经济外向程度与城市创新能力的实证关系研究
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一、引言
“一带一路”战略构建了对外开放的新起点，自此中国的对外开放将进入“走出去”超越“引进来”的新时代。这意味着对外开放也出现了新常态。在新常态下，全球化、国际化俨然升级为国家发展、城市发展的常规“武器”，以产业为阵地、以产品为载体抢占全球化、国际化的先机已蔚然成风。如果把以全球化、国际化代表的经济外向程度视为城市发展的外力，那么自主创新能力将是城市发展的“内功”。借助于外力固然可以在短期内实现产业的膨胀，但是如果城市创新能力无法及时跟进，膨胀之后的产业将最终演变成泡沫。因此探索经济外向程度与城市创新能力的关系对于城市发展而言犹如寻觅外力与内功之间相互转化的途径。毫不讳言，经济外向程度与城市创新能力两者之间的关系将在根本上决定城市发展的高度和宽度，两者若偏废其一，则城市发展将受限颇多。本文在“一带一路”战略的大背景下，以助力城市转型发展为目的，探讨经济外向程度与城市创新能力的关系，既关注经济外向程度与城市创新能力的影响，也关注城市创新能力的其他影响因素。为不失研究的完整性，本文采用格兰杰因果检验以观察经济外向程度与城市创新能力的双向因果关系，然两者之间的互动连接机制探索将作为研究展望留给后来者。
对于经济外向程度的研究分为三个层次。第一个层次是经济外向程度的宏观影响[1]。以出口比率、进口比率、外商直接投资比率、对外借款比率四个指标作为经济外向程度的衡量指标，并以此测算中国东、中、西部地区的经济外向程度以及实证分析经济外向程度对经济增长的影响[2]。探讨了“丝绸之路”经济带对经济外向程度的影响，并认为这种影响主要体现在四个方面：优化经济布局、拓展市场空间、扩大对外开放、带来生态经济与文化经济发展机遇。第二个层次是经济外向程度的中观影响，即经济外向程度对产业发展的影响[3]。以我国制造业中细分行业的面板数据为样本对市场外向程度、企业规模与制造业集聚之间的关系进行了实证检验，得出的结论为：市场外向程度对其他地区的制造业集聚产生了显著的正向影响[4]。研究了都市生产业的外向发展机制及影响因素，其认为主要有六大因素在推动都市生产业的外向发展：市场需求、专业化水平、投资额度、都市经济发展水平、城市化率以及制度因素。第三个层次是经济外向程度的微观影响，即经济外向程度对企业的影响[5]。采用Logit模型对民营企业的国际化进行了实证分析，发现企业规模对民营企业国际化产生着显著的正向作用，并且在民营企业国际化过程中，产品生命周期中处于成熟期的产品是国际化的主要载体[6]。从渐进国际化、快速国际化两种理论出发解释中小企业的国际化问题，并且认为当前我国中小企业的国际化存在五大问题：外部政策环境问题、社会化服务问题、资金问题、技术问题、管理者及员工素质问题。
对于城市创新能力的研究主要沿两条轨迹行进。第一条轨迹是关于城市创新能力评价体系的研究[7]。提出城市创新能力评价指标应涵盖四个层次：经济发展水平、经济发展潜力、基础设施建设以及经济发展活力[8]。提出了创新能力评价体系的六个一级指标：科技创新能力、产业创新能力、制度创新能力、知识创新能力、服务创新能力以及环境创新能力[9]。强调城市综合创新能力的三大评价模块：创新环境支撑能力、技术和产业创新能力以及知识创新能力。第二条轨迹是关于城市创新能力的实证评价[10]。用上海市、深圳市作为样本对城市创新能力的两种培育模式做了深入比较[11]。以第四代创新评价指标体系为分析工具对南京、上海、北京等九个城市的创新能力做了实证分析[12][13]。分别以合肥、南京为样本实证分析了城市创新能力。
从以上的文献看出，作为城市发展的两个支柱，经济外向程度的研究与城市创新能力的研究以两条平行线的形式各自前行，罕见交集。然事实证明离开了经济外向程度，则城市创新能力将面临动力不足，离开了城市创新能力，则经济外向程度的溢出效应大打折扣。因此寻求两者之间的交集，探寻两者之间的关系，成为了本文的创新之处。
二、模型、变量、数据
本文将采用双对数模型对经济外向程度与城市创新能力之间的关系进行实证检验，实证检验模型的表达式如下。
模型中变量的含义、衡量指标见下表。
本文选取上海市的1991―2013年时间序列数据为样本，样本数据均从《上海统计年鉴》中获取。所有变量的描述性统计如下表所示。
三、实证检验
（一）ADF检验
ADF检验是协整分析的第一个步骤，其旨在解决伪回归现象。ADF检验形式为（c，t，r），c表示存在截距，t表示存在时间趋势，r表示滞后的阶数。例如（0，t，3）表示无截距、有时间趋势、滞后阶数为3;（c，0，4）表示有截距、无时间趋势、滞后阶数为4，依次类推。检验结果显示Ln（jsh）、Ln（open）、Ln（edu）、Ln（ren）、Ln（jzm）、Ln（lvh）非平稳。对以上变量进行一阶差分，Ln（jsh）、Ln（open）、Ln（edu）、Ln（ren）、Ln（jzm）、Ln（lvh）即为相应变量的一阶差分值，Ln（jsh）、Ln（open）、Ln（edu）、Ln（ren）、Ln（jzm）、Ln（lvh）皆在10%的临界值下平稳。据此得出的结论为：Ln（jsh）、Ln（open）、Ln（edu）、Ln（ren）、Ln（jzm）、Ln（lvh）都是单整的，满足了协整检验的前提条件。
（二）协整检验
1.根据unrestrictedVAR模型确定最佳滞后阶数
确定unrestrictedVAR模型最佳滞后阶数需要从较大的滞后阶数开始，并结合FPE、LR、SC、AIC、HQ值等衡量标准进行选择。考虑到本文选取的样本数量大小，将最大滞后阶数定为6，从6开始，FPE、LR、SC、AIC、HQ确定的最佳滞后阶数为3，见下表。
2.协整向量个数的确定
通过Johansen的迹统计量协整检验得出的结果见下表。检验结果表明变量之间有6个协整方程，即协整向量个数为6。
（三）协整方程
采用var模型估计出来的协整方程表达式如下，估计结果的可信度检验见表6。
（五）实证检验的结论
经过以上一系列的实证检验步骤，得出了以下几点结论。
1.经济外向程度对城市创新能力产生了显著的正向影响，影响系数为0.605040376224，t检验值为2.92357。经济外向程度越高，城市创新能力越强，这符合传统逻辑。更具国际化的城市往往具备国际化的创新人才、创新资本以及创新需求，这对于推动城市创新能力的提高功不可没。
2.教育水平对城市创新能力产生了显著的负向影响，影响系数为-1.42203372908，t检验值为-1.84696。以受教育人数衡量的教育水平没有对城市创新能力产生推动作用，反而扮演了反面角色，这多少有些意外。然深究其中原因不难发现，在现行教育体制下，受教育人数规模并不能反映教育水平的高低。在教育质量没有得到提升的前提下，受教育人数的增加徒增教育半成品、残次品，与创新型人才的标准相去甚远。
3.居民生活水平对城市创新能力产生了显著的正向作用，作用系数为0.783818268265，t检验值为1.72414。居民生活水平越高（以人均住房居住面积衡量），城市创新能力越强，符合传统逻辑。生活水平高的城市居民具有较多的“闲暇”，这是创新活动的必备要素。
4.科技人员投入对城市创新能力产生了显著的正向作用，作用系数为0.559372938257，t检验值为2.74802。科技人员投入对城市创新能力的提升具有直接作用，创新离不开人才，人才越充裕则创新能力越强，这符合传统逻辑。
5.城市环境对城市创新能力产生了正向作用，但是不显著，作用系数为0.0627794804057，t检验值为0.11839。城市环境越好，意味着对资金、人才、企业的吸引力越强，这是推动城市创新能力提高的一条途径。但是从检验结果看出，这条途径并不具有典型性。
6.在所有的弹性值中，教育水平的弹性值最大，表明教育水平对城市创新能力的影响最大。然而遗憾的是，教育水平的这种最大影响并不为正，而是负向的。
7.格兰杰因果检验中，原假设OPENdoesnotGrangerCauseJSH的F检验值是1.13328730754，P值是0.371932441347，结果显示F检验不显著，于是拒绝原假设，格兰杰因果检验的结论是：经济外向程度是城市创新能力的格兰杰原因。原假设JSHdoesnotGrangerCauseOPEN的F检验值是0.320715472198，P值是0.810302160114，结果显示F检验不显著，于是拒绝原假设，格兰杰因果检验的结论是：城市创新能力是经济外向程度的格兰杰原因。因此在经济外向程度与城市创新能力之间存在双向因果关系。
四、简要的结论及启示
以上海市1991年―2013年的时间序列数据为样本，选取城市创新能力为被解释变量，选取经济外向程度为解释变量，引入教育水平、科技人员投入、居民生活水平、城市环境作为控制变量，构建协整方程，实证检验经济外向程度与城市创新能力的关系，得出了以下一些结论和启示。
1.经济外向程度对城市创新能力产生了显著的正向作用力。这给我们的启示在于：全球化、国际化给一个城市不仅带来了资金、技术、人才，也带来了创新。因此以全球化、国际化的眼光审视城市的自身定位，往往会有意外的收获。
2.教育水平对城市创新能力产生了显著的负向影响，并且弹性值在城市创新能力的所有影响因素中最大。这样的结果不能不引起我们对中国教育的反思。以造就世界最大规模大学生群体自居的中国教育体制似乎失去了市场和受教育者的宠爱，这一切建立在教育质量下滑、就业率下滑的前提之下。因此，探索扭转教育质量下滑的路径，对于提高城市创新能力意义重大。
3.居民生活水平对城市创新能力产生了显著的正向作用。因此努力提高居民生活水平不失为推动城市创新能力提升的终南捷径。创新源自于劳动者的“闲暇”，闲暇的多寡往往决定了创新的数量及质量。居民生活水平越高，则居民的闲暇时间越多，创新活动越容易发生。
4.城市环境对城市创新能力产生了正向作用，但是不显著。打造一个优美的城市环境固然会吸引创新资源的集聚，但是这种吸引力绝非提升城市创新能力的决定性因素。因此在提升城市创新能力的过程中，对城市环境不可投入过多。
5.经济外向程度与城市创新能力之间存在双向因果关系，即互为格兰杰原因。这给我们提供了一个新的探索方向：不但经济外向程度对城市创新能力存在显著的正向作用，而且城市创新能力会反作用于经济外向程度，在两者之间存在一种互动连接机制。这种互动连接机制将是本文进一步探索的方向。
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