中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合協(xié)調(diào)度及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

方大春 馬為彪

摘 要 基于2006～2015年省際面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綜合指標(biāo)體系，利用耦合協(xié)調(diào)模型與計(jì)量模型，分析全國(guó)30個(gè)?。ㄊ校﹨^(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合協(xié)調(diào)度及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。結(jié)果表明：區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綜合水平指數(shù)在樣本期間內(nèi)處于不斷上升趨勢(shì);全國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間整體耦合處于高水平耦合階段，協(xié)調(diào)度處于低度耦合協(xié)調(diào)階段，不同省份之間差異明顯;協(xié)調(diào)度整體上呈現(xiàn)“東高西低，南高北低”的布局，良性的耦合協(xié)調(diào)主要集中在長(zhǎng)江三角洲、珠江三角洲以及環(huán)渤海地區(qū)。計(jì)量分析結(jié)果表明區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間耦合協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正“U”形關(guān)系，耦合協(xié)調(diào)度存在明顯的空間溢出性。為此，堅(jiān)持以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵，精準(zhǔn)定位，彰顯地區(qū)特色優(yōu)勢(shì)，縮小地區(qū)之間耦合協(xié)調(diào)度差距，避免其負(fù)外部效應(yīng)出現(xiàn)。

關(guān)鍵詞 區(qū)域創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);耦合協(xié)調(diào)度;經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

[中圖分類號(hào)]F061.5;F062.9[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1673-0461（2019）07-0050-09

一、引 言

黨的十九大報(bào)告指出，要以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，要以創(chuàng)新作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心動(dòng)力，加快建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家。作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩個(gè)重要源泉，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和區(qū)域創(chuàng)新直接推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)由粗放型向集約型增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變。學(xué)術(shù)界對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新的研究主要集中在兩個(gè)方面：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)和區(qū)域創(chuàng)新的價(jià)值、實(shí)現(xiàn)路徑等研究。如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用[1-2]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑[3-4]、區(qū)域創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動(dòng)作用[5-6]、區(qū)域創(chuàng)新模式與路徑[7-8]。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域創(chuàng)新之間關(guān)系研究。一方面單向影響研究：Nahm與Steinfeld站在制造業(yè)的角度研究技術(shù)創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到推動(dòng)作用[9]。Hopenhayn在研究分配與生產(chǎn)理論時(shí)發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能夠有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[10]。陶長(zhǎng)琪等進(jìn)行SDM實(shí)證研究，結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“兩化”具有顯著的正向作用[11]。吳豐華等基于1997～2011年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)研究，結(jié)果證實(shí)第二、三產(chǎn)業(yè)升級(jí)能夠有效促進(jìn)自主創(chuàng)新能力[12]。Wang等基于微觀企業(yè)視角研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響[13]。李偉慶、聶獻(xiàn)忠基于1998～2012年省級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)中國(guó)整體自主創(chuàng)新有顯著的正效應(yīng)[14]。另一方面探討相互關(guān)系：王鵬等基于面板數(shù)據(jù)探究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新的互動(dòng)關(guān)系發(fā)現(xiàn)兩者存在相互促進(jìn)的動(dòng)態(tài)作用[15]。李政等基于面板VAR模型分析，得出創(chuàng)新投入結(jié)構(gòu)合理在一定程度上阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化水平發(fā)展，并導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)凝固，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化發(fā)展對(duì)創(chuàng)新投入強(qiáng)度呈負(fù)向影響，處理好兩者之間關(guān)系，才能形成彼此相互促進(jìn)的聯(lián)動(dòng)機(jī)制[16]。Gryczka在研究創(chuàng)新與服務(wù)業(yè)之間的關(guān)系時(shí)，認(rèn)為更高的創(chuàng)新往往是相關(guān)聯(lián)的服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的作用更強(qiáng)[17]。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理來(lái)看，學(xué)者重點(diǎn)探討區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的單向影響關(guān)系。事實(shí)上，兩者并不是簡(jiǎn)單地單向影響關(guān)系，而是相互影響。一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的實(shí)質(zhì)是生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率行業(yè)向高生產(chǎn)率行業(yè)再配置過(guò)程，必然激發(fā)部門(mén)不斷創(chuàng)新;另一方面，創(chuàng)新將提高部分行業(yè)或企業(yè)的生產(chǎn)率并帶來(lái)超額利潤(rùn)，在市場(chǎng)作用下，資源將逐漸向這些行業(yè)傾斜，引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。盡管，少數(shù)研究也對(duì)兩者的相互關(guān)系展開(kāi)分析，但局限在兩者單個(gè)指標(biāo)間的相關(guān)性，對(duì)兩個(gè)體系間協(xié)調(diào)度及其對(duì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究較少。區(qū)域創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅直接對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而且通過(guò)兩者交互推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，交互協(xié)調(diào)度的高低也間接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。少數(shù)學(xué)者開(kāi)始關(guān)注創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型或經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的耦合關(guān)系[18-19]。鑒于此，本文試圖通過(guò)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系與區(qū)域創(chuàng)新體系，利用物理學(xué)耦合原理，測(cè)度2006～2015年全國(guó)30?。ㄊ校┳灾螀^(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新之間協(xié)調(diào)度，通過(guò)計(jì)量模型考察協(xié)調(diào)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，最后提出相應(yīng)的政策建議。

二、區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的綜合水平測(cè)度

（一） 指標(biāo)體系構(gòu)建

定量分析區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間耦合協(xié)調(diào)關(guān)系，首先確定區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合水平指數(shù)。合理的構(gòu)建兩大系統(tǒng)綜合指標(biāo)體系是關(guān)鍵，遵循整體性、科學(xué)性與客觀性等原則，參照蔣天穎等[20]、曾繁清等[21]研究，將區(qū)域創(chuàng)新分為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境3個(gè)一級(jí)指標(biāo)和14個(gè)二級(jí)指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分為產(chǎn)值結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、高級(jí)化、合理化4個(gè)一級(jí)指標(biāo)和9個(gè)二級(jí)指標(biāo)展開(kāi)，具體見(jiàn)表1。

（二）部分指標(biāo)說(shuō)明、數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理

1.部分指標(biāo)說(shuō)明

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)是描述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的一種定量指標(biāo)，一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)越高，說(shuō)明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高級(jí)（徐敏等[22]）。公式如下：

泰爾指數(shù)，最早的提出者是泰爾（1997），又被稱之為泰爾熵。干春暉等將其運(yùn)用到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中來(lái)表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化[1]。泰爾指數(shù)越接近零，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，是一種負(fù)向指標(biāo)。公式如下：

其中，TL表示泰爾指數(shù)，Y表示地區(qū)生產(chǎn)總值，L表示就業(yè)人數(shù)，i表示產(chǎn)業(yè)，i=1、2、3。

2.數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理

由于選取的指標(biāo)單位不同，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。正向指標(biāo)計(jì)算公式（3），負(fù)向指標(biāo)計(jì)算公式（4），如下：

3.數(shù)據(jù)來(lái)源

研究以全國(guó)30個(gè)省（市）及自治區(qū)（不包括西藏、港澳臺(tái)地區(qū)）為對(duì)象，樣本區(qū)間為2006～2015年①。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2007～2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各?。ㄊ校┑慕y(tǒng)計(jì)年鑒。為消除物價(jià)等因素的影響，以2006年為基期對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格平減。

4.綜合水平指數(shù)

從表2中可以得到：全國(guó)各?。ㄊ校┊a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合水平指數(shù)與區(qū)域創(chuàng)新綜合水平指數(shù)都呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，兩者具有一定的相關(guān)性，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合水平指數(shù)大于區(qū)域創(chuàng)新綜合水平指數(shù)，這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)優(yōu)于區(qū)域創(chuàng)新，這就需要地方政府在推動(dòng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的同時(shí)，加強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新力度，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境，共同推進(jìn)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展。

三、協(xié)調(diào)度及特征變化

（一）耦合模型構(gòu)建

耦合的概念最先出現(xiàn)在物理學(xué)中，它所體現(xiàn)的是系統(tǒng)與系統(tǒng)之間通過(guò)彼此的相互作用互相影響，耦合度是對(duì)不同系統(tǒng)耦合程度的定量描述。區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著相互關(guān)聯(lián)的互動(dòng)效應(yīng)，通過(guò)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩大系統(tǒng)耦合度的定量測(cè)度，實(shí)證分析兩者之間的互動(dòng)程度。參照廖重斌[23]研究，將區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合模型表示如下：

由于區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩大體系具有動(dòng)態(tài)、交錯(cuò)的屬性，單純依靠耦合度并不能全面地反映兩體系間的協(xié)調(diào)效應(yīng)與整體效應(yīng)，而耦合協(xié)調(diào)度（簡(jiǎn)稱為協(xié)調(diào)度）不僅可以反映兩體系間的交互耦合程度，還能體現(xiàn)兩者的整體發(fā)展水平;協(xié)調(diào)是指不同系統(tǒng)之間通過(guò)相互作用使得總體關(guān)系總是朝著良性的方向發(fā)展，系統(tǒng)之間形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、協(xié)調(diào)一致、良性循環(huán);協(xié)調(diào)度是對(duì)不同系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)程度的定量測(cè)量[24]。為了進(jìn)一步客觀地描述我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系的真實(shí)協(xié)調(diào)發(fā)展水平，在公式（5）的基礎(chǔ)上引入?yún)f(xié)調(diào)度模型如下：

為了使區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合度與協(xié)調(diào)度具有實(shí)踐性與可觀性，需對(duì)其耦合度以及協(xié)調(diào)度等級(jí)階段進(jìn)行劃分。學(xué)術(shù)界對(duì)此并沒(méi)有統(tǒng)一劃分，根據(jù)吳玉鳴等[25]、蔣天穎等[19]學(xué)者研究，并根據(jù)本文的需要?jiǎng)澐譃橐韵聦哟?，?jiàn)表3。

（二）耦合與協(xié)調(diào)度

根據(jù)評(píng)價(jià)體系得到的區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合水平指數(shù)，再利用耦合協(xié)調(diào)模型最終得到2006～2015年全國(guó)各省（市）區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合度與協(xié)調(diào)度。表4給出了2006、2009、2012、2015年的數(shù)據(jù)，并計(jì)算出樣本期間耦合度與協(xié)調(diào)度均值。為進(jìn)一步展現(xiàn)全國(guó)區(qū)域間耦合度與協(xié)調(diào)度差異情況，分別給出全國(guó)東中西地區(qū)②耦合度與協(xié)調(diào)度差異情況。

從耦合度的角度分析：2006～2015年區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合程度均值隨時(shí)間遞增，由2006年的0.854 9上升到2015年的0.924 5，處于高水平耦合階段。這說(shuō)明我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在明顯的相互作用，區(qū)域創(chuàng)新的加強(qiáng)能夠不斷推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化調(diào)整，同時(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為反推力不斷促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新能力提升。地區(qū)間存在差異：東部與中部地區(qū)耦合度大于全國(guó)均值，處于高水平耦合階段，且在整體上高于西部地區(qū)。西部地區(qū)的耦合度由2006年0.792 0的磨合階段上升到2015年0.894 5的高水平耦合階段，但距離2015年全國(guó)的均值（0.924 5）依然具有一段距離。盡管西部地區(qū)耦合度低于全國(guó)均值，但上升幅度大于東中部地區(qū)，這也說(shuō)明西部地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還具有巨大的提升空間。

單純的耦合度并不能測(cè)度區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的整體性與協(xié)調(diào)性，這就需要結(jié)合協(xié)調(diào)度分析。從協(xié)調(diào)度的角度看：2006～2015年全國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)度均值呈現(xiàn)不斷上升態(tài)勢(shì)，由2006年的0.376 5上升到2015年的0.496 4，處于低度耦合協(xié)調(diào)階段，這說(shuō)明我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的互動(dòng)關(guān)系不斷向著協(xié)調(diào)一致、相互促進(jìn)的方向前進(jìn)，但還是處在低度階段，還有很大上升空間;東中西部地區(qū)的協(xié)調(diào)度存在明顯差異。具體表現(xiàn)為：東部地區(qū)高于全國(guó)均值與中西部地區(qū)，協(xié)調(diào)度從低度耦合協(xié)調(diào)向中度耦合協(xié)調(diào)階段轉(zhuǎn)變，其中2015年的廣東與北京地區(qū)協(xié)調(diào)度分別達(dá)到0.822 8與0.814 3，處于高度耦合協(xié)調(diào)階段。中西部地區(qū)低于全國(guó)均值，整體上處于低度耦合協(xié)調(diào)階段，其中西部地區(qū)的青海（0.334 1）與寧夏（0.326 0）的協(xié)調(diào)度2015年剛剛處于低度耦合協(xié)調(diào)階段，與東部省（市）相差巨大。

（三）區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)度的空間演化特征

為了更清晰地顯示2006～2015年我國(guó)各省（市）區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)度空間演化及其特征，表5給出了2006、2009、2012、2015年全國(guó)?。ㄊ校﹨f(xié)調(diào)度地區(qū)分布。

從表5可以看出，我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)度趨勢(shì)向好，2006年全國(guó)協(xié)調(diào)度達(dá)到中度協(xié)調(diào)階段以上只有4個(gè)省（市），2015年達(dá)到了11個(gè)?。ㄊ校?，其中北京與廣東進(jìn)入高度協(xié)調(diào)階段。全國(guó)各地區(qū)協(xié)調(diào)度分布存在差異，總體格局表現(xiàn)為“東高西低，南高北低”。以北京為首的環(huán)渤海地區(qū)、以上海為首的長(zhǎng)三角地區(qū)以及以廣東為首的珠三角地區(qū)協(xié)調(diào)度普遍高于全國(guó)其他地區(qū)，形成了中心大城市向外圍地區(qū)擴(kuò)散效應(yīng)，這說(shuō)明區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)關(guān)系發(fā)展，不僅與自身城市發(fā)展具有相關(guān)性，而且受到周?chē)蟪鞘械妮椛渥饔谩?/p>

四、協(xié)調(diào)度經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證分析

以往的研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單項(xiàng)指標(biāo)之間的交互作用會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。那么，區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩體系間的協(xié)調(diào)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響就值得進(jìn)一步探討。

（一）模型設(shè)計(jì)

實(shí)際上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有慣性，前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定影響[26]。除此之外，協(xié)調(diào)度與GDP之間存在密切的關(guān)系，例如經(jīng)濟(jì)水平高省份，其區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)度往往越高。因此，二者之間存在一定程度內(nèi)生性。傳統(tǒng)的直接運(yùn)用最小二乘法的方法對(duì)模型進(jìn)行回歸處理，一般都忽略了模型中所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，這會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的有偏性與非一致性。為解決這種內(nèi)生性，Arellano 和Bond（1991）與Blundell和Bond（1998）提出動(dòng)態(tài)GMM方法。這種方法一方面可以通過(guò)使用被解釋變量的滯后期作為工具變量來(lái)解決解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題，另一方面能夠控制個(gè)體效應(yīng)。借助于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間協(xié)調(diào)度等經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素，構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，為了消除數(shù)據(jù)異方差，需要對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。因此，將模型設(shè)定為：

（二）結(jié)果分析

為檢驗(yàn)區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合協(xié)調(diào)性的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，采用系統(tǒng)GMM與差分GMM方法通過(guò)stata13.0對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，計(jì)量結(jié)果如表7所示：

通過(guò)模型1與模型2的AR（1）與AR（2）檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，模型存在一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān);從Sargan工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，模型1中Sargan的p值小于0.05，存在工具變量的過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，這說(shuō)明系統(tǒng)GMM的結(jié)果更為準(zhǔn)確。從模型結(jié)果看，lnD前的系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在負(fù)的相關(guān)性。為進(jìn)一步考察耦合協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在非線性關(guān)系，在模型1的基礎(chǔ)上加入ln2D，如模型3與模型4所示。

模型3的Sargan的p值在5%的水平上顯著，這就說(shuō)明模型3運(yùn)用差分GMM確實(shí)存在過(guò)度工具變量問(wèn)題，且其解釋變量并沒(méi)有很好地通過(guò)檢驗(yàn);模型4中Sargan的p值達(dá)到0.220，拒絕工具變量的過(guò)度識(shí)別，且其解釋變量都通過(guò)檢驗(yàn)，這再一次說(shuō)明系統(tǒng)GMM更優(yōu)于差分GMM，故本文采用系統(tǒng)GMM模型。

模型4的結(jié)果來(lái)看，lnD前的系數(shù)顯著為負(fù)，但ln2D前的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在著非線性的關(guān)系?？赡艿脑蛟谟冢航?jīng)濟(jì)發(fā)展初期，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，滿足社會(huì)發(fā)展需要，更多追求的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率，強(qiáng)調(diào)優(yōu)先發(fā)展原則，換句話說(shuō)，低水平協(xié)調(diào)度在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)進(jìn)一步發(fā)展，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式已遇瓶頸，追求經(jīng)濟(jì)“質(zhì)”變成為主旋律，協(xié)調(diào)發(fā)展已成為經(jīng)濟(jì)成功轉(zhuǎn)型的必要因素，這時(shí)候的高水平協(xié)調(diào)度才能真正促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)久發(fā)展。此外，固定資產(chǎn)投資、勞動(dòng)力人數(shù)、對(duì)外開(kāi)放程度與政府財(cái)政支出都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

地理學(xué)第一定律指出：所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物更關(guān)聯(lián)（Tobler，1970）。事實(shí)說(shuō)明各事物都存在著廣泛的聯(lián)系，而這種關(guān)聯(lián)的密切程度又與空間距離相關(guān)。通過(guò)對(duì)傳統(tǒng)動(dòng)態(tài)計(jì)量模型中加入空間權(quán)重矩陣進(jìn)行修正，由此構(gòu)建空間自回歸模型（SAR）、空間杜賓模型（SDM）與空間誤差模型（SEM）作為本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，p值都在5%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，模型統(tǒng)一采用固定效應(yīng)。從結(jié)果看，空間回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著，這說(shuō)明確實(shí)存在空間效應(yīng);lnD與ln2D通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)并沒(méi)有改變，其他控制變量絕大多數(shù)都通過(guò)了檢驗(yàn)，這說(shuō)明模型的設(shè)定存在穩(wěn)健性?？臻g杜賓模型顯示W(wǎng)×lnD系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合協(xié)調(diào)度存在空間上的溢出性，且經(jīng)濟(jì)差距越大的，協(xié)調(diào)度溢出效應(yīng)越大。

通過(guò)計(jì)算得到動(dòng)態(tài)GMM模型的耦合協(xié)調(diào)度lnD最低點(diǎn)約為6.40，超出區(qū)間內(nèi)的最大值（4.41），而空間面板模型的耦合協(xié)調(diào)度lnD最低點(diǎn)分別為3.00（SAR模型）、2.40（SEM模型）與2.60（SDM模型），低于區(qū)間內(nèi)最小值（3.17），可能的原因在于動(dòng)態(tài)GMM考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后性，當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度受前一期影響，由此弱化了耦合協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致模型的最低點(diǎn)向右偏移，空間面板更多考慮鄰近地區(qū)的相互影響，未將前期經(jīng)濟(jì)的影響考慮模型中，這種忽略經(jīng)濟(jì)滯后期的影響無(wú)疑也會(huì)加強(qiáng)耦合協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致計(jì)算模型的最低點(diǎn)向左偏移。綜合考慮，取動(dòng)態(tài)模型與空間面板模型計(jì)算得到的最低點(diǎn)均值近似作為模型的最低點(diǎn)約為=3.60，在樣本期間內(nèi)，大部分省份已過(guò)最低點(diǎn)，耦合協(xié)調(diào)度開(kāi)始對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。

五、結(jié)論與建議

在實(shí)證分析基礎(chǔ)上，得出以下結(jié)論：

第一，我國(guó)各地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合水平指數(shù)逐年提升，但存在地區(qū)差異。廣東省區(qū)域創(chuàng)新能力居于全國(guó)之首，北京市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合發(fā)展能力位居全國(guó)第一，大幅度高于其他地區(qū)。

第二，區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)耦合度與協(xié)調(diào)度逐年上升，但東、中西部差異明顯。區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于高水平耦合階段，但協(xié)調(diào)度卻處在低度耦合協(xié)調(diào)階段。東部地區(qū)的協(xié)調(diào)度逐漸向高度耦合協(xié)調(diào)階段轉(zhuǎn)變，中西部地區(qū)的協(xié)調(diào)度逐步向中度協(xié)調(diào)階段轉(zhuǎn)變。全國(guó)各地區(qū)協(xié)調(diào)度分布存在差異，總體格局表現(xiàn)為“東高西低，南高北低”。以北京為首的環(huán)渤海地區(qū)、以上海為首的長(zhǎng)三角地區(qū)以及以廣東為首的珠三角地區(qū)協(xié)調(diào)度普遍高于全國(guó)其他地區(qū)。

第三，區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)非線性關(guān)系，動(dòng)態(tài)面板模型結(jié)果顯示，兩大體系的協(xié)調(diào)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著正“U”形關(guān)系，在2006～2015年期間，大部分省份都已過(guò)最低點(diǎn)，協(xié)調(diào)度提高對(duì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展起促進(jìn)作用;運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，實(shí)證分析結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性;SDM模型實(shí)證分析表明協(xié)調(diào)度具有明顯空間溢出性，這種溢出性在經(jīng)濟(jì)差距較大的地區(qū)間表現(xiàn)更為明顯。

根據(jù)以上結(jié)論，給出以下建議：

第一，大力加強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新力度，提高區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間耦合協(xié)調(diào)度。我國(guó)整體上產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展能力優(yōu)于區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展能力，兩大系統(tǒng)步伐并不一致，缺乏協(xié)調(diào)性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域創(chuàng)新是相互促進(jìn)、互補(bǔ)的兩大系統(tǒng)，并不是魚(yú)和熊掌的關(guān)系，要兼而顧之，不能單手抓。實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵，不斷加快以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系建設(shè)，大力引進(jìn)、培育、發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)。

第二，縮小地區(qū)之間耦合協(xié)調(diào)度差距，避免其負(fù)外部效應(yīng)出現(xiàn)。全國(guó)各地區(qū)協(xié)調(diào)度分布存在差異，總體表現(xiàn)為中西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度水平整體較低。東部地區(qū)在謀求自身發(fā)展的同時(shí)，應(yīng)積極做好引領(lǐng)示范作用，打破區(qū)域間市場(chǎng)壁壘，消除國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割現(xiàn)象，促進(jìn)人才與知識(shí)自由流動(dòng)，擴(kuò)大創(chuàng)新效應(yīng)的溢出性。

第三，因地施策，精準(zhǔn)定位。由于區(qū)域間存在資源稟賦、區(qū)位以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度上的差異，這就需要各地區(qū)根據(jù)自身的實(shí)際情況扮演相應(yīng)的角色，精準(zhǔn)定位，彰顯特色優(yōu)勢(shì)，積極推動(dòng)?xùn)|中西部三大板塊之間的互補(bǔ)、互助。

[注 釋]

① 由于2017年《中國(guó)金融年鑒》未公布，部分?jǐn)?shù)據(jù)不能更新，所以樣本截止期間到2015年。

② 東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部地區(qū)：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 干春暉，鄭若谷，余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，46（5）：4-16，31.

[2] ALHOWAISH A K. Does services sector cause economic growth？ empirical evidence from Saudi Arabia[J]. Indiana journal of global legal studies，2014，7（1）：1-6.

[3] 何平，陳丹丹，賈喜越.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2014，31（7）：31-37.

[4] 湛泳，徐樂(lè)，王恬.包容性創(chuàng)新推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑研究——基于跨越“中等收入陷阱”的視角[J].研究與發(fā)展管理，2017，29（1）：75-85.

[5] 王麗潔.區(qū)域創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2016（16）：142-144.

[6] SHUKLA S. Innovation and economic growth： a case of India[J].Humanities & social science reviews，2017，5（2）：64-70.

[7] 白俊紅，蔣伏心.協(xié)同創(chuàng)新、空間關(guān)聯(lián)與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015，50（7）：174-187.

[8] 卓乘風(fēng)，鄧峰.創(chuàng)新要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效——空間視角下政府調(diào)節(jié)作用的非線性檢驗(yàn)[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2017，38（7）：15-26.

[9] NAHM J，STEINFELD E S. Scale-up nation： China's specialization in innovative manufacturing[J]. World development，2014，54（54）：288-300.

[10] HOPENHAYN H A. Firms，misallocation，and aggregate productivity： a review[J]. Social science electronic publishing，2014，6（1）：735-770.

[11] 陶長(zhǎng)琪，彭永樟.經(jīng)濟(jì)集聚下技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間效應(yīng)分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2017（3）：91-103.

[12] 吳豐華，劉瑞明.產(chǎn)業(yè)升級(jí)與自主創(chuàng)新能力構(gòu)建——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（5）：57-69.

[13] LI J，DYLAN S，WANG Y，et al. Firm ownership，industrial structure，and regional innovation performance in China's provinces[J]. Technology analysis & strategic management，2014，26（9）：1001-1022.

[14] 李偉慶，聶獻(xiàn)忠.產(chǎn)業(yè)升級(jí)與自主創(chuàng)新：機(jī)理分析與實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2015，33（7）：1008-1016.

[15] 王鵬，趙捷.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與區(qū)域創(chuàng)新互動(dòng)關(guān)系研究——基于我國(guó)2002-2008年的省際數(shù)據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2011（4）：53-60.

[16] 李政，楊思瑩.創(chuàng)新投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].求是學(xué)刊，2015，42（4）：61-67.

[17] GRYCZKA M. The Changing role of the service sector in an innovation-oriented economy[J]. Folia oeconomica stetinensia，2016，16（2）：175-190.

[18] 蔣天穎，劉程軍.長(zhǎng)江三角洲區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的耦合協(xié)調(diào)研究[J].地域研究與開(kāi)發(fā)，2015，34（6）：8-13，42.

[19] 王偉，孫雷.區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型協(xié)調(diào)度分析——以銅陵市為例[J].地理科學(xué)，2016，36（2）：204-212.

[20] 蔣天穎，華明浩，許強(qiáng)，等.區(qū)域創(chuàng)新與城市化耦合發(fā)展機(jī)制及其空間分異——以浙江省為例[J].經(jīng)濟(jì)地理，2014，34（6）：25-32.

[21] 曾繁清，葉德珠.金融體系與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)度分析——基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2017（3）：134-147.

[22] 徐敏，姜勇.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距嗎？[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2015，32（3）：3-21.

[23] 廖重斌.環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的定量評(píng)判及其分類體系——以珠江三角洲城市群為例[J].熱帶地理，1999（2）：76-82.

[24] 王毅，丁正山，余茂軍，等.基于耦合模型的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與城市化協(xié)調(diào)關(guān)系量化分析——以江蘇省常熟市為例[J].地理研究，2015，34（1）：97-108.

[25] 吳玉鳴，柏玲.廣西城市化與環(huán)境系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)測(cè)度與互動(dòng)分析[J].地理科學(xué)，2011，31（12）：1474-1479.

[26] 杜立民.我國(guó)二氧化碳排放的影響因素：基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究[J].南方經(jīng)濟(jì)，2010（11）：20-33.

[27] 張軍，吳桂英，張吉鵬.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）：35-44.

[28] 林光平，龍志和，吳梅.我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的空間計(jì)量實(shí)證分析：1978-2002年[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（S1）：67-82.