城市功能分工、產(chǎn)學(xué)研合作與區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出
——基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

胡艷秋

(無(wú)錫機(jī)電高等職業(yè)技術(shù)學(xué)校，江蘇無(wú)錫214000)

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要源于區(qū)域創(chuàng)新和城市功能分工，且區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相互作用。 經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)發(fā)動(dòng)力來(lái)源于科技進(jìn)步，科技進(jìn)步的關(guān)鍵在于創(chuàng)新，同時(shí)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出也是衡量一個(gè)地區(qū)的科技競(jìng)爭(zhēng)力水平的重要標(biāo)志。 目前，我國(guó)也正在努力實(shí)現(xiàn)由“制造大國(guó)”向“創(chuàng)新大國(guó)”轉(zhuǎn)變。 要提高國(guó)家的創(chuàng)新能力，主要有兩種途徑：一種是通過(guò)產(chǎn)學(xué)研合作等方式，依靠自身的現(xiàn)有研發(fā)能力和創(chuàng)新資源提升自主創(chuàng)新能力；另一種是通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)、模仿和人員流動(dòng)等方式吸引外商直接投資，從而提高自身的技術(shù)水平。 因此，合理、充分地利用產(chǎn)學(xué)研合作、外商直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，對(duì)于提高區(qū)域創(chuàng)新能力具有重要的現(xiàn)實(shí)作用。

目前，我國(guó)在產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新方面取得了很大成效，但仍有不足，如知識(shí)產(chǎn)權(quán)不明確、利潤(rùn)分配不均等。 我國(guó)科技成果轉(zhuǎn)化率不足30%，而最后形成產(chǎn)業(yè)的不到10%。 文章利用2007～2016 年我國(guó)31 省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，重點(diǎn)考察產(chǎn)學(xué)研合作、城市功能分工對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

一、 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)影響區(qū)域創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行了深入的研究，主要從區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的外因與內(nèi)因兩個(gè)角度來(lái)研究，包括兩個(gè)方面：一是以城市功能分工為代表的技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響；二是通過(guò)產(chǎn)學(xué)研合作等方式構(gòu)建自身創(chuàng)新能力實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。

城市功能分工是指各城市根據(jù)自身的比較優(yōu)勢(shì)，承擔(dān)其所在城市群中的某一分工形式。 從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，城市功能分工由于經(jīng)濟(jì)集聚而產(chǎn)生，中心城市承擔(dān)管理、研發(fā)等功能，周圍城市承擔(dān)加工制造功能，在空間上形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、功能錯(cuò)位、良性互動(dòng)的發(fā)展格局。 Henderson 和Ono 認(rèn)為通過(guò)城市群的功能布局可以有效地提高城市群中各城市的生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率。 張若雪對(duì)長(zhǎng)三角的城市群進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，功能分工程度上升對(duì)經(jīng)濟(jì)圈的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進(jìn)作用。 范建勇等從縣級(jí)層面分析產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)專業(yè)化經(jīng)濟(jì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正面的顯著影響。Romer 認(rèn)為城市功能分工的改變會(huì)對(duì)城市技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響。 Henderson 和Ono 從企業(yè)微觀層面研究美國(guó)城市體系的功能分工，發(fā)現(xiàn)城市功能分工顯著提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率。 蘇紅鍵和趙堅(jiān)利用中國(guó)284 個(gè)地級(jí)單位面板數(shù)據(jù)，對(duì)城市專業(yè)化和職能化特征進(jìn)行了分析，考察二者專業(yè)化對(duì)知識(shí)溢出進(jìn)而對(duì)城市經(jīng)濟(jì)的影響。 可見(jiàn)，城市功能通過(guò)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)影響區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出。

我國(guó)學(xué)者在產(chǎn)學(xué)研合作的研究中，多關(guān)注產(chǎn)學(xué)研的合作模式及其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。 從微觀角度看，產(chǎn)學(xué)研合作模式作用的發(fā)揮影響公司業(yè)績(jī)的實(shí)現(xiàn)。 李梅芳等從合作滿意度角度，利用湖北省產(chǎn)學(xué)研合作的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)探討產(chǎn)學(xué)研合作深入與可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵影響因素。 莊濤等從三螺旋視角，利用1998～2012 年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)測(cè)度不同行業(yè)的產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新效率的影響因素，發(fā)現(xiàn)計(jì)算機(jī)領(lǐng)域創(chuàng)新效率較高，航空航天領(lǐng)域創(chuàng)新效率較低。 吳俊等利用江蘇省4833 家企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補(bǔ)貼、企業(yè)技術(shù)吸收能力、大企業(yè)虛擬變量對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有穩(wěn)健的正向影響。 從宏觀角度看，產(chǎn)學(xué)研合作也將影響地區(qū)居民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。 刁麗琳和朱桂龍利用省際面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)產(chǎn)學(xué)研合作的活躍度在空間的集聚特征進(jìn)行研究，研究表明東部較活躍、中部次之、西部不太活躍。 賈慧和李詠慧從市場(chǎng)導(dǎo)向出發(fā)研究高校產(chǎn)學(xué)研合作的影響因素及新特點(diǎn)。 陳光華等利用EDA-Tobit 兩步法對(duì)產(chǎn)學(xué)研的創(chuàng)新效率進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)外部知識(shí)和政府研發(fā)資助對(duì)創(chuàng)新效率有顯著的促進(jìn)作用。 盧艷秋和葉英平以組織間學(xué)習(xí)為中介變量，構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)慣例、組織間學(xué)習(xí)影響合作創(chuàng)新績(jī)效的理論模型，收集數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)學(xué)研合作中網(wǎng)絡(luò)慣例對(duì)合作創(chuàng)新績(jī)效的影響呈現(xiàn)倒型關(guān)系。

綜上所述，學(xué)者們主要從區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的角度研究城市的創(chuàng)新產(chǎn)出，或從產(chǎn)學(xué)研結(jié)合的視角研究區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。 現(xiàn)有文獻(xiàn)從國(guó)家創(chuàng)新理論、協(xié)同理論及博弈等合理的一面解釋區(qū)域創(chuàng)新，但只提供了部分解釋。 因此有必要就城市功能分工、產(chǎn)學(xué)研合作兩點(diǎn)進(jìn)一步研究區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。

二、 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2007～2016 年我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。 為了提高估計(jì)的準(zhǔn)確性和可信性，對(duì)于可能存在價(jià)格波動(dòng)的營(yíng)銷，利用GDP 指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)所有貨幣量進(jìn)行價(jià)格平減來(lái)調(diào)整，基期為2007 年。

(一)被解釋變量

本文的被解釋變量是區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，為了比較全面地衡量這個(gè)變量，選取兩個(gè)指標(biāo)：一是專利授權(quán)量表現(xiàn)的創(chuàng)新產(chǎn)出，二是用人均專利授權(quán)量來(lái)表現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出。

(二)解釋變量

1. 產(chǎn)學(xué)研合作

產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用是本文研究的重點(diǎn)之一。 產(chǎn)學(xué)研合作是指企業(yè)、科研院所和高等學(xué)校之間的合作，以企業(yè)為技術(shù)需求方與以科研院所或高等學(xué)校為技術(shù)供給方，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新所需各種生產(chǎn)要素的有效組合。 本文研究的產(chǎn)學(xué)研合作需要一定的環(huán)境基礎(chǔ)，同時(shí)也依賴于各方面的投入，才能保證產(chǎn)學(xué)研合作的實(shí)現(xiàn)、生產(chǎn)力水平的提高。 這些投入包括人力投入、資金投入、設(shè)備投入等，投入水平的高低直接影響產(chǎn)學(xué)研合作績(jī)效，因此，對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作投入水平的評(píng)價(jià)就是對(duì)產(chǎn)學(xué)研合作中各項(xiàng)資金投入情況、人力資源投入情況的評(píng)價(jià)。 因此，文章用研發(fā)投入R&D 人員全時(shí)當(dāng)量(人)來(lái)表示產(chǎn)學(xué)研合作指標(biāo)。

2. 城市功能分工

基于Duranton、Puga(2005)和蘇紅鍵、趙堅(jiān)(2011)的思路，以城市中“企業(yè)管理人員/生產(chǎn)人員”與全國(guó)“企業(yè)管理人員/生產(chǎn)人員”的比值來(lái)測(cè)度城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。 具體計(jì)算公式見(jiàn)式(1)。

若ISi(t)＞1，表示相對(duì)于全國(guó)的平均水平，該城市的管理部門(mén)相對(duì)集中；若ISi(t)＜1，表示相對(duì)于全國(guó)的平均水平，該城市的制造部門(mén)相對(duì)集中；ISi(t)= 1，表示該城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指數(shù)與全球平均水平相當(dāng)；若ISi(t)趨近于零，表示相對(duì)于全國(guó)的平均水平，該城市的制造部門(mén)非常集中。

3. 外商直接投資

外商直接投資(foreign direct investment，F(xiàn)DI)通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)和人員流動(dòng)效應(yīng)等途徑能夠?qū)|道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生一定的影響。 本文采用實(shí)際利用的外商投資衡量其溢出作用，將原有數(shù)據(jù)中的美元按照歷年人民幣與美元匯率換算成人民幣標(biāo)價(jià)的FDI，然后利用GDP 平減指數(shù)，以2007年為基期對(duì)各地區(qū)的FDI 進(jìn)行平減。 GDP 平減指數(shù)的計(jì)算公式如式(2)所示。

4. 研發(fā)投入

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，影響創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)的主要因素之一就是研發(fā)投入，而研發(fā)投入主要包括研發(fā)人員投入和研發(fā)資本投入。 根據(jù)創(chuàng)新資本的累積效應(yīng)，研發(fā)產(chǎn)出不僅受當(dāng)期的研發(fā)資本影響，還受往期研發(fā)資本的影響。 本文參考張軍等(2004)估算的省際資本存量，按照各城市占其所在省份GDP 的比例來(lái)計(jì)算該城市的資本存量。 永續(xù)盤(pán)存法對(duì)資本存量的計(jì)算公式如式(3)所示。

式中，Kit為城市i在t時(shí)期的資本存量；Iit為城市i在t時(shí)期的投資；δit為城市i在t時(shí)期的折舊率。

由于式(3)涉及三個(gè)變量，因此要計(jì)算城市的資本存量需要完成以下三個(gè)步驟：第一，折舊率δ的確定。 各城市選取相同的折舊率9.6%。 第二，投資Iit的確定。 用固定資產(chǎn)投資表示投資，為消除價(jià)格因素的影響，各年的固定資產(chǎn)投資用2000 年的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。 第三，各年資本存量Kit的確定。 完成前三個(gè)步驟的處理后，將相關(guān)變量代入式(3)，計(jì)算2007 年至2016 年各城市的資本存量。

5. 人力資本效率

區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出離不開(kāi)人力資本的投入，人力資本是創(chuàng)新能力的載體。 人力資本的投入對(duì)區(qū)域的創(chuàng)新能力的影響不容忽視，文章將人力資本效率歸為解釋變量，將研究區(qū)域的教育程度及不同年限分為文盲0 年、小學(xué)6 年、初中9 年、高中12 年、大專及以上16 年，并以所占就業(yè)人員的比重為權(quán)重，通過(guò)加權(quán)算平均數(shù)得到各地區(qū)的人力資本效率。

6. 電信業(yè)務(wù)總量

隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響越來(lái)越大，因此互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展也會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生一定的影響，為此本文用電信業(yè)務(wù)總量來(lái)衡量區(qū)域的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展情況。

三、 模型構(gòu)建

研究從投入產(chǎn)出的關(guān)系中研究城市功能分工、產(chǎn)學(xué)研合作與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為模型的函數(shù)表達(dá)形式。 因此生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

對(duì)(4)式求時(shí)間t的導(dǎo)數(shù)，則有：

增加滿足標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)的誤差項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，(5)式變?yōu)椋?/p>

其中，Y代表總產(chǎn)出或?qū)嶋H GDP，K是資本存量，L是研發(fā)人員的投入投入，A是人力資本效率。分別表示創(chuàng)新產(chǎn)出、資本、研發(fā)人員投入、人力資本效率的增長(zhǎng)，α、β、θ分別表示人力資本效率、研發(fā)人員投入、人力資本對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性。

區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的高低不僅與區(qū)域自身的創(chuàng)新資源投入多少有關(guān)，而且也與外部創(chuàng)新技術(shù)效應(yīng)的溢出及創(chuàng)新體系建設(shè)的多少有密切關(guān)系。 為此文章逐一加入外商直接投資、電信業(yè)務(wù)總量、城市功能分工等變量分析創(chuàng)新產(chǎn)出同其影響因素之間的關(guān)系，具體模型如下：

其中 FDIt、ITCt、ISt分別為外商直接投資、電信業(yè)務(wù)總量、城市功能分工。

四、 實(shí)證分析

文章選取我國(guó)31 個(gè)省市作為樣本，時(shí)間跨度為10 年，采用面板數(shù)據(jù)模型研究城市功能分工和產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，利用EViews8.0 回歸的結(jié)果如表1 所示。

表1 回歸結(jié)果

表1 中列(1)為基本模型，僅含有柯布-道格拉斯函數(shù)中的資本存量、勞動(dòng)投入和人力資本效率三個(gè)變量，并且資本存量與勞動(dòng)投入的彈性系數(shù)之和大于1，表明研究的樣本中存在規(guī)模遞增效應(yīng)，即表明按照現(xiàn)有的技術(shù)，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模增加創(chuàng)新產(chǎn)出是有利的。 列(1)產(chǎn)學(xué)研合作的彈性系數(shù)為0.2741，且在1%水平上顯著，表明產(chǎn)學(xué)研合作每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.2741%。 列(2)在列(1)基礎(chǔ)上加入電信業(yè)務(wù)總量這一變量，數(shù)據(jù)表明電信業(yè)務(wù)總量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.000117，且在5%水平上顯著。

如上表列(3)、列(4)、列(5)在列(2)的基礎(chǔ)上分別加入外商直接投資、城市功能分工、外商直接投資和城市功能分工，如列(3)所示，F(xiàn)DI 的彈性系數(shù)為0.0162，并在1%的水平上顯著，即在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.0162%；列表(4)城市功能分工(IS 變量)的彈性系數(shù)為0.050，并在1%顯著水平上顯著，即在其他條件不變的情況下，城市功能分工系數(shù)每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.05%；列表(5)與列表(3)對(duì)比，F(xiàn)DI 的彈性系數(shù)由0.0162 變?yōu)?.0161，可見(jiàn)城市功能分工的加入并未減少外商直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響；列表(5)與列表(4)對(duì)比，IS 的彈性系數(shù)由0.0502 變?yōu)?.0501，可見(jiàn)外商直接投資的加入也未減少很多城市功能分工對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

橫向比較各列產(chǎn)學(xué)研合作(L)的彈性系數(shù)，其彈性系數(shù)在5%水平上顯著，且在0.2521 左右趨于穩(wěn)定，說(shuō)明產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出有一定影響；再橫向比較各模型的Adj-R2，可見(jiàn)由列(1)中的0.7354 逐步增加至0.9176，表示資本存量、研發(fā)人員投入和人力資本效率解釋了創(chuàng)新產(chǎn)出的73.54%，加入外商直接投資、電信業(yè)務(wù)總量、城市功能分工后對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的解釋達(dá)到91.76%。 為此模型的建立是相對(duì)有效的，且城市功能分工、外商直接投資、產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出是有大部分解釋能力的。

五、 主要結(jié)論

研究以2007～2016 年我國(guó)31 省市的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過(guò)建立面板數(shù)據(jù)模型和計(jì)量經(jīng)濟(jì)回歸研究城市功能分工、產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，得出以下結(jié)論：

(1)城市功能分工對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用表現(xiàn)為城市功能分工每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.05%，也就是說(shuō)城市功能越靠近研發(fā)功能，區(qū)域的創(chuàng)新能力越強(qiáng)。 城市群中，中心城市的創(chuàng)新能力高于外圍城市的創(chuàng)新能力。 因此，在城市群中，城市的管理部門(mén)越集中，其創(chuàng)新產(chǎn)出越高；反之，制造部門(mén)越集中，其創(chuàng)新產(chǎn)出越低。

(2)產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出同樣存在著正向影響，產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.252，增加科研人員的投入，也會(huì)使得區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出提高。 因此，政府可以增加科研院校的人員和資金的投入，進(jìn)而增加區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出。

(3)相對(duì)于外商直接投資、城市功能分工，產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響更為顯著。 具體來(lái)看，外商直接投資對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響要低于產(chǎn)學(xué)研合作和城市功能分工，表明在樣本區(qū)域內(nèi)，以政府加大對(duì)大學(xué)和研發(fā)機(jī)構(gòu)的直接資助，或轉(zhuǎn)變其城市的主要功能所帶來(lái)的創(chuàng)新產(chǎn)出，要大于以優(yōu)惠政策吸引外商直接投資所帶來(lái)的創(chuàng)新產(chǎn)出。