劉孝斌

(中共湖州市委黨校經(jīng)管教研室，浙江湖州313000)

一、引言

“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)建了對外開放的新起點，自此中國的對外開放將進入“走出去”超越“引進來”的新時代。這意味著對外開放也出現(xiàn)了新常態(tài)。在新常態(tài)下，全球化、國際化儼然升級為國家發(fā)展、城市發(fā)展的常規(guī)“武器”，以產(chǎn)業(yè)為陣地、以產(chǎn)品為載體搶占全球化、國際化的先機已蔚然成風(fēng)。如果把以全球化、國際化代表的經(jīng)濟外向程度視為城市發(fā)展的外力，那么自主創(chuàng)新能力將是城市發(fā)展的“內(nèi)功”。借助于外力固然可以在短期內(nèi)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的膨脹，但是如果城市創(chuàng)新能力無法及時跟進，膨脹之后的產(chǎn)業(yè)將最終演變成泡沫。因此探索經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系對于城市發(fā)展而言猶如尋覓外力與內(nèi)功之間相互轉(zhuǎn)化的途徑。毫不諱言，經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力兩者之間的關(guān)系將在根本上決定城市發(fā)展的高度和寬度，兩者若偏廢其一，則城市發(fā)展將受限頗多。本文在“一帶一路”戰(zhàn)略的大背景下，以助力城市轉(zhuǎn)型發(fā)展為目的，探討經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系，既關(guān)注經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力的影響，也關(guān)注城市創(chuàng)新能力的其他影響因素。為不失研究的完整性，本文采用格蘭杰因果檢驗以觀察經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力的雙向因果關(guān)系，然兩者之間的互動連接機制探索將作為研究展望留給后來者。

對于經(jīng)濟外向程度的研究分為三個層次。第一個層次是經(jīng)濟外向程度的宏觀影響［1］。以出口比率、進口比率、外商直接投資比率、對外借款比率四個指標(biāo)作為經(jīng)濟外向程度的衡量指標(biāo)，并以此測算中國東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟外向程度以及實證分析經(jīng)濟外向程度對經(jīng)濟增長的影響［2］。探討了“絲綢之路”經(jīng)濟帶對西藏經(jīng)濟外向程度的影響，并認為這種影響主要體現(xiàn)在四個方面：優(yōu)化經(jīng)濟布局、拓展市場空間、擴大對外開放、帶來生態(tài)經(jīng)濟與文化經(jīng)濟發(fā)展機遇。第二個層次是經(jīng)濟外向程度的中觀影響，即經(jīng)濟外向程度對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響［3］。以我國制造業(yè)中細分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本對市場外向程度、企業(yè)規(guī)模與制造業(yè)集聚之間的關(guān)系進行了實證檢驗，得出的結(jié)論為：市場外向程度對其他地區(qū)的制造業(yè)集聚產(chǎn)生了顯著的正向影響［4］。研究了都市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外向發(fā)展機制及影響因素，其認為主要有六大因素在推動都市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外向發(fā)展：市場需求、專業(yè)化水平、投資額度、都市經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化率以及制度因素。第三個層次是經(jīng)濟外向程度的微觀影響，即經(jīng)濟外向程度對企業(yè)的影響［5］。采用Logit模型對民營企業(yè)的國際化進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模對民營企業(yè)國際化產(chǎn)生著顯著的正向作用，并且在民營企業(yè)國際化過程中，產(chǎn)品生命周期中處于成熟期的產(chǎn)品是國際化的主要載體［6］。從漸進國際化、快速國際化兩種理論出發(fā)解釋中小企業(yè)的國際化問題，并且認為當(dāng)前我國中小企業(yè)的國際化存在五大問題：外部政策環(huán)境問題、社會化服務(wù)問題、資金問題、技術(shù)問題、管理者及員工素質(zhì)問題。

對于城市創(chuàng)新能力的研究主要沿兩條軌跡行進。第一條軌跡是關(guān)于城市創(chuàng)新能力評價體系的研究［7］。提出城市創(chuàng)新能力評價指標(biāo)應(yīng)涵蓋四個層次：經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及經(jīng)濟發(fā)展活力［8］。提出了創(chuàng)新能力評價體系的六個一級指標(biāo)：科技創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、制度創(chuàng)新能力、知識創(chuàng)新能力、服務(wù)創(chuàng)新能力以及環(huán)境創(chuàng)新能力［9］。強調(diào)城市綜合創(chuàng)新能力的三大評價模塊：創(chuàng)新環(huán)境支撐能力、技術(shù)和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力以及知識創(chuàng)新能力。第二條軌跡是關(guān)于城市創(chuàng)新能力的實證評價［10］。用上海市、深圳市作為樣本對城市創(chuàng)新能力的兩種培育模式做了深入比較［11］。以第四代創(chuàng)新評價指標(biāo)體系為分析工具對南京、上海、北京等九個城市的創(chuàng)新能力做了實證分析［12］［13］。分別以合肥、南京為樣本實證分析了城市創(chuàng)新能力。

從以上的文獻看出，作為城市發(fā)展的兩個支柱，經(jīng)濟外向程度的研究與城市創(chuàng)新能力的研究以兩條平行線的形式各自前行，罕見交集。然事實證明離開了經(jīng)濟外向程度，則城市創(chuàng)新能力將面臨動力不足，離開了城市創(chuàng)新能力，則經(jīng)濟外向程度的溢出效應(yīng)大打折扣。因此尋求兩者之間的交集，探尋兩者之間的關(guān)系，成為了本文的創(chuàng)新之處。

二、模型、變量、數(shù)據(jù)

本文將采用雙對數(shù)模型對經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力之間的關(guān)系進行實證檢驗，實證檢驗?zāi)Ｐ偷谋磉_式如下。

模型中變量的含義、衡量指標(biāo)見下表。

表1 變量情況匯總

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證檢驗

(一)ADF檢驗

ADF檢驗是協(xié)整分析的第一個步驟，其旨在解決偽回歸現(xiàn)象。ADF檢驗形式為(c，t，r)，c表示存在截距，t表示存在時間趨勢，r表示滯后的階數(shù)。例如(0，t，3)表示無截距、有時間趨勢、滯后階數(shù)為3；(c，0，4)表示有截距、無時間趨勢、滯后階數(shù)為 4，依次類推。檢驗結(jié)果顯示 Ln(jsh)、Ln(open)、Ln(edu)、Ln(ren)、Ln(jzm)、Ln(lvh) 非平穩(wěn)。對以上變量進行一階差分，△Ln(jsh)、△Ln(open)、△Ln(edu)、△Ln(ren)、△Ln(jzm)、△Ln(lvh) 即為相應(yīng)變量的一階差分值，△Ln(jsh)、△Ln(open)、△Ln(edu)、△Ln(ren)、△Ln(jzm)、△Ln(lvh) 皆在10%的臨界值下平穩(wěn)。據(jù)此得出的結(jié)論為：△Ln(jsh)、△Ln(open)、△Ln(edu)、△Ln(ren)、△Ln(jzm)、△Ln(lvh)都是單整的，滿足了協(xié)整檢驗的前提條件。

表3 ADF檢驗結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗

1．根據(jù)unrestricted VAR模型確定最佳滯后階數(shù)確定unrestricted VAR模型最佳滯后階數(shù)需要從較大的滯后階數(shù)開始，并結(jié)合FPE、LR、SC、AIC、HQ值等衡量標(biāo)準(zhǔn)進行選擇?？紤]到本文選取的樣本數(shù)量大小，將最大滯后階數(shù)定為6，從6開始，F(xiàn)PE、LR、SC、AIC、HQ確定的最佳滯后階數(shù)為3，見下表。

表4 unrestricted VAR模型的最佳滯后階數(shù)①* indicates lag order selected by the criterionLR：sequential modified LR test statistic(each test at 5%level)FPE：Final prediction errorAIC：Akaike information criterionSC：Schwarz information criterionHQ：Hannan-Quinn information criterion

2．協(xié)整向量個數(shù)的確定

通過Johansen的跡統(tǒng)計量協(xié)整檢驗得出的結(jié)果見下表。檢驗結(jié)果表明變量之間有6個協(xié)整方程，即協(xié)整向量個數(shù)為6。

表5 Unrestricted Cointegration Rank Test(Trace)②Trace test indicates 6 cointegrating eqn(s)at the 0．05 level* denotes rejection of the hypothesis at the 0．05 level＊＊MacKinnon-Haug-Michelis(1999)p-values

(三)協(xié)整方程

采用var模型估計出來的協(xié)整方程表達式如下，估計結(jié)果的可信度檢驗見表6。

表6 協(xié)整方程估計結(jié)果的可信度檢驗

(四)Pairwise Granger Causality Tests

變量之間的兩兩格蘭杰因果檢驗，結(jié)果見下表。

表7 Pairwise Granger Causality Tests

(五)實證檢驗的結(jié)論

經(jīng)過以上一系列的實證檢驗步驟，得出了以下幾點結(jié)論。

1．經(jīng)濟外向程度對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，影響系數(shù)為0．605040376224，t檢驗值為2．92357。經(jīng)濟外向程度越高，城市創(chuàng)新能力越強，這符合傳統(tǒng)邏輯。更具國際化的城市往往具備國際化的創(chuàng)新人才、創(chuàng)新資本以及創(chuàng)新需求，這對于推動城市創(chuàng)新能力的提高功不可沒。

2．教育水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負向影響，影響系數(shù)為-1．42203372908，t檢驗值為 -1．84696。以受教育人數(shù)衡量的教育水平?jīng)]有對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生推動作用，反而扮演了反面角色，這多少有些意外。然深究其中原因不難發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)行教育體制下，受教育人數(shù)規(guī)模并不能反映教育水平的高低。在教育質(zhì)量沒有得到提升的前提下，受教育人數(shù)的增加徒增教育半成品、殘次品，與創(chuàng)新型人才的標(biāo)準(zhǔn)相去甚遠。

3．居民生活水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向作用，作用系數(shù)為 0．783818268265，t檢驗值為1．72414。居民生活水平越高(以人均住房居住面積衡量)，城市創(chuàng)新能力越強，符合傳統(tǒng)邏輯。生活水平高的城市居民具有較多的“閑暇”，這是創(chuàng)新活動的必備要素。

4．科技人員投入對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向作用，作用系數(shù)為0．559372938257，t檢驗值為2．74802?？萍既藛T投入對城市創(chuàng)新能力的提升具有直接作用，創(chuàng)新離不開人才，人才越充裕則創(chuàng)新能力越強，這符合傳統(tǒng)邏輯。

5．城市環(huán)境對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了正向作用，但是不顯著，作用系數(shù)為0．0627794804057，t檢驗值為0．11839。城市環(huán)境越好，意味著對資金、人才、企業(yè)的吸引力越強，這是推動城市創(chuàng)新能力提高的一條途徑。但是從檢驗結(jié)果看出，這條途徑并不具有典型性。

6．在所有的彈性值中，教育水平的彈性值最大，表明教育水平對城市創(chuàng)新能力的影響最大。然而遺憾的是，教育水平的這種最大影響并不為正，而是負向的。

7．格蘭杰因果檢驗中，原假設(shè) OPEN does not Granger Cause JSH 的F檢驗值是 1．13328730754，P值是0．371932441347，結(jié)果顯示F檢驗不顯著，于是拒絕原假設(shè)，格蘭杰因果檢驗的結(jié)論是：經(jīng)濟外向程度是城市創(chuàng)新能力的格蘭杰原因。原假設(shè) JSH does not Granger Cause OPEN的 F檢驗值是 0．320715472198，P 值是0．810302160114，結(jié)果顯示 F檢驗不顯著，于是拒絕原假設(shè)，格蘭杰因果檢驗的結(jié)論是：城市創(chuàng)新能力是經(jīng)濟外向程度的格蘭杰原因。因此在經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力之間存在雙向因果關(guān)系。

四、簡要的結(jié)論及啟示

以上海市1991年—2013年的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，選取城市創(chuàng)新能力為被解釋變量，選取經(jīng)濟外向程度為解釋變量，引入教育水平、科技人員投入、居民生活水平、城市環(huán)境作為控制變量，構(gòu)建協(xié)整方程，實證檢驗經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系，得出了以下一些結(jié)論和啟示。

1．經(jīng)濟外向程度對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向作用力。這給我們的啟示在于：全球化、國際化給一個城市不僅帶來了資金、技術(shù)、人才，也帶來了創(chuàng)新。因此以全球化、國際化的眼光審視城市的自身定位，往往會有意外的收獲。

2．教育水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負向影響，并且彈性值在城市創(chuàng)新能力的所有影響因素中最大。這樣的結(jié)果不能不引起我們對中國教育的反思。以造就世界最大規(guī)模大學(xué)生群體自居的中國教育體制似乎失去了市場和受教育者的寵愛，這一切建立在教育質(zhì)量下滑、就業(yè)率下滑的前提之下。因此，探索扭轉(zhuǎn)教育質(zhì)量下滑的路徑，對于提高城市創(chuàng)新能力意義重大。

3．居民生活水平對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向作用。因此努力提高居民生活水平不失為推動城市創(chuàng)新能力提升的終南捷徑。創(chuàng)新源自于勞動者的“閑暇”，閑暇的多寡往往決定了創(chuàng)新的數(shù)量及質(zhì)量。居民生活水平越高，則居民的閑暇時間越多，創(chuàng)新活動越容易發(fā)生。

4．城市環(huán)境對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了正向作用，但是不顯著。打造一個優(yōu)美的城市環(huán)境固然會吸引創(chuàng)新資源的集聚，但是這種吸引力絕非提升城市創(chuàng)新能力的決定性因素。因此在提升城市創(chuàng)新能力的過程中，對城市環(huán)境不可投入過多。

5．經(jīng)濟外向程度與城市創(chuàng)新能力之間存在雙向因果關(guān)系，即互為格蘭杰原因。這給我們提供了一個新的探索方向：不但經(jīng)濟外向程度對城市創(chuàng)新能力存在顯著的正向作用，而且城市創(chuàng)新能力會反作用于經(jīng)濟外向程度，在兩者之間存在一種互動連接機制。這種互動連接機制將是本文進一步探索的方向。

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