基于空間計量分析的浙江省區域創新產出研究

王承云， 蔣世敏， 熊文景， 戴添樂

(上海師范大學環境與地理科學學院， 上海 200234)

在區域經濟一體化背景下，浙江省作為民營經濟發展的重鎮，民營經濟之網覆蓋了從浙北平原到浙南山地的浙江大部，為浙江省區域創新不斷注入活力.浙江省深入實施“創業富民、創新強省”總戰略，強化企業技術創新主體的地位，著力構建浙江特色的全域創新體系.創新驅動成為浙江省制造業獲得“單項冠軍”的不二法門.然而，浙江省區域內部創新資源配置不均衡、產業結構失衡等問題，使得浙江省區域內部創新能力的進一步提升受到限制.為此，探究浙江省區域創新產出的時空演化特征及其影響因素，對于提升區域創新能力，促進區域經濟增長，提升綜合競爭力具有重要實踐價值.

目前，有關區域創新的研究主要集中在評價體系構建[1]、創新效率[2-4]及其創新驅動機制[5-6]、創新產出的空間效應[7-9]、也有研究揭示了創新產出的經濟增長效應[10].隨著創新地理學的發展，學者們對于區域創新的研究正逐步深入.已有研究可概括為三個方面：一是區域創新能力研究.如甄峰[11]等構建了區域創新能力評價指標體系，從知識、技術、管理與制度、宏觀社會經濟環境四個方面測度區域創新能力，對于早期停留在理論探討的創新研究補充了量化研究；王承云[12]等探討長三角16個城市的創新水平，認為其創新空間的相關性整體上表現為正向，而知識經濟和集聚經濟是城市創新產生的根本機制；方創琳[13]等從城市自主創新、人居環境創新、體制創新和產業創新四個方面系統評估了中國創新型城市現狀，發現中國287個城市的綜合創新水平與這四個方面的創新水平的空間分異規律呈現一致性；呂拉昌[14]等對我國三大都市圈40個中心城市的創新引力進行測度與比較，從城市知識創新、創新環境、技術創新和產業創新四個方面對這40個中心城市進行聚類分析，并分為四個等級，深化了區域創新系統理論；眾多研究從技術、知識、制度、經濟基礎、政府行為等多個方面對區域創新能力進行綜合性評價，表明區域創新能力呈現顯著的經濟地帶性空間差異.二是區域創新的空間結果分析.如段德忠[15]等對上海市和北京市創新空間結構的演化模式進行了探討，上海市創新空間結構在1991年—2014年間由單核驅動向多核驅動不斷演進，北京市創新空間結構為市中心單核主導始終未變；武曉靜[16]等對長江經濟帶130個城市的創新水平時空格局進行了系統探討，各城市創新能力呈現由集聚向擴散的發展態勢.三是區域創新網絡研究.如王越[17]等采用引力模型探討長三角城市的創新聯系網絡，測算創新節點城市的輻射能力，揭示了地理鄰近性、制度鄰近性以及技術鄰近性對城市創新網絡的作用；周燦[18]等研究了長三角城市群創新網絡結構，測度城市創新網絡地位，對城市創新模式進行劃分，揭示了空間網絡視角下不同城市創新模式的差異.

在已有研究中，關于區域創新產出的研究主要停留在國家[19-20]、省域[21]和地市[22-23]的宏觀層面.事實上具有明顯局域性特征的知識溢出在更小的空間尺度才表現出顯著性[24]，而以縣域為空間研究單元的研究卻少見.蔣天穎[25]探討了浙江省內部創新產出的時空特征，但是時間跨度短，不能很好地反映創新產出的空間差異演變，而且用單純的專利授權數衡量創新產出，沒有考慮到專利屬于中間產品，不能全面代表創新最終成果.何健芳[26]等探討了廣東省21個地級市創新產出的空間差異，但沒有說明其空間差異的形成原因.還有相關學者研究區域內部的創新[27-29]，但大多以單一指標來衡量創新產出.鑒于此，本文以發明專利授權數作為創新產出的間接指標，新產品產值作為創新產出的直接指標，構建創新產出綜合評價指標，借助空間計量分析方法，分析浙江省69個縣級行政區創新產出的空間差異，客觀揭示經濟基礎、技術溢出、政府政策等相關因素對創新產出的空間影響效應，以期為優化浙江省區域創新產出的空間格局、促進科技資源的有效配置、縮小區域創新差異提供參考.

1 研究區域與數據來源

本文采用新產品產值和發明專利授權數來表征創新產出.創新產出包括中間產出(知識創新)和最終產出(經濟收益).新產品產值是創新產出商業成果的收益性指標，可作為衡量創新產出的直接指標；發明專利授權數屬于創新過程中知識溢出的中間產出，反映區域創新的活躍程度，可作為衡量創新產出的間接指標.2012年—2019年浙江省行政區劃經歷了六次調整，為保證空間研究單元的可比性，本文以浙江省2012年的行政區劃為標準，將各地市所轄縣市作為獨立研究單元，2012年之后調整為“區”的富陽市、紹興縣、上虞市、奉化市、洞頭縣和臨安縣按照縣級行政區處理，最終確定研究范圍包括浙江省11個地級市區、22個縣級市、35個縣以及1個自治縣，共計69個縣級行政單元.本文所有數據來源于浙江省各地市的統計年鑒以及2008年—2020年《浙江省統計年鑒》.

2 研究方法

2.1 熵權法

采用熵權法對指標進行綜合評估，可對各指標進行客觀賦權.首先對原始數據進行正向標準化處理，設Yij為第i個縣區第j項指標的規范化值，對于給定的j，Yij的差異越大，該項指標的作用就越大，綜合評估的計算步驟如下：

(1)

(i=1，2，…，m;j=1，2，…，n)，

(2)

(i=1，2，…，m;j=1，2，…，n)，

(3)

(4)

其中，Ej為第j個評價指標的熵值，Wj為第j個評價指標的熵權，Ti為第i個縣區的創新產出的綜合得分，用來衡量創新產出.

2.2 全局空間自相關

為了表達浙江省各縣域創新產出的空間集聚情況，選取全局Moran’sI指數揭示研究區域創新產出的空間分布格局.其計算公式如下：

(5)

2.3 局部空間自相關

(6)

2.4 NICH指數

相對發展率指數(NICH指數)可以衡量浙江省各縣域在某一時期內相對于浙江省整體的發展速度.計算公式如下：

(7)

式中，Y1i、Y2i分別表示第i個縣域在觀測期末期和初期的創新產出，Y1、Y2分別表示浙江省各縣域在該時期末期和初期的創新產出.

2.5 地理加權回歸模型

地理加權回歸模型(GWR)是考慮變量空間異質性的局部線性回歸模型，可獲得不同自變量隨空間位置變化而變化的參數估計，有效探索不同影響因素在不同地理位置上的空間差異性.由于GWR模型在診斷方面較弱，一般先進行OLS回歸以確保模型的準確性，再建立局部空間回歸，更有利于探索局部空間變異特征.OLS回歸表達式為：

(8)

式中，n為自變量個數；xk為第k個自變量的值；Y為因變量；β0、βk分別為常數項估計值和第k個自變量的估計值；ε為隨機項.OLS回歸模型可以從整體上確定各影響因素的差異性，卻難以反映空間異質性.進一步用GWR模型解釋各個影響因素與空間研究單元創新產出的空間關系，GWR模型的表達式為：

(9)

式中，Yi為在空間單元i觀測的因變量；n、xik、β0、βk以及εi的含義同(8)式.本文采用高斯函數計算βk的空間權重，最優帶寬以AIC最小化準則確定.

3 浙江省區域創新產出的時空差異演變

3.1 區域創新產出的空間演化特征

為了描述浙江省各縣域創新產出的空間演化特征，選取2007年、2013年和2019年作為評價的時間節點進行可視化分析，運用ArcGIS中的自然間斷點分級法，將浙江省69個縣級單元的創新產出從高到低劃分為高水平區、較高水平區、中等水平區和低水平區四個等級.2007年—2019年，浙江省創新產出空間集聚特征顯著，如圖1，高創新產出區的分布與浙江省大灣區“一環、一帶、一通道”的總體格局大致吻合；全省創新產出低水平區以面狀集中分布于浙西南、杭州西部和臺州北部.2007年，創新產出處于高水平和較高水平的縣區總共有3個，2013年處于高水平和較高水平的縣區上升至4個，2019年處于高水平和較高水平的縣區為5個，表明浙江省各縣域的創新產出在空間分布上逐漸集聚.

圖1 浙江省區域創新產出空間分布演變Fig.1 Spatial distribution evolution of regional innovation output in Zhejiang Province

進一步對2007年、2013年、2019年浙江省區域創新產出空間格局進行分析.2007年，浙江省創新產出高水平區、較高水平區和中等水平區相對較少，杭州市區為高水平區，溫州市區、寧波市區為較高水平區；中等水平區有14個，其它地區創新產出較低，為低水平區.2013 年，浙江省區域創新產出的中等水平區、較高水平區以及高水平區共有22個，高水平區未發生改變，紹興市區的創新產出由中等水平上升為較高水平；余姚市、臨海市、新昌縣、武義縣由低水平區上升為中等水平區.2019年，浙江省區域創新產出的中等水平區、較高水平區以及高水平區數量明顯增加，共有30個縣區，高水平區依然不變，臺州市區由中等水平區上升為較高水平區，衢州市區、安吉縣、長興縣、海鹽縣、平湖市、桐鄉市、寧海縣由低水平區上升中等水平區.2007年—2019年，浙東北縣區的創新產出增長較顯著，究其原因，環杭州灣高質量發展輻射帶動周圍縣區的創新發展，空間聯動作用顯著；而浙西南地區受限于創新資源、區位條件等因素阻礙，難以擺脫循環累積的發展困境，難以實現跨越發展.舟山市區、嵊泗縣以及岱山縣雖毗鄰杭州灣，但是由于海水阻隔，導致經濟輻射效應減弱、區域聯系降低，區域創新長期處于低水平階段.

為了從整體上剖析浙江省各縣域創新產出的空間關聯情況，運用GeoDa軟件計算浙江省2007年—2019年創新產出的全局Moran’sI值，繪制成圖2.由Moran’sI指數可知，浙江省2007年—2019年區域創新產出的Moran’sI值大于0，表明在此期間浙江省各縣域創新產出的空間相關性較為明顯.具體表現為，2007年—2009年，Moran’sI指數快速增長，由2007年的0.248上升至2009年的0.427，表明在此期間浙江省區域創新產出的空間集聚程度顯著增強；2009年—2012年Moran’sI指數逐漸下降，表明該時段集聚分布態勢仍存在，但是集聚程度減弱，2007年—2012年Moran’sI指數呈現倒“V”發展態勢；2013年—2019年Moran’sI值在0.25附近波動，表明2013年—2019年浙江省各縣域創新產出整體空間關聯程度相對穩定，這與區域創新產出差異變動趨勢一致.

圖2 浙江省區域創新產出全局Moran’s I值變化Fig.2 Global Moran’s I value change of regional innovation output in Zhejiang Province

3.2 區域創新產出的冷熱點分析

圖3 浙江省區域創新產出冷熱點分布Fig.3 Cold and hot spots distribution of regional innovation output in Zhejiang Province

3.3 區域創新產出的增長演化特征

選取2007年—2013年和2013年—2019年兩個時間段，計算浙江省各縣域創新產出的相對發展率，并根據計算結果將浙江省69個縣域，運用ArcGIS中的自然間斷點分級法分為四類區域，從低到高依次為滯后發展區、低速發展區、中速發展區和高速發展區，圖4為浙江省縣域創新增長差異空間格局圖.由圖4可以看出，在2007年—2013年和2013年—2019年這兩個階段，浙江省縣域創新產出的增長情況變化較為明顯.2007年—2013年，中高速發展區共有6個，杭州市區和寧波市區為高速發展區，中速發展區為紹興市區、溫州市區、慈溪市、余姚市；低速發展區主要集中在臺州市區南部、杭州市區西南部、衢州市區、湖州市區以及嘉興市區周圍，以及瑞安市、義烏市和永康市；剩下區域均為滯后發展區，共有45個.2013年—2019年，中高速發展區共有8個，較2007年—2013年有所增加，杭州市區為高速發展區；中速發展區為臺州市區、慈溪市、嘉興市、新昌縣、溫州市區、紹興市區、永康市；2013年—2019年創新產出的相對發展率較上一階段相比最顯著的變化在于，滯后發展區數量明顯減少，金華市區、東陽市、富陽市、嘉善縣、紹興縣等16個縣區由滯后發展區上升為低速發展區，而湖州市區、奉化市、桐鄉市、溫嶺市、嵊州市5個縣區由低速發展區下降為滯后發展區，從整體上來看，低速發展區數量相較于上一階段明顯增加.

圖4 浙江省區域創新產出的相對發展率Fig.4 The relative development rate of regional innovation output in Zhejiang Province

4 浙江省創新產出空間分異的成因分析

關于創新產出時空演化特征的成因，眾多學者已進行廣泛而深入的分析.在多位學者已有研究的基礎上[18]，結合浙江省區域創新發展的具體情況，本文將浙江省區域創新產出的影響因子歸納為政府政策(gov)、經濟基礎(eco)、產業升級(str)、創新投入(inp)、技術溢出(tec)、空間區位(spa)、固定資產投資(inv)7個方面.政府政策用財政支出中科學技術支出來反映；經濟基礎以人均生產總值表征；技術溢出以進出口總額來衡量；創新投入主要有研發經費投入和研發人才投入，考慮到數據的可獲得性和科學性，采取科學研究與技術服務業人數比重衡量創新投入；產業升級用第二產業增加值占GDP比重和第三產業增加值占GDP比重度量；空間區位采用客運量來表征；固定資產投資用固定資產投資額來反映.為消除各變量的量綱差異，對經濟基礎、技術溢出、固定資產投資、空間區位做取對數處理.

4.1 OLS模型的結果與分析

由于創新投入與產出存在一定的滯后期[30]，依次以2015年—2018年各縣區的影響因子數據作為解釋變量，以2019年的創新產出數據作為觀測的因變量，構建OLS回歸模型.根據回歸結果，2016年的解釋變量具有最高的擬合度，因此以滯后三階的數據作為分析影響因素的自變量，回歸結果如表1所示.第三產業增加值占GDP比重和固定資產投資這兩個解釋變量的VIF值大于7.5，將其逐一移除后其余解釋變量的VIF值均小于7.5，模型的決定系數R2為0.483，F統計量對應的P值為0.000 0，各解釋變量在10%水平下顯著.結果顯示，技術溢出、政府政策、空間區位、產業升級、創新投入的系數為正，與浙江省區域創新產出在全局范圍內呈現正相關；經濟基礎的系數為負，與浙江省區域創新產出呈現負相關.具體來看，技術溢出的系數最大，對浙江省區域創新的正向作用最顯著；其次為空間區位和產業升級，系數分別為0.179、0.220；政府政策和創新投入的系數相對較小，分別為0.085、0.045，對區域創新產出存在一定的正向作用.OLS模型只是對變量進行全局的估計，還需要通過GWR模型進行擬合分析，以解釋影響因素的空間異質性.

表1 OLS模型結果Tab.1 OLS model results

4.2 GWR模型的結果與分析

4.2.1 GWR回歸結果總體分析 GWR模型對每一個特定的空間研究單元都會估計一個系數，表2對系數進行了描述性統計.結果表明，GWR模型決定系數R2為0.643，高于OLS模型對應的數值，AICc值為162.952，低于OLS模型的169.059，比OLS模型的擬合度有所提高.GWR模型回歸參數估計對于不同單元的創新產出有不同結果，不同分位數的回歸擬合估計值差異較大，各解釋變量對浙江省區域創新產出的影響存在空間差異性.通過t檢驗對6個解釋變量的回歸系數進行顯著性分析，顯示技術溢出、空間區位、創新投入的回歸系數顯著性占比在40%以上.從參數估計的極值看，經濟基礎回歸系數為-0.726～0.462、政府政策回歸系數為-0.499～5.941、創新投入回歸系數為-8.032～18.762，其極大值和極小值均存在正負差異性，表明各解釋變量對不同區域創新產出的影響存在空間非平穩性，進一步反映了選擇GWR模型的合理性.

表2 GWR模型結果Tab.2 GWR model results

4.2.2 基于GWR模型的空間異質性分析 根據地理加權回歸結果，采用ArcGIS軟件分別對經濟基礎、政府政策、技術溢出、產業升級、空間區位、創新投入的回歸系數進行可視化，并進一步探討其空間分異特征.

1) 經濟基礎的空間作用模式，見圖5(a).經濟基礎對37.96%的區域創新產出有顯著影響，回歸系數以淳安縣、桐廬縣、建德市、臨安市、富陽市、諸暨市、浦江縣為高值中心向浙東北和浙東南遞減，在嘉興市、寧波市、舟山市下轄的部分縣域形成低值中心.全省約69.6%縣域的創新產出與經濟基礎呈負相關，僅有約30.4%縣域的創新產出表現出正相關.本文認為經濟發展水平對浙江省區域創新產出的影響作用存在復雜機制，一方面浙江省區域創新的主要主體為工業企業，其創新能力高低與創新產出存在直接關聯，另一方面各個縣域的經濟水平差異可能會對創新效率帶來消極影響.

2) 技術溢出的空間作用模式，見圖5(b).技術溢出對48.67%的區域創新產出有顯著影響，都呈現正相關，回歸系數以浙北的湖州市、嘉興市、杭州市下轄的部分縣域為高值中心向浙南地區遞減，在浙東南的臺州市和溫州市下轄的大部分縣域形成低值中心，具體呈現“北高、南低”的空間特征.表明浙北地區的產業集聚、外商投資帶來的技術溢出能夠提高創新產出.

3) 政府政策的空間作用模式，見圖5(c).政府政策對39.92%的區域創新產出有顯著影響，92.8%的縣區呈現正相關，7.2%的縣區呈現負相關，回歸系數以浙東北的環杭州灣大灣區為高值中心向浙西南遞減，在位于浙西省際邊界線的部分縣域形成低值中心，具體呈現“東北高、西南低”的分布特征.表明浙東北地區政府推出的創新政策能夠顯著提升區域創新能力，而在浙西南地區部分縣市的政府政策對區域創新產出的影響較小.

4) 空間區位的空間作用模式，見圖5(d).空間區位對58.24%的區域創新產出有顯著影響，都呈現正相關，回歸系數以衢州市、麗水市、溫州市下轄的大部分縣市為高值中心向浙東北地區遞減，在浙東北形成低值中心，整體呈現“西南高、東北低”的空間特征.浙東地區受限于海域條件導致對外聯系薄弱，無法取得快速發展.浙西南和浙西地區多為山地丘陵地帶，相對較差的地理區位使得經濟發展較緩慢，因此該類縣域的空間區位得到重視，能夠促進區域經濟增長，提升區域綜合競爭力.

5) 創新投入的空間作用模式，見圖5(e).創新投入對43.17%的區域創新產出有顯著影響，其中68.3%的縣區呈現正相關，31.7%的縣區呈現負相關，對浙江省區域創新產出具有兩種截然不同的效果，創新投入的回歸系數以浙東北地區為高值中心向浙南地區和浙東南地區遞減，在臺州市和溫州市下轄的部分沿海縣域形成低值中心，具體呈現“東北高、東南低”的空間特征.這表明提高浙東北縣域創新投入強度能夠促進區域創新，而位于浙東南的少部分沿海縣域創新投入的增加并不能起到提升區域創新產出的作用.

6) 產業升級的空間作用模式，見圖5(f).產業升級對24.44%的區域創新產出有顯著影響，都呈現正相關，回歸系數以嘉興市、寧波市、舟山市、臺州市下轄的大部分沿海縣域為高值中心向浙西地區遞減，在浙中地區形成低值中心，具體呈現“沿海高、內陸低”的空間特征.產業升級的兩個指標中，第二產業比重回歸系數較顯著，而第三產業比重存在共線性，基本解釋為：作為民營經濟發展重鎮的浙江省，工業制造業是主導產業，而第三產業為傳統的消費性服務業，產業結構配置的扭曲使得第二產業回歸系數顯著且相關性較大.

圖5 GWR模型回歸系數估計的空間分布圖Fig.5 Spatial distribution of regression coefficient estimates in GWR model

5 結論與建議

本文以浙江省69個縣級行政區作為空間研究單元，以發明專利授權數和新產品產值作為衡量創新產出的綜合指標，運用空間自相關、NICH指數考察浙江省2007年-2019年創新產出的空間格局演變特征.并在此基礎上，運用地理加權回歸模型，選取經濟基礎、技術溢出、政府政策、創新投入、空間區位以及產業升級6個因子揭示創新產出空間差異的影響因子及其空間分異性.得出以下主要研究結論.

1) 浙江省在2007年—2019年創新產出空間分異程度增強，存在明顯的極化現象，全省高創新產出區的分布與浙江省大灣區“一環、一帶、一通道”的總體格局基本吻合；全省創新產出低水平區以面狀集中分布于杭州西部、臺州北部以及浙西南.從2007年、2013年、2019年三年變化趨勢看，浙江省區域創新產出差異不斷增大.2007年—2019年，杭州市區、寧波市區、溫州市區的創新產出均為高水平或較高水平.總體來看，浙江省區域創新發展空間不平衡問題顯著，浙東北和浙西南區域創新水平差異大，亟須提升優化.

3) 透過GWR模型回歸結果顯示，各影響因子對浙江省區域創新的驅動模式不同，顯示出明顯的空間分異性.技術溢出、空間區位和產業升級對浙江省區域創新產出的影響具有正相關效應；政府政策、創新投入對創新產出的影響在絕大多數縣域為正相關，少數縣域為負相關，且有明顯的空間分異；而經濟基礎對創新產出的影響僅在少數縣域為正相關，可能由于各個縣域的經濟水平差異對創新效率帶來消極影響.

根據以上研究結論，提出相應建議：首先，認識區域創新水平的差異.為創新活動營造活力氛圍的同時，應充分認識區域創新產出的空間差異，積極構建區域創新聯動發展機制.進一步加強創新熱點區域的創新合作，充分發揮高創新產出區域的技術擴散效應；推動創新冷點區積極對接創新熱點區域的創新活動，引進先進管理經驗，進一步提高自主研發能力，強化區域創新的涓滴效應.其次，深入挖掘和強化第二產業創新產出潛力和能力，運用“高精尖”技術推動傳統制造業向先進制造業轉變，促進傳統制造業與高新技術產業協同發展.此外，浙江省應大力發展第三產業中占主導的生產性服務業，大力培育生產性服務業為產業結構調整的重點，在產業升級的過程中提升自主研發能力.再次，加強科研人才培養，增加研發經費投入.各縣市要完善人才梯隊建設和知識產權保護制度，鼓勵企業獨立自主研發.借助浙江省“創業富民、創新強省”總戰略，推動浙江省經濟發展由要素驅動向創新驅動轉變.最后，政府健全創新服務體系.各地區政府要科學籌劃各項創新服務政策，推動各項創新活動協調發展.對于創新事業發展相對緩慢的地區深入發掘有潛力的創新增長點，同時，鼓勵科研人才投入到企業的創新活動中.作為區域創新主力軍的企業和科研機構，政府也要提供相應政策支持，包括融資渠道、經濟補貼等方面，為創新活動營造良好積極的氛圍.