成本外部性、技術(shù)外部性與創(chuàng)新
——基于長三角城市群的實(shí)證分析

周 俊，柳 震

(1．江蘇師范大學(xué)，江蘇 徐州 221116;2．國家統(tǒng)計(jì)局徐州調(diào)查衛(wèi)隊(duì)，江蘇 徐州 221000)

成本外部性、技術(shù)外部性與創(chuàng)新
——基于長三角城市群的實(shí)證分析

周 俊1，柳 震2

(1．江蘇師范大學(xué)，江蘇 徐州 221116;2．國家統(tǒng)計(jì)局徐州調(diào)查衛(wèi)隊(duì)，江蘇 徐州 221000)

外部性理論、新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為成本外部性和技術(shù)外部性是實(shí)現(xiàn)收益遞增的重要影響因素，因此，文章利用長三角地區(qū)26個城市2009～2013年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建成本外部性、技術(shù)外部性對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的計(jì)量模型，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn):研發(fā)投入強(qiáng)度對城市創(chuàng)新產(chǎn)出呈顯著的正向影響;就業(yè)密度代表的成本外部性對創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響;FDI技術(shù)外溢對城市創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響;空間滯后變量對城市創(chuàng)新產(chǎn)出也呈現(xiàn)顯著的正向影響，表明城市的創(chuàng)新活動存在區(qū)際技術(shù)外溢，也就是說創(chuàng)新活動所產(chǎn)生的知識與技術(shù)溢出到周圍的城市。

創(chuàng)新;成本外部性;技術(shù)外部性;長三角城市群

一、引 言

“十一五”、“十二五”時(shí)期，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率總體上呈現(xiàn)下降趨勢，增長率由兩位數(shù)下降為個位數(shù);同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中環(huán)境污染問題仍未得到有效解決，尤其是近幾年大氣污染形勢日益嚴(yán)峻。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨增速下滑和環(huán)境保護(hù)的雙重壓力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要加快從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型的步伐，以解決經(jīng)濟(jì)增長速度下滑過快、環(huán)境污染嚴(yán)重等問題，因而分析創(chuàng)新的影響因素顯得十分必要。

本文的研究補(bǔ)充了有關(guān)創(chuàng)新的影響因素文獻(xiàn)中關(guān)于技術(shù)外部性和成本外部性的研究。知識生產(chǎn)函數(shù)被Griliches(1979)［1］提出后，新的文獻(xiàn)從兩個方面對此做了擴(kuò)展:一是將成本外部性加入創(chuàng)新的影響因素中，主要研究了就業(yè)密度對創(chuàng)新的作用;二是將技術(shù)外部性加入創(chuàng)新的影響因素中，主要研究了知識溢出對創(chuàng)新的作用。在現(xiàn)有文獻(xiàn)當(dāng)中，通常分開研究技術(shù)外部性和成本外部性對創(chuàng)新的作用，但實(shí)際情況是這兩種因素同時(shí)影響創(chuàng)新活動，所以本文將技術(shù)外部性和成本外部性結(jié)合起來對創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行綜合分析。

外部性理論(Marshall，1921)［2］、新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)(Krugman，1991)［3］分別對城市集聚或空間鄰近導(dǎo)致的收益遞增進(jìn)行了深入的研究。城市作為經(jīng)濟(jì)活動分布和國民財(cái)富創(chuàng)造的主要地區(qū)，呈現(xiàn)出高生產(chǎn)集中度或集聚性特征，而城市經(jīng)濟(jì)活動密集會形成較高的生產(chǎn)力。Fujita和Mori(2005)將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)活動空間集聚的內(nèi)生動力分為兩類:一類是商品或服務(wù)的生產(chǎn)與交易這類傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)活動所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系;另一類是知識擴(kuò)散或知識傳播所產(chǎn)生的知識聯(lián)系［3］。

城市集聚經(jīng)濟(jì)以空間角度來觀察，其最基礎(chǔ)的特點(diǎn)體現(xiàn)為，在保持空間距離不變的條件下市場規(guī)模的增大，這既在生產(chǎn)組織方面使得專業(yè)化的勞動分工水平提高，又在資源投入配置方面使規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)得以實(shí)現(xiàn)，兩者共同作用降低了生產(chǎn)和交易成本。具體來說，一方面在集聚條件下產(chǎn)業(yè)前后向關(guān)聯(lián)形成的成本外部性，導(dǎo)致運(yùn)輸成本、勞動力流動成本和工作匹配成本的下降，從而達(dá)到收益遞增(Duranton and Puga，2004)［4］。另一方面在城市經(jīng)濟(jì)集聚基礎(chǔ)上的知識分工提升了知識創(chuàng)造、擴(kuò)散和使用的效率，使得知識創(chuàng)造、擴(kuò)散和使用的成本降低(Fujita and Mori，2005)［5］?？偠灾?，集聚會使得市場規(guī)模變大，市場規(guī)模的擴(kuò)大會造成勞動分工、知識分工的演變，而成本外部性是由勞動分工形成、技術(shù)外部性是由知識分工形成，收益遞增或加速增長的實(shí)現(xiàn)是由成本外部性和技術(shù)外部性共同作用的結(jié)果(如圖1)。

圖1 經(jīng)濟(jì)集聚與收益遞增的關(guān)系

在城市集聚經(jīng)濟(jì)條件下，勞動分工使得交易成本、生產(chǎn)成本和運(yùn)輸成本降低，同時(shí)獲得了要素空間集聚的成本外部性效應(yīng)，而知識分工使得知識使用和創(chuàng)造的成本降低，空間集聚的技術(shù)外部性效應(yīng)得以實(shí)現(xiàn)，兩者都使得社會得到的收益大于私人得到的收益，因而使收益遞增得以實(shí)現(xiàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型

本文借鑒Carlino etal(2007)［6］實(shí)證計(jì)量模型，建立成本外部性與技術(shù)外部性對創(chuàng)新影響的計(jì)量模型如下:

其中，Pat表示創(chuàng)新產(chǎn)出，Emp表示就業(yè)，RD表示研發(fā)活動，F(xiàn)DI表示知識溢出，Wij表示基于Queen鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，ρ表示空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)，λ為空間誤差項(xiàng)的回歸系數(shù)，εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。根據(jù)α是否為0，將該模型分為靜態(tài)模型與動態(tài)模型。靜態(tài)模型包含三個具體模型:當(dāng)ρ=0、λ=0時(shí)，該模型為靜態(tài)非空間面板模型;當(dāng)ρ≠0、λ=0時(shí)，該模型為靜態(tài)空間滯后面板模型;當(dāng)ρ=0、λ≠0時(shí)，該模型為靜態(tài)空間誤差面板模型。同樣，動態(tài)模型也包含三個具體模型:當(dāng)ρ=0、λ=0時(shí)，該模型為動態(tài)非空間面板模型;當(dāng)ρ≠0、λ=0時(shí)，該模型為動態(tài)空間滯后面板模型;當(dāng)ρ=0、λ≠0時(shí)，該模型為動態(tài)空間誤差面板模型。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文主要研究成本外部性和技術(shù)外部性對創(chuàng)新的作用機(jī)制，研究的空間樣本為長三角城市群25個城市。長三角城市群作為中國研發(fā)活動密集、創(chuàng)新能力最強(qiáng)及外資經(jīng)濟(jì)最活躍的地區(qū)，本文選擇對其進(jìn)行實(shí)證研究，對我國自主創(chuàng)新能力的構(gòu)建具有重要的理論與實(shí)踐意義。

因受限于長三角各城市研發(fā)活動數(shù)據(jù)的可得性，樣本選擇年限為2009～2013年，總觀測樣本數(shù)為125個。由于面板數(shù)據(jù)模型只涵蓋五年與創(chuàng)新產(chǎn)出有關(guān)的變量，因此只能反映短期內(nèi)成本外部性和技術(shù)外部性對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用及貢獻(xiàn)。實(shí)證分析中所使用的數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》、江蘇科技統(tǒng)計(jì)網(wǎng)網(wǎng)站以及浙江省科技創(chuàng)新云服務(wù)平臺網(wǎng)站。

根據(jù)上文構(gòu)建的模型，為反映成本外部性和技術(shù)外部性對創(chuàng)新活動的影響，本文對被解釋變量、解釋變量的定義與測度如下:

1．被解釋變量創(chuàng)新產(chǎn)出(Pat)。當(dāng)前研究創(chuàng)新的文獻(xiàn)中很多都采用專利來測度創(chuàng)新產(chǎn)出，我們知道創(chuàng)新有多種表現(xiàn)形式，其不僅僅是可以量化的專利，而且還包括一些無形的難以量化的知識，但在計(jì)量模型中需要的是可以量化的創(chuàng)新產(chǎn)出，所以目前用專利來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出仍不失為一個不錯的方法。本文采用專利強(qiáng)度衡量城市的創(chuàng)新產(chǎn)出，專利強(qiáng)度指長三角各城市每一萬常住人口中發(fā)明、實(shí)用新型以及外觀設(shè)計(jì)三種專利的申請受理量，作為“人均量”概念的專利強(qiáng)度比單純的專利數(shù)量更能體現(xiàn)出城市的創(chuàng)新水平。

2．解釋變量研發(fā)活動(RD)。城市擁有的科技活動經(jīng)費(fèi)越多，就越能將更多的資金投入研發(fā)過程中，就越容易提升該城市的創(chuàng)新能力及創(chuàng)新產(chǎn)出。全社會研發(fā)支出籌集指從各種渠道籌集到的計(jì)劃用于科技活動的經(jīng)費(fèi)，包括科研機(jī)構(gòu)資金、高等院校資金、企業(yè)資金和其他單位資金。一個國家或地區(qū)的研發(fā)投入總量與GDP之比被稱為研發(fā)投入強(qiáng)度，這通常是國際上反映一個國家或地區(qū)研發(fā)能力的重要指標(biāo)。本文采用長三角各城市的全社會研發(fā)支出占GDP的百分?jǐn)?shù)衡量研發(fā)活動。

3．解釋變量就業(yè)(Emp)。城市是就業(yè)最集中的地區(qū)，其為專業(yè)技術(shù)工人提供一個公共的就業(yè)市場，有利于共享勞動力，這樣既滿足企業(yè)的勞動力需求，又解決了工人的就業(yè)問題，勞動力共享促進(jìn)人才在企業(yè)之間流動而降低匹配過程中的搜尋成本，這就是就業(yè)給企業(yè)的創(chuàng)新活動帶來的成本外部性。本文借鑒Carlino et al(2007)等人的做法，采用就業(yè)密度來衡量成本外部性，就業(yè)密度指每平方公里的就業(yè)人數(shù)，面積用長三角各城市行政區(qū)域土地面積計(jì)算，就業(yè)人數(shù)用長三角各城市全市在崗職工平均人數(shù)計(jì)算。

4．解釋變量外商直接投資(FDI)。由于地方知識系統(tǒng)與全球知識系統(tǒng)之間存在一定關(guān)聯(lián)性，除了自主研發(fā)產(chǎn)生新知識外，新知識還可能通過外商直接投資溢出到東道國，外商直接投資對東道國的技術(shù)外溢效應(yīng)已經(jīng)得到大量的理論和實(shí)證分析驗(yàn)證。本文借鑒吳玉鳴(2007)［12］等人的做法，采用長三角各城市實(shí)際外商直接投資總額衡量FDI技術(shù)外溢。

三、實(shí)證分析

(一)空間自相關(guān)分析

1．全局空間自相關(guān)。為了分析創(chuàng)新產(chǎn)出在長三角城市群整體上的空間關(guān)聯(lián)程度和空間差異程度，需要進(jìn)行全局自相關(guān)分析。全局空間自相關(guān)常用的一種度量指標(biāo)是全局Moran’s I指數(shù)。根據(jù)2009～2013年各城市的專利強(qiáng)度，結(jié)合Moran’s I指數(shù)的計(jì)算公式，可得Moran’s I指數(shù)和P值。

表1 Moran’s I指數(shù)和P值

歷年的Moran’s I指數(shù)和P值，如表1所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在2009～2008年五年的時(shí)間里，各年的創(chuàng)新產(chǎn)出的Moran’s I指數(shù)值均為正數(shù)，該指數(shù)均通過了1%顯著性檢驗(yàn)，表明長三角城市群的創(chuàng)新活動在地理空間上存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)新產(chǎn)出相似的城市存在空間集聚現(xiàn)象，即創(chuàng)新產(chǎn)出較高的城市在地理空間上相鄰或者創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市在地理空間上相鄰。

2．局部空間自相關(guān)。全局空間自相關(guān)分析是為了研究整體上的空間關(guān)聯(lián)程度和空間差異程度，為了了解長三角城市群各城市之間空間集聚和空間差異的具體情況，需要對長三角城市群各城市之間的創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析。圖2為2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的四分位圖。通過圖2各年四分位圖能很直觀地看到長三角城市群各市創(chuàng)新產(chǎn)出的情況。江蘇南部和浙江北部的創(chuàng)新產(chǎn)出較高，江蘇北部和浙江南部的創(chuàng)新產(chǎn)出較低，地圖上呈現(xiàn)出由中間向外圍呈階梯狀分布，表明創(chuàng)新產(chǎn)出在該區(qū)域地理空間上的非均衡性，同時(shí)也能夠很直觀地看到創(chuàng)新產(chǎn)出在長三角城市群各市之間空間關(guān)聯(lián)和空間差異狀態(tài)。

圖2 2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的四分位圖

全局空間自相關(guān)關(guān)注的是總體數(shù)值，局部空間自相關(guān)關(guān)注的是HH象限、LH象限、LL象限、HL象限各分類情況。圖3為2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的Moran’s I散點(diǎn)圖，表2為2009年、2011年、2013年長三角城市群創(chuàng)新產(chǎn)出的象限分布表。由圖3和表2可以發(fā)現(xiàn)長三角城市群各市大多數(shù)分布在第一象限(HH象限)和第三象限(LL象限)，即創(chuàng)新產(chǎn)出較高的城市被創(chuàng)新產(chǎn)出較高的其他城市所包圍，創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市被創(chuàng)新產(chǎn)出較低的其他城市包圍，表現(xiàn)出空間正相關(guān)性，即空間集聚;少數(shù)城市分布在第二象限(LH象限)和第四象限(HL象限)，即創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市被創(chuàng)新產(chǎn)出較高的其他城市包圍，創(chuàng)新產(chǎn)出較高的城市被創(chuàng)新產(chǎn)出較低的其他城市包圍，即空間差異。長三角城市群的創(chuàng)新產(chǎn)出在HH類型和LL類型的集聚上出現(xiàn)分化，說明該城市群的創(chuàng)新產(chǎn)出存在空間依賴且形成了核心—邊緣空間分布格局。

圖3 2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的Moran’s I散點(diǎn)圖

Moran’s I散點(diǎn)圖只能簡單反映創(chuàng)新產(chǎn)出在空間分布的局部特征，要分析創(chuàng)新產(chǎn)出的局部空間上集聚的特征，需對城市的創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)(Local Indicators of Spatial Association，LISA)分析。圖4為2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的LISA顯著性水平地圖和LISA集聚地圖。

圖4的LISA分析發(fā)現(xiàn):創(chuàng)新產(chǎn)出HH類型集聚的中心城市為無錫、蘇州，通過了5%或者1%水平的顯著性檢驗(yàn);創(chuàng)新產(chǎn)出LL類型集聚的中心城市為徐州、連云港、淮安、宿遷，通過了5%或者1%水平的顯著性檢驗(yàn)?？傮w而言，長三角城市群中部屬于HH類型集聚的城市、北部屬于LL類型集聚的城市，顯示了顯著的空間集聚，反映出創(chuàng)新產(chǎn)出存在著高度的空間非均衡性;而LL類型集聚的城市表現(xiàn)為創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市被創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市包圍，長三角城市群北部城市的創(chuàng)新活動處于弱化階段。同時(shí)，創(chuàng)新產(chǎn)出LH類型集聚的中心城市為泰州、嘉興，通過了5%或者1%水平的顯著性檢驗(yàn)，顯示了顯著的空間離群。

綜上所述，創(chuàng)新產(chǎn)出較高的城市與同樣高水平的其他城市相鄰，創(chuàng)新產(chǎn)出較低的城市被同樣低水平的其他城市所相鄰，城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)的顯著性在城市層面得到很好的驗(yàn)證。同時(shí)還能夠觀察到，屬于高高和高低集聚的城市大都為長三角城市群的中部地區(qū)，以下幾個方面原因可以作為解釋:第一，長三角城市群的中部地區(qū)有很高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為基礎(chǔ)，可以提高對技術(shù)創(chuàng)新水平的要求，同時(shí)企業(yè)為擴(kuò)展自身業(yè)務(wù)或可持續(xù)發(fā)展必定要實(shí)現(xiàn)技術(shù)自主創(chuàng)新;第二，長三角城市群的中部地區(qū)較好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢可能吸引長三角城市群的其他地區(qū)人力資源和包括FDI在內(nèi)的創(chuàng)新要素流入，這將明顯提升長三角城市群中部地區(qū)的城市創(chuàng)新能力;第三，長三角城市群的中部地區(qū)科教資源非常豐富，可以更好地消化吸收國內(nèi)的先進(jìn)技術(shù)，而要推動本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展需將引進(jìn)的先進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新活動與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互促進(jìn)的良性循環(huán)，這都有助于提高長三角城市群的中部地區(qū)的創(chuàng)新能力。而處在低高和低低集聚的城市普遍分布在長三角城市群的北部地區(qū)和南部地區(qū)，可能的解釋是:北部城市和南部城市因?yàn)槠浔容^低的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和科研能力，造成其不能高效地運(yùn)用創(chuàng)新資源，進(jìn)而導(dǎo)致城市創(chuàng)新水平相對低下，同時(shí)與其鄰近的城市創(chuàng)新水平也較低，對本區(qū)域的創(chuàng)新活動不存在知識溢出效應(yīng)，這些原因都導(dǎo)致了北部城市和南部城市較低的創(chuàng)新產(chǎn)出。

圖4 2009年、2011年、2013年創(chuàng)新產(chǎn)出的LISA顯著性水平地圖和LISA集聚地圖

(二)模型估計(jì)與結(jié)果分析

為了比較，首先建立靜態(tài)面板模型(α=0)，根據(jù)是否考慮創(chuàng)新產(chǎn)出的空間相關(guān)性，分別建立靜態(tài)非空間面板模型(ρ=0、λ=0)、靜態(tài)空間滯后面板模型(ρ≠0、λ=0)、靜態(tài)空間誤差面板模型(ρ=0、λ≠0)，用模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ表示;然后加入創(chuàng)新產(chǎn)出的時(shí)間滯后影響建立動態(tài)面板模型(α≠0)，與靜態(tài)面板模型一樣，分別建立動態(tài)非空間面板模型(ρ=0、λ=0)、動態(tài)空間滯后面板模型(ρ≠0、λ=0)、動態(tài)空間誤差面板模型(ρ=0、λ≠0)，用模型Ⅳ、模型Ⅴ、模型Ⅵ表示，模型計(jì)算結(jié)果見表3。

靜態(tài)面板模型中的三類模型從R2、豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果、系數(shù)顯著性等情況來看，大部分模型是固定效應(yīng)模型有較好的擬合效果，模型Ⅰ采用時(shí)間固定效應(yīng)模型，模型Ⅱ和模型Ⅲ都采用地點(diǎn)固定效應(yīng)模型。另外，對于空間面板模型是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，通過比較兩個Lagrange乘數(shù)及其穩(wěn)健性來選擇?？臻g面板模型選擇的標(biāo)準(zhǔn):如果LM_LAG在顯著性水平上比LM_ERR更加顯著，且Robust_LM_LAG通過顯著性檢驗(yàn)，而Robust_LM_ERR沒有通過顯著性檢驗(yàn)，則選擇空間滯后模型;反之，則選擇空間誤差模型。在靜態(tài)空間面板模型中，檢驗(yàn)結(jié)果顯示:地點(diǎn)固定的空間滯后模型的LM_LAG值為148．910，Robust_LM_LAG值為56．884，地點(diǎn)固定的空間誤差模型的LM_ERR值為97．318，Robust_LM_ERR值為5．292，前者的Robust_LM_LAG通過1%顯著性檢驗(yàn)，后者的Robust_LM_ERR沒有通過1%顯著性檢驗(yàn)，因此，靜態(tài)空間面板模型選擇地點(diǎn)固定效應(yīng)的空間滯后模型較為合適。

靜態(tài)面板模型忽略了一些難以衡量的影響創(chuàng)新活動的因素(文化、制度等)，而這些因素往往不可忽視。因此，將創(chuàng)新產(chǎn)出滯后一期作為因變量，建立動態(tài)面板模型。在動態(tài)面板模型中，從R2、豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果、系數(shù)顯著性等情況來看，大部分模型也是固定效應(yīng)模型有較好的擬合效果，模型Ⅳ、模型Ⅴ和模型Ⅵ都采用地點(diǎn)固定效應(yīng)模型。在動態(tài)空間面板模型中，同樣通過確定Lagrange乘數(shù)及其穩(wěn)健性來選擇具體的空間模型。檢驗(yàn)結(jié)果顯示:模型Ⅴ的地點(diǎn)固定效應(yīng)模型的LM_LAG值為31．639，Robust_LM_LAG值為21．586，地點(diǎn)固定效應(yīng)的模型Ⅵ的地點(diǎn)固定效應(yīng)模型的LM_ERR值為11．770，Robust_LM_ERR值為1．717，前者的Robust_LM_LAG通過1%顯著性檢驗(yàn)，后者的Robust_LM_ERR沒有通過1%顯著性檢驗(yàn)，因此，動態(tài)空間面板模型選擇模型Ⅴ的地點(diǎn)固定效應(yīng)模型較為合適。

在考慮創(chuàng)新產(chǎn)出一階滯后變量的動態(tài)面板模型時(shí)，非空間模型、空間滯后模型和空間誤差模型的系數(shù)顯著性和R2都有明顯提高，因此，當(dāng)加入一階滯后變量后模型的系數(shù)顯著性和R2有顯著性提高，模型解釋力加強(qiáng)，說明了創(chuàng)新產(chǎn)出作為連續(xù)動態(tài)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)、創(chuàng)新環(huán)境等潛在因素對其影響很重要，而靜態(tài)模型中僅僅用研發(fā)投入強(qiáng)度、就業(yè)密度和FDI考察對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響可能未完全反映客觀實(shí)際情況，由此反映出有必要構(gòu)建動態(tài)面板模型。

從動態(tài)模型中可以看出城市創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著的正空間相關(guān)性，但與靜態(tài)模型相比，空間相關(guān)系數(shù)總體上有所降低，這可能由于靜態(tài)空間面板模型籠統(tǒng)地將社會環(huán)境、制度因素等作為空間溢出效應(yīng)，缺乏考慮其他潛在因素對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。而動態(tài)模型中采用城市創(chuàng)新產(chǎn)出的一階滯后項(xiàng)來代表這些潛在的影響因素，將潛在的影響因素對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響從空間溢出效應(yīng)中分離出去后，能夠觀察到靜態(tài)面板模型高估了空間溢出效應(yīng)對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

表3 計(jì)量模型回歸結(jié)果

綜上所述，根據(jù)模型Ⅰ與模型Ⅱ、模型Ⅳ與模型Ⅴ比較發(fā)現(xiàn):研發(fā)投入強(qiáng)度的系數(shù)為正數(shù)且在1%顯著性水平，意味著研發(fā)投入對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)顯著為正，提高研發(fā)投入的強(qiáng)度，有助于城市創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，證實(shí)了研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對城市創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響;就業(yè)密度系數(shù)為正數(shù)且在1%顯著性水平，表明就業(yè)密度促進(jìn)創(chuàng)新的發(fā)展，證實(shí)了成本外部性對城市創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響;FDI的系數(shù)為正數(shù)且在1%或10%顯著性水平，表明通過FDI產(chǎn)生技術(shù)外溢影響長三角城市的創(chuàng)新活動，證實(shí)了FDI技術(shù)外溢對城市創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響;與非空間模型相比，空間模型的R2都有明顯提高，空間滯后變量的系數(shù)δ變?yōu)檎龜?shù)且在1%顯著性水平上，顯示了創(chuàng)新活動的溢出效應(yīng)傳播到鄰近地區(qū)，證實(shí)了區(qū)際技術(shù)外溢對創(chuàng)新產(chǎn)出呈正向影響。

四、結(jié)論及建議

基于長三角城市群研究成本外部性、技術(shù)外部性對創(chuàng)新的作用和貢獻(xiàn)，對中國各區(qū)域的創(chuàng)新政策制定具有較大的理論借鑒和現(xiàn)實(shí)示范意義。以Griliches(1979)提出的知識生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，借鑒Carlino et al(2007)計(jì)量模型，構(gòu)建了一個包括研發(fā)活動、就業(yè)密度及FDI等要素在內(nèi)的創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)模型，用于檢驗(yàn)成本外部性、知識溢出對長三角城市創(chuàng)新的影響，通過靜態(tài)與動態(tài)空間面板模型結(jié)合的分析方法，充分證明了成本外部性、技術(shù)外部性對城市創(chuàng)新的作用和貢獻(xiàn)，并歸納概括得到如下重要的結(jié)論:

研發(fā)投入強(qiáng)度對城市的創(chuàng)新績效具有顯著的正面作用，因此自主研發(fā)是提高長三角各城市創(chuàng)新能力的重要力量，所以提高城市的研發(fā)投入強(qiáng)度，力保研發(fā)投入增加幅度比同期GDP增加幅度更高，充分利用研發(fā)投入的規(guī)模效應(yīng)，從而改善和提升長三角城市群整體的創(chuàng)新水平。在配置研發(fā)資金時(shí)，財(cái)政資金應(yīng)重點(diǎn)向長三角地區(qū)北部城市和南部城市傾斜，引導(dǎo)和鼓勵社會資金向研發(fā)投入強(qiáng)度較低的城市集聚，財(cái)政投入與社會資金搭配機(jī)制可以提升長三角地區(qū)落后城市的創(chuàng)新水平。

就業(yè)密度對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響顯著為正，說明隨著長三角城市群的城市化進(jìn)程不斷推進(jìn)，城市的規(guī)模和發(fā)展質(zhì)量都得到明顯的提升，城市的創(chuàng)新活動受到成本外部性的正面影響，就業(yè)密度的提升有效促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。就業(yè)密度提高依賴城市化，推進(jìn)城市化的發(fā)展成為提高就業(yè)密度的重要方式。此外，長三角地區(qū)各市還要充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新的提升作用，積極鼓勵依靠當(dāng)?shù)刭Y源稟賦設(shè)立經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)、共業(yè)園區(qū)等措施共享投入，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。

FDI產(chǎn)生的技術(shù)外溢對長三角各城市創(chuàng)新的作用非常明顯，這表明在開放條件下的國際技術(shù)外溢、產(chǎn)業(yè)政策與外商投資政策對創(chuàng)新活動具有重要影響，國際渠道的技術(shù)外溢是提升長三角地區(qū)創(chuàng)新能力的重要途徑。各城市應(yīng)充分重視自主創(chuàng)新，在提高國內(nèi)自主研發(fā)能力同時(shí)又能夠吸引更多的FDI的進(jìn)入，重視引資質(zhì)量，努力吸引跨國公司研發(fā)中心落戶長三角地區(qū)，通過技術(shù)的外溢和擴(kuò)散，來提高當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新能力水平?？臻g滯后面板數(shù)據(jù)模型在納入空間關(guān)聯(lián)后研究城市創(chuàng)新活動時(shí)能夠合理地解釋計(jì)量模型，發(fā)現(xiàn)相鄰城市的創(chuàng)新活動存在正向的地理溢出效應(yīng)，表明知識溢出效應(yīng)在地理上相互靠近的地區(qū)更容易發(fā)揮作用。因此，長三角城市群在產(chǎn)業(yè)發(fā)展、研發(fā)與招商引資及貿(mào)易過程中，各城市不能只關(guān)心本城市的創(chuàng)新行為和收益，更要重視相鄰城市的行為與利益，綜合考量鄰近城市間的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，樹立統(tǒng)籌全域的觀念，以謀取長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)綜合收益的最大化。

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F127

A

1007－9734(2017)05－0022－09

10．19327/j．cnki．zuaxb．1007-9734．2017．05．004

2017－04－01

周 俊，男，江蘇泰州人，碩士，研究方向?yàn)榭臻g經(jīng)濟(jì)學(xué)。

責(zé)任編校:陳 強(qiáng)，王彩紅