技術(shù)創(chuàng)新對湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響

姚志毅 張 揚(yáng) 黎麗霞

(湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410205)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

技術(shù)創(chuàng)新的投入對資金及人才的要求比較高，并不是每個(gè)地區(qū)都能有同樣的實(shí)力來研發(fā)。技術(shù)也具有外溢性的特征，不需要每個(gè)地區(qū)都付出巨大的成本創(chuàng)造同樣的技術(shù)，但是這種外溢性在時(shí)間上是具有滯后性的，尤其對于地級市的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新帶來的外溢作用難以在短期內(nèi)看到，這時(shí)考慮空間維度就尤為重要了。了解各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新空間相關(guān)性，才能促進(jìn)技術(shù)在整個(gè)區(qū)域的外溢效果達(dá)到最大化，讓產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級達(dá)到最大效果，達(dá)到地區(qū)間資源的合理配置，是一個(gè)值得研究的課題。

湖南省地處內(nèi)陸，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式較粗放，資源環(huán)境對經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的制約突出。近幾年來，以長沙、株洲、湘潭三市為核心，周邊城市為外圍構(gòu)成的城市群給湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級創(chuàng)造了良好的條件。尤其是“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施以及供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，為湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來新的機(jī)遇。湖南省以長沙、株洲、湘潭為經(jīng)濟(jì)核心，其技術(shù)水平也是位于前列，在這種“中心-外圍”的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，湖南省技術(shù)創(chuàng)新的輻射和外溢效果如何？以湖南省為例來研究技術(shù)創(chuàng)新的差異性及其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響具有代表性。

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究一直是學(xué)者們研究的重要領(lǐng)域。日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家赤松提出“雁行形態(tài)理論”，美國發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家劉易斯提出了“二元經(jīng)濟(jì)”結(jié)構(gòu)模型，赫爾希曼提出了產(chǎn)業(yè)“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”“最有效次序”和不平衡發(fā)展理論，羅斯托提出了經(jīng)濟(jì)成長六階段論等的研究奠定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的理論基礎(chǔ)[1][2]。關(guān)于如何實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的問題研究，林毅夫和張鵬飛(2005)認(rèn)為通過從發(fā)達(dá)國家引進(jìn)技術(shù)可以獲得比發(fā)達(dá)國家更快的經(jīng)濟(jì)增長，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[3]。金碚(2004)將中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展分為三個(gè)階段，為了實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，關(guān)鍵在于企業(yè)戰(zhàn)略選擇，而中國可以開發(fā)自主知識產(chǎn)權(quán)的技術(shù)和擴(kuò)大生產(chǎn)能力，實(shí)現(xiàn)品牌戰(zhàn)略[4]。劉偉和蔡志洲(2018)從增加值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)角度來研究[5]。近年來，很多學(xué)者納入空間因素來研究經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的問題，研究臨近地區(qū)產(chǎn)業(yè)的相互關(guān)系。Anselin(2002)納入空間效應(yīng)，采用適用于截面數(shù)據(jù)的空間滯后模型與空間誤差模型兩種，以及空間變系數(shù)回歸模型——地理加權(quán)回歸模型研究了這一理論[6]。Bruecckner(2003)和Case等(1993)從空間相互作用的視角對該理論進(jìn)行了拓展[7][8]。Lesage(1999)運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究了中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長問題[9]。Coughlin和Segev(2000)、Ke(2010)對中國FDI區(qū)域分布的影響因素進(jìn)行空間經(jīng)濟(jì)分析[10][11]。國內(nèi)學(xué)者柯善咨(2009)以中國為研究對象，研究了城市空間規(guī)模的決定因素，空間外溢等問題[12]。吳玉鳴(2006)使用空間計(jì)量模型分析了中國區(qū)域研發(fā)、知識溢出與創(chuàng)新的空間效應(yīng)[13]。蘇方林(2007)對中國省域知識溢出效應(yīng)進(jìn)行空間模型分析[14]。劉建民和胡小梅(2017)從財(cái)政分權(quán)角度研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間效應(yīng)，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間確實(shí)存在正向的空間依賴關(guān)系[15]。王鑫靜等(2019)研究了“一帶一路”沿線國家對中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接力和吸引力的時(shí)空差異，提出中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的區(qū)位選擇[16]。趙立平等(2019)以湖南省122個(gè)縣為截面，以區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間差異來分析經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題[17]。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究以時(shí)間演變?yōu)橹鳎{入空間維度的研究主要在于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的分析，但是技術(shù)創(chuàng)新的空間差異對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級又帶來怎樣的影響，這方面的研究較為匱乏。基于此，本文以湖南省的14個(gè)地級市為研究對象，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度，分析湖南省技術(shù)創(chuàng)新的空間差異性，構(gòu)建空間計(jì)量模型來檢測技術(shù)創(chuàng)新的空間差異性對湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

二、技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性分析

目前空間相關(guān)性診斷主要采用莫蘭指數(shù)I(Moran I)、吉爾里指數(shù)C(Geary’s C)與GETIS-ord指數(shù)G，其中應(yīng)用最為廣泛的是Moran I。本文使用Moran I的全局空間自相關(guān)來判斷湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否存在空間聚集、離散或者隨機(jī)分布等空間狀況，用Moran I局部空間自相關(guān)來考察湖南省技術(shù)創(chuàng)新空間分布的特征。

1. Moran I

(1)全局自相關(guān)Moran I

(1)

Moran I的取值范圍通常在-10表示正自相關(guān)，即高值與高值相鄰、低值與低值相鄰；MoranI<0表示負(fù)自相關(guān)，即高值與低值相鄰；如果MoranI=0，則表明空間分布是隨機(jī)的，不存在空間自相關(guān)。

為了進(jìn)行嚴(yán)格檢驗(yàn)，須導(dǎo)出Moran I的漸近分布。考慮原假設(shè)：

H0:Cov(xi,xj)=0,∏i≠j(即不存在空間自相關(guān))，在此原假設(shè)下，可以證明Moran I的期望值為：

(2)

假設(shè)Moran I的方差表達(dá)式為Var(I)，則標(biāo)準(zhǔn)化的Moran I服從漸近標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布：

(3)

則可以計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。顯著性水平可以由標(biāo)準(zhǔn)化Z值的P值檢驗(yàn)來確定：通過計(jì)算Z值的P值，再將它與顯著性水平α作比較，決定拒絕還是接受原假設(shè)。如果p值小于給定的顯著水平，則拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)；否則接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)。

(2)局部自相關(guān)Moran I

計(jì)算公式為：

(4)

局部Moran I的含義與全局Moran I相似，正指數(shù)表示區(qū)域i的高(低)值被周圍的高(低)值所包圍；負(fù)指數(shù)則表示區(qū)域i的高(低)值被周圍的低(高)值所包圍。

2. 結(jié)果及分析

本文選取技術(shù)創(chuàng)新投入作為空間相關(guān)性來分析。技術(shù)創(chuàng)新投入指標(biāo)的測度有些學(xué)者使用專利授權(quán)量來衡量(李真，2011)[18]，或者研發(fā)投入來衡量(謝蘭云，2015[19]；唐未兵等，2014[20])，本文以湖南省14個(gè)地區(qū)市為例，采用地區(qū)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示技術(shù)創(chuàng)新投入。數(shù)據(jù)來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于數(shù)據(jù)的可得性，選取2011—2017年湖南省14個(gè)地級市做全局Moran I與局部Moran I分析，結(jié)果如表1所示：

表1 全局自相關(guān)Moran I結(jié)果

從全局Moran I結(jié)果來看，2011—2015年在5%水平下通過檢驗(yàn)，2016—2017年在1%水平下通過檢驗(yàn)，Moran I值均為正值，說明湖南省技術(shù)創(chuàng)新具有空間正相關(guān)關(guān)系和較強(qiáng)的空間依賴性。而在時(shí)序的動(dòng)態(tài)演化狀態(tài)來看，莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升趨勢，說明這種空間依賴性正在不斷得到增強(qiáng)。如果忽略技術(shù)創(chuàng)新的空間屬性和特征來研究影響因素并不符合客觀實(shí)際。為進(jìn)一步測算其空間集聚效應(yīng)，本文選取 2011—2017年的技術(shù)投入數(shù)據(jù)對技術(shù)創(chuàng)新的局部自相關(guān)Moran I散點(diǎn)圖進(jìn)行分析。2011—2013年空間集聚性差異不大，因版面限制只標(biāo)出有差異的2011年、2014年、2015年、2017年的散點(diǎn)圖，分別如圖1至圖4所示。

圖1 2011年局部Moran I散點(diǎn)圖

圖2 2014年局部Moran I散點(diǎn)圖

圖3 2015年局部Moran I散點(diǎn)圖

圖4 2017年局部Moran I散點(diǎn)圖

從散點(diǎn)圖可以看到，2011—2017年湖南省14個(gè)地級市之間技術(shù)創(chuàng)新在空間上已形成空間差異化集群。在這四類差異化空間集群中：長沙、株洲、湘潭、婁底、岳陽五個(gè)地區(qū)在六年間始終位于穩(wěn)定的“高-高”集群，2016—2017年衡陽從“高-高”集群變到了“高-低”集群，而郴州從“高-低”集群進(jìn)入到了“高-高”集群；2011—2015年“低-低”集群由邵陽、張家界、永州、懷化、湘西五個(gè)市組成，但是2015—2017年邵陽進(jìn)入了“低-高”集群，永州進(jìn)入了“高-低”集群。具體結(jié)果如表2所示：

表2 2011—2017湖南省14個(gè)地級市技術(shù)創(chuàng)新投入局部Moran I 檢驗(yàn)結(jié)果

很顯然，無論是空間全局性檢驗(yàn)還是空間局部性檢驗(yàn)結(jié)果均顯示，目前湖南省各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間相關(guān)性，而且長-株-潭等部分地區(qū)之間形成了較為穩(wěn)固的差異化集群。由新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)原理可知，這將會(huì)影響到區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展質(zhì)量，對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來影響。接下來我們將從空間視角進(jìn)一步考察技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性對湖南省區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

三、湖南省技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響

為研究湖南省技術(shù)創(chuàng)新空間相關(guān)性對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文以2011—2017年作為時(shí)間樣本，選取湖南省14個(gè)市級區(qū)域作為空間樣本，構(gòu)建相應(yīng)的指標(biāo)來對兩者關(guān)系進(jìn)行分析。

1. 指標(biāo)構(gòu)建

本文的解釋變量是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平，包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化兩方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化指標(biāo)的測度大多采用結(jié)構(gòu)偏離度來衡量(干春暉等，2011)[21],林春艷和孔凡超(2016)[22]將各產(chǎn)業(yè)比重作為重要程度直接納入之前的公式中，避免了對數(shù)正負(fù)相抵的困境，本文采用這個(gè)方法，其公式為：

(5)

式中Yi和Li分別是i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)，Yi/Li反映各產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率水平。當(dāng)hlh趨于零時(shí)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的過程，也是產(chǎn)業(yè)之間的競爭過程，技術(shù)含量越高，競爭力越強(qiáng)，說明產(chǎn)業(yè)越高級化。本文利用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)總產(chǎn)值的比值(gjh)來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度。

被解釋變量為技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)，技術(shù)創(chuàng)新包括技術(shù)制度創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新人才資源、技術(shù)引進(jìn)及技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。技術(shù)制度創(chuàng)新主要在于對技術(shù)的投入(jstr)，該指標(biāo)與前文相同。

技術(shù)引進(jìn)(jsyj)：技術(shù)引進(jìn)的方式主要是通過技術(shù)進(jìn)口貿(mào)易和外商直接投資。有些學(xué)者使用大中型企業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)和引進(jìn)經(jīng)費(fèi)來衡量，有些學(xué)者使用技術(shù)貿(mào)易額來衡量，但是這兩者均存在缺陷，對于地市級的區(qū)域，技術(shù)引進(jìn)不僅僅只是在于大中型企業(yè)，技術(shù)貿(mào)易也難以得到先進(jìn)技術(shù)，這兩者均不適合來衡量地市級的技術(shù)創(chuàng)新。而外商直接投資是技術(shù)轉(zhuǎn)移最為有效的途徑，通過要素資源流向本地產(chǎn)業(yè)，讓本地產(chǎn)業(yè)吸收、模仿從而達(dá)到技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。所以本文采用實(shí)際FDI占固定資產(chǎn)投資比例來衡量技術(shù)引進(jìn)指標(biāo)。

技術(shù)創(chuàng)新人才資源(jscx)：技術(shù)創(chuàng)新體系能否良好運(yùn)作，人才資源的培養(yǎng)、開發(fā)、利用和激勵(lì)至關(guān)重要。R&D人員專門從事研究與開發(fā)工作，是具有直接創(chuàng)新產(chǎn)出能力的主體，本文選取R&D人員占職工人數(shù)的比重來表示區(qū)域創(chuàng)新體系中人才資源的代表變量。

技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(zlsq)；研究開發(fā)的重要成果是專利。每年的專利申請數(shù)可能不是當(dāng)年研發(fā)的成果，而是數(shù)年研發(fā)的產(chǎn)物。但持續(xù)的研發(fā)活動(dòng)應(yīng)連續(xù)不斷地出現(xiàn)新發(fā)明，專利擁有數(shù)是衡量研究與開發(fā)產(chǎn)出的有效指標(biāo)。本文使用當(dāng)年受理的專利申請數(shù)來衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出變量。

為確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文設(shè)置兩個(gè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有影響的控制變量：地方財(cái)政政策和地方對外開放程度。

地方財(cái)政政策(czzc)：該指標(biāo)反映當(dāng)?shù)卣畬Ξa(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重視程度，用地方財(cái)政支出來表示。

地方對外開放程度(kfd)：對外開放程度高，將對當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)、人力資本、和物資資本帶來一定的影響，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。用地區(qū)出口總額與地區(qū)GDP比值來表示。

數(shù)據(jù)均來源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》(2012—2018)。

2. 空間面板模型的確定

空間面板計(jì)量模型有空間誤差模型、空間滯后模型、空間杜賓模型，為確定適合的模型，分別對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化進(jìn)行了Moran I、LM、R-LM、Wald(lag和error)、LR(lag和error)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。可以看到，Moran I在1% 的置信水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。此外, LM及R-LM拒絕原假設(shè),說明模型存在殘差空間自相關(guān)。同時(shí),根據(jù)判別法則, 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的LM (Robust)檢驗(yàn)結(jié)果都傾向于向空間滯后模型(SAR)。進(jìn)一步通過Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)來確定空間面板模型的具體形式，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的Wald統(tǒng)計(jì)量和LR統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)[23]。

表3 空間面板模型設(shè)定檢驗(yàn)

因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化選擇固定效應(yīng)空間滯后模型(SAR)進(jìn)行估計(jì)，產(chǎn)業(yè)高級化由于空間誤差項(xiàng)空間依賴性表現(xiàn)不太明顯，所以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化最終選擇固定效應(yīng)空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行估計(jì)。構(gòu)建空間計(jì)量模型為：

lnhlhit=α+ρWlnhlhit+β1lnjstrit+β2lnjsyjit+β3lnjscxit+β4lnzlsqit+ψ1lnkfdit+ψ2lnczzcit+εit

(6)

lngjhit=α+ρWlngjhit+β1lnjstrit+β2lnjsyjit+β3lnjscxit+β4lnzlsqit+ψ1lnkfdit+ψ2lnczzcit+φ1Wlnjstrit+φ2Wlnjsyjit+φ3Wlnjscxit+φ4Wlnzlsqit+μit+εit

(7)

(6)-(7)式中：β1、β2、β3、β4分別表示技術(shù)投入、技術(shù)引進(jìn)、技術(shù)創(chuàng)新人才資源、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)，φ1、φ2、φ3、φ4分別表示四個(gè)解釋變量的空間滯后項(xiàng)的彈性系數(shù)，W是14x14階的空間權(quán)重矩陣，ρ指本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級空間相互作用的方向和程度 ，ψ1、ψ2是兩個(gè)控制變量的產(chǎn)出彈性，α是常數(shù)，εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)，μit是固定效應(yīng)。對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進(jìn)行空間滯后的無固定效應(yīng)模型估計(jì)得到結(jié)果如表4所示：

表4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化空間滯后模型檢驗(yàn)分析

因在檢驗(yàn)過程中，地方財(cái)政支出和對外開放度兩個(gè)控制變量的空間效應(yīng)不顯著，去掉這兩個(gè)變量后重新進(jìn)行空間滯后計(jì)量。從表4可以看出，被解釋變量的空間滯后項(xiàng)在5%的置信水平下顯著，RHO的p值小于0.05，在5%的水平下通過檢驗(yàn)，說明湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化具有明顯的空間溢出效應(yīng)。再通過直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)來反映自變量對因變量的影響，結(jié)果如表5所示。

表5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化空間滯后模型效應(yīng)分析

表5中R2=0.9594，Log=17.7673，通過檢驗(yàn)。從各p值來看，總效應(yīng)均在5%的置信水平下通過檢驗(yàn)，直接效應(yīng)jscx在10%的置信水平下通過檢驗(yàn)，其它指標(biāo)在5%的置信水平下通過檢驗(yàn)。湖南省各市的技術(shù)創(chuàng)新人才資源、技術(shù)引進(jìn)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對本地的產(chǎn)業(yè)合理化具有正向促進(jìn)作用，而在考察期內(nèi)，技術(shù)投入系數(shù)顯示為負(fù)數(shù)，說明湖南省當(dāng)前的技術(shù)投入空間集群模式并不利于湖南省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化發(fā)展。間接效應(yīng)中只有技術(shù)引進(jìn)的空間效用變量通過顯著性檢驗(yàn)，即只有湖南省技術(shù)引進(jìn)有空間溢出效應(yīng)，但是顯示為負(fù)的效用。對于地級市的城市，技術(shù)引進(jìn)投資大，還需要消化吸收，需要有相關(guān)的技術(shù)人才，而人才流失是地級市城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要障礙，因而導(dǎo)致技術(shù)引進(jìn)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性發(fā)展沒有帶來應(yīng)有的正效用。

對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的空間效應(yīng)分析，構(gòu)建了同時(shí)包含因變量空間滯后項(xiàng)和自變量空間滯后項(xiàng)的空間杜賓模型(SDM)，結(jié)果如表6所示：

表6 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化空間杜賓模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，R2=0.9052表明模擬效果較好，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的滯后性系數(shù)為正數(shù)0.6350，p在1%的置信水平下顯著，rho的p值為0.018，證實(shí)了湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在顯著的空間溢出效應(yīng)。相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平體現(xiàn)了該地區(qū)在提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時(shí)注重技術(shù)創(chuàng)新的改善，因此會(huì)提高該地區(qū)技術(shù)水平，更有利于本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化及技術(shù)創(chuàng)新水平的發(fā)展。在本地影響中，czzc在10%的置信水平下通過檢驗(yàn)，其他變量的p值均在5%或1%的置信水平下通過檢驗(yàn)。在Wx中的p值結(jié)果中，czzc沒有通過檢驗(yàn)，說明地方財(cái)政政策沒有空間效應(yīng)。從變量的系數(shù)來看，技術(shù)引進(jìn)和技術(shù)人才的空間溢出效應(yīng)要高于本地對本地的影響，而技術(shù)投入的空間外溢帶來負(fù)的效應(yīng)。下面將對各個(gè)自變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響進(jìn)一步進(jìn)行效應(yīng)分解，結(jié)果如表7所示：

表7 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化空間杜賓模型效應(yīng)分析

從表7可以看到，本地對外開放度對本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的直接效益沒有通過檢驗(yàn)，但是本地對外開放度對外地是負(fù)的溢出效應(yīng)。當(dāng)?shù)卣耐顿Y只對本地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響，在間接效應(yīng)中沒通過檢驗(yàn)，并且遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過外地帶來的擴(kuò)散效應(yīng)。技術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)在直接效應(yīng)中p值為0.008，但是在間接效應(yīng)和總效應(yīng)中沒通過檢驗(yàn)，說明技術(shù)產(chǎn)出沒有空間外溢效應(yīng)。其他指標(biāo)均通過檢驗(yàn)，各指標(biāo)不僅給本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展帶來正向的促進(jìn)作用，同時(shí)對周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化帶來擴(kuò)散作用。其中以技術(shù)創(chuàng)新人才的擴(kuò)散效應(yīng)最高，占總效用的77.47%，其次是技術(shù)引進(jìn)的擴(kuò)散效應(yīng)達(dá)到總效用的37.76%，而地方財(cái)政政策主要是對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化產(chǎn)生影響。在考察期內(nèi)，技術(shù)投入對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化占主要地位，很大程度彌補(bǔ)了周邊國家?guī)淼呢?fù)效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出對本地產(chǎn)業(yè)高級化呈負(fù)向關(guān)系，對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起阻礙作用。

四、結(jié)論與建議

1. 結(jié)論

采用全局和局部空間自相關(guān)分析了湖南省技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性，對湖南省產(chǎn)業(yè)空間分布及集聚狀態(tài)進(jìn)行了研究，并利用空間滯后模型和空間杜賓模型對影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：在考察期內(nèi)湖南省地級市的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平呈現(xiàn)明顯的集聚效應(yīng)。在時(shí)間上，空間相關(guān)性隨著時(shí)間的增長而增長；在空間上，形成了以長沙、株洲、湘潭、婁底為代表的高集聚區(qū)域，和以張家界、懷化、湘西為代表的低集聚區(qū)域。空間計(jì)量模型分析結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新具有空間溢出效應(yīng)，其中技術(shù)引進(jìn)和技術(shù)創(chuàng)新人才對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的溢出效應(yīng)明顯；技術(shù)投入對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向的促進(jìn)作用，但是對周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有空間負(fù)的溢出效應(yīng)。

2. 政策建議

(1)重視技術(shù)創(chuàng)新變量的空間溢出效應(yīng)的變化

區(qū)域內(nèi)部提高技術(shù)創(chuàng)新的空間擴(kuò)散效應(yīng)，對外利用廣東等技術(shù)比較先進(jìn)地區(qū)的技術(shù)輻射效應(yīng)，促進(jìn)本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。加強(qiáng)周邊區(qū)域間的技術(shù)交流，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)同發(fā)展。培育自己的技術(shù)創(chuàng)新能力，形成新產(chǎn)業(yè)或者優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向溢出。抓住湖南省是聯(lián)系東部和西部的樞紐地帶，實(shí)現(xiàn)區(qū)域間戰(zhàn)略對接和經(jīng)濟(jì)整合，政府適度給予政策和資金的支持，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新所需的人才、資金、信息等要素流動(dòng)和集聚，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在區(qū)域間的動(dòng)態(tài)融合[20]。

(2)重視本地技術(shù)條件、人力資源與引進(jìn)技術(shù)及技術(shù)產(chǎn)出的匹配程度

對于技術(shù)創(chuàng)新能力不夠強(qiáng)的地級市，技術(shù)引進(jìn)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化都具有比較好的促進(jìn)作用，且可以與鄰近的地區(qū)模仿創(chuàng)新來提高技術(shù)水平，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

(3)增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新的外溢效應(yīng)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的速度

充分利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的優(yōu)勢，加強(qiáng)“互聯(lián)網(wǎng)+”的融合力度，將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)融入傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)中，擴(kuò)大技術(shù)創(chuàng)新的輻射效應(yīng)，達(dá)到區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級協(xié)調(diào)發(fā)展。