創新資源集聚對區域創新能力的空間效應研究

張安妮

摘要：利用中國31個省2002～2015年面板數據，對創新資源集聚水平和創新能力的空間關系進行檢驗。在控制知識存量、創新基礎設施、產業環境和市場環境等關鍵變量基礎上，建立時空雙效應空間杜賓模型。結果表明，創新資源集聚水平和創新能力具有空間依賴性，創新資源集聚水平的直接效應為正且顯著。

關鍵詞：創新資源集聚;空間自相關檢驗;空間杜賓模型

創新資源是地區創新活動的要素基礎，建設創新型國家更離不開創新資源。創新資源集聚就是構成創新資源的各類要素通過創新活動集聚在一起，把經濟社會中先進的知識、前沿的科技和優秀的人才整合起來，最終體現在提高區域創新能力，推動經濟發展和生產力進步，共同增強科技實力與經濟實力。創新資源在空間分布上有差異，區域創新能力不僅受該地區創新資源的影響，還具有空間相關性。毛良虎從空間計量分析的角度，利用空間杜賓模型分析長江經濟帶區域社會資本對創新能力的影響。楊浩昌研究發現高技術產業聚集區，集聚各種創新資源并通過資源共享與整合，促進技術創新的產生和擴散，實證分析顯示這種影響存在明顯的區域差異。

一、模型設定

空間計量模型中有三種不同的交互效應， LeSage構造存在內生與外生兩種交互效應的空間杜賓模型，本文建立包含創新能力空間效應的模型，即式（1）：

其中，Y為被解釋變量區域創新能力，C為解釋變量創新資源集聚水平，A、FDI、T、K分別為控制變量中的專利存量、外商直接投資、信息基礎設施和產業集聚水平，W為空間鄰接權重矩陣。

二、數據和指標說明

創新能力為被解釋變量。使用專利申請受理量衡量區域創新能力，與王春楊研究一致。考慮到創新投入對專利申請受理量的時滯影響，本文使用下一期的專利申請受理量表示本期區域創新能力，減少時滯性及變量內生性的影響。

創新資源集聚水平為解釋變量。參考焦繼文建立的區域集聚度的方法，建立測量創新資源集聚水平的方法如式（2）所示。分別選取R&D人員全時當量、R&D支出內部經費和專利申請受理量指標衡量。

選取知識存量、市場環境、創新基礎設施和產業環境變量作為控制變量。

本文以全國31個省市為樣本區域，解釋變量與控制變量數據樣本時間為2009～2015年，被解釋變量專利申請受理量樣本時間為2010～2016年。數據來源于《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。

三、實證結果分析

（一）創新資源地理分布特征

通過ESDA的全局和局部空間自相關分析，運用R語言中的spdep包分別對創新能力和創新資源集聚水平進行空間相關性檢驗。通過MoranI指數進行全局空間自相關分析，指數大于0表示存在正的空間相關性，并對MoranI指數進行顯著性檢驗。

2002～2015年創新資源集聚水平和創新能力的MoranI指數均大于0，表明創新資源集聚水平和創新能力空間分布的非隨機性，呈現出全局正相關關系。2003～2015年創新資源集聚水平的MoranI指數均通過5%水平下的顯著性檢驗，說明我國創新資源集聚水平具有較強的空間相關性，地區之間的相互影響作用不可忽視。區域創新能力和創新資源分布存在明顯的空間相關性，在樣本期內呈現集聚的傾向，這表明創新能力和創新資源集聚的空間效應不容忽視。

通過MoranI散點圖進行局部空間自相關分析， MoranI散點圖有4個象限，代表4種不同的局部空間集聚形式。第一象限的點如北京、天津、上海、江蘇、浙江五個省市在1%顯著性水平下，形成了高高創新資源集聚區域相鄰的正向空間自相關關系，集聚程度較高，空間差異程度較小，并通過創新資源的擴散提高周圍地區創新資源的集聚水平。第二象限的點如河北、安徽、福建等地區，存在空間負相關性，空間差異性較大，位于該區域的省份有極大的優勢接受高屬性地區的溢出效應。第三象限的點新疆、西藏、青海、云南等地區創新資源集聚地理位置上大多處于西部地區，各省份經濟發展水平較低、創新資源較為匱乏，相應地創新能力較弱。廣東和陜西兩省均處于第四象限，與周邊地區存在負向空間自相關性，有一定的極化趨勢。

（二）空間杜賓模型估計與分析

為了更好地反映創新資源集聚的空間效應，通過相關檢驗確定空間計量模型形式。計量模型檢驗結果（p<0.01）表明必須拒絕隨機效應。通過LR檢驗確定面板模型固定效應的類型，檢驗結果均通過1%顯著性水平下的檢驗，固定效應模型類型為時間空間雙固定效應模型。最后根據Wald檢驗和LR檢驗確定本文所選擇的SDM模型能最好地擬合數據。因此，本文選取的模型形式為雙時空SDM模型。

使用Matlab（2014a）對雙固定SDM模型估計，雙固定SDM模型的回歸結果分析如表1所示。

加入空間因素后，創新資源集聚水平的估計系數為正且通過1%水平下的顯著性檢驗，其空間效應系數W*C為負但不顯著，說明周邊地區創新資源集聚對本地區的資源集聚有抑制作用但這種作用不明顯，地區之間知識、人才的相互競爭，使得本地區創新能力減弱。

控制變量的估計結果顯示，專利存量對創新能力有促進作用，本地區知識存量是提升創新能力的基礎。外商直接投資對創新能力的影響為負向，但空間滯后項為正。市場環境對創新能力有明顯的抑制作用。創新基礎設施系數為正且其滯后項顯著為正，地區創新基礎設施的完善不僅對本地創新能力有促進作用，也促進鄰近地區創新能力的提升。產業集聚系數為正且顯著，空間滯后項為正但不顯著。產業集聚對創新能力產生正向影響，但區域之間存在競爭關系，地區之間的負向溢出效應較明顯。

四、結論與政策建議

本文通過建立創新資源集聚指數測量2002～2015年我國31個省份的創新資源集聚水平，采用ESDA對我國31個省份的創新能力和創新資源集聚水平進行分組，結果顯示創新能力具有空間依賴性。創新資源集聚水平對我國區域創新能力有顯著的促進作用，創新資源的差別很大程度上解釋了我國創新能力的差別。創新資源分布不均，且未來時期資源的跨區域、跨國界流動會進一步深化，創新資源的集聚會進一步強化，因此創新能力的區域差異會是一個長期存在的問題。

區域創新能力的空間依賴效應是影響我國區域創新能力的重要因素。創新資源集聚水平有助于提高區域創新能力，我國大部分地區創新資源的集聚顯著提高自身創新能力，但對周邊地區產生正向溢出效應不明顯。地區之間加強創新主體間的合作交流，通過資源共享、合作等方式促進創新資源的溢出效應，提高區域創新能力。專利存量對我國創新能力的提升起到關鍵作用，產業集聚不僅對本地區的創新能力有所提升，對鄰近地區創新能力也有所提高。增強本地區的知識存量，以專利存量為代表，對專利授權量較多的企業或高校實行獎勵政策，強化本地區知識產權保護，激勵企業自主研發，提高國外技術引進消化吸收能力。各地區在對主導產業選擇時，要考慮到該產業是否適宜本地區的發展環境，以及相鄰地區的產業發展情況，發揮產業集聚優勢。

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（作者單位：江蘇大學財經學院）