城市化、对外开放与区域创新效率分析

杨玉桢 李姗 宋文松

内容摘要：为探究城市化对创新效率的影响，本文基于价值链视角下的知识研发与成果转化两个相关联的子阶段，测算了我国东中西部地区2006-2015年两阶段创新效率，在此基础上运用GMM方法，实证检验城市化和对外开放对创新效率的地区差异。研究发现：我国区域创新效率整体较低，创新效率的提升依赖于知识研发和成果转化两阶段的共同作用;城市化和对外开放对创新效率的影响存在空间异质性，不同阶段和不同地区差异化特征明显;对外开放具有显著的调节作用，即随着开放度的提升，城市化将显著提高区域创新效率。

关键词：城市化   对外开放   区域创新效率   GMM方法

引言

新时代背景下，我国经济已由高速增长转向高质量发展，未来经济发展必须依靠创新驱动。从国家统计数据看，2006-2016年间R&D经费投入由3003.10亿元增长为15676.7亿元，增长5.2倍;研发人员数量由3840万人增长为8327万人，增长2.1倍。我国不断加大对创新资源的投入，但是大量创新资源投入并不等于创新效率的提升，学术界大部分研究认为我国创新效率偏低，且区域间差异明显（余泳泽等，2013）。这表明当前创新资源的利用还不够充分，对区域创新效率的研究更为紧迫。

全球化背景下各国城市化进程加速推进。据联合国《2017世界人口报告》显示，全球城市人口已达42.2亿，城市人口占比高达55.3%，我国城市化率在2017年达到58.52%。城市化进程伴随要素集聚与知识溢出，是促进技术创新的重要因素（李婧等，2014）。此外，随着全球新一轮科技革命及产业变革，全球制造业布局正加快向东南亚、南亚、非洲等地转移，加之我国劳动力成本上升，产品出口空间逐渐缩小，如何在新的竞争格局中获得主动权，成为中国企业未来发展的重大难题（刘明广，2015）。因此，本文依据创新价值链理论，实证检验城市化、对外开放对创新效率的影响及地区差异，以期为新时代背景下推动中国经济高质量发展提供有益借鉴。

区域创新效率测算

模型设计。随机前沿分析（SFA）以C-D生产函数为基础，较好地解决了DEA方法中的“黑箱”问题，基于此构建如下两阶段效率测算模型：

知识研发阶段：

成果转化阶段：

数据与指标选取。基于价值链理论，将创新过程分为知识研发和成果转化两个阶段。第一阶段投入指标为R&D经费和R&D人员投入，产出指标为发明专利申请量，并将其作为下一阶段的投入;第二阶段选取新产品开发经费作为补充投入，产出指标为新产品销售收入。数据来源于2007-2016年《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。

区域创新效率结果分析。按照我国传统东中西部地区划分标准，利用Froniter4.1软件，测算了三大区域两阶段创新效率，如表1所示。表1结果显示，全国知识研发效率为0.517，成果转化效率为0.570，表明提高各省份的创新效率，全国总的发明专利申请量和新产品销售收入能显著提高48.3%和43%。分地区来看，东部地区两阶段创新效率最高分别是0.518，0.650;中部地区次之为0.414，0.503，西部地区最低，创新效率地区差异明显。

城市化对区域创新效率影响的实证分析

（一）变量选择与模型构建

由于城市中专业的分工、多样的市场活动等优势，创新活动更容易在城市中开展。城市聚集了大量的创新资源，城市规模越大，创新资源越聚集。此外，对外开放过程中的技术引进和溢出效应，会对区域创新带来显著影响。本文将分别检验城市化、对外开放及二者交叉项对创新效率的影响。具体指标如下：

城市化水平（urban），采用城镇人口占总人口的比重表示;对外开放（open），采用进出口总额占GDP的比重表示。另外，选取人力资本（labor）、区域基础设施（base）和产业结构（industry）作為控制变量。其中，人力资本采用每十万人口在校大学生数来表示;区域基础设施采用邮电业务总量占GDP比重表示;产业结构采用地区工业总产值中高技术产业产值占比表示，其所占的比重越大，表明区域创新能力越强。根据以上分析，基于C-D生产函数构建如下计量模型，其中i为地区，t为时间，c为常数项，εit为随机干扰项。

（二）单位根检验与协整检验

在对面板数据进行回归时，不仅需检验变量的平稳性，还要确保各变量间具有协整关系，表明被解释变量与其他变量间存在稳定的均衡关系，避免出现“伪回归”。因此，本研究对各变量进行了单位根检验，KRDE、ATE分别表示知识研发效率和成果转化效率，具体结果如表2所示。从表2可看出，所有变量均未通过ADF检验和PP检验，即存在单位根。一阶差分后所有变量均通过5%显著水平检验。然后运用Kao-ADF法对所有变量的协整关系进行检验，结果如表3所示。各变量均通过1%显著性水平检验，表明协整关系成立，可以进行GMM估计。

（三）实证结果分析

采用广义系统矩估计（GMM）可以较好解决模型的内生性问题，利用Stata12.0软件实证分析城市化、对外开放对区域创新效率的影响，估计结果如表4所示。表4估计结果显示，在模型一中未考虑对外开放的调节效应，城市化对两阶段创新效率有显著的负向影响;其滞后项对知识研发效率有显著的正向影响，对成果转化效率的影响不显著，表明城市化可能滞后于技术创新。对外开放对两阶段创新效率的估计系数均为正，说明其对创新效率有促进作用，但在知识研发阶段估计系数不显著，可能是由于我国技术创新积累不足，研发水平薄弱等原因。

在模型二中加入城市化与对外开放的交叉项，考察对外开放的调节效应。二者交叉项对两阶段创新效率系数显著为正，表明伴随开放度的提高，城市化将显著提高创新效率。另外，产业结构对创新效率的回归系数显著为正，表明高新技术产业集聚有助于区域创新效率的提升。区域基础设施的回归系数为正但不显著，这说明基础设施建设还不够完善，并未充分发挥其对创新效率的积极影响。为了进一步衡量城市化、对外开放及其调节作用对各地区创新效率的差异性影响，本文分别对东中西部地区进行了考察，回归结果如表5所示。

表5回归结果显示，在知识研发阶段，城市化对东、中部创新效率系数显著为正分别是0.431、0.379，对西部地区系数为正但不显著，这表明城市化对知识研发效率具有积极影响。由于东部和中部地区城市化进程发展较快，聚集了大量的创新要素，促进了创新效率的提升。对外开放对东部地区系数是0.381，但对中西部地区并不显著，这表明对外开放与东部地区创新效率具有较强的正向关联性，中西部地区作用不明显。造成这种现象可能是因为东部地区地理位置优越、对外开放程度较高，为创新活动提供了良好的环境保障。交叉项系数显著为正，表明对外开放具有显著的调节效应，伴随开放度的提高，城市化对知识研发效率的提升作用会加强。

在成果转化阶段，城市化对东中部地区系数显著为正分别为1.235、1.076，而对西部地区不显著，表明城市化对东中部地区成果转化效率具有促进作用。对外开放对东部地区估计系数是0.402并且显著，对中西部地区不显著，表明对外开放对东部地区成果转化效率具有促进作用。此外，交叉项的估计系数显著为正，表明提高区域开放度，城市化对成果转化效率的促进作用会加强。

结论与建议

实证结果表明我国整体创新效率较低，各地区创新发展不平衡。创新效率的提升依赖于知识研发和成果转化两阶段的共同作用;城市化对区域创新效率的影响存在地区差异性。其中城市化对东中部地区具有显著的促进作用，对西部地区影响不显著;对外开放具有显著的调节作用，提高地区开放度，城市化对创新效率的促进作用会加强。

针对以上研究结论，提出如下建议：第一，平衡创新资源投入，促进区域创新协调发展。由于我国区域创新效率具有明显的地区差异性，政府在制定整体发展战略时，应该注重区域创新的差异化发展，对于创新能力较弱的地区应加强政策支持;国家应从制度层面鼓励区域间交流合作，促进创新知识溢出，注重知识研发和成果转化两阶段的衔接，不断缩小地区差异，实现区域经济增长。第二，合理推进城市化进程，提升整体创新效率。目前西部地区城市化进程较为缓慢，国家应加大西部地区城市化进程;根据中西部地区资源优势，有针对性地发展地区特色产业，逐步缩小东中西部差异，更好实现城市化的规模效应，从而提升整体创新效率。第三，坚持对外开放，不断优化产业结构。继续加强與国外的贸易往来，拓宽对外开放的领域和深度，提高国际投资合作水平，充分利用对外开放的知识和技术溢出效应，不断提高自身的技术吸纳能力，培育和发展高技术产业，实现产业结构优化。合理推动城市化进程，不断提升人力资源水平，实现城市化、对外开放和区域创新效率的协调发展。

参考文献：

1.余泳泽，刘大勇.我国区域创新效率的空间外溢效应与价值链外溢效应——创新价值链视角下的多维空间面板模型研究[J].管理世界，2013（7）

2.李婧，管莉花.区域创新效率的空间集聚及其地区差异——来自中国的实证[J].管理评论，2014（8）

3.刘明广.区域创新系统的创新效率动态评价——基于省级面板数据的实证研究[J].科技管理研究，2015（1）

4.余泳泽，刘大勇.创新价值链视角下的我国区域创新效率提升路径研究[J].科研管理，2014（5）

5.刘俊，白永秀，韩先锋.城市化对中国创新效率的影响——创新二阶段视角下的SFA模型检验[J].管理学报，2017（5）

6.赵增耀，周晶晶，沈能.金融发展与区域创新效率影响的实证研究——基于开放度的中介效应[J].科学学研究，2016（9）