科教資源、創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究

段胡蓉　魏曉卓　盛永祥

摘要：聚焦寧鎮(zhèn)揚地區(qū)，以寧鎮(zhèn)揚科教資源、鎮(zhèn)江創(chuàng)新能力與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)發(fā)展三者為基礎研究對象，分別計算Moore結構變化值，論證三者之間結構變化值的協(xié)同發(fā)展關系，對三者的整體協(xié)調(diào)性進行分析，并有針對性地開展政策適應性研究，引導有關部門優(yōu)化科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)政策。

關鍵詞：科教資源；創(chuàng)新能力；產(chǎn)業(yè)發(fā)展；Moore結構值；寧鎮(zhèn)揚地區(qū)

一、引言

“寧鎮(zhèn)揚”是指江蘇省的南京市、鎮(zhèn)江市和揚州市。由于地處科教資源大省，寧鎮(zhèn)揚地區(qū)科教資源豐富，其優(yōu)勢主要體現(xiàn)為科技創(chuàng)新能力和經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)勢。作為寧鎮(zhèn)揚的重要板塊，鎮(zhèn)江地理位置相對優(yōu)越，但其創(chuàng)新水平總體上尚需提升，在科教資源轉化上也存在諸多瓶頸，需要厘清寧鎮(zhèn)揚科教資源、鎮(zhèn)江創(chuàng)新資源與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)發(fā)展的對應關系，使寧鎮(zhèn)揚科教資源成為鎮(zhèn)江創(chuàng)新發(fā)展的“源動力”。

二、基于Moore結構值的實證分析

（一）變量介紹及樣本選取

本研究選取教育結構的人數(shù)、專利數(shù)量、三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值作為衡量寧鎮(zhèn)揚科教資源、鎮(zhèn)江創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎變量。教育結構的在校生人數(shù)能夠較好地反映科教資源的現(xiàn)狀與國家政策引導的改革方向，專利的申請數(shù)與授權數(shù)可以顯現(xiàn)創(chuàng)新能力，而三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和各自所占比重能夠客觀地呈現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況。基礎變量確定后，下面需要計算各自的結構變化值，選取了Moore結構變化值法。Moore結構變化值的測度，是將教育結構、創(chuàng)新結構和產(chǎn)業(yè)結構分別作為一個獨立的研究對象，故設定x、y、z，分別表示教育結構、創(chuàng)新結構、產(chǎn)業(yè)結構，f（x）、f（y）、f（z）分別表示教育結構、創(chuàng)新結構、產(chǎn)業(yè)結構的變化值。

數(shù)據(jù)樣本的選取不僅要綜合考量數(shù)據(jù)的可得性與可比性，還需系統(tǒng)地展現(xiàn)各變量的動態(tài)發(fā)展過程，因此選取2007～2016年共10年的數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)樣本的計算期，數(shù)據(jù)全部來自寧鎮(zhèn)揚三市歷年的統(tǒng)計年鑒，也很好地確保了數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性。

（二）實證模型檢驗

利用Moore結構變化值的計算公式，結合統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)，計算得出2007～2016年寧鎮(zhèn)揚教育結構、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構與產(chǎn)業(yè)結構的結構變化值，如表1所示。

為了更好地反映近年來寧鎮(zhèn)揚教育結構、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構與產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)變化情況，繪制Moore結構值的變動趨勢圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，教育結構與創(chuàng)新結構呈現(xiàn)較為明顯的協(xié)同變化，2009年以后教育結構的變化略滯后于創(chuàng)新結構的變動。就產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)變化而言，2010年以后其速率相對來說較大。創(chuàng)新結構變化與產(chǎn)業(yè)結構變化也呈現(xiàn)出較為明顯的協(xié)同發(fā)展關系，總體而言，2007～2009年產(chǎn)業(yè)結構變化優(yōu)先于創(chuàng)新結構的變化，2009年以后創(chuàng)新結構變化在前、產(chǎn)業(yè)結構變化在后，即產(chǎn)業(yè)結構變化滯后于創(chuàng)新結構的變化。

（三）變量的單位根檢驗及協(xié)整檢驗

本研究采用ADF檢驗，對Moore結構變化值進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。表2為單位根檢驗結果。

由表2可知，寧鎮(zhèn)揚教育結構變化值、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構變化值與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)結構變化值的原序列均為非平穩(wěn)序列，但各變量經(jīng)過一階差分后則均為平穩(wěn)序列，即寧鎮(zhèn)揚教育結構變化值、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構變化值與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)結構變化值之間存在相關關系。

本研究采用E-G兩步法，對寧鎮(zhèn)揚教育結構變化值、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構變化值與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)結構變化值兩兩做協(xié)整檢驗，以驗證變量間是否存在長期均衡關系。首先通過OLS回歸，得出殘差序列，然后采用ADF單位根檢驗回歸殘差序列的平穩(wěn)性，具體殘差項檢驗結果如表3所示。

由表3可以看出，所有回歸模型的殘差均在5%的顯著性水平下拒絕模型殘差存在單位根的原假設，說明所有模型的殘差均為平穩(wěn)序列。在5%的顯著性水平下寧鎮(zhèn)揚教育結構變化值、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構變化值與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)結構變化值存在協(xié)整關系，即寧鎮(zhèn)揚教育結構變化值、鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構變化值與鎮(zhèn)江產(chǎn)業(yè)結構變化值存在長期的均衡關系。

（四）誤差修正模型

f（x）、f（（y）的ECM的方程表達式：

Δf（x）=0.173+0.08Δf（y）-0.925ecmt-1（1）

f（x）、f（z）的ECM的方程表達式：

Δf（x）=0.249+Δ0.08f（z）-0.573ecmt-1（2）

f（y）、f（z）的ECM的方程表達式：

Δf（y）=0.785-0.032Δf（z）-0.940ecmt-1（3）

由誤差修正模型可知，差分項反映了短期波動的影響。以模型（1）為例，寧鎮(zhèn)揚教育結構的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期鎮(zhèn)江創(chuàng)新結構波動的影響；另一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項（ecm）的系數(shù)大小表現(xiàn)出對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值-0.925來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.925的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

三、實證結果分析與政策啟示

通過對寧鎮(zhèn)揚科教資源、鎮(zhèn)江創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)發(fā)展Moore結構值的計算結果分析，本研究發(fā)現(xiàn)上述三者之間相互依存、相互影響。寧鎮(zhèn)揚科教資源豐富，然而鎮(zhèn)江的創(chuàng)新能力在蘇南五市中位列最末位，鎮(zhèn)江應充分發(fā)揮寧鎮(zhèn)揚的科教資源優(yōu)勢，提高對新知識與新技術等的吸收能力；政府部門應搭建平臺加強鎮(zhèn)江與南京、揚州高校及企業(yè)合作，共同建立合作研究中心，縮短城際技術距離，使得南京及揚州的創(chuàng)新技術更快地融入到鎮(zhèn)江，從而有力促進鎮(zhèn)江地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

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*基金項目：教育部人文社會科學研究基金資助項目（16YJC630133）；江蘇高校哲學社會科學研究重點項目（2018SJZDI118）；江蘇社科基金（17JYB004）；鎮(zhèn)江市軟科學研究項目（RK2017013）；江蘇科技大學科研啟動基金項目（1042931605）。

（作者單位：江蘇科技大學經(jīng)濟管理學院）