看来，经济结构优化对创新驱动综合能力的弹性为4.6353，两者具有强烈的正相关性。

本文中经济结构指标的短期波动CDRt取决于两方面：一是受到同期自变量短期波动IDIt的影响，二是受到误差修正项的影响。构建误差修正模型，可通过该模型进行预测。

CDRt=2.5926+0.6169CDRt-1+

（21.9901） （5.2282）

4.9862IDIt-2.8092IDIt-1+vt

（21.3607） （-3.5389）

R2=0.9844  R2=0.9771 F=157.3612

模型表明上海市创新驱动和产业结构优化之间有密切关系。短期内，当期和滞后一期创新驱动指标的变动都会引起产业结构优化指标同方向变动。当期的创新驱动指标增加1个单位，使得当期的二元产业系数增加4.9862个单位;滞后一期的创新驱动指标增加1个单位，使得当期的二元产业系数减少2.8092个单位。误差修正系数为-0.3831，负号表示调整方向，符合误差修正机制。数值说明短期波动偏离长期均衡关系时，收敛偏离的机制会发挥作用，即上一年的非均衡误差以38.31%的比率对本年的二元产业系数做出反向修正，使变量之间的关系回归长期均衡关系的轨道。

五、对策建议

上海市可以从以下方面来提高创新驱动能力，实现经济结构的进一步优化。

创新环境方面，需要宽松的政策制度，鼓励、支持中小型企业发展。亟需加快建设企业为主体，市场为导向，产学研结合的创新体系，建立和完善以科技成果转化为重点的技术创新服务体系。

人力资本投入上，不断增强建设人才队伍。进一步扩大基础教育的投入力度的同时，注重员工的终身教育和岗位培训，提高员工的教育投资。财力投入上，政府要逐步提高各级财政性科技投入比重，企业应突出其科技创新投资的主体地位，加快实现科技创新成果的产业化。引导社会资金参与技术研发，加快建立、健全风险资本投入、营运和退出机制。

丰富科技创新的成果产出，实现科技成果产业链发展的市场化和产业化。重点发展高新技术产业，培育为企业提供科技创新服务的中介机构。此外，在经济发展的同时，要控制环境污染，鼓励企业技术改造和技术创新，实现经济和环境的双赢，促进上海市的可持续发展。

上海市可以加强地区合作，发挥地区特色优势和带头辐射作用，向紧密型联合和集团化方向发展，推进区域优势互补，提升地区乃至区域整体的创新驱动综合能力，实现经济结构优化等经济发展。

参考文献：

[1]卫兴华.创新驱动与转变发展方式[J].经济纵横，2013（07）.

[2]印长副，邝国良.珠三角自主创新与产业结构优化升级的关系研究[J].科技管理研究，2012（23）.

[3]胡大立，彭永昌，王宏.区域创新能力与产业结构升级的灰色关联分析[J].江西社会科学，2012（11）.

[4]劉志彪.从后发到先发：关于实施创新驱动战略的理论思考[J].工业经济研究，2011（04）.

[5]马菊红.应用TOPSIS法综合评价工业经济效益[J].统计与信息论坛，2005（03）.

[6]师进才.中国信贷规模与二元经济结构关系的实证研究[D].华中科技大学，2010.

[7]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京：中国人民大学出版社，2008.

[8]上海市统计局.上海统计年鉴[Z].北京：中国统计出版社.

（作者单位：江苏大学财经学院）