吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用研究

夏昉 李銀清

摘要：本文以吉林省2000年～2016年科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)為基礎(chǔ)，運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、協(xié)整理論及VAR模型對(duì)吉林省科技服務(wù)業(yè)與吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，且二者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系?？萍挤?wù)業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展新業(yè)態(tài)，吉林省應(yīng)從制定差別化政策培育高端人才、提升科技水平、加強(qiáng)知識(shí)溢出等方面推進(jìn)科技服務(wù)業(yè)發(fā)展，從而帶動(dòng)吉林省向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邁進(jìn)。

關(guān)鍵詞：科技服務(wù)業(yè);經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整關(guān)系;VAR模型

中圖分類號(hào)：F061文獻(xiàn)識(shí)別碼：A文章編號(hào)：

2096-3157（2020）23-0113-04

科技服務(wù)業(yè)是近年來逐漸興起并取得迅速發(fā)展的一種以促進(jìn)知識(shí)交流和創(chuàng)新為目的的新興產(chǎn)業(yè)?？萍挤?wù)業(yè)的概念起源于西方，在國(guó)外已有百年的發(fā)展歷史，而我國(guó)則在20世紀(jì)90年代才逐步出現(xiàn)科技服務(wù)業(yè)的概念。隨著科技在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用逐步增強(qiáng)，科技服務(wù)業(yè)日漸發(fā)展成為獨(dú)立的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)。實(shí)踐表明，科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展作為產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)的關(guān)鍵一環(huán)，將會(huì)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生式轉(zhuǎn)型;對(duì)于實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新機(jī)制、完善科技創(chuàng)新體制等方面亦呈現(xiàn)重要的戰(zhàn)略指導(dǎo)意義[1]。

多年來，吉林省不斷加大科技力量的投入，注重科技創(chuàng)新，將科技服務(wù)業(yè)作為促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要支撐點(diǎn)和有力保障。2014年10月，國(guó)務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于加快科技服務(wù)業(yè)發(fā)展的若干意見》，首次對(duì)科技服務(wù)業(yè)發(fā)展作出全面部署。該文件闡述了加快科技服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)于推動(dòng)科技創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化的推動(dòng)作用;揭示了科技經(jīng)濟(jì)深度融合過程中，科技服務(wù)業(yè)對(duì)于通過科技創(chuàng)新引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，以及培育新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)向高端水平邁進(jìn)從而引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效的重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

從已有文獻(xiàn)資料來看，對(duì)科技服務(wù)業(yè)的研究方向主要集中對(duì)科技服務(wù)業(yè)內(nèi)涵的界定與發(fā)展問題分析、科技服務(wù)業(yè)的運(yùn)行機(jī)理分析等幾個(gè)方面。蔣有康等嘗試從科技服務(wù)業(yè)內(nèi)涵的界定方面去界定科技服務(wù)業(yè)。張振剛等認(rèn)為研究科技服務(wù)業(yè)主要通過知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)、方法、信息等要素的積累對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力提升的影響，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品創(chuàng)新和社會(huì)知識(shí)價(jià)值創(chuàng)造最終促進(jìn)商業(yè)價(jià)值。

國(guó)內(nèi)學(xué)者在產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究也越來越多。李鳳升等在研究黑龍江省服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究中表明黑龍江省服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)1%，促進(jìn)黑龍江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.84%。黃亦元的定量研究發(fā)現(xiàn)四川省科技服務(wù)業(yè)較大程度依賴于第二產(chǎn)業(yè)，并營(yíng)造了其他產(chǎn)業(yè)的提升空間;曹穎杰認(rèn)為科技服務(wù)業(yè)能夠推動(dòng)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)從勞動(dòng)密集型向知識(shí)密集型發(fā)展，成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的新興增長(zhǎng)點(diǎn)。

綜合國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究可知，目前對(duì)科技服務(wù)業(yè)的研究逐漸由定性的內(nèi)涵作用研究向經(jīng)濟(jì)定量研究轉(zhuǎn)化。因此，研究吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用對(duì)于研究吉林省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有著舉足輕重的作用。

二、數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文選取的2000年～2016年間吉林省的科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值（TS）和吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）均來自于2000年～2016年《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文利用統(tǒng)計(jì)年鑒中的產(chǎn)值（名義產(chǎn)值）與當(dāng)年的物價(jià)指數(shù)的比值所得的實(shí)際產(chǎn)值作為研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，以消除物價(jià)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)值的影響為了保證數(shù)據(jù)的可比性，消除數(shù)據(jù)的量綱及異方差性而不影響原始數(shù)列的協(xié)整關(guān)系，本文對(duì)吉林省科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值及吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理，分別記作LNTS和LNGDP。

2.模型構(gòu)建

向量自回歸模型（VAR模型）最早由Sims于1980年提出，該模型通常用于多變量時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和描述隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。模型通過內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt（t=1，2，…，T）

其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，p是滯后階數(shù)，樣本個(gè)數(shù)為T。

3.研究方法

鑒于宏觀經(jīng)濟(jì)的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)LNTS，LNGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過多次差分使得處理后的時(shí)間序列存在同階單整時(shí)，運(yùn)用Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)LNTS與LNGDP之間是否存在協(xié)整關(guān)系，利用格蘭杰檢驗(yàn)驗(yàn)證二者之間的因果關(guān)系，通過誤差修正模型衡量長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為了深入探討VAR模型所反映的變量間的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系，本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)與方差分解對(duì)LNTS與LNGDP作進(jìn)一步的預(yù)測(cè)分析。

三、結(jié)果

1.吉林省科技服務(wù)業(yè)與地區(qū)生產(chǎn)總值的基本狀況

如圖1所示為吉林省2000年～2016年間科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)折線圖。從折線圖可以看出，吉林省科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值變化趨勢(shì)與吉林省GDP產(chǎn)值大致相同，且均呈平穩(wěn)上升狀態(tài)，可以大致判斷兩者之間存在一定的關(guān)系。一方面，吉林省科技服務(wù)業(yè)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的發(fā)展?fàn)顩r是一致的，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，科技服務(wù)業(yè)也得到了很大的發(fā)展。另一方面，也可以看到，吉林省科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展速度較為緩慢。

2.實(shí)證結(jié)果分析

本文采用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、VAR模型等計(jì)量工具分析研究吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

（1）變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文首先對(duì)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，運(yùn)用Eviews8.0對(duì)各變量序列LNGDP和LNTS進(jìn)行單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由各變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果來看，原序列LNGDP和LNTS的ADF值在各顯著性水平下均不平穩(wěn)，沒有通過檢驗(yàn)。經(jīng)過一階差分處理后，ΔLNGDP在各檢驗(yàn)水平下均不平穩(wěn)，而ΔLNTS在5%的檢驗(yàn)水平下平穩(wěn)。根據(jù)協(xié)整理論，只有同階單整序列才能夠作協(xié)整分析，故繼續(xù)對(duì)兩變量序列作二階差分處理。二階差分處理后，Δ2LNGDP在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，Δ2LNTS在5%的檢驗(yàn)水平下平穩(wěn)，均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。所以確定二者為為二階單整序列，分別記作Δ2LNGDP～I(xiàn)（2），Δ2LNTS～I(xiàn)（2），可以對(duì)兩變量序列進(jìn)行協(xié)整分析。

（2）協(xié)整分析

根據(jù)以上對(duì)變量序列的單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，兩組變量序列LNGDP和LNTS均為二階單整平穩(wěn)，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并建立如下估計(jì)方程模型：

LNGDP=c0+c1LNTS+εt（1）

本文采用E-G兩步法對(duì)兩組變量序列進(jìn)行了協(xié)整分析，即用最小二乘法建立LNGDP與LNTS的回歸方程，在根據(jù)ADF檢驗(yàn)來判斷兩者之間非均衡誤差的平穩(wěn)性。結(jié)果表明兩者之間具有協(xié)整關(guān)系。由Eviews6.0計(jì)算結(jié)果如下：

LNGDP=5.201287+0.918901LNTS+et（2）

（34.41792）（21.69334）

R2=0.969110;F=470.6012;DW=0.255679

根據(jù)估計(jì)方程（1），可得到回歸殘差et，對(duì)et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。若殘差et是平穩(wěn)的，則表明LNGDP與LNTS是協(xié)整的。對(duì)殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果（如表2所示）表明殘差序列et在10%的檢驗(yàn)水平下是平穩(wěn)的，說明變量序列LNGDP和LNTS之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

由協(xié)整回歸和對(duì)其殘差的單位根檢驗(yàn)表明，吉林省GDP與科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值之間協(xié)整關(guān)系，及長(zhǎng)期均衡關(guān)系。LNTS的系數(shù)估計(jì)值為0.91890，說明當(dāng)科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值每增長(zhǎng)1%時(shí)，可帶動(dòng)吉林省GDP增長(zhǎng)0.9189%，可見，科技服務(wù)業(yè)可極大地促進(jìn)吉林省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提高科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平是吉林省經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的不竭動(dòng)力。

（3）誤差修正模型

依協(xié)整理論當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，建立誤差修正模型來分析變量的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期關(guān)系均衡關(guān)系，具體如下：

Δ2LNGDPt=c+c1Δ2LNTS+c2ecmt+εt（3）

其中，ecmt為誤差修正項(xiàng)，且ecmt=LNGDPt-1-c0-c1LNTSt-1

本文運(yùn)用E-view得到的誤差修正結(jié)果表明：由式（4）可知，從短期來看，科技服務(wù)業(yè)每增長(zhǎng)1%，吉林省的經(jīng)濟(jì)總量將增加0.3189%左右，小于長(zhǎng)期彈性0.9189%。-0.1140為誤差修正項(xiàng)系數(shù)，反映了誤差修正項(xiàng)對(duì)t-1時(shí)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度。為了維持科技服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)期以-0.1140的速度調(diào)整前一期科技服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增量間的非均衡狀態(tài)，直至趨近長(zhǎng)期均衡。

Δ2LNGDP=-0.000510+0.318864Δ2LNTS-0.1139878ecm（-1）（4）

R2=0.448773;F=4.884803;DW=2.214681

（4）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

吉林省科技服務(wù)業(yè)與吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是要判定兩個(gè)變量序列之間是否具有一定的因果關(guān)系還需要對(duì)兩組變量序列做進(jìn)一步的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)自1969年由Granger提出以來，經(jīng)Sims（1972）進(jìn)一步推廣，成為檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的一種有效方法。主要考察自變量及其滯后與因變量的因果關(guān)系。

如表3所示，本文對(duì)兩組序列變量LNTS和LNGDP作出了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明：當(dāng)滯后階數(shù)為1階時(shí)，對(duì)于“LNTS不是引起LNGDP變化的格蘭杰原因”的原假設(shè)，其P值為0.0042，小于1%的檢驗(yàn)水平，因此拒絕該原假設(shè)，即可以認(rèn)為L(zhǎng)NTS是引起LNGDP的格蘭杰原因。同樣，對(duì)于原假設(shè)“LNGDP不是引起LNTS變化的格蘭杰原因”，其P值為0.7538，大于10%的檢驗(yàn)水平，接受原假設(shè)，即認(rèn)為L(zhǎng)NGDP不是引起LNTS變化的格蘭杰原因?？梢?，在滯后1階的情況下，LNTS到LNGDP的單向因果關(guān)系，而不存在LNGDP到LNTS的反向因果關(guān)系。按照以上分析方法，滯后2階、3階的情況分別如表2所示。經(jīng)過檢驗(yàn)，滯后2、3階的情況與滯后1階情況相同。綜上，可以認(rèn)為科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值能夠引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化，即科技服務(wù)業(yè)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用。

（5）VAR模型滯后階數(shù)的確定

模型滯后階數(shù)的確定將影響到以后的檢驗(yàn)水平，它與格蘭杰因果檢驗(yàn)和變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)都密切相關(guān)?；跍箅A數(shù)的AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，當(dāng)AIC和SC的取值均為最小時(shí)，滯后階數(shù)最優(yōu)，本研究滯后階數(shù)為4階。表中“*”標(biāo)記代表依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇出來的滯后階數(shù)，且模型通過了LM檢驗(yàn)，進(jìn)一步確定了模型的滯后階數(shù)，判斷VAR（4）為最優(yōu)模型。

由以上滯后階數(shù)判斷結(jié)果可知，當(dāng)滯后階數(shù)為4階時(shí)，AIC和SC取值均為最小。表中“*”標(biāo)記代表依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選擇出來的滯后階數(shù)，所有的準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)都為4，而且模型也通過了LM檢驗(yàn)，進(jìn)一步確定了模型的滯后階數(shù)，因此確定VAR（4）為最優(yōu)模型。

（6）VAR模型參數(shù)估計(jì)

從式VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，1998年至2014年，吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身具有一定慣性，上一年吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率對(duì)本年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的彈性為0.064，隨著滯后期數(shù)的增加，其慣性作用顯現(xiàn)越不明顯，說明這種慣性具有一定的波動(dòng)性，且波動(dòng)周期較短。而科技服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的影響較為顯著，吉林省科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值滯后一期對(duì)本年的吉林省GDP增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)為-0.456，表明在科技投入初期對(duì)于吉林省經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)還沒有見到成效，隨著科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值滯后期數(shù)的增加，其優(yōu)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)，滯后三期時(shí)科技服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)率每增加1%，吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率將增加0.0918%。可見，短期內(nèi)科技服務(wù)業(yè)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響較大，且存在一定的滯后效應(yīng)。長(zhǎng)期狀態(tài)下吉林省科技服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間保持著均衡關(guān)系，持續(xù)周期較長(zhǎng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用效果明顯。

Δ2LNGDPΔ2LNTS=-0.004810-0.0.17498+0.064-0.456-0.184-0.724

Δ2LNGDPt-1Δ2LNTSt-1+0.033-0.0650.198-0.839

Δ2LNGDPt-2Δ2LNTSt-2+0.1260.01980.337-0.565

Δ2LNGDPt-3Δ2LNTSt-3? （5）

（7）模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

穩(wěn)定的VAR模型才能夠進(jìn)一步做脈沖響應(yīng)分析，因此需要對(duì)模型做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。判斷VAR模型是否穩(wěn)定的最直觀的方法是利用AR根圖。若VAR模型的所有根模的倒數(shù)小于1，則在根圖中表現(xiàn)為所有的特征根均在單位圓之內(nèi)，表示該模型穩(wěn)定。檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。AR根圖顯示，所有的特征根均落在單位圓之內(nèi)，表示該模型是穩(wěn)健的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

（8）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以分析VAR模型中每個(gè)內(nèi)生變量對(duì)它自身以及其他內(nèi)生變量的擾動(dòng)所作出的反應(yīng)以及動(dòng)態(tài)特征，同時(shí)可衡量來自某個(gè)內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊（“脈沖”）模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值對(duì)未來取值的影響。

由LNTS對(duì)LNGDP的沖擊效應(yīng)（圖3）來看，吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值LNGDP對(duì)科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值LNTS擾動(dòng)沒有做出響應(yīng)。第一期后LNGDP對(duì)LNTS擾動(dòng)的響應(yīng)開始做出響應(yīng)，到第二期時(shí)達(dá)到最小值為-0.07，說明科技服務(wù)業(yè)發(fā)展初期并沒有見到成效。到第三期左右達(dá)到最大，約為0.01，然后開始回落，一直到4.6期左右回到0值。雖然響應(yīng)值不高，但是持續(xù)周期較長(zhǎng)，說明長(zhǎng)期內(nèi)科技服務(wù)業(yè)對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用顯著，且保持均衡關(guān)系。

四、結(jié)論與建議

本文以向量自回歸模型為核心，通過吉林省科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系研究分析可以得到：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)表明吉林省科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值存在二階單整的平穩(wěn)關(guān)系，并且短期相關(guān)系數(shù)為0.9189;誤差修正分析及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，二者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，長(zhǎng)期內(nèi)以-0.114的速度對(duì)二者之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整;并且科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的增加能夠促進(jìn)吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值的發(fā)展;通過運(yùn)用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)吉林省科技服務(wù)業(yè)與地區(qū)生產(chǎn)總值的動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)分析可知，科技服務(wù)業(yè)初期對(duì)吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用不明顯，滯后三期后其促進(jìn)作用逐漸顯現(xiàn)。由此可見，目前吉林省科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展尚處于初期，吉林省科技服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的當(dāng)期效應(yīng)有限，但對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊效應(yīng)明顯。

針對(duì)以上結(jié)論對(duì)吉林省經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出以下幾點(diǎn)政策建議：

1.提高科技服務(wù)業(yè)的投入，加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著密不可分的聯(lián)系。有學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)過程就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程，它能夠有效地帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)和整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。為此，在互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)時(shí)代下，充分利用利用信息技術(shù)進(jìn)行科技創(chuàng)新是現(xiàn)代科技服務(wù)業(yè)發(fā)展的動(dòng)力。吉林省科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平還尚處在中下游，同其他發(fā)達(dá)地區(qū)相比還有很大差距。積極借鑒先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與高新技術(shù)的有機(jī)結(jié)合，增強(qiáng)科技服務(wù)業(yè)技術(shù)水平。

2.鼓勵(lì)產(chǎn)業(yè)集群化發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合科技服務(wù)業(yè)作為一個(gè)新興產(chǎn)業(yè)，適當(dāng)形成產(chǎn)業(yè)集群化發(fā)展將有利于形成區(qū)域品牌效應(yīng)。吉林省作為東北老工業(yè)基地，當(dāng)前首要任務(wù)就是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。吉林省在發(fā)展科技服務(wù)業(yè)時(shí)應(yīng)該積極尋求新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，并針對(duì)其所處的技術(shù)領(lǐng)域進(jìn)行集中投入和研究，打造區(qū)域品牌，用區(qū)域品牌效應(yīng)來帶動(dòng)其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)共同發(fā)展，不斷促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)間的融合，形成經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

3.加強(qiáng)科技服務(wù)業(yè)創(chuàng)新體系建設(shè)，提高產(chǎn)業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)能力目前吉林省科技服務(wù)業(yè)體系還不是很完善，有待進(jìn)一步提高。強(qiáng)化科技服務(wù)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的融合，加強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力，提高企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力，不斷提高企業(yè)對(duì)新技術(shù)的吸收能力和自主創(chuàng)新能力，提高企業(yè)的整體科技水平。同時(shí)還要培養(yǎng)現(xiàn)代科技服務(wù)性人才，強(qiáng)化人才培養(yǎng)機(jī)制，政府要多從政策上予以支持，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。此外，吉林省在發(fā)展科技服務(wù)業(yè)過程中還應(yīng)通過合作、聯(lián)合、集聚服務(wù)資源，面向市場(chǎng)不斷拓新的服務(wù)領(lǐng)域和服務(wù)內(nèi)容，提升自身服務(wù)能力。

4.加強(qiáng)科技服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)融合，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)科技創(chuàng)新有助于促進(jìn)技術(shù)融合。技術(shù)融合，即科技創(chuàng)新在不同產(chǎn)業(yè)間擴(kuò)散，從而使得產(chǎn)業(yè)間邊界逐漸模糊甚至消失的現(xiàn)象。加強(qiáng)科技服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)融合，一方面，能夠通過科技創(chuàng)新和技術(shù)擴(kuò)散，使得科技力量的投入轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，并滲透到其他產(chǎn)業(yè)中去，提高生產(chǎn)效率和吉林省整體經(jīng)濟(jì)效益;另一方面，通過技術(shù)融合可進(jìn)一步推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，從而為吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供強(qiáng)大動(dòng)力。

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[注]基金項(xiàng)目：醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)與投資基金創(chuàng)新融合發(fā)展模式研究：吉林省省級(jí)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新專項(xiàng)資金項(xiàng)目（2019C065～1）

作者簡(jiǎn)介：

1.夏昉，長(zhǎng)春中醫(yī)藥大學(xué)健康管理學(xué)院副教授，博士;研究方向：技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理

2.李銀清（通訊作者），長(zhǎng)春中醫(yī)藥大學(xué)副研究員，博士;研究方向：科研管理。