李慧

（1.南京大學經(jīng)濟學院，江蘇南京210093；2.江蘇省社會科學院經(jīng)濟研究所，江蘇南京210013）

●江蘇經(jīng)濟

區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素與地區(qū)差異的實證研究
——基于江蘇省13個地級市面板數(shù)據(jù)的分析

李慧1，2

（1.南京大學經(jīng)濟學院，江蘇南京210093；2.江蘇省社會科學院經(jīng)濟研究所，江蘇南京210013）

面對日新月異的科學技術變革、日益加劇的資源環(huán)境約束、日趨激烈的全球市場競爭，以創(chuàng)新引領區(qū)域發(fā)展已經(jīng)成為一種必然趨勢。文章根據(jù)知識生產(chǎn)函數(shù)理論，利用2002-2011年江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù)，基于面板時間序列的處理方法，構建江蘇省創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素計量模型，分析了R&D投入、科技人才投入、FDI等因素對江蘇創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，并提出進一步提升江蘇區(qū)域創(chuàng)新能力的若干建議。

創(chuàng)新產(chǎn)出；影響因素；比較；知識生產(chǎn)函數(shù)

一、引言

改革開放以來，江蘇的經(jīng)濟發(fā)展一直處于全國的前列，其重要經(jīng)驗是緊緊抓住每個發(fā)展階段的機遇。先是抓住發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟的機遇，率先推進農(nóng)村工業(yè)化；后來又抓住發(fā)展外向型經(jīng)濟的機遇，其開放型經(jīng)濟處于全國領先地位。現(xiàn)在江蘇全省總體上已處于工業(yè)化中后期，蘇南地區(qū)進入了工業(yè)化后期，產(chǎn)業(yè)結構、所有制結構、區(qū)域結構和增長動力都發(fā)生了很大變化，正處在第三次經(jīng)濟轉(zhuǎn)型即向創(chuàng)新型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關鍵時期。面對日新月異的科學技術變革、日益加劇的資源環(huán)境約束、日趨激烈的全球市場競爭，以創(chuàng)新引領區(qū)域發(fā)展已經(jīng)成為一種必然趨勢。大力發(fā)展創(chuàng)新型經(jīng)濟，使經(jīng)濟發(fā)展由主要依靠物質(zhì)投入向主要依靠創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，是江蘇推進科學發(fā)展的必由之路。

目前江蘇在經(jīng)濟發(fā)展水平、科技資源、創(chuàng)新意識等方面都存在明顯的區(qū)域差別，因此，在制定創(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略時，不僅要考慮江蘇創(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)展的共性，還要兼顧江蘇不同區(qū)域所具有的創(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)展的個性，需要進行全面、深入的調(diào)查研究與理論分析。

在吸收借鑒前人研究成果的基礎上，本文擬用面板數(shù)據(jù)對江蘇13個地級城市以及三大區(qū)域（蘇南、蘇中、蘇北）的創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素及其差異性進行實證分析，以期客觀認識江蘇創(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)展的實際狀況和區(qū)域差別，為江蘇創(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略選擇和模式選擇提供科學依據(jù)。

二、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(chuàng)新問題的經(jīng)濟學家，且力圖用創(chuàng)新理論來解釋經(jīng)濟周期和經(jīng)濟增長問題。1933年熊彼特出版了《商業(yè)周期》一書，他在書中對創(chuàng)新理論進行了較為詳盡的論述。他把創(chuàng)新界定為“建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)或供應函數(shù)”，即“企業(yè)家對生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件進行新的組合”。在熊彼特看來，創(chuàng)新是一個經(jīng)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(fā)明創(chuàng)造，更重要的是指把已發(fā)明的科學技術引入到企業(yè)之中，形成一種新的生產(chǎn)能力，其目的是獲取一種潛在的利潤，從而推動社會和經(jīng)濟的不斷發(fā)展【1】。

對于創(chuàng)新影響因素的分析，現(xiàn)有文獻一方面是從微觀角度分析影響企業(yè)技術創(chuàng)新的因素。自20世紀60年代以來，很多學者從內(nèi)部和外部兩個方面分析影響企業(yè)技術創(chuàng)新行為的因素。其中，內(nèi)部因素包括企業(yè)規(guī)模（Schumpeter，1934）【2】、企業(yè)年齡（Galende&Fuente，2003）【3】、企業(yè)所有權結構（Love&Ashcroft，1999）【4】、組織結構（Miozzo&De?wick，2002）【5】、企業(yè)文化（呂軍，2003）【6】、管理團隊（胡永平&何建國，2007）【7】、R&D（Griffith，2001）【8】、管理方式（李憶等，2014）【9】等；外部因素包括所屬產(chǎn)業(yè)（Souitar?is，2002）【10】、政府政策（余泳澤，2009）【11】、市場需求（Ja?cob Schmookler，1966）【12】等。另一方面是從宏觀角度分析影響區(qū)域創(chuàng)新能力的因素。如虞曉芬等人（2005）針對我國區(qū)域發(fā)展的不平衡問題，從區(qū)域技術創(chuàng)新效率差異角度分析東西部發(fā)展不平衡的成因，并通過計量分析得出企業(yè)性質(zhì)、人力資本、產(chǎn)業(yè)結構等是影響我國各省、市、自治區(qū)技術創(chuàng)新效率的顯著因素【13】。唐德祥（2008）利用SFA即隨機前沿的方法，對我國東中西部地區(qū)R&D與技術效率的關系進行研究，認為R&D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R&D對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用機理和路徑依賴，由此，形成了我國三大經(jīng)濟區(qū)域技術效率的差距【14】。簡兆權（2010）指出：企業(yè)、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(chǎn)、轉(zhuǎn)化和擴散受限是目前我國區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)發(fā)展過程中存在的主要問題；以泛珠江三角洲區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)為例，在剖析知識轉(zhuǎn)移障礙基礎上，提出政府應當完善系統(tǒng)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(nèi)外激勵機制和專門互動的組織【15】。李平等（2013）運用2003-2011年中國30個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，證明了人民幣升值總體上顯著促進了國內(nèi)技術創(chuàng)新水平的提高，為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整提供了良好時機【16】。

從文獻回顧中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的研究大多從微觀角度針對影響企業(yè)或行業(yè)創(chuàng)新的因素進行分析，對區(qū)域創(chuàng)新能力的分析也大多從國家宏觀層面進行研究，從區(qū)域?qū)用娴亩糠治龊捅容^研究較少，尤其是以江蘇省各區(qū)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(shù)據(jù)，通過構建計量模型探討影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的因素，并據(jù)此提出政策建議。

三、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(chuàng)新產(chǎn)出指標，本文選取專利數(shù)據(jù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的指標。專利數(shù)據(jù)包括專利申請受理量和專利授權量，這兩個指標都為國內(nèi)外學者經(jīng)常采用。本文在此采用專利授權量作為創(chuàng)新產(chǎn)出的指標。

2.自變量

自變量包括R&D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。

表1 變量定義

（二）模型設定

二十世紀七八十年代，Griliches（1979）為度量R&D和知識溢出對生產(chǎn)率增長的影響，提出了知識生產(chǎn)函數(shù)的概念。該函數(shù)提出后被許多學者借鑒和發(fā)展，現(xiàn)已成為分析知識生產(chǎn)和技術創(chuàng)新與區(qū)域創(chuàng)新及其決定因素的重要理論工具。該函數(shù)將技術創(chuàng)新過程的產(chǎn)出（R&Doutput）看作是研發(fā)投入（R&Dinput）的函數(shù)，函數(shù)形式為：

其中，α為常數(shù)；β為彈性系數(shù)，即技術創(chuàng)新產(chǎn)出相對于投入變化的彈性【17】。

Jaffe（1989）認為，新的有經(jīng)濟價值的知識是企業(yè)追求的重要目標，它是R&D經(jīng)費投入和人力資源投入的結果。于是，將Griliches知識生產(chǎn)函數(shù)修正為：

其中，Q表示創(chuàng)新產(chǎn)出（新知識）；K和L分別表示R&D經(jīng)費和人力資源投入；ε表示隨機誤差項；A為常數(shù)；α、β分別為K和L的產(chǎn)出彈性系數(shù)【18】。

但是，影響創(chuàng)新產(chǎn)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(chǎn)函數(shù)的基礎上，構建如下柯布—道格拉斯形式的生產(chǎn)函數(shù)：

其中，PG表示創(chuàng)新產(chǎn)出；RD表示R&D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(shù)項；ε表示隨機誤差項。

對上式兩邊取自然對數(shù)并考慮創(chuàng)新的動態(tài)效應，本文構建如下計量經(jīng)濟模型：

其中，i代表截面單元（城市）；t代表各個年度；α為常數(shù)項；εit為隨機擾動項。

四、數(shù)據(jù)來源與實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

由于江蘇科技廳已不再更新2012年江蘇各市科技監(jiān)測評價結果，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選用2002-2011年江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。樣本數(shù)據(jù)主要來源于2003-2012年《江蘇統(tǒng)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(tǒng)計監(jiān)測綜合評價結果》、江蘇知識產(chǎn)權局網(wǎng)站（www.jsip.gov.cn）。

為了消除物價因素對R&D經(jīng)費投入等指標的影響，使用消費價格指數(shù)對變量RD、GF、TL、FDI進行平減，令X=100（X*/PI），其中，X表示實際統(tǒng)計指標；X*表示名義統(tǒng)計指標；PI表示測算的消費價格指數(shù)。將2002年設為100，根據(jù)《江蘇統(tǒng)計年鑒2012》，2003-2011年的指數(shù)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(tǒng)的地域劃分辦法，將江蘇省進行如下劃分：蘇北地區(qū)：徐州、連云港、宿遷、淮安、鹽城五市；蘇中地區(qū)：揚州、泰州、南通三市；蘇南地區(qū)：南京、鎮(zhèn)江、蘇州、無錫、常州五市。

數(shù)據(jù)處理使用Eviews6.0軟件，各變量的描述性統(tǒng)計分析見表2所列。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計分析

（二）單位根檢驗

傳統(tǒng)經(jīng)濟計量學要求所處理的隨機過程是平穩(wěn)的，即時間序列每一時刻的期望與協(xié)方差、與時間無關。如果不滿足平穩(wěn)性前提，就會出現(xiàn)虛假的回歸。因此，在對面板數(shù)據(jù)模型進行運算之前，需要先對相關的時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以確定變量是否平穩(wěn)。本文使用三種檢驗方法對江蘇省、蘇北、蘇中、蘇南的面板數(shù)據(jù)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。

表3 江蘇各變量的單位根檢驗

續(xù)表3

表4 蘇北各變量的單位根檢驗

表5 蘇中各變量的單位根檢驗

續(xù)表5

表6 蘇南各變量的單位根檢驗

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(jīng)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(wěn)過程。因此，根據(jù)檢驗結果可知，lnPG、lnRD、lnTP、lnGF均為1階平穩(wěn)序列，但lnTL、lnFDI、lnOP為0階平穩(wěn)序列。

（三）協(xié)整檢驗

由于面板數(shù)據(jù)模型中的變量存在著非平穩(wěn)變量，因此需要對模型進行協(xié)整檢驗來判斷各個變量是否存在協(xié)整關系，從而防止偽回歸的出現(xiàn)。本文將使用Kao ADF檢驗方法對面板進行協(xié)整。本文所選用的軟件為Eviews6.0，由于模型中各個變量的數(shù)據(jù)并不都是一階單整，在使用Eviews軟件做協(xié)整檢驗的時候，以一階單整的變量為基準，將協(xié)整階數(shù)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。

表7 Kao檢驗結果

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(xié)整關系。

（四）模型選擇

由于面板數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)的Hausman統(tǒng)計量為35.522 666，相對應的P值為0.000 0，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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)而言，由于使用Eview6.0軟件估計隨機效應模型，要求截面數(shù)量大于回歸系數(shù)的數(shù)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(shù)據(jù)，有理由相信各區(qū)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(shù)據(jù)的模型結果見表8-9所列。

表8 創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸結果

表9 各面板數(shù)據(jù)模型橫截面固定效應系數(shù)

從回歸結果可知，各地區(qū)影響技術創(chuàng)新水平的變量與預期符號有一定的區(qū)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）R&D投入。從江蘇省全省角度來看，該變量對創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的促進作用。即R&D投入水平每增加1個百分點，可以促進創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.673 748個百分點。分區(qū)域看，R&D投入水平對蘇北、蘇中、蘇南的創(chuàng)新產(chǎn)出均有顯著的促進作用，尤其是蘇中，R&D投入的創(chuàng)新產(chǎn)出彈性達到0.839 802，顯著地促進當?shù)乜萍妓降倪M步，提升了自主創(chuàng)新實力。

（2）科技人員投入。從江蘇全省層面來看，該變量對創(chuàng)新產(chǎn)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(chuàng)新產(chǎn)出增加0.426 297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(shù)量較多，為江蘇的科技創(chuàng)新活動的開展提供了有利的條件。分區(qū)域看，科技人員投入僅對蘇南創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的促進作用，對蘇中、蘇北的創(chuàng)新作用并不顯著?？赡艿脑蚴翘K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?shù)貙萍既瞬诺奈Σ蛔?，從而導致了蘇中、蘇北科技人才缺失嚴重，不利于當?shù)乜萍籍a(chǎn)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(chuàng)新產(chǎn)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(chuàng)新產(chǎn)出增加0.337 745個百分點。分區(qū)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(chuàng)新產(chǎn)出彈性高達1.087 041，這說明當?shù)卣种匾暱萍紕?chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的作用，政府財政在促進科技創(chuàng)新方面投入巨大，產(chǎn)生了良好的效果，顯著地提升了當?shù)氐目萍紕?chuàng)新水平。在蘇北，雖然政府科技撥款水平的創(chuàng)新產(chǎn)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(chuàng)新型經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)出彈性為0.120 440，其對創(chuàng)新產(chǎn)出的正面作用在1%的水平上顯著。但相對于R&D投入、科技人員投入、政府科技撥款的創(chuàng)新產(chǎn)出彈性，該變量的產(chǎn)出彈性較小。分區(qū)域看，無論是蘇北、蘇南還是蘇中地區(qū)，金融機構貸款因素對于各區(qū)域內(nèi)自主創(chuàng)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(chuàng)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，F(xiàn)DI對江蘇創(chuàng)新產(chǎn)出負效應，但并未通過顯著性檢驗。分區(qū)域看，F(xiàn)DI對蘇南表現(xiàn)出顯著的負效應，說明FDI對該地區(qū)創(chuàng)新存在負面的擠出效應。FDI對蘇中的創(chuàng)新產(chǎn)出同樣表現(xiàn)為負的影響，但未通過顯著性檢驗。而在蘇北，F(xiàn)DI對創(chuàng)新產(chǎn)出則表現(xiàn)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(chuàng)新成果來源于自主研發(fā)，而不再過度依賴FDI的“技術外溢”，整體上FDI對江蘇創(chuàng)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(chǎn)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(chuàng)新產(chǎn)出減少-0.583 620個百分點。分區(qū)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(qū)的開放度對科技產(chǎn)出均呈現(xiàn)負面的影響。原因可能在于目前江蘇進出口產(chǎn)品的科技含量和經(jīng)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(chuàng)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(shù)。從表9可以看出，江蘇省13個地市在2002-2011年間對創(chuàng)新產(chǎn)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(chuàng)新產(chǎn)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(zhèn)江，最小的是南京。

五、政策建議

本文根據(jù)知識生產(chǎn)函數(shù)理論，利用2002-2011年江蘇13個地級市的面板數(shù)據(jù)，基于面板時間序列的處理方法，構建江蘇省創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素計量模型，分析了R&D投入、科技人才投入、FDI等因素對江蘇的創(chuàng)新產(chǎn)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R&D投入

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

（二）發(fā)揮蘇南地區(qū)科技人才優(yōu)勢，提高科技人才的利用效率

科技人才是發(fā)展創(chuàng)新型經(jīng)濟的強大動力，要加強創(chuàng)新型人才引進、培養(yǎng)力度。要充分發(fā)揮蘇南地區(qū)科技人才優(yōu)勢，提升高等教育質(zhì)量，培養(yǎng)造就一批創(chuàng)新能力強、研發(fā)水平高的領軍型人才和設計研發(fā)隊伍。在一些高等院校增設專業(yè)，加強對新興產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)所需人才的培養(yǎng)。面向國內(nèi)外開展招才引智活動，重視引進領軍人才、拔尖人才和創(chuàng)新團隊，大力引進高端人才，引進海外留學歸國創(chuàng)業(yè)人才和國內(nèi)優(yōu)秀科學帶頭人、科技領軍人。

此外，在蘇中和蘇北地區(qū)仍存在著“人力資本門檻”，科技活動人員的投入對該地區(qū)的技術創(chuàng)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(qū)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(qū)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(yè)科研能力建設，建立對公益性行業(yè)科研的穩(wěn)定支持機制。對市場前景好的重點研發(fā)項目要優(yōu)先資助。努力營造有利于企業(yè)獨立投入研發(fā)的導向性環(huán)境，并帶動社會資金不斷投入科技研發(fā)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(fā)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(yè)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(yè)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(yè)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(nèi)的企業(yè)融資體系，為企業(yè)的技術創(chuàng)新活動提供資金保障。一方面，應繼續(xù)推進融資擔保體系建設，規(guī)范和加快科技企業(yè)信用擔保機構發(fā)展，提高其融資擔保和風險防范能力，支持科技企業(yè)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(yè)、金融機構、保險公司以及各種養(yǎng)老、投資基金等多渠道的風險投資資金來源，規(guī)范風險投資運作，形成風險資本進入、退出良性循環(huán)的運行機制。

（五）調(diào)整江蘇外貿(mào)結構

逐步調(diào)整、改變對外貿(mào)易結構，逐步實現(xiàn)由初級簡單加工和貼牌生產(chǎn)為主，向自主創(chuàng)新和自有品牌為主轉(zhuǎn)變；由低層次加工組裝環(huán)節(jié)向高附加值、高技術含量加工制造環(huán)節(jié)和技術開發(fā)環(huán)節(jié)延伸。著力以自主創(chuàng)新提高傳統(tǒng)產(chǎn)品的質(zhì)量和檔次，增強紡織、服裝、輕工、機電等傳統(tǒng)優(yōu)勢行業(yè)的持續(xù)出口能力，鼓勵高技術含量、高附加值的汽車及零部件、醫(yī)藥和軟件出口，扶持生物醫(yī)藥、風電設備、電子信息、新材料等新興產(chǎn)業(yè)高技術產(chǎn)品出口。不斷提升在全球產(chǎn)業(yè)與技術分工格局中的地位，增加出口產(chǎn)品的技術含量。

［1］約瑟夫·熊彼特.經(jīng)濟發(fā)展理論［M］.何畏，易家詳，譯.北京：商務印書館，1990：147.

［2］Schumpeter J A.The theory of economic development［M］. Cambridge:Harvard University Press，1934:10-20.

［3］Galende J，F(xiàn)uente J M.Internal factors determining a firm's in?novative behavior［J］.Research Policy，2003，32（5）：715-736.

［4］Love J H，Ashcroft B.Market versus corporate structure in plant-level innovation performance［J］.Small Business Eco?nomics，1999，13（2）：97-109.

［5］Miozzo M，Dewicki P.Building Competitive Advantage:Inno?vation and Corporate Governance in European Construction［J］.Research Policy，2002，31（6）：989-1008.

［6］呂軍.企業(yè)知識創(chuàng)新研究［D］.武漢：武漢理工大學，2003.

［7］胡永平，何建國.對重慶上市公司R&D支出影響因索的實證研究［J］.科學學與科學技術管理，2007（4）：59-62.

［8］Griffiths R，Redding S，Van Reenan J.Mapping the Two Faces of R&D:Productivity Growth in a Panel of OECD Industries［J］.The Review of Economics and Statistics，2004，86（4）：883-895.

［9］李憶，桂婉璐，劉曜.家長式領導對雙元創(chuàng)新的影響:與企業(yè)戰(zhàn)略匹配［J］.華東經(jīng)濟管理，2014（1）：113-118.

［10］Souitaris V.Technological trajectories as moderators of firmlevel determinants of innovation［J］.Research Policy，2002，31（6）：877-898.

［11］余泳澤.我國高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新效率及其影響因素研究——基于價值鏈視角下的兩階段分析［J］.經(jīng)濟科學，2009（4）：62-74.

［12］Schmookler J.Invention and Economics Growth［M］.Cam?bridge，Mass:Harvard University Press，1966：7-17.

［13］虞曉芬，李正衛(wèi)，池仁勇，等.我國區(qū)域技術創(chuàng)新效率:現(xiàn)狀與原因［J］.科學學研究，2005（2）:258-264.

［14］唐德祥，李京文，孟衛(wèi)東.R&D對技術效率影響的區(qū)域差異及其路徑依賴［J］.科研管理，2008（2）：11-122.

［15］簡兆權，鄭雪云.知識轉(zhuǎn)移障礙及對策分析——以泛珠江三角洲區(qū)域為例［J］.科學學與科學技術管理，2010（5）：166-170.

［16］李平，臧樂.人民幣升值對中國技術創(chuàng)新能力的影響——基于國際技術擴散的視角［J］.華東經(jīng)濟管理，2013（1）：93-97.

［17］Griliches Z.Issues in assessing the contribution of research and development to productivity growth［J］.Bell Journal of Economics，1979，10（1）：92-116.

［18］Jaffe A B.Real effects of academic research［J］.The Ameri?can Economic Review，1989，7（5）：957-970.

［責任編輯：余志虎］

An Empirical Study on Influencing Factors and Regional Differences of Regional Innovation Output—Based on Analyses of Panel Data from13 Cities at Prefecture-level in Jiangsu Province

LI Hui1，2
(1.School of Economics，Nanjing University，Nanjing 210093，China；
2.Institute of Economics，Jiangsu Academy of Social Sciences，Nanjing 210013，China)

Facing the rapid changes of science and technology，increasing resource and environment constraints and competi?tion in the global market，it has become an inevitable trend to promote regional development with innovation.According to the theory of knowledge production function，using the panel data of 13 cities at prefecture-level in Jiangsu Province from the year of 2002 to 2011，the paper builds the econometric model of influencing factors of the innovation output of Jiangsu Province based on the processing method of panel time series.It analyzes the impacts of investment on R&D and scientific and technical talents，and FDI on the innovation output of Jiangsu Province.The paper also puts forward some suggestions for Jiangsu Prov?ince to further improve regional innovation capabilities.

innovation output；influencing factors；comparison；knowledge production function

F061.5；F223

A

1007-5097（2014）06-0008-06

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.06.002

2013-11-15

國家社會科學基金重大招標項目（10zd&020）；江蘇省高校哲學社會科學研究重大項目（2010ZDAXM007）；南京大學人文社會科學“985工程”改革型項目（NJU985FW01）

李慧（1980-），女，江蘇徐州人，助理研究員，博士研究生，研究方向：理論經(jīng)濟，區(qū)域經(jīng)濟。