安徽省城鎮化對技術創新的影響
——基于空間計量的實證分析

喬 銀，何茜茜，劉晨旭，鄒小州

(蚌埠工商學院，安徽蚌埠233000)

一、 引言

隨著經濟發展進入新常態，技術創新日益成為新階段推動中國經濟增長的核心動力。 自國家提出創新驅動發展戰略以來，各地區紛紛出臺相關政策措施，積極推進。 近年來安徽省發揮承東啟西和連接南北作用，積極參與長江經濟帶、長三角區域創新合作，區域創新能力不斷提升，已位居全國第十位①來自《中國區域創新能力評價報告(2019)》。，但同時也面臨新興產業競爭力較弱、區域創新發展不平衡等問題。 《安徽省“十三五”科技創新發展規劃》指出，安徽省正處于工業化加速階段，經濟增長日益受到人口、資源、環境的剛性約束，需充分發揮技術創新引領發展的第一動力作用，加快產業結構升級，實現全面轉型發展。 但技術創新是一項難度高、成本高的社會經濟活動，需要大量資金、專業人才、基礎設施、產業融合等方面的支持，而這些條件在城鎮化率較高的地方更容易實現。

城市這種人口、社會、經濟活動聚集的生活環境，有利于刺激創新(格萊澤，2012)。 城鎮化會加速生產要素的空間集聚，在此過程中產生知識的外溢和擴散效應，從而促進區域技術創新。 2017 年發布的《安徽省新型城鎮化發展規劃(2016～2025 年)》指出，安徽省以都市圈、城市群為重要空間載體，著力構建“一圈一群兩帶”的城鎮化空間格局，加快創新型城市建設，并發揮其在全省城鎮化中的輻射帶動作用，形成核心引領、中心帶動、大中小城市及小城鎮協調發展的城鎮體系。 在此背景下，研究城鎮化與技術創新之間的關系，充分發揮城鎮化對安徽省技術創新的推動作用，具有非常重要的現實意義。

二、 文獻綜述

新經濟增長理論認為，技術、資本、勞動力是一國實現穩定、可持續發展的必要因素，其中技術是最為重要的。 隨著新經濟增長理論對外部性研究的不斷深入，更多學者開始關注城鎮化對技術創新的作用。 已有較多文獻對城鎮化與技術創新的關系進行了研究，證明城鎮化是一國技術創新不可忽視的因素，對技術創新具有正向的促進效應(Feldman et al.，1999；Carlino et al.，2007；程開明，2010)。 仇怡(2017)通過研究2010～2015 年長江城市群的城鎮化水平對區域創新能力的影響，發現城鎮化水平能直接促進城市創新能力提升，并通過人力及物質資本溢出效應間接驅動城市創新。 甄曉非(2013)、王蘭英等(2014)通過理論和相關數據分析，則認為科技創新對城鎮化建設有明顯的推動作用。 部分學者研究城鎮化與經濟增長(或全要素生產率)的關系。 一種觀點認為，城鎮化與經濟增長之間存在正向關系，城鎮化能顯著推動經濟增長(呂健，2011；Tripathi and Mahey，2018)。 楊浩昌(2016)基于2001～2012 年中國省級面板數據的研究發現，城鎮化對經濟增長的促進作用存在明顯區域差異。 另一種觀點認為城鎮化對經濟增長的作用不明顯甚至為負。 藺雪芹等(2013)定量分析了1978～2008 年中國城鎮化對經濟增長的影響，結果表明城鎮化本身并不能有效促進經濟增長。 季磊等(2019)采用門檻估計模型、系統GMM 模型和面板混合OLS 模型分析中國30 個省份的城鎮化過程，發現由于經濟要素流動的不均衡以及基礎設施建設和布局的不合理，城鎮化進程對全要素生產率產生負面影響。 還有一些學者研究城鎮化、技術創新與經濟增長(或全要素生產率)三者的關系。 程開明(2009)、魏下海等(2011)研究發現，城鎮化對全要素生產率的推動是通過創新的中介作用實現的。 周慧等(2017)采用中國2003～2014 年省級面板數據，構建空間拓展模型考察中國東中西部地區省域間城鎮化發展、知識溢出對區域經濟增長的影響，結果顯示城鎮化水平越高的區域吸收技術創新能力越強，知識溢出對其經濟增長的推動作用也越突出。

綜上所述，現有文獻集中從一國或省域層面去探討城鎮化對區域創新的影響。 從研究方法來看，很多研究基于樣本空間均質這一傳統計量假設基礎之上。 但一地區在推進城鎮化進程中，對周圍地區各種生產要素產生較強的“虹吸效應”，創新要素在地區間流動以及技術的擴散和溢出，致使一個地區的創新活動不僅對自身產生影響，還會對其他地區造成影響。 如果忽視空間異質對研究結果的影響，會導致結論的偏誤。 因此本文基于安徽省16 個地級市2011～2018 年的面板數據，采用空間杜賓模型研究城鎮化對技術創新影響的空間溢出效應，以期為安徽省建設創新協調發展的格局提供科學參考。

三、 研究方法與變量設定

(一)研究方法

1. 空間相關性檢驗

本文采用全局莫蘭指數(Moran I)來檢驗模型中各變量的空間相關性，其計算公式如下:

其中，wij(i，j＝ 1，2，…，n)為區域i和區域j之前的空間權重和xj分別表示區域i和區域j的觀測值，n表示區域個數。

Moran I 的取值范圍為[-1，1]，當其大于0，表示觀測變量空間正相關，且值越大說明正相關性越強，即鄰接單元間相似性越強，高值與高值相鄰，低值與低值相鄰；當其等于0，表示觀測變量間不存在相關性；當其小于0，表示觀測變量空間負相關，且值越小說明負相關性越強，即鄰接單元之間的差異性越大，高值與低值相鄰或低值與高值相鄰。

2. 空間權重矩陣

空間權重矩陣是進行空間計量分析的關鍵，表示不同空間區域中某些地理或經濟屬性值之間的相互依賴程度。 在度量空間自相關時，通常采用相鄰標準或者距離標準定義空間權重矩陣，以表征地理空間關聯或者經濟聯系。 為了更加科學地研究技術創新的空間溢出效應，文章選用鄰近概念建立空間地理距離矩陣如下:

其中，i＝1，2，…，n；j＝1，2，…，n。 當兩個區域相鄰時，表明二者存在空間相關，反之則二者之間不存在空間相關。 為了能較好地反映地區之間的相互影響，文章設置門檻距離d＝160km:

即，當兩個區域地理距離不大于160km 時，表明兩者存在空間相關性，反之兩者不存在空間相關。

3. 空間計量模型

本文通過Moran 指數確定區域技術創新存在空間相關性后，引入空間矩陣來建立空間計量模型，以分析城鎮化能否促進區域技術創新，以及區域技術創新是否存在空間溢出效應。 由于面板數據不適用空間滯后模型和空間誤差模型，所以本文依據Baltagi 等(2005)和杜江等(2017)的做法使用空間杜賓模型。 經檢驗，應選擇固定效應空間杜賓模型:

其中，因變量 INNOit代表區域技術創新；核心自變量URBit表示城鎮化水平；控制變量GDPit、AGLit分別表示地區經濟發展水平、產業集聚度；下標i和t分別表示地區和時序；Xkit代表上述因變量和自變量；W為n×n階的空間權重矩陣，εit和uit為正態分布的隨機誤差向量，ρ和θ為空間相關系數，λ為空間誤差系數。 當ρ≠0、θ≠0 且λ＝ 0 時為空間杜賓模型(SDM)。

(二)變量設定

文章通過構建空間計量模型來考察安徽省城鎮化對區域技術創新的影響，對模型中的變量構造如下:①因變量:對于技術創新的衡量，有的學者用技術創新的投入指標來研究，如R＆D 經費投入、人力資本投入等；有的用技術創新的產出指標來研究，如專利申請數或授權數等。 文章選用各地區的R＆D 經費投入占GDP 比重來衡量區域技術創新。 ②核心自變量:人口聚集地在空間上的轉移是城鎮化的核心，農村人口不斷向城市轉移，第二、三產業不斷向城市聚集。 文章用城鎮人口占總人口的比重來表示城鎮化水平。 ③控制變量:技術創新受到諸多因素影響，文章對可能影響技術創新的因素進行控制。 地區經濟發展水平是影響研發投入的重要因素，也是衡量一個地區富裕程度的指標之一。 地區經濟發展水平不同，對本區域技術創新的貢獻程度也不同。 文章用實際GDP 的對數值來表示地區經濟發展水平，實際GDP 是以2011 年為基期進行平減。 此外，產業集聚水平對區域創新有顯著影響(倪進峰和李華，2017)，文章選擇安徽省各市的制造業集聚程度，測算指標為制造業的區位熵指數。

同時，為了保證研究的客觀和真實，充分考慮樣本的可獲取性和可行性，文章選取安徽省16 個地級市2011 ～2018年相關研究變量的面板數據作為樣本，數據來源于《安徽省統計年鑒數據》和地級市統計局的統計年鑒①因2010 年安徽行政區劃變更，所以舍棄2010 年的數據，從2011 年開始收集。。 此外，為了保證各指標跨年度的可比性，文章對其進行了無量綱化處理，如對GDP 進行了價格平減以反映經濟總量的可比性。

四、 實證分析

(一)空間相關性檢驗

對樣本期內安徽各地市技術創新的空間相關性進行檢驗，檢驗結果見表1。 結果表明，所有全局Moran 指數的P值在10%水平下顯著為正，說明安徽各地級市的技術創新具有空間上的依賴性。 技術創新Moran I 值均大于0，且總體處于上升趨勢，表明各地市間創新投入的空間正相關性不斷增強，即呈現明顯的高高集聚、低低集聚。

表1 2011～2018 年安徽各地級市技術創新的空間效應檢驗

(二)回歸結果分析

文章采用安徽省16 個地級市2011 ～2018 年的面板數據，在不同空間權重下建立空間杜賓計量模型，研究城鎮化對安徽省區域技術創新影響的空間溢出效應，回歸結果見表2。 根據表2 的回歸結果，得出如下結論:

表2 產業集聚對技術創新的回歸結果

第一，與OLS 回歸結果相比，空間杜賓模型的空間相關系數ρ顯著為正，R2顯著減小，Sigma2_e 顯著，說明空間模型能更好地擬合城鎮化對區域技術創新的影響，且技術創新存在空間溢出效應。 即，每個地區技術創新能力的提升對其他相似特征地區的技術創新有顯著的正向影響，并且對地理鄰近地區的影響更加顯著。 以鄰接矩陣回歸結果為例，代表跨區域技術創新溢出的系數估計值為0.346，并通過了1%水平的顯著性檢驗，說明在其他條件不變的前提下，周邊鄰近地區的R＆D 經費投入占GDP 比重每增加1%，本區域R＆D 經費投入占比增加0.346%。

第二，URB 對INNO 的影響顯著為正，說明城鎮化水平提高能夠提高區域創新能力。 以鄰接矩陣為例，在1%的顯著性水平下，本區域城鎮化水平每提高1%，該區域的R＆D經費投入占GDP 比重提高0.0191%。

第三，其他控制變量GDP、AGL 對INNO 的影響顯著為正，說明地區經濟發展水平、產業集聚度越高，其對研發的投入也越多，一定程度上能推動區域技術創新能力的提升。

第四，在城鎮化的外生交互效應方面，以空間距離矩陣為例，WURB 對INNO 的影響顯著為負，說明周邊地區的城鎮化率提高會對本區域的技術創新能力產生抑制作用。 這可能是因為周邊地區在推進城鎮化進程中，對周圍其他地區的各種生產要素產生較強的“虹吸效應”，在本地區沒有采取吸引人才、吸引投資等相關行政措施的情況下，會導致本區域技術創新能力下降。

五、 結論

文章基于安徽省16 個地級市2011 ～2018 年的面板數據，采用空間杜賓模型實證檢驗了城鎮化對區域技術創新影響的空間溢出效應，得到如下結論:第一，區域技術創新存在正向空間溢出效應，即地區技術創新能力的提升，不僅受本地區相關因素的影響，還受其他地區技術創新能力的影響。第二，城鎮化水平的提升對區域技術創新存在促進作用，但周邊地區城鎮化的推進對本地區技術創新產生阻礙作用；第三，地區經濟發展水平、產業集聚度都對本地區技術創新有顯著的正向影響。

根據實證結果以及安徽的實際情況，提出以下建議:第一，安徽各地方政府應結合地方優勢，制定并實施促進技術創新的政策，繼續優化創新環境。 在省內科技創新協調發展的整體布局上，要加強各城市間科技合作，強化皖中、沿江地區對皖北地區的輻射，發揮合肥、蕪湖等城市對皖北的帶動作用，形成技術先進地區帶動周邊地區創新發展的格局。 第二，各市要進一步推動城鎮化健康發展，從經濟、教育、社會保障等各方面提升城鎮化水平，為技術創新提供全方位的支持。 在促進各地城鎮化發展的同時，還應注意省內中部城市、南部城市和北部城市的協調發展，加大對皖北地區和貧困地區的支持力度，克服因生產要素流動不均衡以及基礎設施布局不合理帶來的區域差距擴大趨勢。 第三，各市要根據本地區實際情況采取不同的產業集聚模式，大力發展高新技術產業，積極推進戰略性新興產業集聚基地建設，鼓勵跨區域創新合作和創新聯盟。