劉孝斌，胡繼妹，沈佳文

?

城市創(chuàng)新能力的影響因素——以上海市為樣本

劉孝斌，胡繼妹，沈佳文

（中共湖州市委黨校經(jīng)管教研室，浙江湖州 313000）

以上海市1991-2013年的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，以城市創(chuàng)新能力為被解釋變量，以經(jīng)濟(jì)增長、教育水平、科技人員投入、科技資金投入、居民生活水平、城市環(huán)境為被解釋變量，建立多元線性回歸模型進(jìn)行OLS估計，實證分析影響城市創(chuàng)新能力的因素，得出的結(jié)論為：經(jīng)濟(jì)增長、教育水平、居民生活水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響；科技人員投入、城市環(huán)境對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響；科技資金投入對城市創(chuàng)新能力存在正向影響，但是不顯著。

城市創(chuàng)新能力；評價體系；創(chuàng)新型城市

一、引言與文獻(xiàn)綜述

創(chuàng)新能力是一個城市持續(xù)發(fā)展的永恒動力，創(chuàng)新能力強則城市恒興，創(chuàng)新能力弱則城市發(fā)展乏力。從世界城市的興衰脈絡(luò)可以清晰窺見創(chuàng)新的身影，城市如此，國家亦不例外。中國正在經(jīng)歷艱難的轉(zhuǎn)型期，城市的功能角色也面臨轉(zhuǎn)型，從工業(yè)生產(chǎn)基地向創(chuàng)新基地轉(zhuǎn)型。中共十八大鄭重提出創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，意在改變傳統(tǒng)的以要素驅(qū)動為主的經(jīng)濟(jì)增長方式。對于中國城市而言，創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的重要意義在于啟動了城市動力格局的重構(gòu)，在該戰(zhàn)略的理想設(shè)計中創(chuàng)新一躍成為城市發(fā)展的最大動力，這對當(dāng)前中國城市普遍遇到的土地依賴、資金依賴?yán)Ь程峁┝似票?。十八屆三中全會強調(diào)國家創(chuàng)新體系，在國家創(chuàng)新體系中城市創(chuàng)新應(yīng)發(fā)揮基礎(chǔ)性作用，城市創(chuàng)新能力的重要性由此得見，因而分析城市創(chuàng)新能力的影響因素并以此尋覓提高城市創(chuàng)新能力的途徑具備強烈的現(xiàn)實意義。以城市創(chuàng)新能力的影響因素為因子，組建城市創(chuàng)新能力評價體系，對城市創(chuàng)新能力進(jìn)行精確評價，對城市創(chuàng)新能力的劣勢板塊與優(yōu)勢板塊做到一目了然，從而為提高城市創(chuàng)新能力找到下一步的著力點。本文以創(chuàng)新型城市的典型代表——上海市為樣本，對城市創(chuàng)新能力的影響因素進(jìn)行分析，以期為城市創(chuàng)新能力評價體系的構(gòu)建提供參考依據(jù)。

對城市創(chuàng)新能力的研究沿著3條脈絡(luò)展開。第一條脈絡(luò)是對創(chuàng)新型城市建設(shè)的研究。楊冬梅等對創(chuàng)新型城市的概念模型以及發(fā)展模式進(jìn)行研究，認(rèn)為創(chuàng)新型城市有四大內(nèi)部創(chuàng)新要素：創(chuàng)新主體、創(chuàng)新資源、創(chuàng)新制度、創(chuàng)新文化。[1]胡樹華等認(rèn)為創(chuàng)新型城市的創(chuàng)新要素包括城市產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、城市管理創(chuàng)新能力、城市科技創(chuàng)新能力、城市服務(wù)創(chuàng)新能力。[2]齊炎以包頭市為例全面分析了創(chuàng)新型城市的建設(shè)過程。[3]胡鈺以深圳、上海、大連為樣本總結(jié)了國內(nèi)創(chuàng)新型城市建設(shè)的典型經(jīng)驗。[4]

第二條脈絡(luò)是城市創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系的理論設(shè)計。吳價寶等通過構(gòu)建創(chuàng)新同比指數(shù)、創(chuàng)新定基指數(shù)對創(chuàng)新型城市進(jìn)行動態(tài)評價。[5]宋河發(fā)等從創(chuàng)新體系、創(chuàng)新效率、創(chuàng)新資源等7個方面構(gòu)建了41個指標(biāo)用以評價創(chuàng)新型城市。[6]石憶邵從技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、文化創(chuàng)新、知識創(chuàng)新、創(chuàng)新環(huán)境等6個方面構(gòu)建了29個指標(biāo)用來評價創(chuàng)新型城市。[7]王仁祥等從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新過程四個方面構(gòu)建了29個指標(biāo)，并形成了一個總和指數(shù)——創(chuàng)新型城市實現(xiàn)指數(shù)用來評價創(chuàng)新型城市的實現(xiàn)程度。[8]

第三條脈絡(luò)是以具體某個城市為樣本實證分析城市創(chuàng)新能力。尤建新等以上海市、深圳市為樣本比較分析了城市創(chuàng)新能力的不同培育模式。[9]李琬等選取了上海、北京、南京等9個城市為樣本對第四代創(chuàng)新評價指標(biāo)體系進(jìn)行了實證分析。[10]何睿、戴超群分別對合肥、南京的創(chuàng)新能力進(jìn)行評價分析。[11] [12]

本文在以上研究的基礎(chǔ)上，選取上海市為樣本，實證分析城市創(chuàng)新能力的影響因素，以此為城市創(chuàng)新能力評價體系的構(gòu)建打下基礎(chǔ)。希望通過對上海市的實證分析，為其他城市的創(chuàng)新能力建設(shè)提供可資借鑒的經(jīng)驗。

二、模型、變量、數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

本文參照陳媞、何睿等人的研究成果，[13] [11]建立多元線性回歸模型來分析城市創(chuàng)新能力的影響因素。模型表達(dá)式如下：

（1）式中，Y為被解釋變量，表示城市創(chuàng)新能力，X1、X2、X3、X4、X5、X6是解釋變量，分別表示經(jīng)濟(jì)增長、教育水平、科技人員投入、科技資金投入、居民生活水平、城市環(huán)境。t表示時間，本文的樣本區(qū)間是1991-2013年。

將（1）式中心化：

將模型轉(zhuǎn)化成矩陣的形式，有：

于是有：

同時有：

于是可得：

進(jìn)一步解得：

最后可得OLS法估計的β值。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

表示城市創(chuàng)新能力，是被解釋變量。對于城市創(chuàng)新能力我們用兩個指標(biāo)來衡量：技術(shù)合同成交金額、科技成果數(shù)量。技術(shù)合同成交金額用表示，科技成果數(shù)量用表示。與的數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示經(jīng)濟(jì)增長，是解釋變量。對于經(jīng)濟(jì)增長我們用人均GDP來衡量，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示教育水平，是解釋變量。對于教育水平我們用每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）來衡量，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示科技人員投入，是解釋變量。對于科技人員投入我們用每年的科技活動人員來衡量，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示科技資金投入，是解釋變量。對于科技資金投入我們用科技經(jīng)費支出占地方財政支出的比重（%）來衡量，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示居民生活水平，是解釋變量。對于居民生活水平我們用三個指標(biāo)來衡量：城市居民家庭恩格爾系數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積、城市居民平均每人可支配收入。城市居民家庭恩格爾系數(shù)用表示，城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積用表示，城市居民平均每人可支配收入用表示。數(shù)據(jù)均來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

X表示城市環(huán)境，是解釋變量。對于城市環(huán)境我們用綠化覆蓋率（%）來衡量，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。

為了使實證檢驗的結(jié)果更具穩(wěn)健性，我們對各變量取對數(shù)，并且對城市創(chuàng)新能力和居民生活水平兩個變量均采用替代指標(biāo)進(jìn)行實證檢驗。于是在（1）式的基礎(chǔ)上形成了以下六個回歸方程：

回歸方程一：

回歸方程二：

回歸方程三：

回歸方程四：

回歸方程五：

回歸方程六：

各變量及衡量指標(biāo)的詳細(xì)情況如表1所示：

表1 各變量及衡量指標(biāo)的說明

變量類型表示符號變量含義衡量指標(biāo)參考文獻(xiàn) 被解釋變量JSH城市創(chuàng)新能力上海市技術(shù)合同成交金額李倩[14]、劉孝斌[15] 被解釋變量KJC城市創(chuàng)新能力上海市科技成果數(shù)量于曉宇等[16] 解釋變量X1經(jīng)濟(jì)增長上海市人均GDP劉孝斌[17] 解釋變量X2教育水平上海市每萬人口在校學(xué)生數(shù)吳景松 [18]、劉孝斌[19] 解釋變量X3科技人員投入上海市每年的科技活動人員數(shù)量盧寧等[20]、劉孝斌[15] 解釋變量X4科技資金投入上海市科技經(jīng)費支出占地方財政支出的比重（%）譚文華[21] 解釋變量EGR居民生活水平上海市城市居民家庭恩格爾系數(shù)劉孝斌[22] 解釋變量KZP居民生活水平上海市城市居民平均每人可支配收入趙春玲等[23] 解釋變量JZM居民生活水平上海市城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積羅楚亮[24] 解釋變量X6城市環(huán)境上海市綠化覆蓋率（%）王偉武等[25]

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取的樣本為上海市1991-2013年的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》2000-2014。各變量及衡量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各變量及衡量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗

（一）OLS估計

本文使用Eviews5軟件依次對回歸方程一到六進(jìn)行OLS估計，得出的回歸結(jié)果如表3所示。

表3 回歸方程（1）到（6）的OLS估計結(jié)果

（注：*、**、***表示在10%、5%、1%的顯著性水平顯著。）

（二）懷特檢驗

懷特檢驗用以檢驗異方差的存在，回歸方程一到六的懷特檢驗結(jié)果如下表。從表4中的結(jié)果看出，回歸方程（1）到（6）的Obs*R-squared在5%的顯著性水平均不顯著（P值分別為0.091082、0.050749、0.068765、0.793872、0.767739、0.466045，皆大于5%），因此可以認(rèn)為回歸方程一到六都不存在異方差。

表4 懷特檢驗

（三）LM檢驗

LM檢驗旨在檢驗序列相關(guān)性。一階滯后的序列相關(guān)性檢驗結(jié)果見表5，從表5中的結(jié)果看出回歸方程一到六的Obs*R-squared在5%的顯著性水平均不顯著（P值分別為0.797056、0.805584、0.860898、0.261098、0.166080、0.602836，皆大于5%），據(jù)此可以認(rèn)為回歸方程一到六不存在一階序列相關(guān)性。二階滯后的序列相關(guān)性檢驗結(jié)果見表6，從表6中的結(jié)果看出回歸方程一到六的Obs*R-squared在5%的顯著性水平均不顯著（P值分別為0.369294、0.301158、0.280038、0.550162、0.378538、0.272595，皆大于5%）。

表5 LM檢驗（一階）

表6 LM檢驗（二階）

（四）實證檢驗結(jié)果分析

從懷特檢驗、LM檢驗的結(jié)果看出回歸方程一到六都不存在異方差和序列相關(guān)性。從Adjusted R-squared 看出回歸方程一到六的擬合優(yōu)度都非常高（Adjusted R-squared分別為0.983、0.983、0.983、0.885、0.885、0.920）。從DW值可以看出，回歸方程一、二、三存在自相關(guān)（DW值分別為1.144、1.200、1.066），回歸方程四、五、六不存在自相關(guān)（DW分別為1.760、1.749、1.994）。從F檢驗值看出回歸方程一到六都顯著（F檢驗值分別為217.163、217.292、210.882、29.179、29.197、43.413，均在1%的顯著性水平顯著）。從變量回歸系數(shù)的t檢驗可以看出，回歸方程一到五大多數(shù)變量的回歸系數(shù)都不顯著，回歸方程六大多數(shù)變量的回歸系數(shù)都顯著。據(jù)此可以判斷回歸方程一到五存在不同程度的多重共線性，而回歸方程六不存在多重共線性（F檢驗顯著、t檢驗不顯著，是存在多重共線性的表現(xiàn)）。因此綜合各方面的檢驗結(jié)果，回歸方程六的估計結(jié)果可靠性最高，我們根據(jù)回歸方程六的估計結(jié)果進(jìn)行分析。

經(jīng)濟(jì)增長對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-0.359，在5%的顯著性水平顯著。這表明在樣本區(qū)間內(nèi)上海市以人均GDP衡量的經(jīng)濟(jì)增長，對城市創(chuàng)新不但沒有產(chǎn)生通常所認(rèn)為的促進(jìn)作用，反而起到了抑制作用。

教育水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-2.436，在1%的顯著性水平顯著。這表明在樣本區(qū)間上海市以每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）衡量的教育水平對城市創(chuàng)新能力也沒有產(chǎn)生通常所認(rèn)為的促進(jìn)作用。造成這一結(jié)果的原因可能是每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）這一指標(biāo)存在缺陷，不能準(zhǔn)確衡量教育水平。因此在創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系中應(yīng)剔除每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）這個指標(biāo)。

科技人員投入對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.334，在5%的顯著性水平顯著?？萍既藛T投入應(yīng)成為城市創(chuàng)新能力評價體系中的重要成分。

科技資金投入對城市創(chuàng)新能力存在正向影響，但是不顯著，回歸系數(shù)為0.061，沒有通過顯著性檢驗。這表明樣本區(qū)間內(nèi)上海市以科技經(jīng)費支出占地方財政支出的比重衡量的科技資金投入對城市創(chuàng)新能力沒有顯著的推動作用。財政資金對城市創(chuàng)新能力的影響力并沒有想象中大。

以城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積衡量的居民生活水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-1.656，在5%的顯著性水平顯著。這表明在樣本區(qū)間內(nèi)上海市城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積與城市創(chuàng)新能力呈現(xiàn)的是一種反相關(guān)關(guān)系。

城市環(huán)境對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.751，在5%的顯著性水平顯著。以綠化覆蓋率為代表的城市環(huán)境指標(biāo)應(yīng)成為城市創(chuàng)新能力評價體系中的重要成分。

四、簡要的結(jié)論及啟示

本文以上海市1991-2013年的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，實證分析了城市創(chuàng)新能力的影響因素。以城市創(chuàng)新能力為被解釋變量，以經(jīng)濟(jì)增長、教育水平、科技人員投入、科技資金投入、居民生活水平、城市環(huán)境為被解釋變量，建立多元線性回歸模型進(jìn)行OLS估計得出的結(jié)論及啟示如下。

經(jīng)濟(jì)增長對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。這表明在樣本區(qū)間內(nèi)上海市以人均GDP衡量的經(jīng)濟(jì)增長對城市創(chuàng)新不但沒有產(chǎn)生通常所認(rèn)為的促進(jìn)作用，反而起到了抑制作用。因此在創(chuàng)新能力評價體系中應(yīng)剔除人均GDP這個指標(biāo)?？梢試L試用其他指標(biāo)來衡量經(jīng)濟(jì)增長。

教育水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。這表明在樣本區(qū)間上海市以每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）衡量的教育水平對城市創(chuàng)新能力也沒有產(chǎn)生通常所認(rèn)為的促進(jìn)作用。這給我們的啟示是以每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）為指標(biāo)來衡量教育水平存在缺陷，在創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系中應(yīng)剔除每萬人口在校學(xué)生數(shù)（包括小、中、高等學(xué)校）這個指標(biāo)。

科技人員投入、城市環(huán)境對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，因此在創(chuàng)新能力評價體系中應(yīng)納入科技活動人員數(shù)量、綠化覆蓋率這兩個指標(biāo)。

以科技經(jīng)費支出占地方財政支出的比重衡量的科技資金投入對城市創(chuàng)新能力存在正向影響影響，但是不顯著。這給我們的啟示在于：財政資金對城市創(chuàng)新能力的影響力有限，在創(chuàng)新能力評價體系中應(yīng)剔除科技經(jīng)費支出占地方財政支出的比重這個指標(biāo)。

以城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積衡量的居民生活水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。這給我們的啟示在于：在城市創(chuàng)新能力評價體系中應(yīng)剔除城鎮(zhèn)居民人均住房居住面積。

[1] 楊冬梅, 趙黎明, 閆凌州. 創(chuàng)新型城市: 概念模型與發(fā)展模式[J]. 科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理, 2006(8): 97-101.

[2] 胡樹華, 牟仁艷. 創(chuàng)新型城市的概念、構(gòu)成要素及發(fā)展戰(zhàn)略[J]. 經(jīng)濟(jì)縱橫, 2006(8): 61-63.

[3] 齊炎. 創(chuàng)新型城市建設(shè)研究——以內(nèi)蒙古自治區(qū)包頭市為例[D]. 內(nèi)蒙古大學(xué), 2013.

[4] 胡鈺. 創(chuàng)新型城市建設(shè)的內(nèi)涵、經(jīng)驗和途徑[J]. 中國軟科學(xué), 2007(4): 32-38.

[5] 吳價寶, 張勤虎. 創(chuàng)新型城市動態(tài)評價研究[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2013(3): 113-120.

[6] 宋河發(fā), 穆榮平, 任中保. 國家創(chuàng)新型城市評價指標(biāo)體系研究[J]. 中國科技論壇, 2010(3): 20-25.

[7] 石憶邵, 卜海燕. 創(chuàng)新型城市評價指標(biāo)體系及其比較分析[J]. 中國科技論壇, 2008(1): 22-26.

[8] 王仁祥, 鄧平. 創(chuàng)新型城市評價指標(biāo)體系的構(gòu)建[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2008(1): 69-73.

[9] 尤建新, 盧超, 鄭海鰲, 陳震. 創(chuàng)新型城市建設(shè)模式分析——以上海和深圳為例[J]. 中國軟科學(xué), 2011(7): 82-92.

[10] 李琬, 張玉利, 胡望斌. 創(chuàng)新型城市第四代創(chuàng)新評價指標(biāo)體系構(gòu)建與實證研究[J]. 科技管理研究, 2010(1): 54-57.

[11] 何睿. 創(chuàng)新城市創(chuàng)新能力評價研究[D]. 合肥工業(yè)大學(xué), 2012.

[12] 戴超群. 創(chuàng)新型城市評價指標(biāo)體系研究及其在南京市的應(yīng)用[D]. 南京航空航天大學(xué), 2008.

[13] 陳媞. 創(chuàng)新型城市的形成機(jī)理及評價指標(biāo)體系研究[D]. 武漢：武漢理工大學(xué)學(xué)報，2012.

[14] 李倩. 基于動態(tài)空間面板模型的中國區(qū)域創(chuàng)新集聚研究 [J]. 中國經(jīng)濟(jì)問題, 2013(6): 56-64.

[15] 劉孝斌. 選擇性遷移、創(chuàng)新集聚與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級[J]. 甘肅行政學(xué)院學(xué)報, 2014(2): 81-91.

[16] 于曉宇, 謝富紀(jì). 區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的評價與演進(jìn)規(guī)律——以上海市創(chuàng)新系統(tǒng)為例[J]. 系統(tǒng)管理學(xué)報, 2007(6):67-70.

[17] 劉孝斌. 法治水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證研究——基于1985年-2012年時間序列數(shù)據(jù)[J]. 浙江樹人大學(xué)學(xué)報, 2015(1): 35-39.

[18] 吳景松. 我國區(qū)域教育供給水平差異及對策[J]. 教育發(fā)展研究, 2010(21): 6-11..

[19] 劉孝斌. 法治水平的區(qū)域比較及空間溢出效應(yīng)[J]. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報, 2015(2): 81-88.

[20] 盧寧, 李國平, 劉光嶺. 中國自主創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長——基于1998-2007年省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2010(1): 3-18.

[21] 譚文華. 從華東地區(qū)的比較看福建省科技投入現(xiàn)狀與問題[J]. 科學(xué)學(xué)研究, 2006(s1): 179-185.

[22] 劉孝斌. 收入差距對財產(chǎn)性收入的影響：理論與實證——來自全國30個省份城鎮(zhèn)居民的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 河北科技師范學(xué)院學(xué)報, 2014(4): 109-115.

[23] 趙春玲, 孫建飛. 居民可支配收入、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)與醫(yī)療保健支出——基于中國省級面板數(shù)據(jù)（1999年-2011年）的實證分析[J]. 中國社會科學(xué)院研究生院學(xué)報, 2014(2): 32-39.

[24] 羅楚亮. 城鎮(zhèn)居民住房面積的不平等——基于2000年和2005年人口調(diào)查的經(jīng)驗分析[J]. 學(xué)海, 2014(1): 80-90.

[25] 王偉武, 戴企成, 朱敏瑩. 城市住區(qū)綠化生態(tài)效益及其可控影響因素的量化分析[J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 2011(9): 2383-2390.

Research about Influence Factors of the System of Judging Innovation Ability of City：Taking Shanghai City for Sample

LIU Xiao-bin, HU Ji-mei, SHEN Jia-wen

（Party School of Huzhou Municipal Committee, CPC , Huzhou, Zhejiang 313000, China）

The paper takes time series data of Shanghai from 1991 to 2013 for sample, which is used to empirically analyze influence factors of innovation ability of city. Taking innovation ability of city as explained variable, and taking economic growth, education, input of science and technology personnel,input of science and technology capital, resident life, city environment as explanatory variables, and then the paper builds a multiple linear regression model. Through OLS estimate, test conclusions are as follows: the economic growth, education, and resident life are of significant negative effect on innovation ability of city; input of science and technology personnel, and city environment are of significant positive effect on innovation ability of city; input of science and technology capital has positive effect on innovation ability of city, but the effect is not of significance. On the basis of conclusions of empirical test, some inspiration is proposed.

innovation ability of city; judge system; innovative city

（責(zé)任編校：賀常穎）

F 290

A

10.3969/j. issn. 1672-1942.2015.02.008

1672–1942(2015)02–0041–07

2015-01-02

科技部軟科學(xué)研究課題（2015CXR02）

劉孝斌（1986-），男，湖南常寧人，碩士，主要從事金融市場、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。胡繼妹（1965-），女，浙江湖州人，教授，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)比較與發(fā)展研究。沈佳文（1979-），女，浙江湖州人，副教授，主要從事管理學(xué)、社會學(xué)研究。