陳紅軍 謝富紀

（1.上海交通大學 安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030；2.北京經(jīng)濟管理職業(yè)學院 管理學院，北京 100102）

1　文獻綜述

都市圈創(chuàng)新體系是指由不同行政區(qū)域內(nèi)的參與技術創(chuàng)新和擴散的企業(yè)、高等院校、研究機構、中介服務機構組成的，多個地方政府協(xié)調互動的，為創(chuàng)造、儲備、使用和轉讓知識、技能和新產(chǎn)品的相互作用的網(wǎng)絡系統(tǒng)。創(chuàng)新是追求效率的，我國雖然已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟體，但人均經(jīng)濟規(guī)模還較小，還屬于發(fā)展中國家，特別要注重考慮創(chuàng)新資源的投入產(chǎn)出問題。創(chuàng)新資源要素主要包括直接要素和間接要素。直接要素主要是指和技術創(chuàng)新直接相關的資源，包括企業(yè)、高校、科研機構等的研發(fā)成果等技術、人力資本和資金；間接要素主要是指和都市圈技術創(chuàng)新密切相關的資源，包括基礎設施、社會環(huán)境和宏觀政策等。本文將主要考慮直接創(chuàng)新要素，即資金、人力資本和技術等要素在長三角、珠三角和京津冀三大都市圈的資源配置。區(qū)域創(chuàng)新資源配置的差異主要取決于它的效率，也就是所有的區(qū)域是否都能夠在既定的資源投入下實現(xiàn)產(chǎn)出的最大化，即所有區(qū)域的創(chuàng)新資源配置是否都技術有效（Farrell，1957）。創(chuàng)新資源配置貫穿從創(chuàng)新資源投入到創(chuàng)新產(chǎn)出的全生命周期，每一個環(huán)節(jié)都會影響整個創(chuàng)新活動的最終效果。目前，國內(nèi)外學者對創(chuàng)新效率的測量研究方法主要分為參數(shù)方法和非參數(shù)方法兩大類。參數(shù)方法主要采用確定性生產(chǎn)函數(shù)和最小二乘法等對影響區(qū)域科技資源配置效率的要素進行計量分析。非參數(shù)方法主要通過主成份分析法、泰爾指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）等對資源配置效率進行評價。前者以隨機前沿分析（stochastic frontier analysis，下文簡稱SFA）為代表，后者以數(shù)據(jù)包絡分析（data envelope analysis，下文簡稱DEA）為代表。用DEA方法測度效率時，不需要設定具體函數(shù)形式，可直接測量多產(chǎn)出的效率度，避免了人為主觀設定函數(shù)的影響。因此，很多國內(nèi)外學者均運用該方法對創(chuàng)新效率進行評測。但DEA也存在缺點，它無法直接對創(chuàng)新效率的影響因素進行分析。以隨機前沿分析（（SFA）為代表的參數(shù)方法，將實際創(chuàng)新產(chǎn)出分為生產(chǎn)函數(shù)、隨機擾動因素和技術無效率項三部分，同時考慮了技術非效率和隨機擾動因素對個體差異的影響，彌補了DEA方法的不足，能夠直接對影響創(chuàng)新效率的因素進行分析。因此，白俊紅（2009）等許多國內(nèi)外學者采用此方法進行研究。但上述學者均基于SFA模型測算單產(chǎn)出創(chuàng)新效率問題，而創(chuàng)新活動的產(chǎn)出成果往往是多種產(chǎn)出，只用一個方面的產(chǎn)出進行衡量，會影響評測創(chuàng)新效率的客觀、有效性?；赟FA方法測度創(chuàng)新效率的優(yōu)點和不足，本文引入了將多維數(shù)據(jù)進行降維的投影尋蹤方法（projection pursuit，以下簡稱PP），將創(chuàng)新產(chǎn)出的多維數(shù)據(jù)通過最佳投影方向轉化成一維數(shù)據(jù)。付強和趙曉勇、曹霞和于娟等學者均采用投影尋蹤方法來分析多維數(shù)據(jù)問題，而且評價效果較好。

基于以上分析，本文結合PP模型，對SFA模型無法測度多產(chǎn)出創(chuàng)新效率進行了改進，構建優(yōu)于DEA和SFA的評測創(chuàng)新效率的模型，采用中國2005—2013年三大都市圈實際面板數(shù)據(jù)作為樣本，對三大都市圈創(chuàng)新效率進行評測。同時，揭示國際貿(mào)易程度、地方財政政府支持等因素對創(chuàng)新產(chǎn)出效率的影響，以期為建立有效的都市圈協(xié)同創(chuàng)新生態(tài)體系提供具有實踐指導性的政策建議，也為我國其他區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展提供借鑒和參考。

2　數(shù)據(jù)與變量

2.1　變量選取

2.1.1產(chǎn)出變量

傅家驥（2007）指出，創(chuàng)新系統(tǒng)的產(chǎn)出應該反映兩個方面：創(chuàng)新主體素質的“科技成果產(chǎn)出”和經(jīng)濟效益的“產(chǎn)業(yè)成果產(chǎn)出”。專利數(shù)據(jù)能較全面地反映各地區(qū)發(fā)明和創(chuàng)新信息，因此常用專利作為衡量創(chuàng)新系統(tǒng)“科技成果產(chǎn)出”的指標。發(fā)表論文數(shù)量反映了一個地區(qū)創(chuàng)新主體的素質，而高新技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售和技術市場成交額反映出一個地區(qū)的創(chuàng)新成果商業(yè)化應用和創(chuàng)新產(chǎn)品的市場成功，可作為“產(chǎn)業(yè)成果產(chǎn)出”指標。依據(jù)指標合理性與數(shù)據(jù)可獲得性兩個原則，本文選用國外三大檢索系統(tǒng)收錄我國科技論文發(fā)表數(shù)、專利申請受理數(shù)量、高新技術企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入和技術市場交易額四個指標來綜合衡量我國都市圈創(chuàng)新活動產(chǎn)出水平。

2.1.2投入變量

對于投入指標，國內(nèi)外學者（白俊紅，2009）多選用R&D人員投入和R&D經(jīng)費支出表征R&D創(chuàng)新活動的投入。鑒于R&D資源投入具有時滯性和累積性，因而用R&D資本存量能更好地表征省域的創(chuàng)新實力和潛力。

本文選取R&D人員全時當量Lit和R&D資本存量Rit作為衡量指標。

2.1.3影響因素變量

創(chuàng)新效率受很多因素影響，本文主要考慮國際貿(mào)易強度、地方政府支持強度、教育水平、企業(yè)研發(fā)投入、地方經(jīng)濟水平等因素考慮對三大都市圈創(chuàng)新效率的影響。各指標說明如表1所示。

表1　變量指標說明

2.2　數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)全部來自2005—2013年《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)。最新數(shù)據(jù)可以查到2014年，但是由于國外三大檢索系統(tǒng)收錄中國科技論文數(shù)比其他指標數(shù)據(jù)晚1年，作為重要產(chǎn)出指標之一，科技論文數(shù)只能查到2013年。因此，本文主要選取2005—2013年的面板數(shù)據(jù)對三大都市圈的創(chuàng)新效率進行測度并對其影響因素進行分析。

本文中，長三角都市圈主要包含由以上海為核心、聯(lián)系緊密的多個城市組成，主要包括上海市，江蘇省的南京、無錫、常州、蘇州、南通、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州，浙江省的杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、舟山、臺州等18市，珠三角都市圈主要包括廣州、深圳、珠海、佛山、東莞、中山、江門、肇慶、惠州、清遠、云浮、陽江、河源、汕尾等14個城市，京津冀都市圈主要包括北京市、天津市以及河北省的保定、廊坊、唐山、張家口、承德、秦皇島、滄州、衡水、邢臺、邯鄲、石家莊等13個城市，這些城市的GDP基本占據(jù)了全省的95%以上。根據(jù)科學性、一致性與數(shù)據(jù)可獲得性的原則，長三角都市圈采用上海市、江蘇省、浙江省的數(shù)據(jù)，京津冀采用北京市、天津市、河北省的數(shù)據(jù)，珠三角都市圈采用廣東省的數(shù)據(jù)來進行三大都市圈的實證分析。

3　研究模型

3.1　模型求解框架

以國外三大檢索系統(tǒng)收錄我國科技論文數(shù)、專利申請受理、高新技術企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入和技術市場交易額4個變量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，借助降維技術將多維分析問題轉化成為一維問題進行分析。因此，結合投影尋蹤方法對創(chuàng)新的4個產(chǎn)出進行投影降維，再運用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型分析各省域的創(chuàng)新效率及影響因素（見圖1）。

圖1　模型求解框架圖

3.2　投影尋蹤模型

本文都市圈區(qū)域創(chuàng)新綜合產(chǎn)出利用投影尋蹤模型進行測算。具體步驟如下：

（1）數(shù)據(jù)歸一化處理

為消除原始數(shù)據(jù)的量綱差異和由此產(chǎn)生的對分析結果的偏差，在進行綜合分析之前先對各年的原始數(shù)據(jù)分別進行歸一化處理，計算公式為

式1和式（2）中：X*（i，j）t表示第t年第I個地區(qū)第個變量值，t=1，2，…，9，i=1，2，…，n，j=1，2，…，9；Xmax（j）t，Xmin（j）t分別為第t年n個區(qū)域第j個變量的最大值和最小值；為變量無量綱化后的數(shù)據(jù)。

對于式（1）、式（2）無量綱化后的數(shù)據(jù)會出現(xiàn)0。因此，為消除0的影響，將坐標進行平移：

式中：x（i，j）t為無量綱數(shù)據(jù)平移后指標值；A為平移幅度，令A=0.0001。由于數(shù)據(jù)較多，文章篇幅限制，故在此不加以贅述無量綱化處理的數(shù)據(jù)。

（2）構造投影指標函數(shù)

設a=（a1，a2，Λ，am）為單位投影方向向量，將x（i，j）t按下式進行線性投影為一維投影特征值z（i）t，即

式中：a（j）t表示式第t年n個區(qū)域第j個變量的投影方向；j=1，2，3，4；x（i，j）t為4個產(chǎn)出變量無量綱化平移后的數(shù)據(jù)。

然后，根據(jù)zi的一維分布圖進行分類，投影指標函數(shù)可構造為

式中：s（a）為類間距，即投影值z（i）t的標準差，d（a）為類密度，表達式分別為

式中ˉz為系列zi的均值，R為密度窗口半徑，其選取既要使包含在窗口內(nèi)的投影點的平均個數(shù)不能太少，避免滑動平均偏差太大，又不能使它隨著n的增大而增加太高，本研究取R=0.1·s（a）；距離rij=｜z（i）t-z（j）t｜（i，j=1，2，Λ，n），f（R-rij）為單位階躍函數(shù)，當｜R-rij｜時，｜f（R-rij）｜=1，反之為0。

（3）優(yōu)化投影指標函數(shù)

當樣本量確定時，投影指標函數(shù)Q只隨投影方向的變化而變化。因而，可以通過求解投影指標函數(shù)最大化問題估計最佳投影方向：

式（7）、（8）是一個以aj為變量的多約束優(yōu)化問題。后文中將采用一種改進的復合形法，來解決這個多約束全局尋優(yōu)的問題。

（4）指標權重的獲取

優(yōu)化得到最優(yōu)投影方向向量a*t反映了各個因素的不同重要程度，而且滿足因此，可以將作為各影響因素的權重。

（5）樣本投影特征值計算

根據(jù)優(yōu)化得到的，代入公式（j）tx（i，j）t，i=1，2，…n，j=1，2，3，4，即 可求得 9

年創(chuàng)新綜合產(chǎn)出變量的投影特征值z（i）t。

3.3　隨機前沿模型

本文采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)來測度創(chuàng)新效率，它與柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)相比，在形式上更加靈活，且能夠較好地規(guī)避因函數(shù)形式誤設而產(chǎn)生的估計誤差。參照Battese和Coelli（1995），構建實證模型如式（9）、（10）、（11）、（12）、（13）、（14）。各指標說明如表2所示。

表2　隨機前沿變量指標說明

上述公式的創(chuàng)新人力資源和創(chuàng)新資本存量的產(chǎn)出彈性可以表示為

4　實證分析

4.1　基于投影尋蹤的創(chuàng)新綜合產(chǎn)出的測算

根據(jù)投影尋蹤模型，基于2005—2013年29個省市自治區(qū)（青海、西藏除外）的數(shù)據(jù)，通過 Matlab7.0軟件編程對我國三大都市圈創(chuàng)新產(chǎn)出水平進行綜合測算，得出專利申請受理數(shù)、技術市場成交合同額、高新技術企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入、國外三大期刊檢索論文四個創(chuàng)新產(chǎn)出變量的最佳投影方向，如表3所示。

表3所得是創(chuàng)新產(chǎn)出變量各年的最佳投影方向，將表3中最佳投影方向值代入公式（6）中，可計算出中國2005—2013年三大都市圈的創(chuàng)新綜合產(chǎn)出投影值，即創(chuàng)新綜合產(chǎn)出水平，如表4所示。

表3　創(chuàng)新產(chǎn)出的最佳投影方向

表4　2005—2013年三大都市圈創(chuàng)新產(chǎn)出的投影值

4.2　創(chuàng)新效率測度結果與影響因素分析

運用投影尋蹤方法測算的創(chuàng)新綜合產(chǎn)出值（見表4），代入隨機前沿分析模型中，應用Froniter4.1軟件測度和分析中國2005—2013年三大都市圈的創(chuàng)新效率及影響因素（見表5）。

表5　隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和效率方程參數(shù)估計值

4.2.1創(chuàng)新效率測度結果分析

γ=0.32＞0，并且似然比檢驗統(tǒng)計量LR=179.54在1%水平下是統(tǒng)計顯著，表明32%的誤差主要是由于技術非效率性引起的，傳統(tǒng)方法無法進行估計。因此，使用SFA方法估計是必要的。對數(shù)似然函數(shù)為-174.31，說明極大似然估計的效果較好；單邊LR檢驗值為179.54，表明整體估計有效。由表5還可得知，中國2005—2013年創(chuàng)新效率平均值為0.393，表明中國創(chuàng)新活動約有60%以上的改善空間。

4.2.2創(chuàng)新資源要素彈性分析

由表6和表7可以看出，我國三大都市圈創(chuàng)新人力資源要素產(chǎn)出彈性處于不斷上升的趨勢，而創(chuàng)新資本存量要素產(chǎn)出則處于不斷下降的趨勢，這說明人才在創(chuàng)新過程中起著不可替代的主導作用；從我國創(chuàng)新資源要素產(chǎn)出彈性均值來看，創(chuàng)新人力資源要素產(chǎn)出彈性高于創(chuàng)新資本存量要素產(chǎn)出彈性，創(chuàng)新人力資源的產(chǎn)出彈性系數(shù)是創(chuàng)新資本存量要素的2.23倍，表明創(chuàng)新人員對創(chuàng)新產(chǎn)出的推動作用大于R&D經(jīng)費，說明我國創(chuàng)新產(chǎn)出的增長越來越依賴于人力資源的投入。R&D人員全時當量一次項系數(shù)β1＜0，二次項β3＞0，表明創(chuàng)新人力資源與創(chuàng)新產(chǎn)出呈顯著的正“U”型關系，說明我國已完成創(chuàng)新起飛階段，進入基本穩(wěn)定階段，現(xiàn)階段人力資源規(guī)模大而不強，缺乏創(chuàng)新型人才。必須進一步加以改善體制機制，調整人力資源結構，為創(chuàng)新提供人力智力保障。

4.2.3三大都市圈創(chuàng)新效率影響因素分析

根據(jù)表5中無效率方程的參數(shù)估計結果，可以發(fā)現(xiàn)：

（1）國際貿(mào)易強度 Tradeit的系數(shù)δ1=-1.40，為負且高度顯著，表明國際貿(mào)易的相對規(guī)模增長對于創(chuàng)新資源配置效率的增長有著積極顯著的作用，說明進出口貿(mào)易活躍的區(qū)域更利于技術擴散，創(chuàng)新資源配置效率更高。我國在經(jīng)濟上已經(jīng)位居世界第二大國，正在由“中國制造”轉變?yōu)椤爸袊鴦?chuàng)造”，正在由世界的制造中心轉變?yōu)槭澜绲膭?chuàng)新中心，國際科技合作不僅能提高科學研究的質量、效率和效果，還能分擔研究成本。國際合作已經(jīng)成為促進創(chuàng)新的重要途徑，我國政府必須加強國際開放程度，加大商品自由貿(mào)易和知識產(chǎn)權保護力度，從而提高我國商品進出口貿(mào)易額。

表6　我國三大都市圈人力資源彈性要素產(chǎn)出彈性

表7　我國三大都市圈資本存量彈性要素產(chǎn)出彈性

（2）地方政府對科技活動的支持力度GOVit的系數(shù)δ2=-0.69，為負且高度顯著，表明加大地方財政科技撥款的比例對區(qū)域創(chuàng)新資源配置效率起到了積極的正向作用。這種作用可能主要來源于兩點：一是直接作用。地方政府財政科技撥款直接增加了區(qū)域創(chuàng)新經(jīng)費投入，從而增加了區(qū)域創(chuàng)新資本存量。2013年，在全國研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費中，基礎研究、應用研究和試驗發(fā)展經(jīng)費占比分別為4.7%、10.7%和84.6%?；A研究的比例相較歐美國家低十幾個百分點，提高我國自主創(chuàng)新水平一定要加強對基礎研究的支持。二是間接作用。地方政府財政科技撥款配套政策可進一步刺激企業(yè)加大研發(fā)活動投入的力度，在其明確的利益取向和價值目標的指引下，可以高效配置其創(chuàng)新資源。我國的政府科技經(jīng)費由多部門管理，科技項目申請中存在權力尋租和腐敗行為等問題。政府應該通過公開統(tǒng)一的國家科技管理平臺，依托專業(yè)機構管理科技項目，構建新的具有中國特色的科技計劃管理體系。政府科技管理部門通過規(guī)劃、政策等方式統(tǒng)籌協(xié)調，加強制度化的監(jiān)督，更好地謀劃和更有力地推動科技發(fā)展、促進創(chuàng)新，切實完成科技管理職能的轉變。

（3）高等教育重視程度EDUit的系數(shù)δ3=-1.20，為負且高度顯著，表明政府對教育的重視程度與創(chuàng)新效率存在正相關。重視和支持教育發(fā)展的地區(qū)，勞動者的綜合素質相對較高，而高素質的勞動者是開展研發(fā)創(chuàng)新活動的基石，能主導區(qū)域創(chuàng)新能力不斷向更高水平邁進。因此，地方政府應該加大對教育事業(yè)的支持力度，努力提高地區(qū)的勞動者素質，為研發(fā)創(chuàng)新能力提供人才保障。

（4）企業(yè)研發(fā)投入（Erdit）的系數(shù)δ4=-11.46，為負且高度顯著，表明企業(yè)加大R&D經(jīng)費的支出將促進創(chuàng)新效率的提升。企業(yè)是創(chuàng)新的主體，但是目前各區(qū)域企業(yè)的創(chuàng)新投入還比較少，所以政府應加大對企業(yè)的政策支持力度，鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新的投入。

（5）人均GDP水平（GDPit）為正且高度顯著。一般情況下，GDP表征對于新技術的生產(chǎn)能力（包括創(chuàng)新系統(tǒng)自主生產(chǎn)新技術和對系統(tǒng)外新技術的購買），但由于資源充沛導致冗余產(chǎn)生時，GDP的提高同樣可以導致資源配置效率降低，故GDP對創(chuàng)新效率的影響需要視具體情況而定。

4.3　三大都市圈創(chuàng)新資源配置效率異質性分析

由表8可知，在2005—2013年期間，珠三角創(chuàng)新資源配置效率平均為0.94、長三角配置效率為0.80，京津冀創(chuàng)新資源配置效率僅為0.55，三大都市圈創(chuàng)新資源配置效率高于全國平均值0.3739。珠三角、長三角、京津冀區(qū)域創(chuàng)新資源配置效率整體上呈遞減分布，雖然三大都市圈的創(chuàng)新資源配置效率都高于全國平均值，但是京津冀與珠三角、長三角差距比較大，各地的平均資源配置效率從高到低依次為上海、廣東、北京、江蘇、天津、浙江、河北。

珠三角大都市圈的市場體制、機制和政策環(huán)境都有助于創(chuàng)新效率，且外向型特征明顯。隨著外資的大量進入，造就了東莞之類的IT制造名城。當然，經(jīng)濟發(fā)展的同時，珠三角地區(qū)也顯示出相當高的創(chuàng)新水準，無論是科技投入，還是專利申請量，都在全國名列前茅，2015年深圳專利申請量接近全國總量的一半。長三角大都市圈是我國經(jīng)濟最為發(fā)達的地區(qū)，經(jīng)濟實力雄厚，發(fā)展?jié)摿薮?，人均GDP、開放度、創(chuàng)新能力都在全國名列前茅。而經(jīng)過上文的分析，也可以看出在三大都市圈中長三角大都市圈的區(qū)位競爭力最強。上海作為中心城市，經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢良好，且周邊地區(qū)的發(fā)展成熟度也較高，形成了一些協(xié)作配套的高科技產(chǎn)業(yè)集群。長三角大都市圈的產(chǎn)業(yè)體系日趨完備，區(qū)域合作也日漸加深，可以預見這一地區(qū)在建設創(chuàng)新國家中的強大支撐作用。應該說，長三角創(chuàng)新體系建設近年來已經(jīng)取得很大進展，從技術、人力資本和資金等具體創(chuàng)新要素方面，各地聯(lián)合互動的趨勢越來越明顯。城市之間只有密切合作、協(xié)調發(fā)展，創(chuàng)造要素流通的完善環(huán)境，才能讓大都市圈發(fā)揮其應有的功能，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)的規(guī)模經(jīng)濟和集聚效應，增強區(qū)域經(jīng)濟競爭力，同時各個城市也能在分工協(xié)作中享受要素整合帶來的利益。

京津冀大都市圈的總體經(jīng)濟發(fā)展水平處于全國的上游，但是其外向型和開放度方面遠不及長三角和珠三角兩個大都市圈，它在吸引和利用外資方面也是三大都市圈里面最少的。同時，京津冀大都市圈內(nèi)地區(qū)間的發(fā)展差距較大，地區(qū)間協(xié)作聯(lián)系也較松懈，并沒有明顯地體現(xiàn)出區(qū)域整體性運作、協(xié)作聯(lián)系的特征，北京和天津并沒有顯示出對其他城市很強的輻射能力。但是，隨著對區(qū)域經(jīng)濟合作的日益重視與國家京津冀協(xié)同規(guī)劃發(fā)展戰(zhàn)略的實施，北京非首都功能疏解的進一步調整，京津冀大都市圈將在技術交易、人才一體化建設和金融合作方面日益加深，已經(jīng)初步顯示出較強的集聚競爭力。

表8　經(jīng)過計算得出的2005—2013年三大都市圈創(chuàng)新資源配置效率

5　結論與建議

本文以中國2005—2013年三大都市圈的面板數(shù)據(jù)為樣本，將投影尋蹤與隨機前沿分析方法相結合，對各區(qū)域創(chuàng)新效率進行測度，結果表明：

（1）三大都市圈各省域創(chuàng)新效率均值與地區(qū)實際創(chuàng)新實力及發(fā)展情況相一致，與中國實際發(fā)展更相吻合。雖然創(chuàng)新效率相比其他研究略有提高，但平均效率僅為0.3739，處于較低水平，尚有60%以上的提升空間。因此，不僅要注重創(chuàng)新資源量的投入，更要講求對創(chuàng)新資源的利用。

（2）三大都市圈的創(chuàng)新資源配置效率差異比較大，從創(chuàng)新資源要素產(chǎn)出彈性的變化趨勢來看，創(chuàng)新人力資源要素產(chǎn)出彈性高于創(chuàng)新財力資源要素產(chǎn)出彈性。珠三角與長三角創(chuàng)新資源配置效率明顯高于京津冀都市圈，各都市圈城市間的差異更大。因此，必須建立和完善都市圈合作機制，建立跨行政區(qū)域管理協(xié)調機構，促進區(qū)域統(tǒng)一創(chuàng)新要素市場的形成，減少市場運作的障礙，發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢。要積極引導資源合理配置，激勵優(yōu)勢地區(qū)繼續(xù)發(fā)揮自身優(yōu)勢，增強創(chuàng)新能力，并鼓勵其積極與國際接軌，引進先進技術和管理經(jīng)驗。為了實現(xiàn)技術資源共享，大都市圈的各級科技部門應該協(xié)商投入使用方式，避免重復投入，各創(chuàng)新主體應共建科技設備、信息、標準的網(wǎng)絡共享平臺，相互開放各自的重點實驗室、先進實驗設備等。要切實推行都市圈協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，增強都市圈的協(xié)同創(chuàng)新能力。

（3）國際貿(mào)易強度、地方政府對科技活動的支持力度、地方教育重視程度、企業(yè)R&D的投入均是創(chuàng)新效率提升的重要因素，與中國實際情況相吻合。因此，政府要重視區(qū)域人才整合，組建都市圈內(nèi)部統(tǒng)一的區(qū)域人才市場，實現(xiàn)人才供需信息的公開共享，重視人才的教育培訓。同時，政府應出臺相應的財政和稅收政策，鼓勵創(chuàng)新主體加大創(chuàng)新資源的投入，重視資源的合理利用，激發(fā)創(chuàng)新主體創(chuàng)新的積極性，增強創(chuàng)新實力，提高創(chuàng)新效率，真正實現(xiàn)都市圈內(nèi)部區(qū)域均衡協(xié)調發(fā)展。

本文從都市圈協(xié)同創(chuàng)新的角度出發(fā)，結合投影尋蹤模型處理高維數(shù)據(jù)的特點，對隨機前沿模型進行了改進，并得到相關結論。下一步將針對特定的都市圈區(qū)域特點，分析影響創(chuàng)新效率的其他因素及各因素之間的交互作用，以此提出提升都市圈創(chuàng)新資源配置效率的具體策略和建議，這是未來需深入研究的重點。

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