绿色科技创新对实体经济发展影响的动态互动分析

卓志衡 侯玉巧 汪发元

摘 要：文章基于湖北省1990-2017年的数据，运用VAR模型对绿色科技创新与实体经济发展的动态互动进行分析。结果显示，发明专利授权数量、新型专利授权数量与经济发展存在正向协整关系;发明专利授权数量对实体经济发展有长期的正向影响，新型专利授权数量对实体经济发展先有正向影响作用，后又逐渐减弱并转为负向冲击作用;发明专利授权项和新型专利授权数量对实体经济发展具有時滞性。因此，应加大绿色科技创新投入，创新绿色科技投入机制;加大对实体经济扶持力度，引导实体经济绿色发展;推动绿色创新技术运用，降低绿色创新投资风险。

关键词：绿色科技创新;实体经济发展;VAR模型

中图法分类号：F202                文献标志码：A               DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2019.0318

党的十九大报告指出，我们建设的现代化是人与自然和谐共生的现代化，既要创造更多的物质财富和精神财富以满足人民日益增长的美好生活需要，也要提供更多优质绿色产品以满足人民日益增长的优美生态环境需要[1]。近年来，中国实体经济快速增长，随着产业快速发展的同时带来的却是资源的快速衰竭、环境的严重污染，加快实体经济的转型升级迫在眉睫。绿色科技创新作为一项重点突出绿色环保的新型创新方法，不仅可以实现传统技术创新带来的经济增长，还有利于保护环境、提高资源利用率[2]。随着我国政府和公众对环保的日益重视，绿色科技创新已成为研究的热点，并为我国实体经济的发展提供了支持。因此，在建设现代化经济体系的背景下，研究绿色科技创新对实体经济发展影响的动态互动分析具有重要意义。

绿色发展已经成为时代的主旋律，绿色技术创新的影响因素成为重要的研究课题。Wakeford等从企业角度研究发现绿色技术创新是提高竞争力的主要原因，减少环境影响和制定环境法规是激励绿色技术创新最重要的因素[3]。彭瑜欣等认为对资源型产业绿色技术创新而言，政策因素的资金支持和环境管制、市场因素的市场需求和销售绩效对绿色技术创新存在显著的正向影响，金融因素对绿色技术创新也存在一定的正向影响[4]。周晶淼等从绿色技术创新的类型方面研究发现偏于生产的绿色技术创新导向下社会生产力强劲但存在气候环境恶化风险，偏于减排的绿色技术创新导向下气候反馈经济损失小但存在增长动力匮乏风险，二者虽均可实现长期的绿色增长，但中性的绿色技术创新导向会更稳妥;偏于生产的绿色技术创新导向下人均消费变化率在短期内会显著提升[5]。关于绿色科技创新与实体经济增长的关系研究成果比较丰富，但研究结论尚未统一。第一种观点认为绿色科技创新是经济发展的动力源泉。约瑟夫·熊彼特在《经济发展的理论》一书中首次提出了“创新理论” ，认为经济发展是通过经济体系内部的科技创新来实现的，强调了科技创新在经济发展过程中的作用，将科技创新看成是经济发展的一个最重要的因素[6]。李翔等认为科技创新是促进经济增长的稳定动力，并且科技创新和产业结构高级化与经济增长均存在正U型关系[7]。另一种观点认为科技创新未必一定能拉动经济增长。豆建春等将技术创新区分为产品创新和效率型技术进步，发现只有产品创新可使人均收入增长率收敛于劳动产出增长率，而效率型技术进步倾向于提高人口增长率，拉低人均收入增长率，使经济增长趋于停滞[8]。

纵观已有研究，对于绿色科技创新、实体经济发展的研究成果颇丰，但将绿色创新与实体经济结合在一起，进行分析观察的文章尚少。为此，研究两者之间的相互影响具有重要的现实意义。特别是将发明专利授权项和实用新型专利授权数量分离开，放在一个框架下进行研究，有一定的创新性。

1  理论分析与研究假设

绿色科技创新是一个综合的创新系统，在资源有限的前提下绿色科技创新的目标就是实现资源的高效利用和废物排放量最小化[9]。绿色科技创新使产品生产呈现报酬递增特征，对经济增长发挥持续引擎作用[10]。实体经济发展需要转型升级，而转型升级又需要绿色科技创新，绿色科技创新水平的提高反过来又会带来产业集聚，实体经济的发展。据此，提出如下假设：

假设1：绿色科技创新对实体经济发展有显著的正向影响。

党的十八大以来国家一直将生态文明建设作为工作重点，各级政府纷纷出台了不同程度的环境规制政策，在环境保护方面提出了严格的管理规定[11]。从我国现实的发展趋势来看，无论是发明创造还是技术升级，如果对环境造成破坏，成果便很难转化。只有绿色科技创新才能生产出环保产品，才能转化为现实的生产力，不仅能带来资源的高效利用，也能减少对环境的破坏。与此同时，绿色科技创新还能通过自身技术优势迅速积聚资源，带来规模的扩张，从而有效推动产业的转型升级，促进实体经济效率提升和实体经济进一步增长。因此，绿色科技创新对实体经济发展应当有显著的正向影响。

假设2：实体经济发展对绿色科技创新有显著的正向影响。

实体经济发展为绿色科技创新提供了物质基础和基本保障。绿色科技创新的发展需要大量科研经费的投入，离不开资金的支撑，资金除了来源于国家的财政支持以外，在很大层面上它的内在动力来源于实体经济，实体经济有现实趋势，绿色科技创新才有原动力，才能保证足够的经费投入以促进它的发展。同时，当实体经济高速发展时，资金和人才在这个过程中也会迅速积累，形成经济总量扩张带动绿色科技创新成果和绿色科技创新资源不断增加的良性机制。因此，实体经济发展应当对绿色科技创新有显著的正向影响。

2  模型设定和数据说明

2.1  模型设定

向量自回归（VAR）模型是由多元时间序列变量组成，是用内生变量对全部内生变量的滞后期进行回归，从而可以利用模型检验全部内生变量间的动态关系。本文主要运用VAR模型来分析科技创新对经济发展的影响，滞后期为P阶的VAR（p）模型的矩阵表达形式为：

（t=1，2…n） （1）

在上式中，YT为k维内生变量向量，XT为d维外生变量向量，ET是k维随机干扰项，p是滞后阶数，n为样本个数。

2.2  变量选取

（1）被解释变量：实体经济发展。有关学者指出，实体经济就是那些在直接创造社会财富基础上产生的增值活动[12]。根据实体经济的概念和含义，本文借鉴张林等的方法，选择剔除金融业和房地产业之后的各行业生产总值来代替实体经济发展状况[13]。

（2）解释变量：绿色科技创新。国内关于绿色科技创新的度量差异很大，基于数据的可得性和研究需要，本文借鉴贾军等研究提出的观点，以发明专利授权和实用新型专利授权数量来刻画绿色科技创新水平[14]。

2.3  数据来源

本文以湖北省为例，研究绿色科技创新对实体经济的影响。依据可得性原则，通过查阅国家统计局网站和《湖北统计年鉴》，获得1990-2017年绿色科技创新和实体经济发展相关数据。为了研究方便，将发明专利授权标记为自变量X1;将实用新型专利授权数量标记为自变量X2;将实体经济发展标记为Y作为因变量，建立VAR向量自回归模型进行量化分析。为了降低数据的波动性和异方差性，对各指标取自然对数，记为Log（X1）、Log（X2）和Log（Y），采用Eviews8.0软件对相关数据进行分析。

2.4  样本统计描述

运用软件Eviews8.0计算出发明专利授权（X1）、实用新型专利授权数量（X2）、实体经济发展（Y）及其自然对数的平均值、中位数、最大值、最小值、标准差等统计性质，具体结果见表1。

3  实证分析

3.1  平稳性检验

Log（X1）、Log（X2）、Log（Y）序列均属于时间序列的经济变量，针对VAR模型可能出现伪回归，需要对各变量的平稳性进行检验，以提高模型分析的科学性和有效性。本文将运用单位根检验方法来判断模型的平稳性，检验结果见表2。

由表2的单位根检验结果可知，在一阶差分前，时间序列Log（X1）和Log（X2）的ADF值均大于显著性水平的临界值，说明存在单位根，时间序列不平稳。一阶差分后得到△Log（X1）、△Log（X2）以及△Log（Y）的ADF值均小于5%显著性水平的临界值，说明经过一阶差分处理后，所选择的变量均已处于平稳状态。

3.2  协整检验

鉴于时间序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）在一阶差分后均平稳，它们之间可能存在协整关系，为此，本文将选择Johansen检验方法，对时间序列Log（X）、Log（X2）和Log（Y）进行协整检验，检验结果如表3所示。

协整检验结果显示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）之间存在唯一的协整方程：

Log（Y）= 0.507780Log（X1）+0.025556Log（X2）+5.569230

（0.13642）            （0.19234）           （2）

由以上方程可看出，Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之间存在显著协整关系。就长期而言，经济发展水平会随着发明专利授权项和实用新型专利授权数量的增加而提高。

3.3  Granger因果检验

由于都是一阶单整序列，并且存在协整关系，协整检验证明了Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之间存在长期均衡关系，为了进一步判断发明专利授权项和实用新型专利授权数量和经济发展之间的关系，对时间序列Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）进行Granger因果关系检验，检验结果见表4。

由表4可知，发明专利授权项不是经济发展影响因素，其概率P值等于0.0109，小于临界值0.5，拒绝原假设，说明发明专利授权项是经济发展的格兰杰原因;经济发展不是发明专利授权项的影响因素，其概率P值等于0.0465，小于临界值0.05，证明原假设不成立，说明经济发展是发明专利授权项的格兰杰原因。新型专利授权数量不是经济发展的影响因素，其概率P值等于0.0791，小于临界值0.1，拒绝原假设，说明新型专利授权数量是经济发展的格兰杰原因;经济发展不是新型专利授权数量的影响因素，其概率P值等于0.2462，大于临界值0.1，接受原假设，说明经济发展不是新型专利授权数量的格兰杰原因。

3.4  模型构建

（1） 模型滞后阶数选取

因时间序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）一阶差分后平稳且存在着显著的协整关系，可以进一步做VAR模型。结合表5可以看到，滞后2期各检验指标中带*号的有5个，优势明显，由此判断本文VAR模型的最佳滞后阶数为2。据此，构建以发明专利授权项（X1）、新型专利授权数量（X2）和实体经济发展（Y）为变量的二元结构VAR模型。

（2） 模型平稳性检验

针对VAR模型可能出现伪回归，为了使模型分析结果更加准确和科学，需要对变量进行平稳性检验。本文运用AR根来檢验模型的平稳性，检验结果见图2。通过检验发现VAR（2）模型对应特征方程的所有根均在单位圆以内，说明模型稳定性较好，模型构建科学。

根据软件计算结果，写出VAR（2）模型估计结果矩阵：

计量结果显示，VAR（2）模型能够通过F 检验、T 检验、AIC和Schwarz SC 检验，其拟合优度R2及调整后的R2值均大于0.90，远远大于0.80 的经验值，模型拟合效果较为理想;而且也通过了模型结构稳定性检验，证明模型构建客观合理。

（3）脉冲响应函数

脉冲响应函数分析方法可以用来描述一个内生变量对由误差项所带来的冲击的反应。图3显示了VAR（2）模型的脉冲响应变化轨迹，图中纵轴代表响应数值，横轴代表不同的年份变化，实线显示的是脉冲响应函数的变化曲线，虚线显示上下两个标准差波动的范围，变化的时间设定为20 年。

由Log（Y）对Log（X1）的脉冲响应函数可知，当在第1期给发明专利授权项施加一个正向冲击后，经济发展的脉冲响应值为0，随后其脉冲响应值开始显著上升，在第8期达到最大值，随后开始下降，并在第12期开始保持平稳态势，整个过程始终处于X轴上方，意味着在较长时间内发明专利授权项对经济发展存在着显著的正向冲击。由Log（Y）对Log（X2）的脉冲响应函数可知，当在第1期给新型专利授权数量施加一个正向冲击以后，经济发展的脉冲值为0，随后逐渐上升，并在第3期达到最大值，从第4期开始逐渐下降，直到第10期开始保持平稳态势，且第四期的脉冲响应值为0，从第4期开始脉冲响应值始终处于X轴下方，说明开始时，新型专利授权数量对实体经济发展有正向冲击作用，后来对实体经济有负向冲击作用，表现为对实体经济的抑制作用。这是因为近年来政府以及社会公众对于绿色环保意识越来越强烈，绿色科技创新会给那些落后的、非绿色产业予以冲击，那些对环境危害大的产业逐渐被淘汰。而绿色创新产业还处于发展阶段，还未来得及推广普及，因此会造成实体经济增长减弱。

（4）方差分解

通过对Log（Y）作方差分解可知，从横向发展来看，实体经济发展主要得益于的贡献，贡献率达到46.39%以上，而来自于Log（X2）对实体经济发展的贡献率从第3期开始便弱于Log（x1）对实体经济发展的贡献率;从纵向发展来看，随着时间的推移，实体经济发展对自身的贡献率逐年减少，而Log（x1）对实体经济发展的贡献率增加的比较快，从第9期开始贡献率便达到46.39%以上，Log（X2）的贡献率逐年增加，增长速率相对较慢，在第20期达到13.28%以上。这说明，科技创新是湖北省经济发展的重要因素，对湖北省经济的发展有重要贡献。

4  结论与建议

4.1  结论

（1）发明专利授权项、新型专利授权数量与经济发展存在正向协整关系。实证结果显示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）存在正向协整关系，也就是说，绿色科技创新水平越高，经济发展水平越高;经济发展水平越高，绿色科技创新能力越强。

（2）发明专利授权项对实体经济发展有长期的正向冲击，新型专利授权数量对实体经济发展先有正向冲击作用，后又逐渐减弱并转为负向冲击作用。脉冲响应函数显示，实体经济发展对发明专利授权项的脉冲响应值先增加后减少，且始终处于X轴上方，对实体经济发展有正向冲击作用。实体经济发展对新型专利授权数量的脉冲响应值先增加后减少，并从第4期以后处于X轴下方，对实体经济发展由正向冲击作用变为反向冲击作用。

（3）发明专利授权项和新型专利授权数量对实体经济发展具有滞后性。方差分解显示，发明专利授权项和新型专利授权数量对实体经济发展的贡献率从第二期才开始显现。同时，发明专利授权项对实体经济发展的贡献率明显要大于新型专利授权数量对于实体经济发展的贡献率。

4.2  建议

（1）加大绿色科技创新投入，创新绿色科技投入机制。科技投入是科技发展的保障，只有足够的科研经费投入，才能保障科技活动的高效运行。一方面政府应继续加大科研经费的投入，同时引导和激励企业和个人进行科技投资，使他们成为科技投资的主体。另一方面应创新融资方式，改革创新科技投入机制，解决科技投资融资难的问题。

（2）加大实体经济扶持力度，引导实体经济绿色发展。首先应建立科技金融服务平台，强化科技金融服务体系的建设[15]，对于应用绿色科技创新的企业要纳入科技金融服务体系给予支持。同时政府应实行税收减免政策，在金融支持上予以适当的松懈，给予绿色创新企业一个成长期，在这个成长期内使绿色创新企业迅速成长。通过综合性因素推动实体经济对于绿色科技创新的应用，使实体经济在运用绿色科技创新的过程中实现绿色发展。

（3）推动绿色创新技术运用，降低绿色创新投资风险。一方面政府及相关部门要加强对实体经济运用绿色科技创新的鼓励与引导，要认识到绿色科技创新对实体经济一定会产生积极影响，但这种积极影响需要一定的时间来显现，要引导企业正确认识这种经济规律。另一方面应发挥财政支持绿色科技创新的重要作用，综合运用股权投资、风险补偿、贷款贴息、政府和社会资本合作（PPP）等方式，支持市场导向明确的绿色科技创新活动[16]，减少企业对于绿色科技创新活动的投资风险。

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Dynamic Interaction Analysis of the Impact of Green Science and Technology Innovation on the Development of Real Economy

——Taking Hubei Province as an example

Zhuo Zhiheng，Hou Yuqiao，Wang Fayuan

（1 Economics & Management School of Yang Tze University  Jingzhou Hubei  4340232 ;

Research Institute of Yangtze River Economic Zone Development of Yang Tze University   Jingzhou Hubei 434023）

Abstract：Based on the data of Hubei province from 1990 to 2017， this paper USES VAR model to analyze the dynamic interaction between green technology innovation and real economy development.The results show that there is a positive co-integration relationship between the invention patent authorization， the number of new patent licenses and economic development; the invention patent authorization has a long-term positive impact on the development of the real economy， and the number of new patent grants has a positive impact on the development of the real economy. Then it gradually weakens and turns into a reverse shock effect; the number of invention patent grants and new patent grants has a time lag for the development of the real economy. Therefore， we should increase investment in green technology innovation， innovate green technology investment mechanism; increase the support of the real economy， guide the green development of the real economy; promote the use of green innovation technology， and reduce the risk of green innovation investment.

Keywords： Green Technology Innovation; Real Economy Development; VAR model