城市協同創新能縮小區域經濟發展差距嗎？

中圖分類號：F061.5;F062.4;F062.9 文獻標志碼：A 文章編號：2097-5406(2025)03-0127-016

一、引言

黨的二十大報告強調，要堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，加快建設科技強國。①隨著我國進入新發展階段，過去由傳統要素驅動發展的模式已難以持續，科技創新在發展中的關鍵作用日益凸顯。同時，得益于交通基礎設施的日益完善和通訊技術的發展，近年來協同創新這一突破單一創新主體限制、②能夠通過知識和技術轉移等方式實現創新資源有效配置的高效創新模式已經變得越來越為普遍。③2010—2020 年間，我國各地級市每萬人合作專利申請數的均值已由0.306增長至0.983。④

協同創新涉及多個具有同一創新目標的創新主體之間的合作，相關主體既可能位于同一地區，也可能分散在不同的地級市之中，當協同創新發生于不同城市之間時，創新要素將在更大的地域空間范圍內進行配置，創新效率將得到提升。此外，由于協同創新的成果往往由各創新主體所共享，各城市均能從創新成果中普遍獲益，得到創新能力的提升，依此實現經濟的進一步發展。因此，若中小城市的協同創新增長速度快于大城市，或中等城市、小城市收獲的協同創新的邊際效益更大時，協同創新將縮小地區間的發展差距，推動實現區域經濟協調發展，這對破解我國發展不平衡、不充分的主要矛盾有著重大意義。因而，探究協同創新能否縮小地區間經濟發展差距十分有必要。

基于專利申請數據，本文計算了2010—2020 年地級市一年度層面的每萬人合作專利申請數，以此作為城市協同創新水平的度量，并基于地級市人均GDP 增長率，計算出了各地區的經濟差距水平。實證結果表明，協同創新顯著縮小了地區間的經濟發展差距，且主要促進了中西部地區和內陸地區的經濟差距水平的下降，這種積極影響主要源自協同創新所帶來的城市創新能力的提升、城市間創新能力差距的縮小、市場一體化和產業分工水平的提升，以及城市全要素生產率水平的提高。但值得注意的是，協同創新僅僅帶來了經濟差距水平低于90分位數的地區的經濟差距水平的縮小，對于與其他地區經濟發展差距大的地區而言，協同創新反而進一步提高了地區經濟發展差距水平。同時，在省際層面上，協同創新未能暢通地區間科研人員和研發資金的流動，區域經濟協調發展水平有待進一步提升。

本文主要與以下文獻相關：第一類文獻聚焦于區域經濟差距的影響因素。已有研究主要探討了區域試點政策、政府行為、?基礎設施建設③和人力資本等因素對區域經濟差距的影響，①其中，創新被認為是影響區域經濟差距的關鍵因素。第二類文獻關注了區域協同創新的影響因素及其產生的經濟后果。目前，相關研究多從企業這一微觀主體出發展開討論，②部分文獻還從城市群和都市圈的視角以及省份層面出發進行了探討。③種照輝等則從地級市的角度切入對協同創新的影響因素進行了探究。④

與上述文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在三個方面。第一，與已有的基于城市群、都市圈、省份或企業層面展開討論的文獻不同，本文探究了城市協同創新水平和經濟發展差距之間的因果關系，豐富了城市層面上有關協同創新的經濟社會后果的相關研究，而從城市層面上探討這一問題為我們討論更豐富的異質性影響提供了契機，有助于提出更有針對性的政策建議;第二，在進行機制分析時，除探討了協同創新對創新水平和創新差距的影響以外，本文還通過實證分析檢驗了協同創新對城市聯系、產業分工、全要素生產率等的影響，為更好地理解協同創新的經濟社會影響提供了更為全面的視角；第三，本文分時間階段、分地區對我國各地級市2010—2020年期間的協同創新水平與經濟發展差距水平進行了細致分析，這有助于更好地理解二者的動態變遷和空間特征。

二、機理分析

在全球化與區域經濟一體化的背景下，創新作為推動經濟增長和社會進步的關鍵因素，其重要性日益凸顯。然而，隨著區域間競爭的加劇和資源有限性的凸顯，單一主體驅動的創新已難以滿足當前經濟社會發展的需要。因此，協同創新已經成為區域經濟發展的新趨勢。③區域協調發展的實現離不開創新的驅動。通過構筑區域協同創新生態共同體，建設完善的區域創新體系，能夠彌合區域間發展差距，并貫通產業鏈和創新鏈，形成產業技術分工格局，重構區域資源。③根據新經濟地理學的觀點，知識流動受到空間邊界的限制，這使得知識的外部性存在著本地化的特征，因此，創新活動往往具有空間集聚的特性。③而協同創新則強調打破地域限制，實現創新資源的跨區域流動與優化配置。③從資源整合的角度看，區域協同創新強調通過建立高效的信息技術平臺，支持區域內各類創新主體之間實現資源共享與優勢互補，實現創新體系內各子系統的協同，有助于打破傳統創新模式下存在的資源配置效率低下和資源分配不均的問題。從區域創新生態系統與網絡理論的角度來看，不同地區的創新主體之間的協同創新能夠推動形成緊密且多元化的區域合作網絡。協同創新這一多主體互動不僅有助于地方政府解決現實發展的難題，還有利于形成良性的競爭與合作關系，進一步增強區域的創新能力和社會經濟活力。基于上述分析，我們提出有待驗證的假說1：

假說1：協同創新能夠帶來地區經濟差距水平的縮小。

首先，協同創新能推動城市創新能力的提升，縮小地區間創新能力差距，并帶來地區全要素生產率的提升。在協同創新模式下，各創新主體之間的知識交流與合作加速了知識的傳播與共享。協同創新產生的知識溢出效應有助于企業獲取新技術、新思想，從而激發創新活力。①通過建立創新聯盟、產學研合作平臺等方式，區域之間可以更有效地整合多方資源，形成創新合力，提升各城市的整體創新能力。此外，創新活動往往風險高、周期長，這會使得企業在創新過程中猶豫或失敗，不利于企業創新能力的提升，而協同創新所帶來的風險分擔效應能降低企業的創新風險和創新成本，促進企業創新。②同時，協同創新為不同地區之間搭建了合作的橋梁，使得技術落后地區能夠借鑒和學習先進地區的創新經驗和技術成果，通過跨地區合作項目、技術轉移等方式，技術落后地區的創新步伐能大幅加快，與先進地區的差距將趨于縮小。③并且，協同創新可以使企業更快地掌握新技術、新工藝，提高產品質量和附加值，增強企業的市場競爭力。④新技術的引入也有利于提高生產效率、降低成本，從而提升城市全要素生產率。基于此，本文提出有待驗證的假說2：

假說2：協同創新能推動城市創新能力的提升，縮小地區間創新能力差距，并帶來地區全要素生產率的提升。

其次，協同創新能促進要素流動，提高市場一體化水平。協同創新有助于推動各類創新要素在城市間的流動與共享，企業、高校和科研機構的頻繁交流能夠催生出更多的跨區域協同創新產業、技術、人才合作項目，推動城市間的政策融通、資源流通和服務聯通，實現資金、人才等創新要素在城市間共享共用。并且，由于協同創新鼓勵在城市間建立統一的市場規則和標準，打破地區間的市場壁壘，因而有助于提高市場資源配置效率，推動形成全國統一大市場，并且能夠通過建立公平、透明、可預期的市場環境，激發市場主體的活力和創造力，推動城市市場一體化水平的提升。③基于此，本文提出有待驗證的假說3和假說4：

假說3：協同創新能促進資金、人才等創新要素在地區間的流動。

假說4：協同創新能夠增強城市間聯系，提高市場一體化水平。

最后，協同創新能推動地區產業專業化程度的提升，提高地區間產業分工水平。協同創新能夠有效整合城市間的創新資源，使得資源能夠更高效地配置到具有比較優勢的產業領域，各地區根據自身條件和市場需求，通過加強地區間的合作與分工，能夠形成更加合理的產業布局，避免產業同構和惡性競爭，發展具有競爭力的專業化產業。①同時，通過跨地區的科研合作、技術交流等活動，技術進步產生的溢出效應能推動各地區形成專業化的產業集群。②隨著技術的不斷進步和市場的不斷擴大，產業鏈各個環節的分工將越來越細化，通過產業鏈上下游企業之間的合作與協調，能夠形成更加緊密的產業鏈關系，有助于各地區形成專業化的產業鏈環節，提升產業專業化程度，提高整個產業鏈的運作效率。③基于此，本文提出有待驗證的假說5：

假說5：協同創新能推動地區產業專業化程度的提升，提高地區間產業分工水平。

三、數據與特征事實

（一)數據說明

本文選取了我國271座地級市作為研究樣本，樣本時期為2010—2020年。所使用的數據主要包括專利合作數據和地級市經濟社會統計數據，其中，專利合作數據來自中國國家知識產權局，在本文中被用于測度各地級市的協同創新水平;經濟社會統計數據來自于《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》和各省份、各地級市統計年鑒，被用于度量各地級市的區域經濟發展差距水平，以及構造機制變量和回歸中的控制變量等。

(二)變量說明

解釋變量為地級市的協同創新水平。專利合作是協同創新的重要方式之一，本文參照黃群慧等、金培振等和種照輝等的研究，使用每萬人城市間合作專利申請數量對2010—2020年我國271座地級市的協同創新水平進行了測度。具體而言，為計算各城市的協同創新水平，本文保留了2010—2020 年中國國家知識產權局專利申請記錄中所有共同申請人數不小于二的條目，并剔除了由個人申請者所有的專利。③ 隨后，借助高德地圖API，我們使用申請人信息解析出了各申請人所在的地級市，依次來計算各地級市各年的合作專利申請數量。最后，將其除以地級市當年常住人口，即可得地級市-年度層面的每萬人城市間合作專利申請數。

被解釋變量為地級市經濟差距水平。區域經濟發展差距指由于部分地區比其他地區擁有更低的經濟發展水平和經濟增長速度而產生的地區間經濟增長的非同步性。①參照袁航和夏杰長的研究，②本文基于地區人均GDP增長率的離差來測度各地區的區域經濟差距。具體而言，離差等于該年度特定地區人均GDP增長率減去該年度所有樣本地區人均GDP增長率的均值。隨后，參照倪鵬飛等、葉堂林和王雪瑩及陳明生等的研究，③本文對計算得到的離差取絕對值，以此作為地區經濟發展差距的衡量。

在控制變量方面，為了規避遺漏變量問題造成的影響，本文從產業結構、經濟發展、基礎設施和政府干預的角度出發選取了控制變量。具體而言，參考卞元超等以及袁航和夏杰長有關區域經濟發展差距的研究，本文使用了以下控制變量：第二產業占GDP的比重、第三產業占GDP的比重、人口密度的對數、職工平均工資的對數、人均道路面積、政府公共支出占GDP的比重和政府教育支出占政府公共支出的比重。

上述變量的描述性統計如表1所示。由該表可知，2010—2020 年期間，我國271座地級市的經濟差距水平（Gap）的均值為0.067，協同創新水平（Copatent）均值為0.609。此外，在樣本時期內，樣本城市第二產業（Secondoutput）和第三產業（Thirdoutput）占GDP比重的均值分別為0.468和0.412，人口密度的對數（LnPopudensity）的均值為5.814，職工平均工資的對數(LnSalary)均值為10.858，人均道路面積（Road）的均值為17.391，政府公共支出占GDP的比重（Govexpen）和政府教育支出占政府公共支出比重（Govedu）的均值分別為0.190和0.177。

（三）特征事實

圖1展示了2010—2020年期間，在全國層面上我國的跨市合作專利申請總量和區域經濟差距水平的變化，其中，區域經濟差距水平通過使用當年樣本城市人均GDP增長率的極差與其均值的比值計算得到。由圖1可知，2010—2020 年期間，由合作專利申請量衡量的協同創新水平整體呈上升趨勢，從2010年的40621件上升至2020年的129420件，年均增長率約為 12.286% ，區域經濟差距水平則持續下降，從2010年的1.613下降至2020 年的0.147。

此外，為了解經濟差距水平和城市協同創新水平在城市間的分布，參照張吉鵬和盧沖的研究，①參考國務院于2014年11月發布的《關于調整城市規模劃分標準的通知》，②本文使用《中國城市建設統計年鑒》中的城區常住人口數據，將樣本地級市分為超大城市、特大城市、大城市、中等城市和小城市，并對不同規模的城市的協同創新水平和經濟差距水平進行了描述性統計。

如表2的PanelA所示，超大城市、特大城市和小城市的經濟差距水平較高，樣本時期內的經濟差距水平均值分別為0.074、0.074和0.075，大城市和中等城市經濟差距水平相對較低，這些城市樣本時期內的經濟差距水平均值分別為0.067和0.062。在協同創新水平方面，如表2的PanelB所示，超大城市和特大城市的協同創新水平較高，二者在樣本時期內的均值分別為1.387和1.024，大城市、中等城市和小城市的協同創新水平相對較低，樣本時期內均值分別為0.593、0.488和0.531，約為超大城市和特大城市的 50% ，不同規模城市間的協同創新水平差距仍然較大。

四、實證策略與結果

（一）實證策略

為了實證檢驗協同創新水平對經濟差距水平的影響，本文構建了如下回歸模型：

Gap_it=β₁+β₂Copatent_it+β₃X_it+μ_i+σ_t+ε_it

其中，下標 分別表示地級市和年份;被解釋變量 Gap_it 代表地級市 i 在年份 χ_t 的經濟發展差距水平;核心解釋變量 Copatent_it 表示地級市 χ_i 在年份 χ_t 的協同創新水平。 β₂ 為本文重點關注的系數，它衡量了協同創新水平對經濟發展差距的影響。 X 表示控制變量向量，具體而言，本文在基準回歸中選取地級市第二產業占GDP的比重（Secondoutput），第三產業占GDP的比重（Thirdoutput），人口密度的對數（LnPopudensity），職工平均工資的對數（LnSalary），人均道路面積（Road），政府公共支出占GDP的比重（Govexpen）和政府教育支出占政府公共支出的比重（Govedu）作為控制變量。 μ_i 為地級市固定效應， σ_t 為年份固定效應， ε_it 為隨機擾動項，標準誤聚類在地級市層面。

（二）基準回歸結果

表3匯報了基準回歸結果。其中，第(1)列為未加入地級市層面控制變量的結果，第(2)列為加人了部分地級市層面控制變量（第二產業占GDP的比重 Secondoutput、第三產業占GDP的比重Thirdoutput 和人口密度的對數LnPopudensity）的結果，第（3)列為加人所有地級市層面控制變量的結果。結果顯示，在第（1)列至第(3)列的控制方式下，Co-patent 的系數均顯著為負，且大小始終穩定在-0.015附近。以第（3)列為基準，在這一列中，核心解釋變量的系數為-0.017，且在 1% 的水平下顯著，這表明城市協同創新水平，即每萬人合作專利數每增加一單位，城市經濟差距水平將降低0.017，約降低了 25.373% （ ≈0.017/0.067 。

（三）穩健性檢驗

協同創新和經濟發展差距之間存在著雙向因果關系。為了驗證在盡可能克服內生性問題的情況下，我們的基準結果是否依然成立，本文構建了兩個工具變量進行穩健性檢驗。參照王群勇和陸鳳芝以及鄭江淮和師磊的研究，①本文使用滯后一期的省內合作專利申請數(IV1)和各城市地形起伏度(IV2)作為地級市協同創新水平的工具變量。由于地理起伏度并非時變變量，因此，本文使用各市地理起伏度的時間趨勢，即地理起伏度和年份的交互作為工具變量。選用滯后一期的省內合作專利申請數(IV1)作為工具變量的合理性在于，滯后一期的省內合作專利申請數和地級市協同創新能力具有相關性；另一方面，滯后一期的省內合作專利數為歷史前定變量，對當期經濟發展差距沒有直接影響。選取各城市地形起伏度(IV2)作為工具變量的合理性在于，一方面，地形起伏度越低意味著城市的地形地貌越為平坦，平坦地區的交通可達性往往較高，更利于研發人員和企業之間的交流，因而協同創新水平更高;另一方面，地形起伏度是在長期的歷史演進中所形成的天然地理屬性，并不會與時變的經濟差距水平直接相關。

表4展示了協同創新影響經濟發展差距的2SLS估計結果。列（1）展示了工具變量回歸第一階段的結果，結果顯示工具變量IV1和IV2分別在 1% 和 10% 的水平下顯著，說明兩個工具變量和核心解釋變量之間均存在相關性。此外，在工具變量回歸中，LM統計量的檢驗結果為25.839，在 1% 的水平下顯著;WaldF統計量的檢驗結果為74.190，大于19.930，可以證明本文所選取的工具變量不存在識別不足與弱工具變量問題，即工具變量有效。列(2)展示了工具變量回歸第二階段的結果，結果顯示核心解釋變量的估計系數在 10% 的水平下負向顯著。以上結果說明，在緩解了潛在內生性問題之后，基準回歸結果依然成立。

此外，為了緩解遺漏變量問題，本文在基準回歸的基礎上額外加入了省份-年份固定效應，吸收了省份層面在各年度的沖擊，回歸結果展示在表5的列（1)中；由于副省級城市和直轄市的經濟社會特征和其他城市有所不同，本文參照劉乃全等的研究，①將副省級城市和直轄城市從樣本城市中剔除，回歸結果展示在列(2)中;為了排除重大公共衛生事件這一影響了合作活動開展的重大事件的干擾，在列（3)中，我們剔除了2020年的數據；

最后，在第(4)列中，為了剔除上一期的經濟差距產生的影響，我們在回歸中加入了城市經濟差距水平的滯后項。在列(1)至列(4)中，回歸系數均顯著為負，這表明我們的基準回歸結果非常穩健，協同創新顯著縮小了地區間發展差距。

接下來，我們借鑒林嵩等的做法，①使用utest命令檢驗了城市協同創新水平與經濟差距水平是否存在著倒 U 型關系，檢驗結果如圖2所示，橫軸代表地級市協同創新水平，縱軸代表地級市經濟差距水平。在倒 U 型關系檢驗中，拐點為4.628;自變量取值范圍為[0.001，14.178]；斜率取值范圍為 [-0.006，0.012] ；斜率整體顯著的 χ_t 值為 0.030，P 值為0.486，遠大于0.050，因此，可認為協同創新與經濟差距水平之間在 5% 的顯著性水平下不存在倒 U 型關系。

五、機制分析與異質性分析

（一）機制分析

上文證明了協同創新有助于降低區域間經濟差距。由前文的機理分析可知，協同創新會推動城市創新能力提升，縮小地區間創新能力的差距，提高地區全要素生產率，此外，還能增強城市間經濟聯系，推動市場一體化水平提升，并帶來地區專業化水平的提升，因而能夠影響城市經濟差距水平。

為檢驗上述作用機制是否成立，本文參考江艇提出的機制檢驗方法，①實證檢驗了機制變量和核心解釋變量之間的因果關系。具體而言，本文構建了如下機制變量：

一是城市創新能力（Innou），使用地級市當年每萬人專利授權量來表征。二是城市創新能力差距(Innogap），使用地級市當年創新能力和當年樣本城市創新能力均值的對數值之差的絕對值來反映。三是城市全要素生產率（TFP)，本文采用 SBM-DEA模型來測度城市全要素生產率，參考薛桂芝等的做法，②以2001年GDP 為基期，利用GDP 平減價格指數將GDP進行平減;資本存量采用永續盤存法進行測算，其中折舊率確定為9.6% 。③上述三個機制變量對應的回歸結果如表6的第(1)列至第(3)列所示，結果表明，協同創新水平每提升一單位，城市創新能力將提高7.511，城市創新能力差距水平會下降0.113，同時，城市全要素生產率將提高0.049，且上述影響分別在 1% ， 5% 和 1% 的水平下顯著。

四是城市間經濟聯系（ ?con) ，本文參考豆建民等的做法，④通過引力模型構建城市間經濟聯系指標。具體而言，首先，我們采用如下公式計算得出城市 χ_i 和城市 j 之間在各年的經濟聯系水平： VPGDPaXPGDP，其中P和P分別代表城市i和在t年的戶籍人口數量， GDP_it 和 GDP_jt 分別代表城市 i 和 j 在 χ_t 年的地區生產總值， T_ij 代表城市 i 和城市 j 之間的地理距離。隨后，將城市 i 在 χ_t 年與所有其他城市的經濟聯系水平加總后即可得到城市 i 在 χ_t 年總體的經濟聯系水平 Con_it 。五是市場分割（Division），參考盛斌和毛其淋的做法，本文使用下述方法對樣本城市的市場分割水平進行了計算： Division_it= (Pin(-1)，，其中，m、n、t、P分別代表商品、城市數量、年份和價格指數， ΔQ_ijmt 代表城市 i 和城市 j 在 χ_t 年商品 ∣m∣ 的相對價格指數相比上一年的波動， 代表所有城市對組合在 χ_t 年商品 ∣m∣ 的相對價格指數均值和上一年的差值， var(q_ijt) 代表對每對城市對 i-j 取10種商品的 q_ijmt 的方差， ① 市場分割指數越大，則市場一體化水平越低。上述指標對應的回歸結果見表6的第(4)列和第(5)列，回歸結果表明，城市協同創新水平的提升能夠帶來城市間經濟聯系的增強，且該影響在 10% 的水平下顯著。此外，城市協同創新水平的提高還會帶來市場分割水平的顯著下降，即推動了市場一體化水平的提升，該影響在 1% 的水平下顯著。

六是城市間產業分工水平（Sector），參考蘇紅鍵和趙堅的做法，②本文采用“城市生產性服務行業從業人員數/生產行業從業人員數”與“全國生產性服務行業從業人員數/生產行業人員數”的比值來衡量城市的產業專業化水平，③城市的產業專業化程度越高，城市間的產業分工水平也越高。使用該指標作為被解釋變量回歸的結果如表6的第(6)列所示，城市協同創新水平每提高一單位，城市間產業分工水平將上升0.118，這一影響在 5% 的水平下顯著。

科研人員與科研資金是創新中至關重要的因素。為了更好地理解協同創新產生的影響，并進一步探索協同創新影響區域經濟發展差距的作用機制，本文將研發要素流動作為機制變量進行檢驗。具體而言，參考白俊紅等和汪克亮等的做法，④本文采用引力模型測量了RD資本流動量（Capflow）和RD人員流動量（Talflow）。由于RD研發人員數和RD研發資金數的數據可得性的限制，Capflow和Talflow只能在省份層面上進行測度，因此，本文探究了省份層面的協同創新水平對省際的研發要素流動的影響。回歸結果如表7的列（1)和列（2)所示，結果表明，協同創新未能顯著促進RD資本和RD人員的跨省流動，這可能不利于地區經濟差距水平的進一步縮小。

（二）異質性分析

在異質性分析部分，本文主要探討了協同創新對不同地區的城市經濟差距水平的影響。首先，在表8的列（1)和列（2）中，我們將樣本城市劃分為東部城市和中西部城市，結果表明，只有對中西部城市而言，協同創新水平的提升能夠帶來城市經濟差距水平的顯著縮小。隨后，在表8的列（3)和列(4)中，我們將樣本城市劃分為沿海城市和內陸城市，結果表明，協同創新水平能夠顯著降低內陸城市的經濟差距水平，對沿海城市的影響為負向但不顯著。中西部和內陸城市相對東部和沿海城市而言屬于欠發達地區，綜上，我們認為，協同創新未能促進發達地區的經濟差距水平的縮小，但促進了相對欠發達地區的經濟差距水平的縮小。

隨后，本文將樣本城市劃分為了第二產業主導的城市和第三產業主導的城市，其中，第二產業主導的城市指第二產業產值占GDP的比重最大的城市，第三產業主導的城市指第三產業產值占GDP的比重最大的城市。根據列(5）及列(6)可知，協同創新僅能帶來第三產業主導的城市的經濟差距水平的下降，無法降低第二產業主導的城市的經濟差距水平。另外，我們還將樣本城市劃分為了處于城市群中的城市和非城市群城市，回歸結果如表8的第(7)列和第(8)列所示，協同創新水平的提升能帶來城市群中的城市和非城市群中的城市的經濟差距水平的下降，二者系數大小分別為-0.018和-0.014，分別在 5% 和 10% 的水平下顯著，從經濟意義和統計意義上來看，城市群中的城市受到的影響均大于不處于城市群中的城市。

另外，本文基于城市的經濟差距水平進行了分位數回歸，回歸結果如表9所示。由列（1)至列(5)可知，對于經濟差距水平小于90分位數的城市而言，協同創新水平的提升能夠顯著促進這些地區經濟差距水平的縮小，且經濟差距水平處于10分位到30分位數之間的城市受到的影響最大：對于這些城市而言，協同創新水平每增加1單位，經濟差距水平將下降0.011。但對于經濟差距水平高于90分位數的地區，即人均GDP增長率非常高和人均GDP增長率非常低的地區而言，協同創新水平的提升不但未能縮小地區經濟差距水平，反而導致了經濟差距水平的顯著擴大，具體而言，城市每萬人合作專利申請量每增加1個，地區經濟差距水平將上升0.015，且這一影響在 1% 的水平下統計顯著。

六、結論與啟示

本文基于我國專利申請數據和271座地級市的經濟特征數據，探究了協同創新對區域經濟發展差距的影響。研究結果表明，協同創新水平的提升顯著降低了地區經濟差距水平。具體而言，協同創新水平，即每萬人合作專利申請量每增加一單位，城市的經濟差距水平將下降約 25.373% 。進一步的機制分析表明，協同創新水平的提升帶來了城市創新能力的提升和城市創新差距水平的縮小，提升了地區全要素生產率。此外，協同創新還能增強城市間的聯系，推動產業分工水平提升，因而能夠縮小地區經濟差距水平。

據此產生的政策啟示在于四個方面。第一，以城市群為重要載體，推動實現區域經濟協調發展。異質性分析的結果表明，相對于不在城市群中的城市而言，城市群中的城市享受了更大的協同創新的經濟協調效應。因此，有必要以城市群為發展的重要載體，推動實現區域經濟協調發展。具體而言，首先，對于已經建成的城市群而言，可明確城市群內各城市的主導產業和特色產業，制定科學、合理的分工合作體系，在城市群范圍內布局產業鏈和創新鏈，以期更好地發揮城市群建設對經濟差距縮小的積極影響。其次，對于非城市群地區而言，可積極改善當地基礎設施，增強地區吸引力，并加大與周邊城市群的關聯，依托城市群的資源和創新優勢，實現自身的發展。

第二，有序引導特大城市和超大城市的產業向其他城市的梯度轉移。異質性分析表明，對經濟較為發達的東部地區和沿海地區而言，城市協同創新水平的提升未能帶來經濟差距的顯著縮小。因此，應鼓勵特大城市和超大城市中的成熟產業向周邊的中等城市或小城市有序轉移。一方面，這能緩解特大城市和超大城市中的擁擠效應;另一方面，這有助于中等城市和小城市的產業升級和經濟發展，能夠帶來區域間發展差距的進一步縮小。

第三，引導各地區根據自身的資源稟賦和產業發展基礎，合理規劃產業發展方向。機制分析的結果表明，協同創新能夠帶來地區間產業分工水平的顯著提升，有助于縮小區域間經濟發展差距。因此，政策上應引導各地區根據自身稟賦與產業基礎來規劃產業發展方向，避免同質化競爭。同時，可鼓勵發達地區向欠發達地區傳播先進的技術和管理經驗，支持欠發達地區發展特色優勢產業。另外，應加強區域間的產業協作，推動各地區間形成優勢互補、協同發展的產業分工格局，以期通過優化產業分工，提升區域產業整體競爭力，實現區域經濟協調發展。

第四，完善創新相關的環境建設，進一步引導和暢通人才和資金在地區間尤其是省際間的流動，以期進一步縮小區域經濟發展差距。有關科研資金與科研人員流動的機制分析表明，目前，協同創新尚未能夠促進人才和資金這兩項重要的創新要素在省際間的流動。這可能是因為經濟發達地區往往具有較好的創新環境，且流動存在一定的成本，科研人才和科研資金持有者出于效用和收益最大化的追求，往往會聚集在發達地區。為了進一步加快區域經濟協調發展的實現，應不斷完善創新相關的基礎設施建設，并出臺引導跨省合作的相關政策，降低人才和資金跨省的流動成本，進一步縮小區域間經濟發展差距，促進區域經濟協調發展。□

（責任編輯：游 姣）