■ 張純記 副教授（寧波大紅鷹學院金融貿(mào)易學院 浙江寧波 315175）

引言

創(chuàng)新是技術進步的源泉，是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟增長和發(fā)展的持續(xù)推動力。加大創(chuàng)新投入，提高創(chuàng)新對于經(jīng)濟增長的貢獻，是促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。技術創(chuàng)新是一個創(chuàng)新主體投入創(chuàng)新生產(chǎn)要素，研發(fā)新技術和生產(chǎn)新產(chǎn)品的復雜過程。在資源有限性約束下，如何以較少投入獲得較大的創(chuàng)新績效是創(chuàng)新主體的共同訴求。影響區(qū)域技術創(chuàng)新績效的因素是多方面的，比如創(chuàng)新主體的創(chuàng)新能力、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新環(huán)境等。研究區(qū)域創(chuàng)新績效及其影響因素，可以為地方政府制定和實施創(chuàng)新政策提供參考，有利于創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置和創(chuàng)新績效的提升。

已有的區(qū)域創(chuàng)新績效研究，大多是從某個方面研究影響區(qū)域創(chuàng)新績效的共性因素，比較缺乏針對具體區(qū)域的實證研究。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)在結(jié)構和功能上都存在比較顯著的區(qū)域差異性，影響和制約區(qū)域創(chuàng)新績效的因素也不可能是相同的，結(jié)合不同地方的實際情況進行區(qū)域創(chuàng)新績效研究具有更強的針對性和實踐指導價值。寧波是我國重要的沿海開放城市，是首批國家創(chuàng)新型試點城市，對于寧波的區(qū)域創(chuàng)新績效的研究具有較強的現(xiàn)實意義。

本文擬通過對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響因素進行理論分析，并以寧波為例進行實證分析，以期為區(qū)域創(chuàng)新績效理論研究提供城市層面的證據(jù)，為寧波創(chuàng)新績效的提升提供借鑒。

表1 變量單位根檢驗

相關文獻與理論假說

雖然說創(chuàng)新具有溢出效應，但創(chuàng)新的溢出效應是有限的，會受到距離衰減規(guī)律的影響。鄔滋（2011）研究發(fā)現(xiàn)知識溢出確實存在著顯著的地理有界性特征，R&D的有效性是隨著距離的增加而衰減的。張昕和陳林（2011）的實證研究也發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)聚集所產(chǎn)生的知識溢出機制對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響是有限度的，反映聚集程度的兩個變量密度和規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響都存在拐點。這說明，一個區(qū)域從其他區(qū)域創(chuàng)新溢出所獲得的創(chuàng)新績效是很小的，區(qū)域創(chuàng)新績效的提升必須依靠自主創(chuàng)新。安源和鐘韻（2013）研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域自主研發(fā)能力對城市創(chuàng)新績效有顯著影響，空間關聯(lián)效應對廣東省各市創(chuàng)新績效的影響為負，說明盡管廣東省各市創(chuàng)新行為在空間上存在一定的創(chuàng)新集聚，但仍處于城市內(nèi)部創(chuàng)新的集聚階段，城市本身創(chuàng)新帶來的收益尚沒有通過鄰近的地理媒介溢出到周圍地區(qū)。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后期選擇

表3 協(xié)整檢驗

表4 格蘭杰因果檢驗

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

創(chuàng)新是一種在原有創(chuàng)新基礎上的漸進累積的過程，越是擁有較多創(chuàng)新的區(qū)域越容易獲得新的創(chuàng)新成果，區(qū)域自主創(chuàng)新能力對于創(chuàng)新績效具有十分重要的影響?；诖?，本文提出理論假說1：區(qū)域自主創(chuàng)新能力是影響區(qū)域創(chuàng)新績效的重要因素。

創(chuàng)新是把知識思想轉(zhuǎn)化為利潤值的過程。創(chuàng)新過程包含兩個連續(xù)的相互作用的過程：技術發(fā)展過程和技術商業(yè)化過程。經(jīng)濟意義上的技術創(chuàng)新過程是和技術的首次商業(yè)轉(zhuǎn)化相伴隨的過程。技術的商業(yè)化過程中，技術貿(mào)易是一個很重要的環(huán)節(jié)，技術貿(mào)易可以促進本區(qū)域技術“走出去”把和急需的區(qū)域外技術“引進來”，不僅有利于促進技術轉(zhuǎn)化，更有利于提升區(qū)域創(chuàng)新績效。馮鋒等（2012）就國內(nèi)技術購買、國外技術引進和三資企業(yè)科技活動溢出這三種外部技術來源對區(qū)域工業(yè)創(chuàng)新績效影響進行研究，三種外部技術來源形式對以新產(chǎn)品銷售收入為主的我國區(qū)域工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新績效均有顯著的影響。

技術貿(mào)易往往是通過技術市場實現(xiàn)的，技術市場是市場體系的重要組成部分，是連接科技與經(jīng)濟的橋梁，區(qū)域技術市場的發(fā)育程度和成交規(guī)模必然影響到區(qū)域創(chuàng)新績效。基于以上分析，本文提出理論假說2：技術市場發(fā)育水平是影響區(qū)域創(chuàng)新績效的重要因素。

新增長理論與新貿(mào)易理論等眾多理論都認為，國際貿(mào)易和技術創(chuàng)新是相互影響、相互促進的關系。技術創(chuàng)新是國際貿(mào)易得以發(fā)展的內(nèi)在動力，從靜態(tài)角度來說，技術創(chuàng)新是構成比較優(yōu)勢的一個重要因素；從動態(tài)發(fā)展角度來說，技術創(chuàng)新是維系動態(tài)比較優(yōu)勢的關鍵。為了獲得或維系比較優(yōu)勢，國際貿(mào)易成為國內(nèi)技術創(chuàng)新的根本動力，另外，伴隨著國際貿(mào)易的技術溢出、轉(zhuǎn)移或擴散，又能刺激初始創(chuàng)新國的再創(chuàng)新意識。黃志勇（2013）基于2004-2010年中國省級面板數(shù)據(jù)，研究了FDI與國際貿(mào)易對國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易對國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力的正效應最大且顯著，技術購買的效應則比出口要低，而FDI沒有出現(xiàn)顯著的正效應。周經(jīng)和劉厚?。?011）運用中國1998-2009年的省級面板數(shù)據(jù)，實證研究表明通過國際貿(mào)易和知識產(chǎn)權保護產(chǎn)生的技術溢出對創(chuàng)新有促進作用。許培源和高偉生（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，我國東部地區(qū)進出口貿(mào)易顯著地提高了其技術創(chuàng)新能力，貿(mào)易增加了發(fā)明和實用新型專利的授權量。范紅忠和侯曉輝（2007）認為國際貿(mào)易對一國自主創(chuàng)新的促進作用，不是通過增加一國研發(fā)投入，而是通過提高研發(fā)投入的利用效率來實現(xiàn)的。

國際貿(mào)易中的商品是包含技術創(chuàng)新的商品，是技術創(chuàng)新的物質(zhì)載體，是技術商品化的產(chǎn)物。越是對外開放度高的區(qū)域，國際貿(mào)易規(guī)模越大，以國際貿(mào)易為表現(xiàn)形式的技術交換就越頻繁，技術創(chuàng)新的商品化和商業(yè)化效率越高，從而越具有較高的區(qū)域創(chuàng)新績效?；谝陨戏治?，本文提出理論假說3：國際貿(mào)易發(fā)展水平是影響區(qū)域創(chuàng)新績效的重要因素。

模型、數(shù)據(jù)與實證檢驗

（一）模型、變量與數(shù)據(jù)

為檢驗上述理論假說，本文使用1990-2012年的寧波時間序列數(shù)據(jù)，借助計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0軟件，運用向量自回歸模型（Vector Autoregression，VAR模型）方法進行實證分析。傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎構建描述變量間關系的模型，但是比較難以處理變量間動態(tài)關系和內(nèi)生變量問題。而VAR模型方法是一種基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質(zhì)的非結(jié)構化建模方法，能很好地處理多個相關經(jīng)濟指標的分析與預測問題，在研究中得到比較廣泛的使用。

VAR模型的一般表達式為：

在式（1）中，yt是一個內(nèi)生變量列向量，xt是外生變量列向量，A1，…，An和B是待估系數(shù)矩陣，εt為隨機誤差列向量。

本文用新產(chǎn)品產(chǎn)值率（XCPCZL）作為衡量區(qū)域創(chuàng)新績效的指標。用專利數(shù)量（ZLSL）反映區(qū)域自主創(chuàng)新能力、技術市場合同成交金額（JSHT）反映技術市場發(fā)育水平、貿(mào)易總額（MYZE）反映國際貿(mào)易發(fā)展水平。

由于變量XCPCZL是一個比值，所以除變量XCPCZL外，為統(tǒng)一數(shù)量級和消除變量可能存在的異方差，對變量進行了對數(shù)化處理。對數(shù)化處理后的變量分別記為LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE。數(shù)據(jù)主要來自于各年的寧波統(tǒng)計年鑒。

（二）序列平穩(wěn)性檢驗

在構建VAR模型進行協(xié)整分析之前，要求變量符合同階平穩(wěn)性條件，否則很可能產(chǎn)生“偽回歸”問題，為此，需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用帶截矩項的ADF檢驗，對變量進行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

從表1可以看出，各初始變量的ADF檢驗值均大于5%顯著水平臨界值，不能拒絕原假設：變量存在單位根，說明各初始變量均為非平穩(wěn)時間序列。但各變量的一階差分的ADF值均小于5%顯著水平臨界值，顯著拒絕原假設：變量存在單位根，其中D（LN ZLSL）在5%水平顯著，其他變量在1%水平顯著，說明各初始變量的一階差分變量均為平穩(wěn)時間序列。通過對各初始變量進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)各初始變量均為一階單整序列I（1），表明這些變量間可能存在長期均衡的協(xié)整關系。

（三）VAR模型構建

先嘗試建立初始變量的VAR模型，并根據(jù)AIC、SC最小化準則選擇最優(yōu)滯后期為3階（見表2），建立VAR（2）模型。

所建立的VAR（2）模型中，各方程R2和調(diào)整的R2值均在0.94以上，模型的極大似然值為142.6252，AIC值和SC值分別為-10.6625和-8.8702，說明模型整體構建比較理想。在模型中比較重要的是XCPCZL，其估計方程為：

但是由于各系數(shù)的顯著性不強，未能通過檢驗，使其失去了經(jīng)濟解釋意義，需要通過下面的協(xié)整檢驗和脈沖響應分析提取更多有用的信息。

對建立的VAR（2）模型進行特征根檢驗，發(fā)現(xiàn)所有根模的倒數(shù)都落在單位圓里，說明模型平穩(wěn)，可以做進一步分析，如圖1所示。

（四）協(xié)整檢驗

協(xié)整關系的基本思想在于，盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但若它們的某種線性組合能夠呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則可以認為這些變量之間存在長期穩(wěn)定關系即協(xié)整關系。協(xié)整的意義在于它揭示了變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。對已建立的VAR（2）模型進行Johansen協(xié)整檢驗（見表3）。

?

圖3 XCPCZL影響因素的方差分解

從表3可以看出，跡檢驗值在5%顯著水平拒絕原假設“存在0個協(xié)整關系”，而接受原假設“最多1個協(xié)整關系”；最大特征值檢驗在1%水平拒絕原假設“存在0個協(xié)整關系”，而接受原假設“最多1個協(xié)整關系”。跡檢驗和最大特征值檢驗都說明：序列變量XCPCZL、LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間存在顯著的長期均衡關系，而且有且只有一個協(xié)整關系。

按照協(xié)整估計結(jié)果，得到的協(xié)整方程是：

式（3）中，系數(shù)下面括號里的值是其標準誤。從式（3）可知，XCPCZL與LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間存在長期正相關關系，專利授權量每提高1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.95%；技術合同成交金額每提高1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.0674%；貿(mào)易總額每提高1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值率提高0.0643%。這個結(jié)果基本上證實了前面3個理論假說。結(jié)果還表明，對于寧波而言，新產(chǎn)品產(chǎn)值率的主要影響因素是專利授權量，說明其區(qū)域創(chuàng)新績效的提升還主要是靠自主創(chuàng)新。

（五）格蘭杰（Granger）因果檢驗

協(xié)整分析說明變量之間存在長期均衡穩(wěn)定的關系，但不能說明變量間是否存在因果關系以及因果關系的方向，因此還需采用格蘭杰因果關系檢驗做進一步驗證。格蘭杰因果檢驗的實質(zhì)是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他的變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關系。對各原始變量進行格蘭杰因果檢驗，在此僅報告XCPCZL與LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE之間的格蘭杰檢驗結(jié)果（見表4）。

從表4可以看出，通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)：LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE均分別是XCPCZL的格蘭杰原因，但XCPCZL卻不是LN ZLSL、LN JSHT、LN MYZE的格蘭杰原因。

（六）脈沖響應與方差分解

從前面的模型穩(wěn)定性檢驗可知，所有根模的倒數(shù)都落在單位圓里，模型的穩(wěn)定性保證了脈沖響應分析的有效性。不同于協(xié)整分析主要考察變量間的長期關系，脈沖響應分析主要考察變量間的短期關系。脈沖響應分析的基本思想是分析模型受到某種沖擊時，對系統(tǒng)的動態(tài)影響，也就是分析擾動項發(fā)生變化是如何傳播到各變量的。在此，旨在分析給XCPCZL的各影響因素擾動項一個標準差的沖擊，對XCPCZL當前值和未來值所帶來的沖擊?；诖?，本文僅展示此部分的脈沖響應圖形（見圖2）。

本文是基于Cholesky方法進行的脈沖響應函數(shù)分析，橫軸代表沖擊響應期數(shù)，縱軸代表響應程度，實線代表脈沖響應函數(shù)曲線，虛線代表正負兩倍標準差的偏離帶。從圖2可以看出：

給LNZLSL一個正的沖擊，XCPCZL緩慢增加，在第2期達到最大值0.0034，以后逐漸衰減向零軸靠攏，但在10期內(nèi)均保持正值。這說明專利授權量對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率具有持續(xù)的促進作用，反映出區(qū)域自主創(chuàng)新對于區(qū)域創(chuàng)新績效具有比較長久的正向促進作用，提升自主創(chuàng)新能力與自主創(chuàng)新水平是獲得較好的創(chuàng)新績效的重要途徑。

給LN JSHT一個正的沖擊，XCPCZL快速增加，在第2期達到最大值0.0062，其后迅速衰減，到第4期降低到零軸以下，以后在10期內(nèi)均保持負值。這說明技術合同成交金額對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率的作用時效較短，也體現(xiàn)出技術市場化的創(chuàng)新績效促進作用在短期會比較明顯。這是因為廠商購買專利技術往往具有明確生產(chǎn)目的，購買專利后為提高專利的利用率往往會迅速投入生產(chǎn)，這實際上也是發(fā)展技術市場的意義所在，技術市場的發(fā)展大大提高了專利技術的轉(zhuǎn)化速度。

給LN MYZE一個正的沖擊，XCPCZL緩慢降低，在第2期達到最小值-0.0037，其后緩慢增加，第4期轉(zhuǎn)為正值，第5期達到最大值0.0012，之后衰減到零軸附近，第7期后又變?yōu)樨撝怠＿@說明貿(mào)易總額對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率的作用具有延遲效應，在第4到第6期才顯現(xiàn)出正向促進作用。國際貿(mào)易促進區(qū)域創(chuàng)新績效的延遲效應可以從兩個方面來理解，從進口方面來說，解碼進口商品所蘊含的技術并加以運用需要一定的時間；從出口方面來說，接收到出口市場的反饋信息并進行新產(chǎn)品設計生產(chǎn)也需要一段時間。

在脈沖響應函數(shù)的基礎上，通過采用方差分解分析的方法，可以充分了解各影響因素結(jié)構沖擊對XCPCZL變化的貢獻度。方差分解的基本思想是，通過分析每一結(jié)構沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構沖擊的重要性，它給出的是對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個擾動項的相對重要性信息。根據(jù)模型給出的估計結(jié)果，得到XCPCZL影響因素的方差分解圖（見圖3）。

由圖3可知，XCPCZL自身對其變化的貢獻度呈逐步降低的趨勢，在第10期下降到54.87%；LN ZLSL對于XCPCZL變化的貢獻度則呈逐步提高的趨勢，在第10期達到最大值21.27%；LN JSHT對于XCPCZL變化的貢獻度逐步增加到第7期，達到最大值10.59%后略有回落，但基本維持在10.29%以上；LN MYZE對于XCPCZL變化的貢獻度呈逐步上升的態(tài)勢，在第10期達到最大值13.56%。就LN ZLSL、LN JSHT與LN MYZE三者的重要性而言，在第2期，LN ZLSL的貢獻率最大，這說明技術合同成交金額對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率的影響在短期比較顯著，技術市場的發(fā)育程度對于區(qū)域創(chuàng)新績效具有比較直接的影響；在第3和第4期，LN MYZE的貢獻率最大，說明貿(mào)易總額對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率的影響在中期比較顯著，國際貿(mào)易對于區(qū)域創(chuàng)新績效的影響具有間接性和時滯性；第5期以后，LN ZLSL的貢獻率一直保持最大，說明專利授權數(shù)量對于新產(chǎn)品產(chǎn)值率具有長期的影響，自主創(chuàng)新能力對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響具有持續(xù)性和累積強化性，也就是說，區(qū)域自主創(chuàng)新能力是提升區(qū)域創(chuàng)新績效的最重要的影響因素和持久動力來源。

結(jié)論與政策建議

本文提出區(qū)域創(chuàng)新績效影響因素的三個理論假說，使用1990-2012年的寧波時間序列數(shù)據(jù)，運用VAR模型方法進行了實證檢驗，得出的主要結(jié)論是：區(qū)域自主創(chuàng)新能力、技術市場發(fā)育水平、國際貿(mào)易發(fā)展水平是影響區(qū)域創(chuàng)新績效的重要因素。區(qū)域自主創(chuàng)新能力對于區(qū)域創(chuàng)新績效具有比較持久的正向促進作用，提升自主創(chuàng)新能力與自主創(chuàng)新水平是獲得較好的創(chuàng)新績效的重要途徑。技術市場的發(fā)育水平對于區(qū)域創(chuàng)新績效具有比較直接的影響，其影響在短期比較顯著。國際貿(mào)易發(fā)展水平對于區(qū)域創(chuàng)新績效的影響具有間接性和時滯性，需要過一段時間才能得以顯現(xiàn)。

為了提升區(qū)域創(chuàng)新績效，根據(jù)本文的研究所給出的政策建議是：首先，重視提高區(qū)域自主創(chuàng)新能力。增強自主創(chuàng)新意識，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動力。加大研發(fā)投入，注重科技人才的引進和培養(yǎng)。促進產(chǎn)學研合作，強化知識產(chǎn)權管理與保護，營造良好的創(chuàng)新環(huán)境。其次，建立與完善技術市場，提高科技成果轉(zhuǎn)化率。按照市場經(jīng)濟規(guī)律，促進有效的技術供給與需求的形成與匹配。加快技術交易服務平臺建設，發(fā)展技術中介機構，完善技術市場價格機制，推動技術市場與其他市場互動發(fā)展。最后，發(fā)展對外貿(mào)易，提高對外開放水平。調(diào)整和優(yōu)化進出口商品結(jié)構，支持出口產(chǎn)業(yè)向產(chǎn)業(yè)鏈高端發(fā)展，提高出口產(chǎn)品的科技含量和附加值，提高高科技產(chǎn)品在進口產(chǎn)品中的比重。轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，發(fā)展低碳、節(jié)能、環(huán)保等綠色技術，不斷提高產(chǎn)品的國際競爭力。

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