城市功能分工、产学研合作与区域创新产出——基于我国省际面板数据的实证研究

胡艳秋

(无锡机电高等职业技术学校，江苏无锡214000)

在知识经济时代，经济增长的主要源于区域创新和城市功能分工，且区域创新与产业结构相互作用。 经济发展的持续发动力来源于科技进步，科技进步的关键在于创新，同时区域创新产出也是衡量一个地区的科技竞争力水平的重要标志。 目前，我国也正在努力实现由“制造大国”向“创新大国”转变。 要提高国家的创新能力，主要有两种途径：一种是通过产学研合作等方式，依靠自身的现有研发能力和创新资源提升自主创新能力；另一种是通过竞争、模仿和人员流动等方式吸引外商直接投资，从而提高自身的技术水平。 因此，合理、充分地利用产学研合作、外商直接投资和产业结构的调整，对于提高区域创新能力具有重要的现实作用。

目前，我国在产学研合作创新方面取得了很大成效，但仍有不足，如知识产权不明确、利润分配不均等。 我国科技成果转化率不足30%，而最后形成产业的不到10%。 文章利用2007～2016 年我国31 省市的面板数据进行计量分析，重点考察产学研合作、城市功能分工对区域创新产出的影响。

一、 文献综述

近年来，国内外学者对影响区域创新的影响因素进行了深入的研究，主要从区域创新产出的外因与内因两个角度来研究，包括两个方面：一是以城市功能分工为代表的技术溢出效应对区域创新产出的影响；二是通过产学研合作等方式构建自身创新能力实现技术进步。

城市功能分工是指各城市根据自身的比较优势，承担其所在城市群中的某一分工形式。 从经济学角度看，城市功能分工由于经济集聚而产生，中心城市承担管理、研发等功能，周围城市承担加工制造功能，在空间上形成优势互补、功能错位、良性互动的发展格局。 Henderson 和Ono 认为通过城市群的功能布局可以有效地提高城市群中各城市的生产效率和创新效率。 张若雪对长三角的城市群进行研究发现，功能分工程度上升对经济圈的技术进步和创新产出具有促进作用。 范建勇等从县级层面分析产业集聚对区域创新的影响，发现专业化经济对创新产出具有正面的显著影响。Romer 认为城市功能分工的改变会对城市技术创新和生产效率产生影响。 Henderson 和Ono 从企业微观层面研究美国城市体系的功能分工，发现城市功能分工显著提高了企业的生产效率和创新效率。 苏红键和赵坚利用中国284 个地级单位面板数据，对城市专业化和职能化特征进行了分析，考察二者专业化对知识溢出进而对城市经济的影响。 可见，城市功能通过产业集聚效应影响区域的创新产出。

我国学者在产学研合作的研究中，多关注产学研的合作模式及其对区域创新的影响。 从微观角度看，产学研合作模式作用的发挥影响公司业绩的实现。 李梅芳等从合作满意度角度，利用湖北省产学研合作的经验数据探讨产学研合作深入与可持续发展的关键影响因素。 庄涛等从三螺旋视角，利用1998～2012 年的企业面板数据测度不同行业的产学研合作创新效率的影响因素，发现计算机领域创新效率较高，航空航天领域创新效率较低。 吴俊等利用江苏省4833 家企业数据进行实证分析，发现政府研发补贴、企业技术吸收能力、大企业虚拟变量对战略性新兴产业创新绩效具有稳健的正向影响。 从宏观角度看，产学研合作也将影响地区居民经济的健康发展。 刁丽琳和朱桂龙利用省际面板数据对中国产学研合作的活跃度在空间的集聚特征进行研究，研究表明东部较活跃、中部次之、西部不太活跃。 贾慧和李咏慧从市场导向出发研究高校产学研合作的影响因素及新特点。 陈光华等利用EDA-Tobit 两步法对产学研的创新效率进行分析，发现外部知识和政府研发资助对创新效率有显著的促进作用。 卢艳秋和叶英平以组织间学习为中介变量，构建网络惯例、组织间学习影响合作创新绩效的理论模型，收集数据进行实证研究，发现产学研合作中网络惯例对合作创新绩效的影响呈现倒型关系。

综上所述，学者们主要从区域产业集聚的角度研究城市的创新产出，或从产学研结合的视角研究区域创新产出。 现有文献从国家创新理论、协同理论及博弈等合理的一面解释区域创新，但只提供了部分解释。 因此有必要就城市功能分工、产学研合作两点进一步研究区域创新产出。

二、 指标选取与数据来源

本文采用2007～2016 年我国省际面板数据，原始数据来自《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国城市统计年鉴》。 为了提高估计的准确性和可信性，对于可能存在价格波动的营销，利用GDP 指数、居民消费价格指数和固定资产投资价格指数对所有货币量进行价格平减来调整，基期为2007 年。

(一)被解释变量

本文的被解释变量是区域创新产出，为了比较全面地衡量这个变量，选取两个指标：一是专利授权量表现的创新产出，二是用人均专利授权量来表现创新产出。

(二)解释变量

1. 产学研合作

产学研合作对区域创新产出的促进作用是本文研究的重点之一。 产学研合作是指企业、科研院所和高等学校之间的合作，以企业为技术需求方与以科研院所或高等学校为技术供给方，促进技术创新所需各种生产要素的有效组合。 本文研究的产学研合作需要一定的环境基础，同时也依赖于各方面的投入，才能保证产学研合作的实现、生产力水平的提高。 这些投入包括人力投入、资金投入、设备投入等，投入水平的高低直接影响产学研合作绩效，因此，对产学研合作投入水平的评价就是对产学研合作中各项资金投入情况、人力资源投入情况的评价。 因此，文章用研发投入R&D 人员全时当量(人)来表示产学研合作指标。

2. 城市功能分工

基于Duranton、Puga(2005)和苏红键、赵坚(2011)的思路，以城市中“企业管理人员/生产人员”与全国“企业管理人员/生产人员”的比值来测度城市的产业结构。 具体计算公式见式(1)。

若ISi(t)＞1，表示相对于全国的平均水平，该城市的管理部门相对集中；若ISi(t)＜1，表示相对于全国的平均水平，该城市的制造部门相对集中；ISi(t)= 1，表示该城市的产业结构的指数与全球平均水平相当；若ISi(t)趋近于零，表示相对于全国的平均水平，该城市的制造部门非常集中。

3. 外商直接投资

外商直接投资(foreign direct investment，FDI)通过竞争效应、示范效应和人员流动效应等途径能够对东道国的技术进步产生一定的影响。 本文采用实际利用的外商投资衡量其溢出作用，将原有数据中的美元按照历年人民币与美元汇率换算成人民币标价的FDI，然后利用GDP 平减指数，以2007年为基期对各地区的FDI 进行平减。 GDP 平减指数的计算公式如式(2)所示。

4. 研发投入

根据新经济增长理论，影响创新产出增长的主要因素之一就是研发投入，而研发投入主要包括研发人员投入和研发资本投入。 根据创新资本的累积效应，研发产出不仅受当期的研发资本影响，还受往期研发资本的影响。 本文参考张军等(2004)估算的省际资本存量，按照各城市占其所在省份GDP 的比例来计算该城市的资本存量。 永续盘存法对资本存量的计算公式如式(3)所示。

式中，Kit为城市i在t时期的资本存量；Iit为城市i在t时期的投资；δit为城市i在t时期的折旧率。

由于式(3)涉及三个变量，因此要计算城市的资本存量需要完成以下三个步骤：第一，折旧率δ的确定。 各城市选取相同的折旧率9.6%。 第二，投资Iit的确定。 用固定资产投资表示投资，为消除价格因素的影响，各年的固定资产投资用2000 年的价格指数进行调整。 第三，各年资本存量Kit的确定。 完成前三个步骤的处理后，将相关变量代入式(3)，计算2007 年至2016 年各城市的资本存量。

5. 人力资本效率

区域的创新产出离不开人力资本的投入，人力资本是创新能力的载体。 人力资本的投入对区域的创新能力的影响不容忽视，文章将人力资本效率归为解释变量，将研究区域的教育程度及不同年限分为文盲0 年、小学6 年、初中9 年、高中12 年、大专及以上16 年，并以所占就业人员的比重为权重，通过加权算平均数得到各地区的人力资本效率。

6. 电信业务总量

随着互联网的发展，互联网产业对国民经济的影响越来越大，因此互联网的发展也会对区域创新产出产生一定的影响，为此本文用电信业务总量来衡量区域的互联网发展情况。

三、 模型构建

研究从投入产出的关系中研究城市功能分工、产学研合作与创新产出的关系，以柯布-道格拉斯生产函数为模型的函数表达形式。 因此生产函数可表示为：

对(4)式求时间t的导数，则有：

增加满足标准假设的误差项和常数项，(5)式变为：

其中，Y代表总产出或实际 GDP，K是资本存量，L是研发人员的投入投入，A是人力资本效率。分别表示创新产出、资本、研发人员投入、人力资本效率的增长，α、β、θ分别表示人力资本效率、研发人员投入、人力资本对创新产出的弹性。

区域创新产出的高低不仅与区域自身的创新资源投入多少有关，而且也与外部创新技术效应的溢出及创新体系建设的多少有密切关系。 为此文章逐一加入外商直接投资、电信业务总量、城市功能分工等变量分析创新产出同其影响因素之间的关系，具体模型如下：

其中 FDIt、ITCt、ISt分别为外商直接投资、电信业务总量、城市功能分工。

四、 实证分析

文章选取我国31 个省市作为样本，时间跨度为10 年，采用面板数据模型研究城市功能分工和产学研合作对区域创新产出的影响，利用EViews8.0 回归的结果如表1 所示。

表1 回归结果

表1 中列(1)为基本模型，仅含有柯布-道格拉斯函数中的资本存量、劳动投入和人力资本效率三个变量，并且资本存量与劳动投入的弹性系数之和大于1，表明研究的样本中存在规模递增效应，即表明按照现有的技术，扩大生产规模增加创新产出是有利的。 列(1)产学研合作的弹性系数为0.2741，且在1%水平上显著，表明产学研合作每增加1%，创新产出增加0.2741%。 列(2)在列(1)基础上加入电信业务总量这一变量，数据表明电信业务总量对创新产出的弹性系数为0.000117，且在5%水平上显著。

如上表列(3)、列(4)、列(5)在列(2)的基础上分别加入外商直接投资、城市功能分工、外商直接投资和城市功能分工，如列(3)所示，FDI 的弹性系数为0.0162，并在1%的水平上显著，即在其他条件不变的情况下，外商直接投资每增加1%，区域创新产出将增加0.0162%；列表(4)城市功能分工(IS 变量)的弹性系数为0.050，并在1%显著水平上显著，即在其他条件不变的情况下，城市功能分工系数每增加1%，区域创新产出将增加0.05%；列表(5)与列表(3)对比，FDI 的弹性系数由0.0162 变为0.0161，可见城市功能分工的加入并未减少外商直接投资对区域创新产出的影响；列表(5)与列表(4)对比，IS 的弹性系数由0.0502 变为0.0501，可见外商直接投资的加入也未减少很多城市功能分工对区域创新产出的影响。

横向比较各列产学研合作(L)的弹性系数，其弹性系数在5%水平上显著，且在0.2521 左右趋于稳定，说明产学研合作对创新产出有一定影响；再横向比较各模型的Adj-R2，可见由列(1)中的0.7354 逐步增加至0.9176，表示资本存量、研发人员投入和人力资本效率解释了创新产出的73.54%，加入外商直接投资、电信业务总量、城市功能分工后对创新产出的解释达到91.76%。 为此模型的建立是相对有效的，且城市功能分工、外商直接投资、产学研合作对区域创新产出是有大部分解释能力的。

五、 主要结论

研究以2007～2016 年我国31 省市的经济数据为基础，通过建立面板数据模型和计量经济回归研究城市功能分工、产学研合作对区域创新产出的影响，得出以下结论：

(1)城市功能分工对区域创新产出的促进作用表现为城市功能分工每增加1%，区域创新产出增加0.05%，也就是说城市功能越靠近研发功能，区域的创新能力越强。 城市群中，中心城市的创新能力高于外围城市的创新能力。 因此，在城市群中，城市的管理部门越集中，其创新产出越高；反之，制造部门越集中，其创新产出越低。

(2)产学研合作对区域创新产出同样存在着正向影响，产学研合作对创新产出的弹性系数为0.252，增加科研人员的投入，也会使得区域的创新产出提高。 因此，政府可以增加科研院校的人员和资金的投入，进而增加区域的创新产出。

(3)相对于外商直接投资、城市功能分工，产学研合作对区域创新产出的影响更为显著。 具体来看，外商直接投资对创新产出的影响要低于产学研合作和城市功能分工，表明在样本区域内，以政府加大对大学和研发机构的直接资助，或转变其城市的主要功能所带来的创新产出，要大于以优惠政策吸引外商直接投资所带来的创新产出。