雙輪創(chuàng)新驅動對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的影響

鐘詩韻，徐 曄，譚 利

（江西財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，江西 南昌330013）

一、引言

2018年，習近平總書記曾強調(diào)：“要堅持科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新‘雙輪驅動’，以問題為導向，以需求為牽引，在實踐載體、制度安排、政策保障、環(huán)境營造上下功夫，在創(chuàng)新主體、創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新資源、創(chuàng)新環(huán)境等方面持續(xù)用力，強化國家戰(zhàn)略科技力量，提升國家創(chuàng)新體系整體效能。”［1］科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新構成的雙輪創(chuàng)新驅動，彼此之間相互關聯(lián)、相互作用，是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級和國家發(fā)展戰(zhàn)略目標的主要驅動力。 在新時期追求經(jīng)濟高質量發(fā)展的背景下，我國產(chǎn)業(yè)結構轉型升級所依托的人口紅利、貿(mào)易與投資紅利等傳統(tǒng)動力正在逐漸消退，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間逐漸被壓縮，依靠資本和勞動力推動的粗放型經(jīng)濟增長模式難以為繼。 為了推動我國經(jīng)濟向結構更合理、形態(tài)更高級的發(fā)展階段演進，必須實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級。 從經(jīng)濟學角度來說，科技與制度雙輪創(chuàng)新是現(xiàn)階段中國發(fā)展的必然選擇。 因此，深入研究雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，探索更高效的產(chǎn)業(yè)轉型升級途徑將為當前政學兩界面臨的創(chuàng)新發(fā)展任務提供思路。

二、文獻綜述

（一）關于產(chǎn)業(yè)結構升級的影響因素研究

學術界對產(chǎn)業(yè)結構升級的研究主要側重于對其影響因素的研究，已有研究表明產(chǎn)業(yè)集聚水平、消費需求結構、人口老齡化程度與人力資本水平、高鐵開通等狀況都是影響產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素。 趙冉冉和沈春苗構建面板回歸模型探討了產(chǎn)業(yè)集聚水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚可通過集聚效應促進產(chǎn)業(yè)結構升級［2］。武曉霞采用空間計量方法分析發(fā)現(xiàn)，個人消費需求和人力資本推動了產(chǎn)業(yè)結構升級，但貢獻較?。?］。 汪偉等通過構建面板回歸模型實證分析發(fā)現(xiàn)，人口老齡化不僅促進了中國三次產(chǎn)業(yè)間結構優(yōu)化，還推動了制造業(yè)與服務業(yè)內(nèi)部技術結構優(yōu)化［4］。李佳等發(fā)現(xiàn)中歐班列顯著推動了開通區(qū)域的產(chǎn)業(yè)升級，在考慮內(nèi)生性問題等一系列可能干擾結果的因素后，該結論依舊穩(wěn)健，并且該促進效應主要通過創(chuàng)新驅動、金融發(fā)展以及貿(mào)易增長等維度來實現(xiàn)［5］。此外，學者們認為創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的主要驅動因素，且大量研究文獻分析了科技創(chuàng)新、制度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。

（二）關于科技創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構升級的研究

針對科技創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構升級的研究主要集中于對其影響的直接效應、間接效應與空間效應的探討。 姜帥和龍靜研究發(fā)現(xiàn)科學研究與技術開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結構升級存在差異性影響。 相比于技術開發(fā)，科學研究對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的驅動效應更加顯著，但通常具有一定的時滯［6］。 陶長琪和冷琴等認為技術創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、要素配置優(yōu)化和創(chuàng)新驅動力都能顯著促進江西省制造業(yè)的高質量發(fā)展［7］。Varum 等利用不同產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)通過實證分析發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新有助于本行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升，進而間接推動整個產(chǎn)業(yè)的結構升級［8］。 陶長琪和周璇通過實證分析發(fā)現(xiàn)，相鄰省市替代技術創(chuàng)新指標體系的人力資本要素集聚和勞動力要素集聚度變化對鄰近省市的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級產(chǎn)生消極溢出作用［9］。

（三）關于制度創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構升級的研究

針對制度創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)結構升級的研究主要集中于政府與企業(yè)兩個層面的探討。 龐明川等認為地方政府的制度情境優(yōu)化可以有效緩解風險投資中的信息不對稱問題，其在提升創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新要素匹配效率的同時，可以進一步促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級［10］。 Yildizog 將制度創(chuàng)新聚焦于產(chǎn)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新策略上，其利用簡化N-W 模型揭示了企業(yè)創(chuàng)新策略在產(chǎn)業(yè)演化進程中的驅動效應［11］。 李志強指出企業(yè)家需要不斷強化制度創(chuàng)新行為慣例，以保持企業(yè)長期競爭優(yōu)勢，利用外部制度資源有效地整合隱性知識是提升企業(yè)家創(chuàng)新能力、促進產(chǎn)業(yè)演化的關鍵［12］。

（四）關于雙輪創(chuàng)新驅動作用的研究

隨著研究的深入，學界發(fā)現(xiàn)無論是片面追求技術層面創(chuàng)新，還是片面追求制度層面的制度環(huán)境保障，都會導致創(chuàng)新的引領發(fā)展作用難以發(fā)揮［13］。 因此，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新相互作用是推動經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)演化升級的關鍵因素［14］。Perez 和Freeman 早在20 世紀80年代中期就曾提出技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新相匹配可以推動經(jīng)濟增長［14-15］。 紀宣明認為技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新相匹配是促進企業(yè)發(fā)展的激勵因素與推動力［16］。 趙玉林和谷軍健通過實證研究發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的相互作用對高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率升級具有顯著的協(xié)同效應［17］。 杜嬌和張屹山通過建立靜態(tài)研發(fā)博弈模型，討論不同市場結構下正式知識產(chǎn)權制度對技術創(chuàng)新和產(chǎn)出規(guī)模的影響，研究發(fā)現(xiàn)只有堅持科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新的雙輪驅動，才能強化國家戰(zhàn)略科技力量，提升國家創(chuàng)新體系的整體效能［18］。

上述關于科技創(chuàng)新、制度創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究具有深刻意義，但尚存在兩個問題。 一是以往相關實證研究大多以添加科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的交互項這種簡單方式來探究二者的協(xié)同作用對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，很少探究二者之間的內(nèi)在聯(lián)動關系所形成的雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，所得到結論的穩(wěn)健性難以令人信服。 厘清科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新的相互匹配作用，采用回歸殘差法測度兩者之間的匹配度，并從多維度產(chǎn)業(yè)結構升級視角出發(fā)，探究科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新相互匹配所形成的雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響作用，不僅有助于鞏固實證結果，也有利于為各地區(qū)實施差異化的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展政策提供理論支撐。 二是學術界僅僅關注了科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接影響，缺乏對雙輪創(chuàng)新驅動間接影響產(chǎn)業(yè)結構升級的機制研究，事實上雙輪創(chuàng)新驅動可以通過影響產(chǎn)業(yè)集聚、消費需求、人口老齡化與制度變革等多重效應推動產(chǎn)業(yè)結構升級，深入剖析雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的間接作用路徑有利于豐富產(chǎn)業(yè)結構升級理論。

三、雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機理及研究假設

新常態(tài)背景下，科技創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的第一動力，制度創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的環(huán)境保障，科技與制度相互匹配所形成的雙輪創(chuàng)新驅動可以釋放社會生產(chǎn)力，因此必須破除體制機制障礙。 面向經(jīng)濟社會發(fā)展主戰(zhàn)場，圍繞產(chǎn)業(yè)鏈部署創(chuàng)新鏈，消除科技創(chuàng)新中的“孤島”，使創(chuàng)新成果更快地轉化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，這與創(chuàng)新經(jīng)濟學理論中肯定制度創(chuàng)新對技術創(chuàng)新的決定性作用是相同的。 雙輪創(chuàng)新最終都會影響市場價格機制和國家計劃體制，而市場競爭與制度規(guī)制是國家與企業(yè)推進雙輪創(chuàng)新的直接體現(xiàn)。 一方面，雙輪創(chuàng)新通過企業(yè)間、產(chǎn)業(yè)間要素配置的競爭，企業(yè)間市場份額、市場地位的競爭，全球價值鏈中勞動分工、經(jīng)濟格局及經(jīng)濟分配等一系列市場競爭產(chǎn)生強化效應，從而驅動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與升級［19］。 另一方面，國家為了實現(xiàn)戰(zhàn)略目標，會在產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟方面采取政策性措施，市場潛意識推動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的變遷或演變也是一種對市場原有問題處理的規(guī)制性措施。 雙輪創(chuàng)新依靠國家與市場的規(guī)制性政策措施產(chǎn)生強化效應，不斷驅動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與升級。 此外，地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動水平的提升可以使第二產(chǎn)業(yè)在穩(wěn)定的制度環(huán)境保障下加快向高新技術產(chǎn)業(yè)轉型升級，這意味著其推動產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的作用更為顯著。 據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化、服務化以及整體升級均具有正向作用，但正向作用程度存在差異化。

中國具有大國經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域不平衡性，區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展不僅受到各自要素資源稟賦的影響，還受各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、未來發(fā)展趨勢的影響，這意味著雙輪創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級的驅動效應存在著區(qū)域依賴性。 一方面，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，經(jīng)濟增長已經(jīng)跨過了依靠資源要素高投入的粗放型發(fā)展階段，雙輪創(chuàng)新驅動已然成為經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的主要驅動力，為促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與高級化升級提供了持續(xù)的源動力。 另一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后的中、西部地區(qū)缺乏科技創(chuàng)新所需要的基礎設施、研發(fā)資金、科研人才等要素，以及國家或地區(qū)政府的宏觀政策調(diào)控，在缺乏制度環(huán)境保障下，難以獲取科技創(chuàng)新的“賦能”，從而會抑制部分產(chǎn)業(yè)轉型升級，嚴重阻礙區(qū)域經(jīng)濟的穩(wěn)步增長。 據(jù)此，本文提出如下假設：

假設2：基于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，雙輪創(chuàng)新驅動對東部、中部、西部三個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高級化、服務化及整體升級的影響存在差異。

雙輪創(chuàng)新驅動不僅能直接促進產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與升級，還能通過產(chǎn)業(yè)集聚、消費需求、人口老齡化和制度變革等多重效應影響產(chǎn)業(yè)結構升級。 一是雙輪創(chuàng)新驅動通過宏觀經(jīng)濟政策調(diào)控，促進各類創(chuàng)新要素進行重新組合與匯聚，形成新的增長極［20］，進而引起人口、技術、產(chǎn)業(yè)、公共服務等資源在不同地區(qū)的空間集聚，增強地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚效應。 此外，創(chuàng)新要素的知識流動產(chǎn)生的知識溢出，會增加地區(qū)創(chuàng)新收益，使該地區(qū)成為產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)［21］，而地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升會通過集聚效應促進產(chǎn)業(yè)結構升級［2］。 二是雙輪創(chuàng)新驅動的技術創(chuàng)新成果會改變原有消費需求市場要素的相對價格與投入資本結構，進而改變各種產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)率，使得生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)演變過程中得到更有效的配置，從而促進產(chǎn)業(yè)結構升級。 相關經(jīng)驗研究也表明，技術進步與長期消費增長存在正向關聯(lián)［22］，發(fā)展中國家總體消費能力及消費結構轉向取決于自主技術創(chuàng)新能力的高低［23］，而消費需求結構變化是產(chǎn)業(yè)結構變化的動因［4］。三是隨著老年人口比例的逐步提高，整個社會的需求特征會逐步發(fā)生變化，因此需要依靠穩(wěn)定的創(chuàng)新驅動支撐，大力發(fā)展老齡新興科技產(chǎn)業(yè)，滿足老齡人口的消費需求［24］。 同時，相關研究表明人口老齡化的上升會催生相應的第三產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級［4］。 四是隨著中國從前改革開放時代步入后改革開放時代，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素和要素配置效率對市場制度的改革要求已經(jīng)達到了一個較高水平，雙輪創(chuàng)新驅動可以延展制度變革的可能性邊界，增強制度變革效應，而產(chǎn)業(yè)結構變遷的根本原因之一，是經(jīng)濟制度安排和社會勞動分工的變化［25］。 據(jù)此，本文提出如下假設：

假設3：雙輪創(chuàng)新驅動可以通過產(chǎn)業(yè)集聚、消費需求、人口老齡化和制度變革等多重效應促進產(chǎn)業(yè)結構升級。

四、研究設計

（一）計量模型構建

結合前文的理論機制分析，為了檢驗雙輪創(chuàng)新驅動是否通過產(chǎn)業(yè)集聚、消費需求、人口老齡化、人力資本積累以及制度變革等多重中介效應影響產(chǎn)業(yè)結構升級，借鑒Baron 提出的中介效應逐步回歸檢驗方法，構建如下逐步回歸方程進行檢驗［26］：

其中，式（1）不僅是本文的基準回歸方程，也是中介效應逐步回歸檢驗方法的第一步檢驗方程。方程式中的i 代表省份（包括省、自治區(qū)、直轄市，下同），t 表示時間，IS 表示產(chǎn)業(yè)結構升級水平，MA表示雙輪創(chuàng)新驅動水平，X 代表控制變量，W 為中介變量。 中介效應檢驗步驟為，第一步，檢驗方程（1）的回歸系數(shù)β1，若顯著，則雙輪創(chuàng)新驅動促進產(chǎn)業(yè)結構升級；第二步，檢驗方程（2）的回歸系數(shù)λ，若顯著，則雙輪創(chuàng)新驅動影響各中介效應變量；第三步，檢驗方程（3）的回歸系數(shù)β2和φ，若兩者均顯著，則說明各中介變量存在部分中介效應顯著，若系數(shù)β2不顯著，則表明中介變量的完全中介效應顯著。此外，本文通過計算雙輪創(chuàng)新驅動下產(chǎn)業(yè)結構升級的直接和間接效應在不同路徑中的占比來探究其中介效應的大?。寒敠?與λφ同號時，其中介效應大小為λφ(λφ+；當β2與λφ異號時，即負向的中介作用，屬于遮掩效應，效應大小為間接與直接效應相比的絕對值。

（二）指標構建

1. 雙輪創(chuàng)新驅動：科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新匹配度指標體系

構建科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新匹配度指標是本文的一個研究重點。 已有理論研究表明，一方面，科技創(chuàng)新要有良好的制度環(huán)境相匹配，也就是要發(fā)揮制度的激勵功能為科技創(chuàng)新“賦能”，確?？萍紕?chuàng)新動能能夠充分釋放，助力經(jīng)濟高質量發(fā)展，為惠及民生福祉提供重要條件［13］。 另一方面，制度創(chuàng)新會通過改變參與主體的新技術學習、各種技術使用的報酬結構等方式對科技進步演化產(chǎn)生系統(tǒng)性影響。 例如，知識產(chǎn)權保護制度、產(chǎn)學研合作制度、研發(fā)投資制度的變化會對科技創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響［27-29］。 本文定義制度創(chuàng)新與科技創(chuàng)新匹配度為雙輪創(chuàng)新驅動，因為當制度不斷創(chuàng)新、不斷完善，為科技創(chuàng)新發(fā)展創(chuàng)造良好的制度環(huán)境并“賦能”時，整個國家或地區(qū)的創(chuàng)新水平都會得到不斷提升。

基于創(chuàng)新驅動發(fā)展理論，參考以往關于科技創(chuàng)新、制度創(chuàng)新的研究，借鑒徐曄和陶長琪等指標體系構建框架，充分考慮指標數(shù)據(jù)的科學性與可獲取性，分別從投入、產(chǎn)出、擴散三方面構建科技創(chuàng)新水平［30］。 科技創(chuàng)新投入主要考慮勞動力與資本投入，勞動力投入包含了各類專業(yè)技術人員、科研人員、高技術產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員等。 資本投入包含了研發(fā)經(jīng)費、產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費等。 考慮到本文研究的是省級層面的科技創(chuàng)新，構建涵蓋了高技術產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比、專職科研人員數(shù)、各類專業(yè)技術人員數(shù)、每年畢業(yè)大學生及研究生數(shù)、千人擁有知識分配及傳播人員數(shù)、研究與開發(fā)機構經(jīng)費支出中基礎研究經(jīng)費占比、高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費占比等七個指標的指標體系，綜合反映科技創(chuàng)新投入水平。 科技創(chuàng)新產(chǎn)出是指各種類型創(chuàng)新產(chǎn)品、成果，主要有專利、學術論文、新產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品等。 考慮到科技創(chuàng)新產(chǎn)出衡量的是一個地區(qū)的創(chuàng)新成效，本文構建涵蓋了技術成交額、三種專利授權量、專利申請受理量、發(fā)明專利授權量、高技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)等五個指標的指標體系，綜合反映科技創(chuàng)新產(chǎn)出水平。 科技創(chuàng)新擴散水平是指各地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)品、成果在地區(qū)之間的擴散效應，故構建涵蓋了高新技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、信息技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、產(chǎn)學研合作、技術轉讓額等四個指標的指標體系，綜合反映科技創(chuàng)新擴散水平。

同理，借鑒肖功為和劉洪濤等的做法［31］，本文主要從制度政策、制度資本、制度結構三方面構建制度創(chuàng)新指標體系。 首先，制度政策水平主要從市場政策、財政政策、教育政策、對外政策以及產(chǎn)業(yè)政策等五個方面構建指標體系，其包含了市場化指數(shù)、財政占比、高技術產(chǎn)品進出口總額、高等學校在校人數(shù)及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比等五個指標，可以綜合反映地區(qū)制度政策水平。 其次，制度資本水平是指制度創(chuàng)新方面的資本投入，本文構建涵蓋了教育科技經(jīng)費占教育經(jīng)費比重、R&D 投入占GDP 比重、R&D 投入強度等三個指標的指標體系，綜合反映制度資本水平。最后，制度結構水平是指在制度創(chuàng)新政策各方面的結構比例關系，其主要包含了全社會就業(yè)人員中公共管理和社會組織職工人數(shù)占比、非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重、非國有經(jīng)濟就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)的比例三個指標，從就業(yè)人數(shù)與投資結構來反映制度創(chuàng)新結構水平。 另外，借鑒陶長琪和徐茉的測度指標方法［32］，采用一種可以有效解決數(shù)據(jù)量大且量綱不同問題的客觀綜合賦權法，即熵權法，測算制度創(chuàng)新與科技創(chuàng)新水平。 各指標具體內(nèi)容及構成如表1 所示。

表1 科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新水平評價指標體系

2. 核心解釋變量：雙輪創(chuàng)新驅動

對于兩者之間匹配水平的測度，本文借鑒葉德珠和曾繁清的測度方法及思路［33］，認為殘差代表著解釋變量無法解釋因變量的部分，因此，殘差可以用來衡量匹配度，即殘差的絕對值越大，錯配程度就越嚴重，匹配度就越差。 在有眾多解釋變量時，采用剔除其他解釋變量的影響思路進行測度。 首先，將其他解釋變量對科技創(chuàng)新進行回歸，得到殘差然后，在此基礎上加入制度創(chuàng)新變量對科技創(chuàng)新進行回歸，得到一個新的殘差加入制度創(chuàng)新后，新殘差變得越小，表明制度創(chuàng)新對科技創(chuàng)新的解釋力越強，即制度創(chuàng)新與科技創(chuàng)新的匹配度越高。 具體構建方法如下：

其中，RS 代表一地區(qū)或省份的科技創(chuàng)新水平，SC 是一地區(qū)或省份的制度創(chuàng)新水平。 Z 為其他解釋變量。 考慮到政府干預、人力變化及經(jīng)濟發(fā)展水平對科技創(chuàng)新的影響，分別引入政府財政支出占比、人力資本積累水平及人均GDP 作為解釋變量做回歸。 MA 是制度創(chuàng)新與科技創(chuàng)新匹配度值，即代表雙輪創(chuàng)新驅動水平。

3. 被解釋變量

被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構升級，產(chǎn)業(yè)結構升級意味著整體產(chǎn)業(yè)質量與效率的提升，因此產(chǎn)業(yè)升級不僅包含三次產(chǎn)業(yè)比重變化的升級，同時還包含第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構服務化升級與整體產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的升級。 鑒于此，本文主要從以下三方面測算產(chǎn)業(yè)結構升級水平。 一是產(chǎn)業(yè)結構高級化水平（IS1），借鑒付凌暉的測算方法［34］，首先根據(jù)三次產(chǎn)業(yè)劃分將GDP 分為3 個部分，每一個部分增加值占GDP 的比重作為空間向量中的一個分量，據(jù)此構成一個3 維向量然后依次計算與三次產(chǎn)業(yè)從低到高排列的向量= (1,0,0)、= (0,1,0)、= (0,0,1)的夾角

4. 中介變量

中介變量包括產(chǎn)業(yè)集聚效應（ICI）、消費需求效應（EN）、人口老齡化效應（OLD）、制度變革效應（EIC）。首先，測算產(chǎn)業(yè)集聚效應ICI。我國地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構演化升級在創(chuàng)新驅動下不斷向高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展，因此采用區(qū)位熵測度高技術產(chǎn)業(yè)空間分布集中程度，根據(jù)高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值測算高技術產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵［21］。其次，測算消費需求效應EN。在當前創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，可以通過提高新產(chǎn)品消費需求與緩解地區(qū)產(chǎn)能過剩來達到改善地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的目的，因此采用居民消費水平占GDP 的比重作為居民消費需求指標。再次，測算人口老齡化效應OLD。本文采用老年人口撫養(yǎng)比衡量人口老齡化程度，其中老年人口撫養(yǎng)比是采用一個國家或地區(qū)的65 歲以上老年人口占勞動人口（15～64 歲人口）的比重來表示。 最后，測算制度變革效應EIC。 一國或地區(qū)的政策制度變革是促進經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級的關鍵要素，但準確的制度變革指標難以量化，因此基于政府對經(jīng)濟增長的干預程度視角，采用各省份人均財政支出與中央人均財政支出占比近似表示［35］。

5. 其他變量

控制變量介紹如下。 一是信息化水平（INF），其表示信息化發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，采用各地區(qū)人均郵電業(yè)務量表示，即郵電業(yè)務量除以常住人口數(shù)。 二是貿(mào)易開放水平指標（OPEN），其表示國際貿(mào)易發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，用各地區(qū)進出口總額表示。 三是金融發(fā)展水平（FI），其表示金融市場的發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，采用銀行業(yè)金融機構各項貸款額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示。四是外商直接投資水平（FDI），其表示外商直接投資對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，采用實際利用外資按歷年人民幣匯率的平均價格折算外商直接投資總額表示。 五是政府財政水平（GE），其表示各地區(qū)政府財政支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，借鑒朱雅玲和趙強的衡量方法［36］，采用政府財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示。 六是人力資本積累（PC），本文采用人均受教育年限作為人力資本積累水平的代理變量，同時參考汪偉等的做法［4］，將每一種受教育水平按一定的受教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數(shù)，再加總，最后除以相應的總人口，得到人均受教育水平，數(shù)據(jù)單位為年。 七是經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP），其表示各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，采用各地區(qū)人均生產(chǎn)總值表示，即各地區(qū)生產(chǎn)總值除以常住人口。

（三）數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)來源

受數(shù)據(jù)可得性限制，本文選取我國2003—2017年30 個省份面板數(shù)據(jù)（除西藏、中國香港、澳門和臺灣外）為研究對象，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年報、國泰安數(shù)據(jù)庫以及EPS 數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

由表2 的描述性統(tǒng)計結果可知，產(chǎn)業(yè)結構高級化升級、產(chǎn)業(yè)集聚效應、制度變革效應、金融發(fā)展水平與人力資本積累的標準差最大，分別為0.318、0.816、0.935、0.411、1.048，數(shù)值的波動幅度最為明顯；產(chǎn)業(yè)結構服務化升級、人口老齡化效應、實際外商投資水平、貿(mào)易開放水平與經(jīng)濟發(fā)展水平的標準差最小，依次為0.063、0.026、0.050、0.081、0.024，數(shù)值波動幅度較??；產(chǎn)業(yè)結構整體升級、科技創(chuàng)新水平、制度創(chuàng)新水平、消費需求效應、政府財政水平與城鎮(zhèn)化水平的標準差相當，意味著這些變量數(shù)值關系上的波動幅度較為一致。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

五、實證分析

（一）雙輪創(chuàng)新驅動影響產(chǎn)業(yè)結構升級的基準回歸分析

本文首先依據(jù)豪斯曼檢驗選擇適合模型的隨機效應或固定效應估計方法，接著根據(jù)（4）式的基準回歸模型考察雙輪創(chuàng)新驅動水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接影響。 表3 報告了具體的回歸結果，表明雙輪創(chuàng)新驅動水平對三種形式產(chǎn)業(yè)結構升級均具有顯著的促進作用。 在模型1 與模型2 中，考察了雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的直接影響，結果顯示，雙輪創(chuàng)新驅動水平估計系數(shù)在1%水平下顯著為正，系數(shù)值為3.095、2.939，表明雙輪創(chuàng)新驅動水平每提高1 個單位，產(chǎn)業(yè)結構高級化升級水平在無控制變量加入時會提高約3.095 個單位，在控制變量加入時會提高約2.939 個單位。 模型3 與模型4 的估計結果表明雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)間的服務業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化升級具有顯著的促進作用，在加入了控制變量后，促進作用仍然非常顯著。 模型5 與模型6 中，不論是否加入了控制變量，雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)間的結構整體升級均存在穩(wěn)健影響，即雙輪創(chuàng)新驅動有助于促進三次產(chǎn)業(yè)間整體結構演變升級。 比較模型2、模型4、模型6 的估計結果可知，在相關控制變量的條件下，雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的促進作用更為顯著，假設1 得到了驗證。 研究結果表明，雙輪創(chuàng)新驅動通過引發(fā)產(chǎn)業(yè)的技術效率與規(guī)模效率延伸產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的潛力邊界，促進產(chǎn)業(yè)結構高級化升級，但由于雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級層次與第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構服務化升級造成低端鎖定，抑制了產(chǎn)業(yè)結構整體升級與第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構服務化升級的步伐。

表3 雙輪創(chuàng)新驅動水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的基準回歸結果

在控制變量上，實際外商投資水平抑制了產(chǎn)業(yè)結構升級，這主要是因為實際外商投資絕大部分流入了工業(yè)，在一定程度上促進了工業(yè)發(fā)展，因而抑制了產(chǎn)業(yè)結構整體與高級化發(fā)展，阻礙了服務業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化升級。 信息化水平抑制了服務業(yè)內(nèi)部技術結構升級，但卻有助于促進產(chǎn)業(yè)結構高級化與產(chǎn)業(yè)結構整體升級，這主要是因為信息化發(fā)展過程蘊含著高技術產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展機制和高效的三次產(chǎn)業(yè)資源配置，其可以直接改善并升級傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)間結構高級化與整體升級。 貿(mào)易開放水平對產(chǎn)業(yè)結構高級化、服務化升級及產(chǎn)業(yè)結構整體升級均呈顯著的正向關系，原因在于貿(mào)易開放誘發(fā)的資本和技術跨國流通刺激了國內(nèi)資本密集型與技術密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［35］，因此促進了三次產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，推動了產(chǎn)業(yè)間結構高級化、服務化升級。 金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結構高級化、服務化升級促進作用顯著且作用較大，對產(chǎn)業(yè)結構整體升級促進作用較小，這是因為中國近幾年金融市場都是更加偏向于高技術服務產(chǎn)業(yè)，故對產(chǎn)業(yè)結構高級化、服務化作用較為顯著。

（二）雙輪創(chuàng)新驅動影響產(chǎn)業(yè)結構升級的分地區(qū)回歸分析

基于基準回歸結果分析，為了檢驗假設2，考慮到中國經(jīng)濟具有區(qū)域發(fā)展不平衡特征，將其劃分為東部、中部、西部三個地區(qū)，進一步考察雙輪創(chuàng)新驅動對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級的影響差異，具體回歸結果如表4 所示。

表4 雙輪創(chuàng)新驅動水平影響產(chǎn)業(yè)結構升級的分樣本回歸結果

從分區(qū)域的估計結果來看，東部地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動對三種產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)值均為正，其對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的影響作用最強，對產(chǎn)業(yè)結構整體升級的影響作用次之，而對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構服務化升級的影響作用最弱。 其中對產(chǎn)業(yè)結構整體升級作用不顯著，原因在于東部地區(qū)作為改革開放與經(jīng)濟發(fā)展的前沿示范區(qū)，具有完備的科技基礎設施、充足的研發(fā)資金以及人力資本等創(chuàng)新要素支撐，依靠雙輪創(chuàng)新驅動可以促進資本密集型與技術密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促使產(chǎn)業(yè)結構向高新技術產(chǎn)業(yè)轉移。 相關數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比已由1978年的20.41%上升至2017年的53.35%，高新技術產(chǎn)業(yè)與服務業(yè)占比已經(jīng)開始超過工業(yè)比重。對于中部而言，雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構服務化升級產(chǎn)生微小的負向作用，且不顯著，而對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構高級化升級與產(chǎn)業(yè)結構整體升級產(chǎn)生顯著的正向作用。 對于西部地區(qū)，目前的雙輪創(chuàng)新驅動水平僅對產(chǎn)業(yè)結構服務化升級產(chǎn)生顯著正向作用，這可能是由于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為落后，服務業(yè)與工業(yè)占比高于高新技術產(chǎn)業(yè)，缺乏創(chuàng)新要素對創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略實施的支撐，難以推動區(qū)域高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構整體升級。

（三）雙輪創(chuàng)新驅動影響產(chǎn)業(yè)結構升級的多重中介效應分析

根據(jù)前文的理論機制分析，雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響主要通過產(chǎn)業(yè)集聚效應、消費需求效應、人口老齡化效應以及制度變革效應發(fā)揮作用，這里將逐一檢驗四個中介效應是否存在。 結合基準回歸結果分析，雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級作用最強，從而采用產(chǎn)業(yè)結構高級化升級進行中介效應回歸檢驗。 中介效應檢驗的面板回歸結果如表5 所示。

表5 雙輪創(chuàng)新驅動下產(chǎn)業(yè)結構升級的多重效應檢驗結果

由表5 可知，模型16、模型18、模型20 與模型22 中雙輪創(chuàng)新驅動水平的影響系數(shù)均為正，且僅有模型22 未通過顯著性檢驗，由此表明雙輪創(chuàng)新驅動水平的上升會促進高技術產(chǎn)業(yè)集聚、刺激地區(qū)市場的消費需求、促進人口老齡化水平的提升，但對我國各地區(qū)經(jīng)濟政策制度產(chǎn)生不了直接影響作用。 接下來，主要討論分別加入四個中介變量的回歸結果。

一是在模型17 中同時加入了雙輪創(chuàng)新驅動與產(chǎn)業(yè)集聚效應后得到的回歸系數(shù)分別是0.041、2.449，且雙輪創(chuàng)新驅動水平的回歸系數(shù)與基準回歸相比，其系數(shù)值下降了約1/3 左右，驗證了產(chǎn)業(yè)集聚效應是雙輪創(chuàng)新驅動促進產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的一個重要渠道。 高技術產(chǎn)業(yè)是各地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動下的創(chuàng)新載體，集中了各地最優(yōu)質的創(chuàng)新資源要素，因此在雙輪創(chuàng)新驅動水平提升下，地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)整體集聚水平的作用高于一般產(chǎn)業(yè)［21］，可以更進一步發(fā)展為產(chǎn)業(yè)集聚園，從而推動產(chǎn)業(yè)結構高級化升級。

二是在模型19 中雙輪創(chuàng)新驅動水平的回歸系數(shù)值為2.226，顯著低于基準回歸的系數(shù)值，這意味著雙輪創(chuàng)新驅動水平可以提高居民消費需求水平實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展。 中國居民消費水平在1998—2017年間從1551 元增長至10990 元，居民人均可支配收入也從3254.1 元上升至25973.8 元，兩者的快速提升有助于推動市場消費與擴大市場內(nèi)需，在一定程度上刺激了新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與壯大，加速了產(chǎn)業(yè)間的結構高級化發(fā)展。

三是在模型21 中，雙輪創(chuàng)新驅動水平的估計系數(shù)顯著小于基準模型2 的系數(shù)，意味著人口老齡化效應在雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響中存在中介效應，是促進產(chǎn)業(yè)結構升級的重要渠道。在地區(qū)人口老齡化加劇背景下，雙輪創(chuàng)新驅動可以“倒逼”地方企業(yè)通過加大研發(fā)投入增強勞動生產(chǎn)率、通過增強地區(qū)銀行的未來有限儲蓄促進優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展與改善傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、通過發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)滿足老齡人口的消費需求［4］，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間的結構高級化升級。

四是在模型23 中雙輪創(chuàng)新驅動回歸系數(shù)小于基準模型中的回歸系數(shù)，這表明雖然制度變革效應在雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中存在中介作用，但由于雙輪創(chuàng)新驅動對制度變革的影響效應不顯著，故雙輪創(chuàng)新驅動難以通過增強制度變革效應，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構高級化升級。

綜上可知，四種中介效應檢驗的回歸結果顯示雙輪創(chuàng)新驅動水平的回歸系數(shù)均顯著小于基準模型中的回歸系數(shù)，但其中能發(fā)揮作用的只有三種中介效應，分別為產(chǎn)業(yè)集聚效應（16.53%）、消費需求效應（24.27%）、人口老齡化效應（22.06%），這意味著雙輪創(chuàng)新驅動水平會主要通過促進高技術產(chǎn)業(yè)集聚、刺激地區(qū)市場的消費需求、促進人口老齡化水平的提升推動產(chǎn)業(yè)結構升級。

（四）穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理

1. 穩(wěn)健性檢驗

本文采用了兩種檢驗思路進行穩(wěn)健性檢驗。 第一種是替換變量。 前文分別探討了雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構高級化、產(chǎn)業(yè)結構服務化、產(chǎn)業(yè)結構整體升級的影響，這是替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗。 在此基礎上，再借鑒蔡海亞和徐盈之替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗思路［34］，采用耦合模型測算科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度（RDIN），用來衡量雙輪創(chuàng)新驅動水平，借助面板回歸模型重新檢驗雙輪創(chuàng)新驅動水平對我國地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。 表6 的模型24、模型25 以及模型26 報告了相關的檢驗結果，雙輪創(chuàng)新驅動水平對三種產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)的影響符號以及顯著性與前文基準估計結果基本一致，表明在研究樣本期間內(nèi)，實證檢驗結論是穩(wěn)健的。第二種是傾向性得分匹配。首先，根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構升級的中位數(shù)進行分組構建虛擬變量，運用虛擬變量與全部控制變量進行回歸，得到每個觀測值的傾向性得分。隨后運用1∶1 最相鄰匹配法匹配樣本，匹配后控制組與對照組在關鍵變量上不顯著，根據(jù)匹配后的樣本量，展開重新回歸，雙輪創(chuàng)新驅動影響產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸模型27、28 與29 的系數(shù)方向基本一致，不一致的模型28 未通過顯著性檢驗，基本與原結論保持一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

2. 內(nèi)生性處理

前文實證結論表明，雙輪創(chuàng)新驅動水平對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，但所得的結果可能因為變量間存在雙向因果關系而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，即產(chǎn)業(yè)結構升級可能影響雙輪創(chuàng)新驅動，產(chǎn)業(yè)升級可以通過有效優(yōu)化地區(qū)經(jīng)濟結構、增加地區(qū)財政收入以及加大對高技術企業(yè)的財政支出傾斜，促進創(chuàng)新驅動發(fā)展。 再考慮到可能存在的遺漏變量和測量誤差會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，參考席鵬輝、袁航和朱承亮的研究思路［37-38］，本文采用兩種方法進行內(nèi)生性檢驗。第一種是采用面板工具變量（IV）估計法檢驗內(nèi)生性問題。 選擇雙輪創(chuàng)新驅動滯后一期作為工具變量，利用GMM 估計法進行工具變量估計（如表7所示），由于內(nèi)生變量與工具變量個數(shù)是一致的，故不存在工具變量過度識別問題。 由模型30、模型31 與模型32 可知正則相關性檢驗在1%水平顯著，故可以拒絕工具變量識別不足假設。 F 統(tǒng)計值大于10%水平上的偏誤值，因此可以拒絕存在弱工具變量的原假設，表明本文選擇的工具變量不僅是外生的，還是強工具變量。 同時，雙輪創(chuàng)新驅動水平的估計系數(shù)基本顯著為正，與前文實證結論較為一致，表明IV 估計結果是穩(wěn)健的，且不存在內(nèi)生性問題。 第二種是以雙輪創(chuàng)新驅動水平的滯后項作為工具變量，采用SYS-GMM 估計法進行回歸估計，得到模型33、模型34 以及模型35 的估計結果，即雙輪創(chuàng)新驅動水平對產(chǎn)業(yè)結構升級是具有正向作用的，且控制變量的影響效應與基準回歸模型較為一致，這再一次肯定了前文基準回歸結論的穩(wěn)健性與可靠性。

表7 內(nèi)生性問題檢驗

六、結論與建議

技術與制度互動作用是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、推動經(jīng)濟發(fā)展轉型和實現(xiàn)國家發(fā)展戰(zhàn)略目標的主要驅動力。 本文基于對科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新之間匹配關系的分析及測度得到雙輪創(chuàng)新驅動水平值，并從產(chǎn)業(yè)集聚、消費需求、人口老齡化與制度變革等多方面深入剖析雙輪創(chuàng)新驅動影響產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制，選擇2003—2017年我國30 個省份面板數(shù)據(jù)，構建中介效應模型實證檢驗雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的多重效應。 研究結果表明：一是科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新相互匹配而形成的雙輪創(chuàng)新驅動對我國不同產(chǎn)業(yè)結構水平的影響存在差異。 當科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新之間匹配度不斷提升，雙輪創(chuàng)新驅動水平對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級促進作用最為顯著，對產(chǎn)業(yè)結構整體升級的促進作用次之，對產(chǎn)業(yè)結構服務化升級的促進作用最弱。 本文的實證結果均保持穩(wěn)健。 二是雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在區(qū)域差異。 東部地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級均為促進作用，且對產(chǎn)業(yè)結構高級化升級的影響最為顯著； 中部地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構服務化升級產(chǎn)生了微小的負向作用；西部地區(qū)雙輪創(chuàng)新驅動僅對產(chǎn)業(yè)結構服務化升級產(chǎn)生顯著促進作用。 三是雙輪創(chuàng)新驅動水平提升可以通過多種途徑促進產(chǎn)業(yè)結構高級化升級，包括加強高技術產(chǎn)業(yè)集聚、刺激地區(qū)市場的消費需求、促進人口老齡化水平，其中刺激市場消費需求產(chǎn)生的促進作用最為顯著。 本文的實證研究驗證了在制度環(huán)境保障下，科技創(chuàng)新的作用可以得到更好的發(fā)揮，即雙輪創(chuàng)新驅動水平提升不僅可以促進不同產(chǎn)業(yè)結構升級，還可以通過多重中介效應促進產(chǎn)業(yè)升級。 更重要的是，本文雙輪創(chuàng)新驅動對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制分析豐富了產(chǎn)業(yè)結構升級理論。 基于此，本文提出以下幾點政策建議。

第一，順應全球新一輪科技與產(chǎn)業(yè)變革趨勢，提升雙輪創(chuàng)新驅動水平。 一方面，經(jīng)濟相對欠發(fā)達地區(qū)需要通過加快制度改革步伐、健全市場企業(yè)激勵機制、完善政府制定政策環(huán)境，從精神與物質兩方面創(chuàng)造制度規(guī)制與優(yōu)化制度環(huán)境，為科技創(chuàng)新“賦能”提供保障。 另一方面，發(fā)達地區(qū)需要增強制度創(chuàng)新意識，構建政府、企業(yè)、科研機構以及民間團體之間的協(xié)同創(chuàng)新平臺，破除阻礙創(chuàng)新發(fā)展的一切制度壁壘，為科技創(chuàng)新“減負”，從而實現(xiàn)地區(qū)科技創(chuàng)新與制度創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，提高政府與企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展水平，大力發(fā)展老齡化產(chǎn)業(yè)與高技術產(chǎn)業(yè)，提升居民消費需求水平。 一方面，東部發(fā)達地區(qū)需要大力發(fā)展人口老齡化產(chǎn)業(yè)，完善老齡人口社會保障制度，提升老年人消費需求水平。 另一方面，中、西部落后地區(qū)應該加強創(chuàng)新發(fā)展，增強創(chuàng)新要素新知識溢出效應，加速高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展，改變市場產(chǎn)品消費需求結構，提升居民消費需求水平。

第三，依據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡特征，優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新驅動機制及產(chǎn)業(yè)布局，推動地區(qū)創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)競爭力提升，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。 一方面，在東部地區(qū)，繼續(xù)推進體制機制深化改革，優(yōu)化市場營商環(huán)境，推動雙輪創(chuàng)新驅動水平提升，發(fā)展地區(qū)產(chǎn)業(yè)競爭能力與國際競爭能力。 另一方面，在中、西部地區(qū)，聚焦于特色經(jīng)濟與優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，因地制宜匹配，構建特色經(jīng)濟體制機制與創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，聯(lián)動規(guī)劃發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與升級。