安徽省城鎮(zhèn)化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響
——基于空間計(jì)量的實(shí)證分析

喬 銀，何茜茜，劉晨旭，鄒小州

(蚌埠工商學(xué)院，安徽蚌埠233000)

一、 引言

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，技術(shù)創(chuàng)新日益成為新階段推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心動(dòng)力。 自國(guó)家提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略以來(lái)，各地區(qū)紛紛出臺(tái)相關(guān)政策措施，積極推進(jìn)。 近年來(lái)安徽省發(fā)揮承東啟西和連接南北作用，積極參與長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、長(zhǎng)三角區(qū)域創(chuàng)新合作，區(qū)域創(chuàng)新能力不斷提升，已位居全國(guó)第十位①來(lái)自《中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)報(bào)告(2019)》。，但同時(shí)也面臨新興產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力較弱、區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展不平衡等問(wèn)題。 《安徽省“十三五”科技創(chuàng)新發(fā)展規(guī)劃》指出，安徽省正處于工業(yè)化加速階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)日益受到人口、資源、環(huán)境的剛性約束，需充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力作用，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)全面轉(zhuǎn)型發(fā)展。 但技術(shù)創(chuàng)新是一項(xiàng)難度高、成本高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，需要大量資金、專業(yè)人才、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)融合等方面的支持，而這些條件在城鎮(zhèn)化率較高的地方更容易實(shí)現(xiàn)。

城市這種人口、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)聚集的生活環(huán)境，有利于刺激創(chuàng)新(格萊澤，2012)。 城鎮(zhèn)化會(huì)加速生產(chǎn)要素的空間集聚，在此過(guò)程中產(chǎn)生知識(shí)的外溢和擴(kuò)散效應(yīng)，從而促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。 2017 年發(fā)布的《安徽省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)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(gòu)建“一圈一群兩帶”的城鎮(zhèn)化空間格局，加快創(chuàng)新型城市建設(shè)，并發(fā)揮其在全省城鎮(zhèn)化中的輻射帶動(dòng)作用，形成核心引領(lǐng)、中心帶動(dòng)、大中小城市及小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)體系。 在此背景下，研究城鎮(zhèn)化與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化對(duì)安徽省技術(shù)創(chuàng)新的推動(dòng)作用，具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，技術(shù)、資本、勞動(dòng)力是一國(guó)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展的必要因素，其中技術(shù)是最為重要的。 隨著新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論對(duì)外部性研究的不斷深入，更多學(xué)者開始關(guān)注城鎮(zhèn)化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。 已有較多文獻(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)化與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了研究，證明城鎮(zhèn)化是一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新不可忽視的因素，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有正向的促進(jìn)效應(yīng)(Feldman et al.，1999；Carlino et al.，2007；程開明，2010)。 仇怡(2017)通過(guò)研究2010～2015 年長(zhǎng)江城市群的城鎮(zhèn)化水平對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平能直接促進(jìn)城市創(chuàng)新能力提升，并通過(guò)人力及物質(zhì)資本溢出效應(yīng)間接驅(qū)動(dòng)城市創(chuàng)新。 甄曉非(2013)、王蘭英等(2014)通過(guò)理論和相關(guān)數(shù)據(jù)分析，則認(rèn)為科技創(chuàng)新對(duì)城鎮(zhèn)化建設(shè)有明顯的推動(dòng)作用。 部分學(xué)者研究城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(或全要素生產(chǎn)率)的關(guān)系。 一種觀點(diǎn)認(rèn)為，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正向關(guān)系，城鎮(zhèn)化能顯著推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(呂健，2011；Tripathi and Mahey，2018)。 楊浩昌(2016)基于2001～2012 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在明顯區(qū)域差異。 另一種觀點(diǎn)認(rèn)為城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不明顯甚至為負(fù)。 藺雪芹等(2013)定量分析了1978～2008 年中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化本身并不能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 季磊等(2019)采用門檻估計(jì)模型、系統(tǒng)GMM 模型和面板混合OLS 模型分析中國(guó)30 個(gè)省份的城鎮(zhèn)化過(guò)程，發(fā)現(xiàn)由于經(jīng)濟(jì)要素流動(dòng)的不均衡以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和布局的不合理，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。 還有一些學(xué)者研究城鎮(zhèn)化、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(或全要素生產(chǎn)率)三者的關(guān)系。 程開明(2009)、魏下海等(2011)研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)全要素生產(chǎn)率的推動(dòng)是通過(guò)創(chuàng)新的中介作用實(shí)現(xiàn)的。 周慧等(2017)采用中國(guó)2003～2014 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間拓展模型考察中國(guó)東中西部地區(qū)省域間城鎮(zhèn)化發(fā)展、知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)化水平越高的區(qū)域吸收技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，知識(shí)溢出對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用也越突出。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)集中從一國(guó)或省域?qū)用嫒ヌ接懗擎?zhèn)化對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。 從研究方法來(lái)看，很多研究基于樣本空間均質(zhì)這一傳統(tǒng)計(jì)量假設(shè)基礎(chǔ)之上。 但一地區(qū)在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，對(duì)周圍地區(qū)各種生產(chǎn)要素產(chǎn)生較強(qiáng)的“虹吸效應(yīng)”，創(chuàng)新要素在地區(qū)間流動(dòng)以及技術(shù)的擴(kuò)散和溢出，致使一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)不僅對(duì)自身產(chǎn)生影響，還會(huì)對(duì)其他地區(qū)造成影響。 如果忽視空間異質(zhì)對(duì)研究結(jié)果的影響，會(huì)導(dǎo)致結(jié)論的偏誤。 因此本文基于安徽省16 個(gè)地級(jí)市2011～2018 年的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型研究城鎮(zhèn)化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的空間溢出效應(yīng)，以期為安徽省建設(shè)創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展的格局提供科學(xué)參考。

三、 研究方法與變量設(shè)定

(一)研究方法

1. 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用全局莫蘭指數(shù)(Moran I)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈髯兞康目臻g相關(guān)性，其計(jì)算公式如下:

其中，wij(i，j＝ 1，2，…，n)為區(qū)域i和區(qū)域j之前的空間權(quán)重和xj分別表示區(qū)域i和區(qū)域j的觀測(cè)值，n表示區(qū)域個(gè)數(shù)。

Moran I 的取值范圍為[-1，1]，當(dāng)其大于0，表示觀測(cè)變量空間正相關(guān)，且值越大說(shuō)明正相關(guān)性越強(qiáng)，即鄰接單元間相似性越強(qiáng)，高值與高值相鄰，低值與低值相鄰；當(dāng)其等于0，表示觀測(cè)變量間不存在相關(guān)性；當(dāng)其小于0，表示觀測(cè)變量空間負(fù)相關(guān)，且值越小說(shuō)明負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)，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(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣是進(jìn)行空間計(jì)量分析的關(guān)鍵，表示不同空間區(qū)域中某些地理或經(jīng)濟(jì)屬性值之間的相互依賴程度。 在度量空間自相關(guān)時(shí)，通常采用相鄰標(biāo)準(zhǔn)或者距離標(biāo)準(zhǔn)定義空間權(quán)重矩陣，以表征地理空間關(guān)聯(lián)或者經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。 為了更加科學(xué)地研究技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，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(dāng)兩個(gè)區(qū)域相鄰時(shí)，表明二者存在空間相關(guān)，反之則二者之間不存在空間相關(guān)。 為了能較好地反映地區(qū)之間的相互影響，文章設(shè)置門檻距離d＝160km:

即，當(dāng)兩個(gè)區(qū)域地理距離不大于160km 時(shí)，表明兩者存在空間相關(guān)性，反之兩者不存在空間相關(guān)。

3. 空間計(jì)量模型

本文通過(guò)Moran 指數(shù)確定區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性后，引入空間矩陣來(lái)建立空間計(jì)量模型，以分析城鎮(zhèn)化能否促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，以及區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新是否存在空間溢出效應(yīng)。 由于面板數(shù)據(jù)不適用空間滯后模型和空間誤差模型，所以本文依據(jù)Baltagi 等(2005)和杜江等(2017)的做法使用空間杜賓模型。 經(jīng)檢驗(yàn)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)空間杜賓模型:

其中，因變量 INNOit代表區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新；核心自變量URBit表示城鎮(zhèn)化水平；控制變量GDPit、AGLit分別表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)集聚度；下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和時(shí)序；Xkit代表上述因變量和自變量；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣，εit和uit為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量，ρ和θ為空間相關(guān)系數(shù)，λ為空間誤差系數(shù)。 當(dāng)ρ≠0、θ≠0 且λ＝ 0 時(shí)為空間杜賓模型(SDM)。

(二)變量設(shè)定

文章通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型來(lái)考察安徽省城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，對(duì)模型中的變量構(gòu)造如下:①因變量:對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的衡量，有的學(xué)者用技術(shù)創(chuàng)新的投入指標(biāo)來(lái)研究，如R＆D 經(jīng)費(fèi)投入、人力資本投入等；有的用技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出指標(biāo)來(lái)研究，如專利申請(qǐng)數(shù)或授權(quán)數(shù)等。 文章選用各地區(qū)的R＆D 經(jīng)費(fèi)投入占GDP 比重來(lái)衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。 ②核心自變量:人口聚集地在空間上的轉(zhuǎn)移是城鎮(zhèn)化的核心，農(nóng)村人口不斷向城市轉(zhuǎn)移，第二、三產(chǎn)業(yè)不斷向城市聚集。 文章用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示城鎮(zhèn)化水平。 ③控制變量:技術(shù)創(chuàng)新受到諸多因素影響，文章對(duì)可能影響技術(shù)創(chuàng)新的因素進(jìn)行控制。 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響研發(fā)投入的重要因素，也是衡量一個(gè)地區(qū)富裕程度的指標(biāo)之一。 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，對(duì)本區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)程度也不同。 文章用實(shí)際GDP 的對(duì)數(shù)值來(lái)表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，實(shí)際GDP 是以2011 年為基期進(jìn)行平減。 此外，產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有顯著影響(倪進(jìn)峰和李華，2017)，文章選擇安徽省各市的制造業(yè)集聚程度，測(cè)算指標(biāo)為制造業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)。

同時(shí)，為了保證研究的客觀和真實(shí)，充分考慮樣本的可獲取性和可行性，文章選取安徽省16 個(gè)地級(jí)市2011 ～2018年相關(guān)研究變量的面板數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)》和地級(jí)市統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)年鑒①因2010 年安徽行政區(qū)劃變更，所以舍棄2010 年的數(shù)據(jù)，從2011 年開始收集。。 此外，為了保證各指標(biāo)跨年度的可比性，文章對(duì)其進(jìn)行了無(wú)量綱化處理，如對(duì)GDP 進(jìn)行了價(jià)格平減以反映經(jīng)濟(jì)總量的可比性。

四、 實(shí)證分析

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

對(duì)樣本期內(nèi)安徽各地市技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。 結(jié)果表明，所有全局Moran 指數(shù)的P值在10%水平下顯著為正，說(shuō)明安徽各地級(jí)市的技術(shù)創(chuàng)新具有空間上的依賴性。 技術(shù)創(chuàng)新Moran I 值均大于0，且總體處于上升趨勢(shì)，表明各地市間創(chuàng)新投入的空間正相關(guān)性不斷增強(qiáng)，即呈現(xiàn)明顯的高高集聚、低低集聚。

表1 2011～2018 年安徽各地級(jí)市技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)回歸結(jié)果分析

文章采用安徽省16 個(gè)地級(jí)市2011 ～2018 年的面板數(shù)據(jù)，在不同空間權(quán)重下建立空間杜賓計(jì)量模型，研究城鎮(zhèn)化對(duì)安徽省區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響的空間溢出效應(yīng)，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。 根據(jù)表2 的回歸結(jié)果，得出如下結(jié)論:

表2 產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

第一，與OLS 回歸結(jié)果相比，空間杜賓模型的空間相關(guān)系數(shù)ρ顯著為正，R2顯著減小，Sigma2_e 顯著，說(shuō)明空間模型能更好地?cái)M合城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，且技術(shù)創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)。 即，每個(gè)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升對(duì)其他相似特征地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響，并且對(duì)地理鄰近地區(qū)的影響更加顯著。 以鄰接矩陣回歸結(jié)果為例，代表跨區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新溢出的系數(shù)估計(jì)值為0.346，并通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在其他條件不變的前提下，周邊鄰近地區(qū)的R＆D 經(jīng)費(fèi)投入占GDP 比重每增加1%，本區(qū)域R＆D 經(jīng)費(fèi)投入占比增加0.346%。

第二，URB 對(duì)INNO 的影響顯著為正，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平提高能夠提高區(qū)域創(chuàng)新能力。 以鄰接矩陣為例，在1%的顯著性水平下，本區(qū)域城鎮(zhèn)化水平每提高1%，該區(qū)域的R＆D經(jīng)費(fèi)投入占GDP 比重提高0.0191%。

第三，其他控制變量GDP、AGL 對(duì)INNO 的影響顯著為正，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)集聚度越高，其對(duì)研發(fā)的投入也越多，一定程度上能推動(dòng)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

第四，在城鎮(zhèn)化的外生交互效應(yīng)方面，以空間距離矩陣為例，WURB 對(duì)INNO 的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)化率提高會(huì)對(duì)本區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生抑制作用。 這可能是因?yàn)橹苓叺貐^(qū)在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，對(duì)周圍其他地區(qū)的各種生產(chǎn)要素產(chǎn)生較強(qiáng)的“虹吸效應(yīng)”，在本地區(qū)沒(méi)有采取吸引人才、吸引投資等相關(guān)行政措施的情況下，會(huì)導(dǎo)致本區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力下降。

五、 結(jié)論

文章基于安徽省16 個(gè)地級(jí)市2011 ～2018 年的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響的空間溢出效應(yīng)，得到如下結(jié)論:第一，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在正向空間溢出效應(yīng)，即地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，不僅受本地區(qū)相關(guān)因素的影響，還受其他地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。第二，城鎮(zhèn)化水平的提升對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在促進(jìn)作用，但周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進(jìn)對(duì)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生阻礙作用；第三，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)集聚度都對(duì)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向影響。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果以及安徽的實(shí)際情況，提出以下建議:第一，安徽各地方政府應(yīng)結(jié)合地方優(yōu)勢(shì)，制定并實(shí)施促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的政策，繼續(xù)優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境。 在省內(nèi)科技創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展的整體布局上，要加強(qiáng)各城市間科技合作，強(qiáng)化皖中、沿江地區(qū)對(duì)皖北地區(qū)的輻射，發(fā)揮合肥、蕪湖等城市對(duì)皖北的帶動(dòng)作用，形成技術(shù)先進(jìn)地區(qū)帶動(dòng)周邊地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展的格局。 第二，各市要進(jìn)一步推動(dòng)城鎮(zhèn)化健康發(fā)展，從經(jīng)濟(jì)、教育、社會(huì)保障等各方面提升城鎮(zhèn)化水平，為技術(shù)創(chuàng)新提供全方位的支持。 在促進(jìn)各地城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時(shí)，還應(yīng)注意省內(nèi)中部城市、南部城市和北部城市的協(xié)調(diào)發(fā)展，加大對(duì)皖北地區(qū)和貧困地區(qū)的支持力度，克服因生產(chǎn)要素流動(dòng)不均衡以及基礎(chǔ)設(shè)施布局不合理帶來(lái)的區(qū)域差距擴(kuò)大趨勢(shì)。 第三，各市要根據(jù)本地區(qū)實(shí)際情況采取不同的產(chǎn)業(yè)集聚模式，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，積極推進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚基地建設(shè)，鼓勵(lì)跨區(qū)域創(chuàng)新合作和創(chuàng)新聯(lián)盟。