區域創新與地區差異的研究范文

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《華東經濟管理雜志》2014年第六期

一、文獻回顧

美籍奧地利學者約瑟夫•熊彼特是最早提出和研究創新問題的經濟學家，且力圖用創新理論來解釋經濟周期和經濟增長問題。1933年熊彼特出版了《商業周期》一書，他在書中對創新理論進行了較為詳盡的論述。他把創新界定為“建立一種新的生產函數或供應函數”，即“企業家對生產要素和生產條件進行新的組合”。在熊彼特看來，創新是一個經濟范疇而非技術范疇的概念，它不僅僅是指科學技術上的發明創造，更重要的是指把已發明的科學技術引入到企業之中，形成一種新的生產能力，其目的是獲取一種潛在的利潤，從而推動社會和經濟的不斷發展。對于創新影響因素的分析，現有文獻一方面是從微觀角度分析影響企業技術創新的因素。自20世紀60年代以來，很多學者從內部和外部兩個方面分析影響企業技術創新行為的因素。其中，內部因素包括企業規模（Schumpeter，1934）、企業年齡（GalendeFuente，2003）、企業所有權結構（LoveAshcroft，1999）、組織結構（MiozzoDe⁃wick，2002）、企業文化（呂軍，2003）、管理團隊（胡永平何建國，2007）、RD（Griffith，2001）、管理方式（李憶等，2014）等；外部因素包括所屬產業（Souitar⁃is，2002）、政府政策（余泳澤，2009）、市場需求（Ja⁃cobSchmookler，1966）等。另一方面是從宏觀角度分析影響區域創新能力的因素。如虞曉芬等人（2005）針對我國區域發展的不平衡問題，從區域技術創新效率差異角度分析東西部發展不平衡的成因，并通過計量分析得出企業性質、人力資本、產業結構等是影響我國各省、市、自治區技術創新效率的顯著因素。唐德祥（2008）利用SFA即隨機前沿的方法，對我國東中西部地區RD與技術效率的關系進行研究，認為RD顯著地促進技術效率的提高；在實證基礎上，其進一步分析了RD對產業結構優化升級的作用機理和路徑依賴，由此，形成了我國三大經濟區域技術效率的差距。簡兆權（2010）指出：企業、大學及研究機構之間缺乏良好的知識流動，導致的知識生產、轉化和擴散受限是目前我國區域創新系統發展過程中存在的主要問題；以泛珠江三角洲區域創新系統為例，在剖析知識轉移障礙基礎上，提出政府應當完善系統功能建設、制定相關政策導向，知識供需雙方應該科學感知“知識缺口”，建立內外激勵機制和專門互動的組織。李平等（2013）運用2003-2011年中國30個地區的面板數據，證明了人民幣升值總體上顯著促進了國內技術創新水平的提高，為國內產業結構調整提供了良好時機。從文獻回顧中發現，現有的研究大多從微觀角度針對影響企業或行業創新的因素進行分析，對區域創新能力的分析也大多從國家宏觀層面進行研究，從區域層面的定量分析和比較研究較少，尤其是以江蘇省各區域作為研究對象還不多見，因此，筆者用江蘇省13個地級市的數據，通過構建計量模型探討影響區域創新產出的因素，并據此提出政策建議。

二、變量選取與模型設定

（一）指標選取1.因變量在變量設定上，主要因變量為創新產出指標，本文選取專利數據作為創新產出的指標。專利數據包括專利申請受理量和專利授權量，這兩個指標都為國內外學者經常采用。本文在此采用專利授權量作為創新產出的指標。2.自變量自變量包括RD投入、人員投入、政府科技撥款、金融機構科技與技改貸款額、外商直接投資投入強度、開放度等指標。上述指標選取見表1所列。

（二）模型設定二十世紀七八十年代，Griliches（1979）為度量RD和知識溢出對生產率增長的影響，提出了知識生產函數的概念。該函數提出后被許多學者借鑒和發展，現已成為分析知識生產和技術創新與區域創新及其決定因素的重要理論工具。該函數將技術創新過程的產出（RDoutput）看作是研發投入（RDinput）的函數，函數形式為：其中，Q表示創新產出（新知識）；K和L分別表示RD經費和人力資源投入；ε表示隨機誤差項；A為常數；α、β分別為K和L的產出彈性系數。但是，影響創新產出的因素不僅包括資本、人才方面，還有很多其他因素，本文在借鑒上述知識生產函數的基礎上，構建如下柯布—道格拉斯形式的生產函數：其中，PG表示創新產出；RD表示RD投入；TP表示科技人員投入；GF表示政府科技撥款；TL表示金融機構貸款；FDI表示外商直接投資；OP表示開放程度；A為常數項；ε表示隨機誤差項。對上式兩邊取自然對數并考慮創新的動態效應，本文構建如下計量經濟模型：

三、數據來源與實證分析

（一）數據來源由于江蘇科技廳已不再更新2012年江蘇各市科技監測評價結果，鑒于數據的可得性，本文選用2002-2011年江蘇省13個地級市的面板數據進行回歸分析。樣本數據主要來源于2003-2012年《江蘇統計年鑒》、2003-2010年《江蘇科技年鑒》、2010年、2011年《江蘇省各市科技進步統計監測綜合評價結果》、江蘇知識產權局網站。為了消除物價因素對RD經費投入等指標的影響，使用消費價格指數對變量RD、GF、TL、FDI進行平減，令X=100（X*/PI），其中，X表示實際統計指標；X*表示名義統計指標；PI表示測算的消費價格指數。將2002年設為100，根據《江蘇統計年鑒2012》，2003-2011年的指數分別為101.0、105.1、107.3、109.1、113.8、119.9、119.4、124.0、130.5，將上述指標折算為2002年不變價格水平。同時，按照傳統的地域劃分辦法，將江蘇省進行如下劃分：蘇北地區：徐州、連云港、宿遷、淮安、鹽城五市；蘇中地區：揚州、泰州、南通三市；蘇南地區：南京、鎮江、蘇州、無錫、常州五市。數據處理使用Eviews6.0軟件，各變量的描述性統計分析見表2所列。

（二）單位根檢驗傳統經濟計量學要求所處理的隨機過程是平穩的，即時間序列每一時刻的期望與協方差、與時間無關。如果不滿足平穩性前提，就會出現虛假的回歸。因此，在對面板數據模型進行運算之前，需要先對相關的時間序列數據進行單位根檢驗，以確定變量是否平穩。本文使用三種檢驗方法對江蘇省、蘇北、蘇中、蘇南的面板數據分別進行單位根檢驗，包括LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗，詳見表3-6所列。江蘇各變量單位根檢驗的結果表明，lnTL、lnFDI、lnOP在5%水平上拒絕了原假設，說明這幾個指標序列為0階單整；lnPG、lnRD、lnTP、lnGF均不能在10%的顯著性水平上拒絕存在單位根的零假設（雖然有個別結果在沒有經過差分的情況下通過了單個檢驗），而對于其一階差分，三種檢驗方法的結果均在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的零假設，表明各序列的一階差分均為1階平穩過程。因此，根據檢驗結果可知，lnPG、lnRD、lnTP、lnGF均為1階平穩序列，但lnTL、lnFDI、lnOP為0階平穩序列。

（三）協整檢驗由于面板數據模型中的變量存在著非平穩變量，因此需要對模型進行協整檢驗來判斷各個變量是否存在協整關系，從而防止偽回歸的出現。本文將使用KaoADF檢驗方法對面板進行協整。本文所選用的軟件為Eviews6.0，由于模型中各個變量的數據并不都是一階單整，在使用Eviews軟件做協整檢驗的時候，以一階單整的變量為基準，將協整階數設定為一階，而不是使用自動選擇的功能。運算結果見表7所列。由表7可知，各變量的Kao檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，即認為各變量之間存在協整關系。

（四）模型選擇由于面板數據存在兩維特征，進一步估計之前要確定模型的設定形式，即是采用固定效應模型還是隨機效應模型。通過Hausman檢驗對固定效應和隨機效應模型進行判別，得出江蘇數據的Hausman統計量為35.522666，相對應的P值為0.0000，該檢驗結果拒絕了隨機效應模型原假設，因此江蘇省面板數據應該選擇用固定效應模型進行分析。而對于蘇北、蘇中、蘇南的面板數據而言，由于使用Eview6.0軟件估計隨機效應模型，要求截面數量大于回歸系數的數量，而蘇北只有五個城市，蘇中三個城市，蘇南五個城市，因此不能做隨機效應模型，進而也不能使用Hausman檢驗。另外，針對蘇北、蘇中、蘇南的宏觀數據，有理由相信各區域個體差異與不考慮個體差異時估計出的殘差具有相關性，因此采用固定效應模型。

（五）回歸分析結果四個面板數據的模型結果見表8-9所列。從回歸結果可知，各地區影響技術創新水平的變量與預期符號有一定的區別，江蘇全省的回歸結果和蘇北、蘇中、蘇南的回歸結果有明顯的不同。具體分析如下：（1）RD投入。從江蘇省全省角度來看，該變量對創新產出有顯著的促進作用。即RD投入水平每增加1個百分點，可以促進創新產出增加0.673748個百分點。分區域看，RD投入水平對蘇北、蘇中、蘇南的創新產出均有顯著的促進作用，尤其是蘇中，RD投入的創新產出彈性達到0.839802，顯著地促進當地科技水平的進步，提升了自主創新實力。（2）科技人員投入。從江蘇全省層面來看，該變量對創新產出有顯著的促進作用。即科技人員投入水平每增加1個百分點，可以促進創新產出增加0.426297個百分點。這主要是因為江蘇省擁有豐厚的研究與教學資源，研究型人才數量較多，為江蘇的科技創新活動的開展提供了有利的條件。分區域看，科技人員投入僅對蘇南創新產出有顯著的促進作用，對蘇中、蘇北的創新作用并不顯著。可能的原因是蘇南科教資源豐富，同時政府采取了各項措施吸引了大量研究型人才的流入，與此相對比，蘇中、蘇北本身高校和科研院所比較少，同時當地對科技人才的吸引力不足，從而導致了蘇中、蘇北科技人才缺失嚴重，不利于當地科技產出的提高。（3）政府科技撥款。從江蘇全省層面估計，該變量對創新產出有顯著的促進作用。即政府科技撥款每增加1個百分點，可以促進創新產出增加0.337745個百分點。分區域看，政府科技撥款水平對蘇中、蘇南有顯著的促進作用。尤其是蘇南，政府科技撥款的創新產出彈性高達1.087041，這說明當地政府十分重視科技創新對經濟發展的作用，政府財政在促進科技創新方面投入巨大，產生了良好的效果，顯著地提升了當地的科技創新水平。在蘇北，雖然政府科技撥款水平的創新產出彈性為正，但沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于蘇北整體財力水平較低，財政對創新型經濟發展的支持力度有限。（4）金融機構科技與技改貸款額。從江蘇全省層面來看，該變量的科技產出彈性為0.120440，其對創新產出的正面作用在1%的水平上顯著。但相對于RD投入、科技人員投入、政府科技撥款的創新產出彈性，該變量的產出彈性較小。分區域看，無論是蘇北、蘇南還是蘇中地區，金融機構貸款因素對于各區域內自主創新的影響都未達到10%的顯著性要求，說明目前金融科技貸款對江蘇的技術創新有一定的促進作用，但影響仍然微弱。（5）外商直接投資投入強度。從江蘇全省層面看，FDI對江蘇創新產出負效應，但并未通過顯著性檢驗。分區域看，FDI對蘇南表現出顯著的負效應，說明FDI對該地區創新存在負面的擠出效應。FDI對蘇中的創新產出同樣表現為負的影響，但未通過顯著性檢驗。而在蘇北，FDI對創新產出則表現出正的促進作用，但同樣未通過顯著性檢驗。說明目前江蘇更多的創新成果來源于自主研發，而不再過度依賴FDI的“技術外溢”，整體上FDI對江蘇創新的影響較弱。（6）開放度。從江蘇全省層面來看，該變量對科技產出有顯著的負向作用。即開放度每增加1個百分點，會導致創新產出減少-0.583620個百分點。分區域看，除蘇北通過10%的顯著性水平，蘇南和蘇中均未通過顯著性檢驗，但各地區的開放度對科技產出均呈現負面的影響。原因可能在于目前江蘇進出口產品的科技含量和經濟附加值相對不高，進出口的增加不僅不能起到促進科技創新的作用，反而阻礙了科技的進步。（7）各市的個體固定效應系數。從表9可以看出，江蘇省13個地市在2002-2011年間對創新產出的個體影響存在差異。從全省層面看，各市本身所固有的一些特征和非觀測因素對本市創新產出的影響最大的是蘇州，最小的是徐州；蘇北個體影響最大的是連云港，最小的是徐州；蘇中個體影響最大的是南通，最小的是揚州；蘇南個體影響最大的是鎮江，最小的是南京。

四、政策建議

本文根據知識生產函數理論，利用2002-2011年江蘇13個地級市的面板數據，基于面板時間序列的處理方法，構建江蘇省創新產出的影響因素計量模型，分析了RD投入、科技人才投入、FDI等因素對江蘇的創新產出的影響。針對上述分析結果，本文提出相關政策建議。

（一）增加江蘇的RD投入《江蘇省“十二五”科技發展規劃》發展目標規定，至2015年，江蘇省RD投入占地區生產總值的比重達到2.5%；到2020年，全社會RD投入占地區生產總值的比重達到2.8%。因此，一方面要促進企業增加研發投入，對于企業研發投入占當年銷售收入達到一定標準的企業，實行稅收減免或給予一定財政補貼；加大對企業研發機構支持力度，通過對企業研發機構的建設和重大項目支持，培育創新型企業和一批具有較強自主創新能力的大企業大集團，使企業真正成為創新和研發投入的主體。另一方面要加強產學研合作，推進產學研戰略聯盟建設。鼓勵以重大項目為紐帶，建立多種形式的產學研聯盟。以企業為主體，組織高校、科研院所聯合攻關，廣泛推進企業與高校、科研院所建立穩定的產學研合作關系和共建研發機構，加大研發投入。

（二）發揮蘇南地區科技人才優勢，提高科技人才的利用效率科技人才是發展創新型經濟的強大動力，要加強創新型人才引進、培養力度。要充分發揮蘇南地區科技人才優勢，提升高等教育質量，培養造就一批創新能力強、研發水平高的領軍型人才和設計研發隊伍。在一些高等院校增設專業，加強對新興產業、高新技術產業所需人才的培養。面向國內外開展招才引智活動，重視引進領軍人才、拔尖人才和創新團隊，大力引進高端人才，引進海外留學歸國創業人才和國內優秀科學帶頭人、科技領軍人。此外，在蘇中和蘇北地區仍存在著“人力資本門檻”，科技活動人員的投入對該地區的技術創新作用并不明顯，江蘇的人才在蘇南和蘇中、蘇北之間分布仍不平衡，在蘇中、蘇北等地急需科技人才。應該從提供完善的公共和社會服務的角度入手，形成科技人才流向蘇中、蘇北地區的機制，促進科技人才人盡其用。

（三）強化江蘇尤其是蘇南、蘇中地區財政支持力度制定科技投入與財政收入同步增長制度，力爭科技投入增幅高于財政收入增幅。財政科技投入重點支持基礎研究、社會公益研究和前沿技術研究。重視公益性行業科研能力建設，建立對公益性行業科研的穩定支持機制。對市場前景好的重點研發項目要優先資助。努力營造有利于企業獨立投入研發的導向性環境，并帶動社會資金不斷投入科技研發領域。

（四）完善金融市場，建立靈活的融資體系由于科技活動具有投入大、風險大、收入不確定等特點，所以銀行從獲取利益的角度出發對科技活動的投資給予諸多的限制。因此，針對科技貸款門檻高的特點，應采取措施加大金融機構對科技活動的支持，鼓勵金融機構對擁有較好市場前景和較好技術導向作用的科技企業給予貸款。可由政府成立專門針對科技活動貸款的政策性金融機構，為企業科技活動提供信貸擔保、免息貸款、重點項目扶持等。同時，采取措施進一步拓寬企業的融資渠道，完善各種融資手段，建立包括直接融資和間接融資在內的企業融資體系，為企業的技術創新活動提供資金保障。一方面，應繼續推進融資擔保體系建設，規范和加快科技企業信用擔保機構發展，提高其融資擔保和風險防范能力，支持科技企業在資本市場上直接融資；另一方面，積極完善風險投資機制，形成由政府、企業、金融機構、保險公司以及各種養老、投資基金等多渠道的風險投資資金來源，規范風險投資運作，形成風險資本進入、退出良性循環的運行機制。

（五）調整江蘇外貿結構逐步調整、改變對外貿易結構，逐步實現由初級簡單加工和貼牌生產為主，向自主創新和自有品牌為主轉變；由低層次加工組裝環節向高附加值、高技術含量加工制造環節和技術開發環節延伸。著力以自主創新提高傳統產品的質量和檔次，增強紡織、服裝、輕工、機電等傳統優勢行業的持續出口能力，鼓勵高技術含量、高附加值的汽車及零部件、醫藥和軟件出口，扶持生物醫藥、風電設備、電子信息、新材料等新興產業高技術產品出口。不斷提升在全球產業與技術分工格局中的地位，增加出口產品的技術含量。

作者：李慧單位：南京大學經濟學院江蘇省社會科學院經濟研究所