周德田， 馮超彩

（中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島 266580）

現(xiàn)階段，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，這意味著中國經(jīng)濟開始邁向新時代. 高質(zhì)量發(fā)展將成為當(dāng)前乃至未來中國經(jīng)濟建設(shè)的主題. 而創(chuàng)新是高質(zhì)量發(fā)展的動力源泉. 2018年，中國研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費支出為19 657億元，比上年增長11.6%；高新技術(shù)企業(yè)達(dá)到18.1萬家. 然而，目前中國與創(chuàng)新型國家之間仍存在差距. 科技創(chuàng)新理念的缺失、人才的缺乏、源動力不足等是新常態(tài)下制約經(jīng)濟增長的瓶頸［1］. 為此，中國各級政府致力于支持建設(shè)高水平創(chuàng)新平臺，推行“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”政策；各省市紛紛出臺新政策，提高科技創(chuàng)新水平，進而推動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展. 而受技術(shù)引進過程中機會成本和逆向溢出等因素的影響，學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新投入的大規(guī)模增長并沒有帶來經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升［2］. 因此，研究如何通過科技創(chuàng)新提高中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量成為一個有待深入探討的問題.

1 文獻綜述

關(guān)于科技創(chuàng)新問題，1912年約瑟夫·熊彼特出版《經(jīng)濟發(fā)展理論》，開創(chuàng)了創(chuàng)新理論，對主流經(jīng)濟學(xué)產(chǎn)生了重要影響［3］. Romer提出新經(jīng)濟增長理論，強調(diào)科技創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的長期動力［4］. 之后學(xué)者圍繞科技創(chuàng)新的影響因素、效率測算和影響作用等展開研究. Paula 等通過隨機效應(yīng)概率模型，研究發(fā)現(xiàn)組織創(chuàng)新、內(nèi)部研發(fā)和外包創(chuàng)新實踐對技術(shù)創(chuàng)新成果具有積極影響［5］. 肖美丹等運用DEA模型和Malmquist指數(shù)分解法測算發(fā)現(xiàn)在2010—2017年河南省大部分市區(qū)技術(shù)創(chuàng)新綜合效率呈上升趨勢［6］. 熊曦等通過構(gòu)建嵌套并聯(lián)結(jié)構(gòu)的兩階段網(wǎng)絡(luò)DEA模型，衡量了14所中科院院屬單位整體效率以及科技成果研發(fā)階段和轉(zhuǎn)化階段的子效率［7］.付宏等研究發(fā)現(xiàn)R&D 經(jīng)費投入每增加1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化增加0.56%［8］. 李翔和鄧峰采用空間杜賓模型和面板門檻模型，得出了科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)顯著的正向影響，而且能夠釋放產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)紅利，推動產(chǎn)業(yè)鏈升級的結(jié)論［9］.

隨著中國經(jīng)濟追求高質(zhì)量發(fā)展，更多學(xué)者開始關(guān)注科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響. 大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為科技創(chuàng)新能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展. Harald&Magnus研究發(fā)現(xiàn)與信息通訊技術(shù)相比，短期內(nèi)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響更大［10］. Song 等通過計算中國綠色GDP及增長率，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)規(guī)模對促進綠色經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，存在正滯后效應(yīng)［11］. 金碚認(rèn)為創(chuàng)新引領(lǐng)是促進高質(zhì)量發(fā)展的新動力機制，科學(xué)發(fā)現(xiàn)、技術(shù)發(fā)明和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵動因［12］. 王旭等研究發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新的不同因素對區(qū)域經(jīng)濟的正向作用不同，其中創(chuàng)新理論產(chǎn)出影響最為顯著［13］. 劉思明等基于國家視角，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動力對全要素生產(chǎn)率具有積極影響［14］. 胡明暉等聚焦于河南省，從多個創(chuàng)新視角為科技創(chuàng)新推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提出政策建議［15］. 少量學(xué)者的研究表明，科技創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的關(guān)系存在不確定性. Ricardo通過構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)（RIS），發(fā)現(xiàn)RIS子系統(tǒng)并不均勻，且大多數(shù)具有負(fù)面作用［16］. 葉祥松和劉敬發(fā)現(xiàn)在提高全要素生產(chǎn)率上，科學(xué)研究在短期內(nèi)不產(chǎn)生直接影響，技術(shù)開發(fā)產(chǎn)生抑制作用［2］. 在科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量作用路徑的研究方面，葛鵬飛等認(rèn)為創(chuàng)新能夠改善要素配置效率、提高經(jīng)營規(guī)模效率和技術(shù)進步［17］. 吳傳清和鄧明亮發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新主要通過提高生產(chǎn)能力、能源效率和降低環(huán)境污染這3個渠道發(fā)揮驅(qū)動效應(yīng)［18］.

總的來說，研究科技創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的文獻較為豐富，但仍存在有待完善之處：一是對于科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量發(fā)展的影響仍需明確. 在不同區(qū)域之間，科技創(chuàng)新的影響是否存在顯著差異. 二是在科技創(chuàng)新是如何影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量上的實證分析尚不完善，沒有很好闡明科技創(chuàng)新的影響作用路徑. 基于此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，以2011—2017 年中國的30 個省份的面板數(shù)據(jù)為研究樣本（因數(shù)據(jù)缺失，未選取港、澳、臺和西藏），通過構(gòu)造科技創(chuàng)新綜合指數(shù)衡量地區(qū)科技創(chuàng)新水平，實證研究科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，為科技創(chuàng)新和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供政策依據(jù).

2 理論分析與研究假設(shè)

目前，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量的影響可以通過技術(shù)創(chuàng)新理論和內(nèi)生經(jīng)濟增長理論來解釋. 技術(shù)創(chuàng)新理論強調(diào)了技術(shù)創(chuàng)新對國家經(jīng)濟發(fā)展的重要性. 熊彼特認(rèn)為，創(chuàng)新建立了一種新形式的生產(chǎn)函數(shù)，把從來沒有過的關(guān)于生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件的新組合引入生產(chǎn)體系，包括推出新產(chǎn)品、采用新工藝、開辟新市場、獲得新供應(yīng)商、形成新的組織形式. 技術(shù)創(chuàng)新能夠提高資源配置效率，采用新工藝或設(shè)備，制造出新產(chǎn)品，能夠增加產(chǎn)量和提高質(zhì)量，促進經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展. 內(nèi)生經(jīng)濟增長理論把技術(shù)進步作為經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，同時考慮知識積累和人力資本積累等要素，技術(shù)更新越快、知識積累越強和人力資本水平越高，地區(qū)經(jīng)濟增長和國民收入水平越高. 可見，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量具有促進作用. 根據(jù)《中國區(qū)域科技創(chuàng)新評價報告2018》，中國各地區(qū)的科技創(chuàng)新能力有所差距. 上海、北京、天津、廣東、江蘇和浙江的科技創(chuàng)新水平指數(shù)高于全國平均水平（69.63%），而云南、貴州和新疆等則低于50%. 不同水平的科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響有所區(qū)別. 因此，本文提出以下理論假設(shè).

H1：科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響是正效應(yīng)且存在區(qū)域異質(zhì)性.

在作用路徑上，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量的影響可能表現(xiàn)在以下方面：第一，科技創(chuàng)新表現(xiàn)為引進先進技術(shù)和工藝，進而促進地區(qū)產(chǎn)品創(chuàng)新，提高產(chǎn)品的質(zhì)量. 產(chǎn)品質(zhì)量進一步影響到生產(chǎn)的投入與產(chǎn)出，作用于全要素生產(chǎn)率. 第二，科技創(chuàng)新有助于實現(xiàn)技術(shù)更新升級，提高能源利用效率，降低能源使用量，逐步實現(xiàn)生產(chǎn)的低耗能. 第三，新工藝和組織形式有可能會影響生產(chǎn)流程中廢棄物等的排放，改善環(huán)境質(zhì)量，改變?nèi)厣a(chǎn)率. 因此，本文提出第二個理論假設(shè).

H2：科技創(chuàng)新通過改變產(chǎn)品質(zhì)量、能源效率和降低環(huán)境污染影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量.

3 模型設(shè)定和變量選擇

3.1 模型設(shè)定

為研究科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量的影響，本文首先針對假設(shè)H1建構(gòu)了如下基準(zhǔn)模型：

其中，i 為中國30 個省份截面單位；t 為時間；tfp 表示各地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度；ti 表示科技創(chuàng)新水平；X為相關(guān)控制變量；β0～β2為待估系數(shù)；ε為隨機擾動項. 此外，考慮到經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和全要素生產(chǎn)率在時間上存在一定的連續(xù)性，在模型（1）中加入滯后一期的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，得到動態(tài)面板回歸模型（2），如下所示：

3.2 變量說明

3.2.1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展 本文的被解釋變量是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度（tfp），目前并沒有形成統(tǒng)一的測量方法，但多數(shù)文獻認(rèn)為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于經(jīng)濟效率的提高［14］. 因此本文采取全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展程度，運用DEAP2.0軟件和DEA-BCC 模型進行測算. 假設(shè)規(guī)模報酬不變，同時考慮能源投入，C-D生產(chǎn)函數(shù)可以拓展為：

式中：Y為總產(chǎn)出；K為資本投入；L為勞動投入；E為能源投入；α為資本產(chǎn)出彈性；β為勞動產(chǎn)出彈性；1-α-β為能源產(chǎn)出彈性；A表示全要素生產(chǎn)率. 則各省份在不同時期的全要素生產(chǎn)率（tfpit）可表示為：

其中，總產(chǎn)出（Yit）選取各區(qū)域地區(qū)生產(chǎn)總值，根據(jù)GDP平減指數(shù)將各區(qū)域名義GDP轉(zhuǎn)換為以2011年為不變價格的實際GDP. 資本投入（K）參考單豪杰［19］的“永續(xù)盤存法”估算出各省資本存量. 勞動投入（L）用各省城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員表示；能源投入（E）用能源消費量表示. 在規(guī)模報酬不變的方式下，對30個省份2011—2017年的全要素生產(chǎn)率進行測算.

3.2.2 科技創(chuàng)新水平 本文構(gòu)建科技創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系來衡量科技創(chuàng)新水平. 在以前學(xué)者研究成果［14，20］基礎(chǔ)上，構(gòu)建了科技創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系（見表1），包括創(chuàng)新資源（ir）、創(chuàng)新投入（rd）、創(chuàng)新轉(zhuǎn)化（it）和創(chuàng)新成果（io）4 個一級指標(biāo)和10 個二級指標(biāo). 參考楊麗［21］的方法，采取客觀賦權(quán)的熵值法確定單個二級指標(biāo)權(quán)重.各指標(biāo)權(quán)重如表1所示.

表1 科技創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系Tab.1 Comprehensive index system of technological innovation

3.2.3 控制變量 基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取以下指標(biāo)作為控制變量：①經(jīng)濟發(fā)展水平（gdppc），采用人均GDP表示，單位為萬元/人. ②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ser），用工業(yè)增加值占GDP的比重表示. ③對外開放（open），用地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示. ④人力資本（lab），作為知識和技能的載體，高素質(zhì)人力資源可以為企業(yè)提供智力支持，用科技就業(yè)人員平均工資水平表示. ⑤教育投入（edu），選取教育支出占財政支出的比重表示. 根據(jù)上述變量的選取，模型（1）可以寫為

相應(yīng)的動態(tài)面板回歸模型為

3.3 數(shù)據(jù)來源

受數(shù)據(jù)年限缺失的限制，本文選取了2011—2017年中國30個省份的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析. 各變量的原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒及統(tǒng)計公報等.

4 實證分析

4.1 整體回歸結(jié)果及分析

本文利用2011—2017年30個省市的面板數(shù)據(jù)對模型（5）和模型（6）進行參數(shù)估計. 對于模型（5），由于隨機擾動項存在組間異方差性和組內(nèi)一階自相關(guān)，采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進行參數(shù)估計. 對于模型（6），考慮到內(nèi)生性問題，采取系統(tǒng)廣義矩估計（GMM）方法進行參數(shù)估計，并且對其進行自回歸（AR）和Sargan檢驗，以判斷擾動項相關(guān)性和工具變量有效性. 基于此，本文驗證科技創(chuàng)新對中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，并對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗. 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果如表2所示.

重點關(guān)注科技創(chuàng)新水平的系數(shù)和顯著性，F(xiàn)GLS的估計結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新水平的系數(shù)是0.036，通過了10%的顯著性水平，即科技創(chuàng)新每進步1%，則使經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展改善0.036%. 觀察系統(tǒng)GMM模型可以發(fā)現(xiàn)，模型通過了自回歸（AR）和工具變量有效性的檢驗，同時系統(tǒng)GMM估計的滯后一階的全要素生產(chǎn)率（L.ln tfp）系數(shù)估計值是大于固定效應(yīng)回歸、小于混合面板回歸的，根據(jù)Bond提出的檢驗方法［22］，該模型通過了穩(wěn)健性檢驗. 其滯后的被解釋變量的系數(shù)是顯著為正的，說明全要素生產(chǎn)率會受到前期水平的影響，存在一定的滯后效應(yīng). 在系統(tǒng)GMM估計下，科技創(chuàng)新水平的系數(shù)顯著為正，進一步證明了假設(shè)H1的正確性，即科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起促進作用. 通過科技創(chuàng)新水平系數(shù)的比較，可以發(fā)現(xiàn)FGLS 估計在沒有考慮前期經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的情況下，高估了科技創(chuàng)新的經(jīng)濟影響.

表2 整體回歸結(jié)果Tab.2 Overall regression results

4.2 分地區(qū)回歸分析

利用指標(biāo)權(quán)重，計算得到2011年和2017年30個省市的科技創(chuàng)新水平（圖1）. 在2011—2017年期間，各省市的科技創(chuàng)新水平有所提高. 從均值看，科技創(chuàng)新水平位居前五名的分別是廣東、江蘇、北京、上海和浙江，均處于東部沿海地區(qū). 其中廣東省科技創(chuàng)新水平的增長幅度最大，主要是因為廣東省在科技創(chuàng)新上投入力度較大. 根據(jù)30 個省市的地區(qū)劃分，中國四大經(jīng)濟區(qū)域科技創(chuàng)新水平變化情況如圖2 所示. 可以發(fā)現(xiàn)，四大經(jīng)濟區(qū)域在科技創(chuàng)新水平上存在較大差距. 其中，東部地區(qū)的科技創(chuàng)新水平最強，遠(yuǎn)高于其他三個地區(qū). 位于中等水平的是中部地區(qū)，7年的平均科技創(chuàng)新水平為0.105 5；而西部地區(qū)的平均科技創(chuàng)新水平較弱，略低于東北地區(qū). 從變化趨勢來看，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)呈現(xiàn)上升的趨勢，而東北地區(qū)的科技創(chuàng)新水平處于波動狀態(tài). 這反映出我國區(qū)域科技創(chuàng)新能力不平衡，整體水平有待提高.

圖1 2011和2017年各省市科技創(chuàng)新水平Fig.1 Technological innovation level of provinces in 2011 and 2017

圖2 2011—2017年中國地區(qū)科技創(chuàng)新水平變化情況Fig.2 Changes of technological innovation in China from 2011 to 2017

從以上分析可知，四大經(jīng)濟區(qū)域之間的科技創(chuàng)新水平有很大的不同，這可能使得科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響存在區(qū)域異質(zhì)性. 因此，本文利用FGLS和系統(tǒng)GMM分別對西部、中部、東北和東部四個區(qū)域進行估計. 因系統(tǒng)GMM估計部分變量系數(shù)省略，本文只報告FGLS模型估計結(jié)果，如表3所示. 在中部地區(qū)和東部地區(qū)，科技創(chuàng)新水平的估計系數(shù)顯著為正，說明科技創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起到了促進作用，且中部地區(qū)科技創(chuàng)新所起的積極作用更大，這可能是因為中部地區(qū)各省份科技創(chuàng)新水平比較均衡，科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化較好. 而在西部地區(qū)和東北地區(qū)，科技創(chuàng)新水平的估計系數(shù)較小，且沒有通過顯著性水平檢驗，說明在西部和東北地區(qū)，科技創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用還沒有很好地發(fā)揮出來，地方政府應(yīng)積極貫徹落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，發(fā)揮科技創(chuàng)新的經(jīng)濟作用. 可以發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響在不同區(qū)域存在差異，具有區(qū)域異質(zhì)性.

表3 分地區(qū)回歸結(jié)果Tab.3 Regression results by region

4.3 作用路徑回歸分析

通過前面的分析可知，科技創(chuàng)新會對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響作用. 那么，其影響的作用路徑是怎樣的？本文在基準(zhǔn)模型中納入中介變量（MV）和科技創(chuàng)新的交互項，分析科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響路徑. 其作用路徑模型可以寫為：

基于假設(shè)H2，本文的中介變量（MV）分別為產(chǎn)品質(zhì)量、能源效率和環(huán)境狀況，進而分析科技創(chuàng)新是否通過這些方面間接影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量. 其中，產(chǎn)品質(zhì)量（quality）用產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)等品率來表示；能源效率（eff）用單位能源消耗的實際GDP（2011年的不變價格）來表示；環(huán)境狀況（SO2）采用二氧化硫排放量來表示. 部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法或均值替代法進行補充. 作用路徑回歸結(jié)果如表4所示. 觀察表4的第1列和第2列，科技創(chuàng)新通過產(chǎn)品質(zhì)量來影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展. 科技創(chuàng)新與產(chǎn)品質(zhì)量的交互項的系數(shù)是顯著為正的，即科技創(chuàng)新在產(chǎn)品質(zhì)量提高的作用下對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了積極影響. 在能源效率上，科技創(chuàng)新水平（ln ti）與能源效率的交互項為負(fù)值，且沒有通過10%的顯著性檢驗，可見能源效率的中介效應(yīng)并不顯著. 在環(huán)境狀況方面，科技創(chuàng)新水平的估計系數(shù)顯著為正，其與SO2的交互項的系數(shù)是負(fù)的，且通過了顯著性水平檢驗，說明科技創(chuàng)新能夠隨污染物排放的減少對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響. 可以發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新通過產(chǎn)品質(zhì)量和環(huán)境狀況來影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)H2部分成立.

表4 作用路徑回歸結(jié)果Tab.4 Regression results by function route

5 結(jié)論及政策建議

本文利用2011—2017年中國30個省份的數(shù)據(jù)，通過測算地區(qū)科技創(chuàng)新水平和全要素生產(chǎn)率，分析了科技創(chuàng)新對中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響和作用路徑. 研究發(fā)現(xiàn)：第一，科技創(chuàng)新水平促進了中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略在高質(zhì)量發(fā)展過程中起支撐引領(lǐng)作用. 且科技創(chuàng)新對經(jīng)濟質(zhì)量的影響在不同區(qū)域之間存在差異. 在中部地區(qū)和東部地區(qū)，科技創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起到了積極影響；在西部地區(qū)和東北地區(qū)，科技創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響作用并不顯著. 第二，作用路徑分析表明，科技創(chuàng)新能夠通過提高產(chǎn)品質(zhì)量和降低環(huán)境污染促進經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展.

本文的研究結(jié)論對進一步發(fā)展科技創(chuàng)新、促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有如下啟示：

1）提高科技創(chuàng)新水平，以創(chuàng)新驅(qū)動引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展. 經(jīng)實證研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新會促進經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，所以要注重提高科技創(chuàng)新水平. 政府要繼續(xù)營造“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的創(chuàng)新環(huán)境，重視科學(xué)技術(shù)教育，培養(yǎng)和吸引科技創(chuàng)新人才. 企業(yè)要適當(dāng)加強科技創(chuàng)新的投入，通過創(chuàng)新科技成果獎勵政策、建立科技成果轉(zhuǎn)化平臺等舉措，有效促進科技創(chuàng)新水平的提高.

2）針對不同區(qū)域，政府應(yīng)因地制宜，合理制定科技創(chuàng)新政策. 對于中部和東部地區(qū)，要保持經(jīng)濟發(fā)展水平，更好的改善科技創(chuàng)新環(huán)境，縮小區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新水平的差距，促進技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的提升；對于西部和東北地區(qū)，要高度重視科技創(chuàng)新在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的作用，加強在科技創(chuàng)新方面的投入和人才儲備，使創(chuàng)新驅(qū)動的作用發(fā)揮出來.

3）科技創(chuàng)新能夠在產(chǎn)品質(zhì)量提升、改善環(huán)境質(zhì)量的作用下，更明顯的促進經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升. 所以，在企業(yè)生產(chǎn)過程中，一方面要不斷致力于提高科技創(chuàng)新水平，實現(xiàn)新產(chǎn)品、新工藝，提高產(chǎn)品的優(yōu)質(zhì)比；另一方面注重生態(tài)環(huán)境保護，通過科技創(chuàng)新，提高生產(chǎn)設(shè)備的先進性，減少生產(chǎn)過程中廢氣物等，來實現(xiàn)科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的驅(qū)動作用.