卓志衡 侯玉巧 汪發(fā)元

摘 要：文章基于湖北省1990-2017年的數(shù)據(jù)，運用VAR模型對綠色科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)互動進行分析。結(jié)果顯示，發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量、新型專利授權(quán)數(shù)量與經(jīng)濟發(fā)展存在正向協(xié)整關(guān)系;發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展有長期的正向影響，新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展先有正向影響作用，后又逐漸減弱并轉(zhuǎn)為負向沖擊作用;發(fā)明專利授權(quán)項和新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展具有時滯性。因此，應(yīng)加大綠色科技創(chuàng)新投入，創(chuàng)新綠色科技投入機制;加大對實體經(jīng)濟扶持力度，引導(dǎo)實體經(jīng)濟綠色發(fā)展;推動綠色創(chuàng)新技術(shù)運用，降低綠色創(chuàng)新投資風(fēng)險。

關(guān)鍵詞：綠色科技創(chuàng)新;實體經(jīng)濟發(fā)展;VAR模型

中圖法分類號：F202? ? ? ? ? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? ? ? ? ? ?DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2019.0318

黨的十九大報告指出，我們建設(shè)的現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化，既要創(chuàng)造更多的物質(zhì)財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優(yōu)質(zhì)綠色產(chǎn)品以滿足人民日益增長的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要[1]。近年來，中國實體經(jīng)濟快速增長，隨著產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的同時帶來的卻是資源的快速衰竭、環(huán)境的嚴重污染，加快實體經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級迫在眉睫。綠色科技創(chuàng)新作為一項重點突出綠色環(huán)保的新型創(chuàng)新方法，不僅可以實現(xiàn)傳統(tǒng)技術(shù)創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟增長，還有利于保護環(huán)境、提高資源利用率[2]。隨著我國政府和公眾對環(huán)保的日益重視，綠色科技創(chuàng)新已成為研究的熱點，并為我國實體經(jīng)濟的發(fā)展提供了支持。因此，在建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的背景下，研究綠色科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展影響的動態(tài)互動分析具有重要意義。

綠色發(fā)展已經(jīng)成為時代的主旋律，綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素成為重要的研究課題。Wakeford等從企業(yè)角度研究發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新是提高競爭力的主要原因，減少環(huán)境影響和制定環(huán)境法規(guī)是激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新最重要的因素[3]。彭瑜欣等認為對資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新而言，政策因素的資金支持和環(huán)境管制、市場因素的市場需求和銷售績效對綠色技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正向影響，金融因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新也存在一定的正向影響[4]。周晶淼等從綠色技術(shù)創(chuàng)新的類型方面研究發(fā)現(xiàn)偏于生產(chǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下社會生產(chǎn)力強勁但存在氣候環(huán)境惡化風(fēng)險，偏于減排的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下氣候反饋經(jīng)濟損失小但存在增長動力匱乏風(fēng)險，二者雖均可實現(xiàn)長期的綠色增長，但中性的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向會更穩(wěn)妥;偏于生產(chǎn)的綠色技術(shù)創(chuàng)新導(dǎo)向下人均消費變化率在短期內(nèi)會顯著提升[5]。關(guān)于綠色科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟增長的關(guān)系研究成果比較豐富，但研究結(jié)論尚未統(tǒng)一。第一種觀點認為綠色科技創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的動力源泉。約瑟夫·熊彼特在《經(jīng)濟發(fā)展的理論》一書中首次提出了“創(chuàng)新理論” ，認為經(jīng)濟發(fā)展是通過經(jīng)濟體系內(nèi)部的科技創(chuàng)新來實現(xiàn)的，強調(diào)了科技創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展過程中的作用，將科技創(chuàng)新看成是經(jīng)濟發(fā)展的一個最重要的因素[6]。李翔等認為科技創(chuàng)新是促進經(jīng)濟增長的穩(wěn)定動力，并且科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與經(jīng)濟增長均存在正U型關(guān)系[7]。另一種觀點認為科技創(chuàng)新未必一定能拉動經(jīng)濟增長。豆建春等將技術(shù)創(chuàng)新區(qū)分為產(chǎn)品創(chuàng)新和效率型技術(shù)進步，發(fā)現(xiàn)只有產(chǎn)品創(chuàng)新可使人均收入增長率收斂于勞動產(chǎn)出增長率，而效率型技術(shù)進步傾向于提高人口增長率，拉低人均收入增長率，使經(jīng)濟增長趨于停滯[8]。

縱觀已有研究，對于綠色科技創(chuàng)新、實體經(jīng)濟發(fā)展的研究成果頗豐，但將綠色創(chuàng)新與實體經(jīng)濟結(jié)合在一起，進行分析觀察的文章尚少。為此，研究兩者之間的相互影響具有重要的現(xiàn)實意義。特別是將發(fā)明專利授權(quán)項和實用新型專利授權(quán)數(shù)量分離開，放在一個框架下進行研究，有一定的創(chuàng)新性。

1? 理論分析與研究假設(shè)

綠色科技創(chuàng)新是一個綜合的創(chuàng)新系統(tǒng)，在資源有限的前提下綠色科技創(chuàng)新的目標就是實現(xiàn)資源的高效利用和廢物排放量最小化[9]。綠色科技創(chuàng)新使產(chǎn)品生產(chǎn)呈現(xiàn)報酬遞增特征，對經(jīng)濟增長發(fā)揮持續(xù)引擎作用[10]。實體經(jīng)濟發(fā)展需要轉(zhuǎn)型升級，而轉(zhuǎn)型升級又需要綠色科技創(chuàng)新，綠色科技創(chuàng)新水平的提高反過來又會帶來產(chǎn)業(yè)集聚，實體經(jīng)濟的發(fā)展。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：綠色科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展有顯著的正向影響。

黨的十八大以來國家一直將生態(tài)文明建設(shè)作為工作重點，各級政府紛紛出臺了不同程度的環(huán)境規(guī)制政策，在環(huán)境保護方面提出了嚴格的管理規(guī)定[11]。從我國現(xiàn)實的發(fā)展趨勢來看，無論是發(fā)明創(chuàng)造還是技術(shù)升級，如果對環(huán)境造成破壞，成果便很難轉(zhuǎn)化。只有綠色科技創(chuàng)新才能生產(chǎn)出環(huán)保產(chǎn)品，才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的生產(chǎn)力，不僅能帶來資源的高效利用，也能減少對環(huán)境的破壞。與此同時，綠色科技創(chuàng)新還能通過自身技術(shù)優(yōu)勢迅速積聚資源，帶來規(guī)模的擴張，從而有效推動產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，促進實體經(jīng)濟效率提升和實體經(jīng)濟進一步增長。因此，綠色科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)當有顯著的正向影響。

假設(shè)2：實體經(jīng)濟發(fā)展對綠色科技創(chuàng)新有顯著的正向影響。

實體經(jīng)濟發(fā)展為綠色科技創(chuàng)新提供了物質(zhì)基礎(chǔ)和基本保障。綠色科技創(chuàng)新的發(fā)展需要大量科研經(jīng)費的投入，離不開資金的支撐，資金除了來源于國家的財政支持以外，在很大層面上它的內(nèi)在動力來源于實體經(jīng)濟，實體經(jīng)濟有現(xiàn)實趨勢，綠色科技創(chuàng)新才有原動力，才能保證足夠的經(jīng)費投入以促進它的發(fā)展。同時，當實體經(jīng)濟高速發(fā)展時，資金和人才在這個過程中也會迅速積累，形成經(jīng)濟總量擴張帶動綠色科技創(chuàng)新成果和綠色科技創(chuàng)新資源不斷增加的良性機制。因此，實體經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)當對綠色科技創(chuàng)新有顯著的正向影響。

2? 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

2.1? 模型設(shè)定

向量自回歸（VAR）模型是由多元時間序列變量組成，是用內(nèi)生變量對全部內(nèi)生變量的滯后期進行回歸，從而可以利用模型檢驗全部內(nèi)生變量間的動態(tài)關(guān)系。本文主要運用VAR模型來分析科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的影響，滯后期為P階的VAR（p）模型的矩陣表達形式為：

（t=1，2…n） （1）

在上式中，YT為k維內(nèi)生變量向量，XT為d維外生變量向量，ET是k維隨機干擾項，p是滯后階數(shù)，n為樣本個數(shù)。

2.2? 變量選取

（1）被解釋變量：實體經(jīng)濟發(fā)展。有關(guān)學(xué)者指出，實體經(jīng)濟就是那些在直接創(chuàng)造社會財富基礎(chǔ)上產(chǎn)生的增值活動[12]。根據(jù)實體經(jīng)濟的概念和含義，本文借鑒張林等的方法，選擇剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)之后的各行業(yè)生產(chǎn)總值來代替實體經(jīng)濟發(fā)展狀況[13]。

（2）解釋變量：綠色科技創(chuàng)新。國內(nèi)關(guān)于綠色科技創(chuàng)新的度量差異很大，基于數(shù)據(jù)的可得性和研究需要，本文借鑒賈軍等研究提出的觀點，以發(fā)明專利授權(quán)和實用新型專利授權(quán)數(shù)量來刻畫綠色科技創(chuàng)新水平[14]。

2.3? 數(shù)據(jù)來源

本文以湖北省為例，研究綠色科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟的影響。依據(jù)可得性原則，通過查閱國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和《湖北統(tǒng)計年鑒》，獲得1990-2017年綠色科技創(chuàng)新和實體經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)。為了研究方便，將發(fā)明專利授權(quán)標記為自變量X1;將實用新型專利授權(quán)數(shù)量標記為自變量X2;將實體經(jīng)濟發(fā)展標記為Y作為因變量，建立VAR向量自回歸模型進行量化分析。為了降低數(shù)據(jù)的波動性和異方差性，對各指標取自然對數(shù)，記為Log（X1）、Log（X2）和Log（Y），采用Eviews8.0軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。

2.4? 樣本統(tǒng)計描述

運用軟件Eviews8.0計算出發(fā)明專利授權(quán)（X1）、實用新型專利授權(quán)數(shù)量（X2）、實體經(jīng)濟發(fā)展（Y）及其自然對數(shù)的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值、標準差等統(tǒng)計性質(zhì)，具體結(jié)果見表1。

3? 實證分析

3.1? 平穩(wěn)性檢驗

Log（X1）、Log（X2）、Log（Y）序列均屬于時間序列的經(jīng)濟變量，針對VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，需要對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，以提高模型分析的科學(xué)性和有效性。本文將運用單位根檢驗方法來判斷模型的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表2。

由表2的單位根檢驗結(jié)果可知，在一階差分前，時間序列Log（X1）和Log（X2）的ADF值均大于顯著性水平的臨界值，說明存在單位根，時間序列不平穩(wěn)。一階差分后得到△Log（X1）、△Log（X2）以及△Log（Y）的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說明經(jīng)過一階差分處理后，所選擇的變量均已處于平穩(wěn)狀態(tài)。

3.2? 協(xié)整檢驗

鑒于時間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）在一階差分后均平穩(wěn)，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，為此，本文將選擇Johansen檢驗方法，對時間序列Log（X）、Log（X2）和Log（Y）進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）之間存在唯一的協(xié)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）之間存在顯著協(xié)整關(guān)系。就長期而言，經(jīng)濟發(fā)展水平會隨著發(fā)明專利授權(quán)項和實用新型專利授權(quán)數(shù)量的增加而提高。

3.3? Granger因果檢驗

由于都是一階單整序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗證明了Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）之間存在長期均衡關(guān)系，為了進一步判斷發(fā)明專利授權(quán)項和實用新型專利授權(quán)數(shù)量和經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，對時間序列Log（Y）和Log（X1）、Log（X2）進行Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

由表4可知，發(fā)明專利授權(quán)項不是經(jīng)濟發(fā)展影響因素，其概率P值等于0.0109，小于臨界值0.5，拒絕原假設(shè)，說明發(fā)明專利授權(quán)項是經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因;經(jīng)濟發(fā)展不是發(fā)明專利授權(quán)項的影響因素，其概率P值等于0.0465，小于臨界值0.05，證明原假設(shè)不成立，說明經(jīng)濟發(fā)展是發(fā)明專利授權(quán)項的格蘭杰原因。新型專利授權(quán)數(shù)量不是經(jīng)濟發(fā)展的影響因素，其概率P值等于0.0791，小于臨界值0.1，拒絕原假設(shè)，說明新型專利授權(quán)數(shù)量是經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因;經(jīng)濟發(fā)展不是新型專利授權(quán)數(shù)量的影響因素，其概率P值等于0.2462，大于臨界值0.1，接受原假設(shè)，說明經(jīng)濟發(fā)展不是新型專利授權(quán)數(shù)量的格蘭杰原因。

3.4? 模型構(gòu)建

（1） 模型滯后階數(shù)選取

因時間序列Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）一階差分后平穩(wěn)且存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進一步做VAR模型。結(jié)合表5可以看到，滯后2期各檢驗指標中帶*號的有5個，優(yōu)勢明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。據(jù)此，構(gòu)建以發(fā)明專利授權(quán)項（X1）、新型專利授權(quán)數(shù)量（X2）和實體經(jīng)濟發(fā)展（Y）為變量的二元結(jié)構(gòu)VAR模型。

（2） 模型平穩(wěn)性檢驗

針對VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，為了使模型分析結(jié)果更加準確和科學(xué)，需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文運用AR根來檢驗?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性，檢驗結(jié)果見圖2。通過檢驗發(fā)現(xiàn)VAR（2）模型對應(yīng)特征方程的所有根均在單位圓以內(nèi)，說明模型穩(wěn)定性較好，模型構(gòu)建科學(xué)。

根據(jù)軟件計算結(jié)果，寫出VAR（2）模型估計結(jié)果矩陣：

計量結(jié)果顯示，VAR（2）模型能夠通過F 檢驗、T 檢驗、AIC和Schwarz SC 檢驗，其擬合優(yōu)度R2及調(diào)整后的R2值均大于0.90，遠遠大于0.80 的經(jīng)驗值，模型擬合效果較為理想;而且也通過了模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗，證明模型構(gòu)建客觀合理。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以用來描述一個內(nèi)生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應(yīng)。圖3顯示了VAR（2）模型的脈沖響應(yīng)變化軌跡，圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實線顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線，虛線顯示上下兩個標準差波動的范圍，變化的時間設(shè)定為20 年。

由Log（Y）對Log（X1）的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當在第1期給發(fā)明專利授權(quán)項施加一個正向沖擊后，經(jīng)濟發(fā)展的脈沖響應(yīng)值為0，隨后其脈沖響應(yīng)值開始顯著上升，在第8期達到最大值，隨后開始下降，并在第12期開始保持平穩(wěn)態(tài)勢，整個過程始終處于X軸上方，意味著在較長時間內(nèi)發(fā)明專利授權(quán)項對經(jīng)濟發(fā)展存在著顯著的正向沖擊。由Log（Y）對Log（X2）的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當在第1期給新型專利授權(quán)數(shù)量施加一個正向沖擊以后，經(jīng)濟發(fā)展的脈沖值為0，隨后逐漸上升，并在第3期達到最大值，從第4期開始逐漸下降，直到第10期開始保持平穩(wěn)態(tài)勢，且第四期的脈沖響應(yīng)值為0，從第4期開始脈沖響應(yīng)值始終處于X軸下方，說明開始時，新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展有正向沖擊作用，后來對實體經(jīng)濟有負向沖擊作用，表現(xiàn)為對實體經(jīng)濟的抑制作用。這是因為近年來政府以及社會公眾對于綠色環(huán)保意識越來越強烈，綠色科技創(chuàng)新會給那些落后的、非綠色產(chǎn)業(yè)予以沖擊，那些對環(huán)境危害大的產(chǎn)業(yè)逐漸被淘汰。而綠色創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)還處于發(fā)展階段，還未來得及推廣普及，因此會造成實體經(jīng)濟增長減弱。

（4）方差分解

通過對Log（Y）作方差分解可知，從橫向發(fā)展來看，實體經(jīng)濟發(fā)展主要得益于的貢獻，貢獻率達到46.39%以上，而來自于Log（X2）對實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率從第3期開始便弱于Log（x1）對實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率;從縱向發(fā)展來看，隨著時間的推移，實體經(jīng)濟發(fā)展對自身的貢獻率逐年減少，而Log（x1）對實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率增加的比較快，從第9期開始貢獻率便達到46.39%以上，Log（X2）的貢獻率逐年增加，增長速率相對較慢，在第20期達到13.28%以上。這說明，科技創(chuàng)新是湖北省經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，對湖北省經(jīng)濟的發(fā)展有重要貢獻。

4? 結(jié)論與建議

4.1? 結(jié)論

（1）發(fā)明專利授權(quán)項、新型專利授權(quán)數(shù)量與經(jīng)濟發(fā)展存在正向協(xié)整關(guān)系。實證結(jié)果顯示，Log（X1）、Log（X2）和Log（Y）存在正向協(xié)整關(guān)系，也就是說，綠色科技創(chuàng)新水平越高，經(jīng)濟發(fā)展水平越高;經(jīng)濟發(fā)展水平越高，綠色科技創(chuàng)新能力越強。

（2）發(fā)明專利授權(quán)項對實體經(jīng)濟發(fā)展有長期的正向沖擊，新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展先有正向沖擊作用，后又逐漸減弱并轉(zhuǎn)為負向沖擊作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，實體經(jīng)濟發(fā)展對發(fā)明專利授權(quán)項的脈沖響應(yīng)值先增加后減少，且始終處于X軸上方，對實體經(jīng)濟發(fā)展有正向沖擊作用。實體經(jīng)濟發(fā)展對新型專利授權(quán)數(shù)量的脈沖響應(yīng)值先增加后減少，并從第4期以后處于X軸下方，對實體經(jīng)濟發(fā)展由正向沖擊作用變?yōu)榉聪驔_擊作用。

（3）發(fā)明專利授權(quán)項和新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展具有滯后性。方差分解顯示，發(fā)明專利授權(quán)項和新型專利授權(quán)數(shù)量對實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率從第二期才開始顯現(xiàn)。同時，發(fā)明專利授權(quán)項對實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率明顯要大于新型專利授權(quán)數(shù)量對于實體經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率。

4.2? 建議

（1）加大綠色科技創(chuàng)新投入，創(chuàng)新綠色科技投入機制。科技投入是科技發(fā)展的保障，只有足夠的科研經(jīng)費投入，才能保障科技活動的高效運行。一方面政府應(yīng)繼續(xù)加大科研經(jīng)費的投入，同時引導(dǎo)和激勵企業(yè)和個人進行科技投資，使他們成為科技投資的主體。另一方面應(yīng)創(chuàng)新融資方式，改革創(chuàng)新科技投入機制，解決科技投資融資難的問題。

（2）加大實體經(jīng)濟扶持力度，引導(dǎo)實體經(jīng)濟綠色發(fā)展。首先應(yīng)建立科技金融服務(wù)平臺，強化科技金融服務(wù)體系的建設(shè)[15]，對于應(yīng)用綠色科技創(chuàng)新的企業(yè)要納入科技金融服務(wù)體系給予支持。同時政府應(yīng)實行稅收減免政策，在金融支持上予以適當?shù)乃尚?，給予綠色創(chuàng)新企業(yè)一個成長期，在這個成長期內(nèi)使綠色創(chuàng)新企業(yè)迅速成長。通過綜合性因素推動實體經(jīng)濟對于綠色科技創(chuàng)新的應(yīng)用，使實體經(jīng)濟在運用綠色科技創(chuàng)新的過程中實現(xiàn)綠色發(fā)展。

（3）推動綠色創(chuàng)新技術(shù)運用，降低綠色創(chuàng)新投資風(fēng)險。一方面政府及相關(guān)部門要加強對實體經(jīng)濟運用綠色科技創(chuàng)新的鼓勵與引導(dǎo)，要認識到綠色科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟一定會產(chǎn)生積極影響，但這種積極影響需要一定的時間來顯現(xiàn)，要引導(dǎo)企業(yè)正確認識這種經(jīng)濟規(guī)律。另一方面應(yīng)發(fā)揮財政支持綠色科技創(chuàng)新的重要作用，綜合運用股權(quán)投資、風(fēng)險補償、貸款貼息、政府和社會資本合作（PPP）等方式，支持市場導(dǎo)向明確的綠色科技創(chuàng)新活動[16]，減少企業(yè)對于綠色科技創(chuàng)新活動的投資風(fēng)險。

參考文獻：

[1]習(xí)近平.決勝全面建成小康社會奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利[N].人民日報，2017-10-19.

[2]彭瑜欣，李華晶.資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究[J].資源開發(fā)與市場，2018，34（12）：1643-1650.

[3] WAKEFORD J J，GEBREEYESUS M，GINBO T，et al. Innovation for Green Industrialisation：An Empirical Assessment of Innovation in Ethiopia's Cement，Leather and Textile Sectors[J].Journal of Cleaner Production，2017，166（ 11） ：503-511.

[4]彭瑜欣，李華晶.資源型產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究[J].資源開發(fā)與市場，2018，34（12）：1643-1650.

[5]周晶淼，趙宇哲，武春友，肖貴蓉.綠色增長下的導(dǎo)向性技術(shù)創(chuàng)新選擇研究[J].管理科學(xué)學(xué)報，2018，21（10）：61-73.

[6]約瑟夫·熊彼特.經(jīng)濟發(fā)展理論[M].北京：商務(wù)印書館，1991：143-151.

[7]李翔，鄧峰.科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)研究——基于動態(tài)空間面板模型的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索，2018（6）：144-154.

[8]豆建春，馮濤，楊建飛.技術(shù)創(chuàng)新、人口增長和中國歷史上的經(jīng)濟增長[J].世界經(jīng)濟，2015，（7）：143-164.

[9]阮平南，張勇.企業(yè)實施綠色制造的動力機制研究[J].機械制造，2005（11）：8-11.

[10]秦書生，付晗寧.以綠色技術(shù)創(chuàng)新促進生態(tài)文明建設(shè)[J].環(huán)境保護，2013，41（ 15）：36-38.

[11]王鳳祥，張偉.環(huán)境規(guī)制、民間投資與我國綠色技術(shù)創(chuàng)新[J].科研管理研究，2017，37（11）：211-216.

[12]張林，冉光和，陳丘.區(qū)域金融實力、FDI溢出與實體經(jīng)濟增長—基于面板門檻模型的研究[J].經(jīng)濟科學(xué)，2014（6）.

[13]劉志彪.實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟互動關(guān)系的再思考[J].學(xué)習(xí)與探索，2015（9）：82-89.

[14]賈軍，張偉. 綠色技術(shù)創(chuàng)新中路徑依賴及環(huán)境規(guī)制影響分析[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2014（5）：44-52

[15]嚴金強，楊小勇.以綠色金融推動構(gòu)建綠色技術(shù)創(chuàng)新體系[J].福建論壇（人文社會科學(xué)版），2018（3）：41-47.

[16]溫小霓，李俊霞.科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究西安電子科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2015，25（6）：58-67.

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