城市功能分工、產學研合作與區域創新產出
——基于我國省際面板數據的實證研究

胡艷秋

(無錫機電高等職業技術學校，江蘇無錫214000)

在知識經濟時代，經濟增長的主要源于區域創新和城市功能分工，且區域創新與產業結構相互作用。 經濟發展的持續發動力來源于科技進步，科技進步的關鍵在于創新，同時區域創新產出也是衡量一個地區的科技競爭力水平的重要標志。 目前，我國也正在努力實現由“制造大國”向“創新大國”轉變。 要提高國家的創新能力，主要有兩種途徑：一種是通過產學研合作等方式，依靠自身的現有研發能力和創新資源提升自主創新能力；另一種是通過競爭、模仿和人員流動等方式吸引外商直接投資，從而提高自身的技術水平。 因此，合理、充分地利用產學研合作、外商直接投資和產業結構的調整，對于提高區域創新能力具有重要的現實作用。

目前，我國在產學研合作創新方面取得了很大成效，但仍有不足，如知識產權不明確、利潤分配不均等。 我國科技成果轉化率不足30%，而最后形成產業的不到10%。 文章利用2007～2016 年我國31 省市的面板數據進行計量分析，重點考察產學研合作、城市功能分工對區域創新產出的影響。

一、 文獻綜述

近年來，國內外學者對影響區域創新的影響因素進行了深入的研究，主要從區域創新產出的外因與內因兩個角度來研究，包括兩個方面：一是以城市功能分工為代表的技術溢出效應對區域創新產出的影響；二是通過產學研合作等方式構建自身創新能力實現技術進步。

城市功能分工是指各城市根據自身的比較優勢，承擔其所在城市群中的某一分工形式。 從經濟學角度看，城市功能分工由于經濟集聚而產生，中心城市承擔管理、研發等功能，周圍城市承擔加工制造功能，在空間上形成優勢互補、功能錯位、良性互動的發展格局。 Henderson 和Ono 認為通過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效率和創新效率。 張若雪對長三角的城市群進行研究發現，功能分工程度上升對經濟圈的技術進步和創新產出具有促進作用。 范建勇等從縣級層面分析產業集聚對區域創新的影響，發現專業化經濟對創新產出具有正面的顯著影響。Romer 認為城市功能分工的改變會對城市技術創新和生產效率產生影響。 Henderson 和Ono 從企業微觀層面研究美國城市體系的功能分工，發現城市功能分工顯著提高了企業的生產效率和創新效率。 蘇紅鍵和趙堅利用中國284 個地級單位面板數據，對城市專業化和職能化特征進行了分析，考察二者專業化對知識溢出進而對城市經濟的影響。 可見，城市功能通過產業集聚效應影響區域的創新產出。

我國學者在產學研合作的研究中，多關注產學研的合作模式及其對區域創新的影響。 從微觀角度看，產學研合作模式作用的發揮影響公司業績的實現。 李梅芳等從合作滿意度角度，利用湖北省產學研合作的經驗數據探討產學研合作深入與可持續發展的關鍵影響因素。 莊濤等從三螺旋視角，利用1998～2012 年的企業面板數據測度不同行業的產學研合作創新效率的影響因素，發現計算機領域創新效率較高，航空航天領域創新效率較低。 吳俊等利用江蘇省4833 家企業數據進行實證分析，發現政府研發補貼、企業技術吸收能力、大企業虛擬變量對戰略性新興產業創新績效具有穩健的正向影響。 從宏觀角度看，產學研合作也將影響地區居民經濟的健康發展。 刁麗琳和朱桂龍利用省際面板數據對中國產學研合作的活躍度在空間的集聚特征進行研究，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導向出發研究高校產學研合作的影響因素及新特點。 陳光華等利用EDA-Tobit 兩步法對產學研的創新效率進行分析，發現外部知識和政府研發資助對創新效率有顯著的促進作用。 盧艷秋和葉英平以組織間學習為中介變量，構建網絡慣例、組織間學習影響合作創新績效的理論模型，收集數據進行實證研究，發現產學研合作中網絡慣例對合作創新績效的影響呈現倒型關系。

綜上所述，學者們主要從區域產業集聚的角度研究城市的創新產出，或從產學研結合的視角研究區域創新產出。 現有文獻從國家創新理論、協同理論及博弈等合理的一面解釋區域創新，但只提供了部分解釋。 因此有必要就城市功能分工、產學研合作兩點進一步研究區域創新產出。

二、 指標選取與數據來源

本文采用2007～2016 年我國省際面板數據，原始數據來自《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國城市統計年鑒》。 為了提高估計的準確性和可信性，對于可能存在價格波動的營銷，利用GDP 指數、居民消費價格指數和固定資產投資價格指數對所有貨幣量進行價格平減來調整，基期為2007 年。

(一)被解釋變量

本文的被解釋變量是區域創新產出，為了比較全面地衡量這個變量，選取兩個指標：一是專利授權量表現的創新產出，二是用人均專利授權量來表現創新產出。

(二)解釋變量

1. 產學研合作

產學研合作對區域創新產出的促進作用是本文研究的重點之一。 產學研合作是指企業、科研院所和高等學校之間的合作，以企業為技術需求方與以科研院所或高等學校為技術供給方，促進技術創新所需各種生產要素的有效組合。 本文研究的產學研合作需要一定的環境基礎，同時也依賴于各方面的投入，才能保證產學研合作的實現、生產力水平的提高。 這些投入包括人力投入、資金投入、設備投入等，投入水平的高低直接影響產學研合作績效，因此，對產學研合作投入水平的評價就是對產學研合作中各項資金投入情況、人力資源投入情況的評價。 因此，文章用研發投入R&D 人員全時當量(人)來表示產學研合作指標。

2. 城市功能分工

基于Duranton、Puga(2005)和蘇紅鍵、趙堅(2011)的思路，以城市中“企業管理人員/生產人員”與全國“企業管理人員/生產人員”的比值來測度城市的產業結構。 具體計算公式見式(1)。

若ISi(t)＞1，表示相對于全國的平均水平，該城市的管理部門相對集中；若ISi(t)＜1，表示相對于全國的平均水平，該城市的制造部門相對集中；ISi(t)= 1，表示該城市的產業結構的指數與全球平均水平相當；若ISi(t)趨近于零，表示相對于全國的平均水平，該城市的制造部門非常集中。

3. 外商直接投資

外商直接投資(foreign direct investment，FDI)通過競爭效應、示范效應和人員流動效應等途徑能夠對東道國的技術進步產生一定的影響。 本文采用實際利用的外商投資衡量其溢出作用，將原有數據中的美元按照歷年人民幣與美元匯率換算成人民幣標價的FDI，然后利用GDP 平減指數，以2007年為基期對各地區的FDI 進行平減。 GDP 平減指數的計算公式如式(2)所示。

4. 研發投入

根據新經濟增長理論，影響創新產出增長的主要因素之一就是研發投入，而研發投入主要包括研發人員投入和研發資本投入。 根據創新資本的累積效應，研發產出不僅受當期的研發資本影響，還受往期研發資本的影響。 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 的比例來計算該城市的資本存量。 永續盤存法對資本存量的計算公式如式(3)所示。

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

由于式(3)涉及三個變量，因此要計算城市的資本存量需要完成以下三個步驟：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。 用固定資產投資表示投資，為消除價格因素的影響，各年的固定資產投資用2000 年的價格指數進行調整。 第三，各年資本存量Kit的確定。 完成前三個步驟的處理后，將相關變量代入式(3)，計算2007 年至2016 年各城市的資本存量。

5. 人力資本效率

區域的創新產出離不開人力資本的投入，人力資本是創新能力的載體。 人力資本的投入對區域的創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，將研究區域的教育程度及不同年限分為文盲0 年、小學6 年、初中9 年、高中12 年、大專及以上16 年，并以所占就業人員的比重為權重，通過加權算平均數得到各地區的人力資本效率。

6. 電信業務總量

隨著互聯網的發展，互聯網產業對國民經濟的影響越來越大，因此互聯網的發展也會對區域創新產出產生一定的影響，為此本文用電信業務總量來衡量區域的互聯網發展情況。

三、 模型構建

研究從投入產出的關系中研究城市功能分工、產學研合作與創新產出的關系，以柯布-道格拉斯生產函數為模型的函數表達形式。 因此生產函數可表示為：

對(4)式求時間t的導數，則有：

增加滿足標準假設的誤差項和常數項，(5)式變為：

其中，Y代表總產出或實際 GDP，K是資本存量，L是研發人員的投入投入，A是人力資本效率。分別表示創新產出、資本、研發人員投入、人力資本效率的增長，α、β、θ分別表示人力資本效率、研發人員投入、人力資本對創新產出的彈性。

區域創新產出的高低不僅與區域自身的創新資源投入多少有關，而且也與外部創新技術效應的溢出及創新體系建設的多少有密切關系。 為此文章逐一加入外商直接投資、電信業務總量、城市功能分工等變量分析創新產出同其影響因素之間的關系，具體模型如下：

其中 FDIt、ITCt、ISt分別為外商直接投資、電信業務總量、城市功能分工。

四、 實證分析

文章選取我國31 個省市作為樣本，時間跨度為10 年，采用面板數據模型研究城市功能分工和產學研合作對區域創新產出的影響，利用EViews8.0 回歸的結果如表1 所示。

表1 回歸結果

表1 中列(1)為基本模型，僅含有柯布-道格拉斯函數中的資本存量、勞動投入和人力資本效率三個變量，并且資本存量與勞動投入的彈性系數之和大于1，表明研究的樣本中存在規模遞增效應，即表明按照現有的技術，擴大生產規模增加創新產出是有利的。 列(1)產學研合作的彈性系數為0.2741，且在1%水平上顯著，表明產學研合作每增加1%，創新產出增加0.2741%。 列(2)在列(1)基礎上加入電信業務總量這一變量，數據表明電信業務總量對創新產出的彈性系數為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，FDI 的彈性系數為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%，區域創新產出將增加0.0162%；列表(4)城市功能分工(IS 變量)的彈性系數為0.050，并在1%顯著水平上顯著，即在其他條件不變的情況下，城市功能分工系數每增加1%，區域創新產出將增加0.05%；列表(5)與列表(3)對比，FDI 的彈性系數由0.0162 變為0.0161，可見城市功能分工的加入并未減少外商直接投資對區域創新產出的影響；列表(5)與列表(4)對比，IS 的彈性系數由0.0502 變為0.0501，可見外商直接投資的加入也未減少很多城市功能分工對區域創新產出的影響。

橫向比較各列產學研合作(L)的彈性系數，其彈性系數在5%水平上顯著，且在0.2521 左右趨于穩定，說明產學研合作對創新產出有一定影響；再橫向比較各模型的Adj-R2，可見由列(1)中的0.7354 逐步增加至0.9176，表示資本存量、研發人員投入和人力資本效率解釋了創新產出的73.54%，加入外商直接投資、電信業務總量、城市功能分工后對創新產出的解釋達到91.76%。 為此模型的建立是相對有效的，且城市功能分工、外商直接投資、產學研合作對區域創新產出是有大部分解釋能力的。

五、 主要結論

研究以2007～2016 年我國31 省市的經濟數據為基礎，通過建立面板數據模型和計量經濟回歸研究城市功能分工、產學研合作對區域創新產出的影響，得出以下結論：

(1)城市功能分工對區域創新產出的促進作用表現為城市功能分工每增加1%，區域創新產出增加0.05%，也就是說城市功能越靠近研發功能，區域的創新能力越強。 城市群中，中心城市的創新能力高于外圍城市的創新能力。 因此，在城市群中，城市的管理部門越集中，其創新產出越高；反之，制造部門越集中，其創新產出越低。

(2)產學研合作對區域創新產出同樣存在著正向影響，產學研合作對創新產出的彈性系數為0.252，增加科研人員的投入，也會使得區域的創新產出提高。 因此，政府可以增加科研院校的人員和資金的投入，進而增加區域的創新產出。

(3)相對于外商直接投資、城市功能分工，產學研合作對區域創新產出的影響更為顯著。 具體來看，外商直接投資對創新產出的影響要低于產學研合作和城市功能分工，表明在樣本區域內，以政府加大對大學和研發機構的直接資助，或轉變其城市的主要功能所帶來的創新產出，要大于以優惠政策吸引外商直接投資所帶來的創新產出。