城市化、對外開放與區域創新效率分析

楊玉楨 李姍 宋文松

內容摘要：為探究城市化對創新效率的影響，本文基于價值鏈視角下的知識研發與成果轉化兩個相關聯的子階段，測算了我國東中西部地區2006-2015年兩階段創新效率，在此基礎上運用GMM方法，實證檢驗城市化和對外開放對創新效率的地區差異。研究發現：我國區域創新效率整體較低，創新效率的提升依賴于知識研發和成果轉化兩階段的共同作用;城市化和對外開放對創新效率的影響存在空間異質性，不同階段和不同地區差異化特征明顯;對外開放具有顯著的調節作用，即隨著開放度的提升，城市化將顯著提高區域創新效率。

關鍵詞：城市化? ?對外開放? ?區域創新效率? ?GMM方法

引言

新時代背景下，我國經濟已由高速增長轉向高質量發展，未來經濟發展必須依靠創新驅動。從國家統計數據看，2006-2016年間R&D經費投入由3003.10億元增長為15676.7億元，增長5.2倍;研發人員數量由3840萬人增長為8327萬人，增長2.1倍。我國不斷加大對創新資源的投入，但是大量創新資源投入并不等于創新效率的提升，學術界大部分研究認為我國創新效率偏低，且區域間差異明顯（余泳澤等，2013）。這表明當前創新資源的利用還不夠充分，對區域創新效率的研究更為緊迫。

全球化背景下各國城市化進程加速推進。據聯合國《2017世界人口報告》顯示，全球城市人口已達42.2億，城市人口占比高達55.3%，我國城市化率在2017年達到58.52%。城市化進程伴隨要素集聚與知識溢出，是促進技術創新的重要因素（李婧等，2014）。此外，隨著全球新一輪科技革命及產業變革，全球制造業布局正加快向東南亞、南亞、非洲等地轉移，加之我國勞動力成本上升，產品出口空間逐漸縮小，如何在新的競爭格局中獲得主動權，成為中國企業未來發展的重大難題（劉明廣，2015）。因此，本文依據創新價值鏈理論，實證檢驗城市化、對外開放對創新效率的影響及地區差異，以期為新時代背景下推動中國經濟高質量發展提供有益借鑒。

區域創新效率測算

模型設計。隨機前沿分析（SFA）以C-D生產函數為基礎，較好地解決了DEA方法中的“黑箱”問題，基于此構建如下兩階段效率測算模型：

知識研發階段：

成果轉化階段：

數據與指標選取。基于價值鏈理論，將創新過程分為知識研發和成果轉化兩個階段。第一階段投入指標為R&D經費和R&D人員投入，產出指標為發明專利申請量，并將其作為下一階段的投入;第二階段選取新產品開發經費作為補充投入，產出指標為新產品銷售收入。數據來源于2007-2016年《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。

區域創新效率結果分析。按照我國傳統東中西部地區劃分標準，利用Froniter4.1軟件，測算了三大區域兩階段創新效率，如表1所示。表1結果顯示，全國知識研發效率為0.517，成果轉化效率為0.570，表明提高各省份的創新效率，全國總的發明專利申請量和新產品銷售收入能顯著提高48.3%和43%。分地區來看，東部地區兩階段創新效率最高分別是0.518，0.650;中部地區次之為0.414，0.503，西部地區最低，創新效率地區差異明顯。

城市化對區域創新效率影響的實證分析

（一）變量選擇與模型構建

由于城市中專業的分工、多樣的市場活動等優勢，創新活動更容易在城市中開展。城市聚集了大量的創新資源，城市規模越大，創新資源越聚集。此外，對外開放過程中的技術引進和溢出效應，會對區域創新帶來顯著影響。本文將分別檢驗城市化、對外開放及二者交叉項對創新效率的影響。具體指標如下：

城市化水平（urban），采用城鎮人口占總人口的比重表示;對外開放（open），采用進出口總額占GDP的比重表示。另外，選取人力資本（labor）、區域基礎設施（base）和產業結構（industry）作為控制變量。其中，人力資本采用每十萬人口在校大學生數來表示;區域基礎設施采用郵電業務總量占GDP比重表示;產業結構采用地區工業總產值中高技術產業產值占比表示，其所占的比重越大，表明區域創新能力越強。根據以上分析，基于C-D生產函數構建如下計量模型，其中i為地區，t為時間，c為常數項，εit為隨機干擾項。

（二）單位根檢驗與協整檢驗

在對面板數據進行回歸時，不僅需檢驗變量的平穩性，還要確保各變量間具有協整關系，表明被解釋變量與其他變量間存在穩定的均衡關系，避免出現“偽回歸”。因此，本研究對各變量進行了單位根檢驗，KRDE、ATE分別表示知識研發效率和成果轉化效率，具體結果如表2所示。從表2可看出，所有變量均未通過ADF檢驗和PP檢驗，即存在單位根。一階差分后所有變量均通過5%顯著水平檢驗。然后運用Kao-ADF法對所有變量的協整關系進行檢驗，結果如表3所示。各變量均通過1%顯著性水平檢驗，表明協整關系成立，可以進行GMM估計。

（三）實證結果分析

采用廣義系統矩估計（GMM）可以較好解決模型的內生性問題，利用Stata12.0軟件實證分析城市化、對外開放對區域創新效率的影響，估計結果如表4所示。表4估計結果顯示，在模型一中未考慮對外開放的調節效應，城市化對兩階段創新效率有顯著的負向影響;其滯后項對知識研發效率有顯著的正向影響，對成果轉化效率的影響不顯著，表明城市化可能滯后于技術創新。對外開放對兩階段創新效率的估計系數均為正，說明其對創新效率有促進作用，但在知識研發階段估計系數不顯著，可能是由于我國技術創新積累不足，研發水平薄弱等原因。

在模型二中加入城市化與對外開放的交叉項，考察對外開放的調節效應。二者交叉項對兩階段創新效率系數顯著為正，表明伴隨開放度的提高，城市化將顯著提高創新效率。另外，產業結構對創新效率的回歸系數顯著為正，表明高新技術產業集聚有助于區域創新效率的提升。區域基礎設施的回歸系數為正但不顯著，這說明基礎設施建設還不夠完善，并未充分發揮其對創新效率的積極影響。為了進一步衡量城市化、對外開放及其調節作用對各地區創新效率的差異性影響，本文分別對東中西部地區進行了考察，回歸結果如表5所示。

表5回歸結果顯示，在知識研發階段，城市化對東、中部創新效率系數顯著為正分別是0.431、0.379，對西部地區系數為正但不顯著，這表明城市化對知識研發效率具有積極影響。由于東部和中部地區城市化進程發展較快，聚集了大量的創新要素，促進了創新效率的提升。對外開放對東部地區系數是0.381，但對中西部地區并不顯著，這表明對外開放與東部地區創新效率具有較強的正向關聯性，中西部地區作用不明顯。造成這種現象可能是因為東部地區地理位置優越、對外開放程度較高，為創新活動提供了良好的環境保障。交叉項系數顯著為正，表明對外開放具有顯著的調節效應，伴隨開放度的提高，城市化對知識研發效率的提升作用會加強。

在成果轉化階段，城市化對東中部地區系數顯著為正分別為1.235、1.076，而對西部地區不顯著，表明城市化對東中部地區成果轉化效率具有促進作用。對外開放對東部地區估計系數是0.402并且顯著，對中西部地區不顯著，表明對外開放對東部地區成果轉化效率具有促進作用。此外，交叉項的估計系數顯著為正，表明提高區域開放度，城市化對成果轉化效率的促進作用會加強。

結論與建議

實證結果表明我國整體創新效率較低，各地區創新發展不平衡。創新效率的提升依賴于知識研發和成果轉化兩階段的共同作用;城市化對區域創新效率的影響存在地區差異性。其中城市化對東中部地區具有顯著的促進作用，對西部地區影響不顯著;對外開放具有顯著的調節作用，提高地區開放度，城市化對創新效率的促進作用會加強。

針對以上研究結論，提出如下建議：第一，平衡創新資源投入，促進區域創新協調發展。由于我國區域創新效率具有明顯的地區差異性，政府在制定整體發展戰略時，應該注重區域創新的差異化發展，對于創新能力較弱的地區應加強政策支持;國家應從制度層面鼓勵區域間交流合作，促進創新知識溢出，注重知識研發和成果轉化兩階段的銜接，不斷縮小地區差異，實現區域經濟增長。第二，合理推進城市化進程，提升整體創新效率。目前西部地區城市化進程較為緩慢，國家應加大西部地區城市化進程;根據中西部地區資源優勢，有針對性地發展地區特色產業，逐步縮小東中西部差異，更好實現城市化的規模效應，從而提升整體創新效率。第三，堅持對外開放，不斷優化產業結構。繼續加強與國外的貿易往來，拓寬對外開放的領域和深度，提高國際投資合作水平，充分利用對外開放的知識和技術溢出效應，不斷提高自身的技術吸納能力，培育和發展高技術產業，實現產業結構優化。合理推動城市化進程，不斷提升人力資源水平，實現城市化、對外開放和區域創新效率的協調發展。

參考文獻：

1.余泳澤，劉大勇.我國區域創新效率的空間外溢效應與價值鏈外溢效應——創新價值鏈視角下的多維空間面板模型研究[J].管理世界，2013（7）

2.李婧，管莉花.區域創新效率的空間集聚及其地區差異——來自中國的實證[J].管理評論，2014（8）

3.劉明廣.區域創新系統的創新效率動態評價——基于省級面板數據的實證研究[J].科技管理研究，2015（1）

4.余泳澤，劉大勇.創新價值鏈視角下的我國區域創新效率提升路徑研究[J].科研管理，2014（5）

5.劉俊，白永秀，韓先鋒.城市化對中國創新效率的影響——創新二階段視角下的SFA模型檢驗[J].管理學報，2017（5）

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