制造業(yè)轉移與區(qū)域創(chuàng)新空間演進
——直接影響與空間溢出效應

凌星元, 孟衛(wèi)東, 王春楊

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院,重慶 400044)

1 引言

產(chǎn)業(yè)轉移是指由于資源供給、需求條件和制度環(huán)境的變化，引起某些產(chǎn)業(yè)從某一國家和地區(qū)轉移到另一國家和地區(qū)的經(jīng)濟地理過程[1]。產(chǎn)業(yè)轉移是一個復雜性系統(tǒng)過程,是優(yōu)化經(jīng)濟空間布局的有效途徑，在我國現(xiàn)階段則是促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉變、加快產(chǎn)業(yè)結構調整和促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展的必然要求[2]。我國是一個以地方政府競爭推動經(jīng)濟快速發(fā)展的大國，其中以制造業(yè)為代表的資本競爭是地方政府競爭的核心內容。隨著我國經(jīng)濟增長進入“新常態(tài)”，創(chuàng)新驅動增長成為各地促進經(jīng)濟發(fā)展的主攻方向。各省市縣紛紛編制創(chuàng)新發(fā)展規(guī)劃、出臺創(chuàng)新鼓勵政策，以追求產(chǎn)業(yè)高端化、創(chuàng)新化，騰退低端制造作為實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要手段。然而，從另一個角度來說，政府的推動固然重要，但是產(chǎn)業(yè)區(qū)位的演化更多地是根據(jù)地區(qū)間比較優(yōu)勢而主動調整，要素稟賦結構決定區(qū)域分工和貿(mào)易結構[3]。雖然向創(chuàng)新驅動型經(jīng)濟轉型指明了我國制造業(yè)發(fā)展的方向，然而大國背景下如何平衡制造業(yè)分布和創(chuàng)新資源配置的地理空間關系卻至關重要。尤其是相比于產(chǎn)業(yè)在地理空間上的不均衡分布，創(chuàng)新則更傾向于空間集聚[4]。創(chuàng)新活動，特別是狹義的創(chuàng)新總是在大城市發(fā)生和商業(yè)化，而后向周邊擴散[5]。這就意味著我國創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略的實施，必須與制造業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略一樣，實施差異化的空間政策。

創(chuàng)新活動為何存在如此大的地區(qū)差異？區(qū)位條件、要素積累和創(chuàng)新環(huán)境等都是重要因素[6]。從集聚經(jīng)濟和外部性的視角來看，產(chǎn)業(yè)分布是影響創(chuàng)新產(chǎn)出時空演進的重要原因[7]。產(chǎn)業(yè)集聚能夠帶來顯著的知識溢出，從而降低生產(chǎn)和研發(fā)的成本[8]。知識溢出是不同主體在直接或間接的信息交流中，知識無意識的傳播過程[9]。一般來說，區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系、商品貿(mào)易、區(qū)際投資、項目合作以及產(chǎn)學研聯(lián)系等均是影響知識溢出的重要機制，但由于知識的默會性特征，知識溢出具有隨距離增加而衰減的特性。“新”新經(jīng)濟地理學在“空間集聚效應”和“空間選擇效應”的綜合框架下，研究異質性微觀主體的區(qū)位選擇及空間結構特征：就正向的空間選擇效應而言，高生產(chǎn)效率的企業(yè)傾向于選擇核心地區(qū)以占領更多的市場份額，而低生產(chǎn)效率的企業(yè)則選擇在邊緣地區(qū)，力求通過運輸成本等壁壘來維持市場份額[10]。除了產(chǎn)業(yè)關聯(lián)所帶來的報酬遞增，技術創(chuàng)新和知識溢出對經(jīng)濟活動的區(qū)位選擇也具有重要影響[11]。一方面，知識溢出具有局域性特征，由此引發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚，并且知識溢出與集聚相互強化而呈現(xiàn)內生的互動關系[12]；另一方面，區(qū)際知識溢出又是一種強有力的離心力，雖然貿(mào)易成本的降低鼓勵集聚，但地區(qū)間知識溢出的政策卻能促進產(chǎn)業(yè)活動的擴散[13]。基于空間計量經(jīng)濟學，大量研究提供了此類證據(jù)。空間計量經(jīng)濟學強調樣本之間的空間依賴性，通過空間權重矩陣的設定，能夠更好地分析經(jīng)濟活動的空間溢出效應、距離衰減特征以及“空間漣漪效應”[14]。然而，此類模型的解釋力同時依賴于明確的空間傳導機制以及恰當?shù)目臻g尺度選擇。

近年來，隨著國內外經(jīng)濟、政治環(huán)境的波動變化，國內產(chǎn)業(yè)的區(qū)域轉移現(xiàn)象逐漸顯現(xiàn)[15]。且隨著市場配置資源功能的完善，資本、勞動力和技術等可移動要素的流動性增強，使得地區(qū)間產(chǎn)業(yè)發(fā)展和創(chuàng)新活動的空間溢出效應日益增強[16]。產(chǎn)業(yè)轉移如何影響創(chuàng)新的空間分布？創(chuàng)新與制造業(yè)分布會呈現(xiàn)怎樣的協(xié)同演進特征？這不僅僅關系著區(qū)域自身特征對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟活動的作用比較，還關系到對中國區(qū)域經(jīng)濟結構戰(zhàn)略性調整路徑與方式的深化認識。與已有研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面：(1)從制造業(yè)區(qū)域轉移的視角探討區(qū)域創(chuàng)新空間演進的機制，將空間因素引入?yún)^(qū)域創(chuàng)新演化的分析之中。制造業(yè)規(guī)模不僅直接影響本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出，還能對其他地區(qū)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生溢出效應；隨著地區(qū)間交通條件改善、信息技術的發(fā)展以及制度障礙的消除，如果僅僅研究當?shù)刂圃鞓I(yè)對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，就很可能高估或者低估本地制造業(yè)的影響。(2)采用更為合理的計量方法對各地區(qū)的知識溢出進行測度。空間計量模型依賴于來源地和目的地之間的距離函數(shù)，也依賴于適合用于描述來源地和目的地的特征解釋變量[17]，本文采用空間杜賓模型(SDM)，借助城市間人口流動矩陣、社交網(wǎng)絡聯(lián)系矩陣和空間臨近矩陣，評估制造業(yè)轉移對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響和空間溢出效應。(3)選擇我國地級及以上地理單元進行制造業(yè)區(qū)域轉移以及空間溢出效應的分析。如果空間尺度過于宏觀，將使得溢出效應不可測以及區(qū)域內部差異被忽略，從而降低分析的準確性，而更細的地理單元則更能揭示經(jīng)濟活動的空間關聯(lián)[18]。

2 方法選擇與數(shù)據(jù)說明

2.1 空間溢出效應的測度

知識的空間溢出效應是由知識的外部性特征決定的，但是由于知識的溢出是無形的，因此對其測度存在較大難度。近年來，隨著空間統(tǒng)計和計量經(jīng)濟分析工具的發(fā)展，空間計量模型逐漸被應用于知識溢出的測度中，使得知識溢出的衡量越來越科學、準確[19]。在構建空間計量模型時，首先要選擇合適的空間權重矩陣，而不同的空間權重矩陣對應于不同的知識溢出傳導機制。根據(jù)已有關于知識溢出屬性特征的研究基礎，并參考空間計量建模的一般做法，本文選擇3種空間權重矩陣，并對基于不同權重矩陣的空間計量模型分別進行估計。空間權重矩陣的基本設定如下

其中W為空間權重矩陣，wij即為地區(qū)j特征變量變動對地區(qū)i影響的空間權重，空間權重矩陣與其他區(qū)域相應的變量相乘則為其他區(qū)域變量的加權加總。本文設定的3種空間權重分別為：基于城市間人口流動聯(lián)系的空間權重矩陣、基于城市間社交網(wǎng)絡聯(lián)系的空間權重矩陣和基于城市地理鄰接的空間權重矩陣。隨著空間權重矩陣的設定，就形成了區(qū)域間三種知識溢出的傳導機制。具體來說，基于人口流動的知識溢出，即假設地區(qū)之間的人口流動規(guī)模會影響知識溢出大小。知識植根于個體，人口流動是知識尤其是隱性知識溢出的主要途徑，公司技術人員、大學和科研機構研究人員之間跨地區(qū)正式或非正式的學術活動能夠促進知識的轉移和擴散；跨區(qū)域就業(yè)崗位的提供、企業(yè)家跨區(qū)域創(chuàng)業(yè)、從事貿(mào)易投資的人員往來也會帶來非常顯著的知識溢出效應。基于社交網(wǎng)絡的知識溢出，即假設地區(qū)之間的信息交流頻率和規(guī)模會影響知識溢出的大小。信息化和數(shù)字化時代，通訊技術和互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展使得信息傳遞不再僅依賴于面對面的交流，信息傳播和擴散的距離、速度和效率都大幅提高，通過社交網(wǎng)絡的交流和傳遞信息，可以促進知識在不同地區(qū)的傳播和擴散。基于空間鄰接的知識溢出,由于知識和技術本身的屬性，其在跨區(qū)域傳播過程中容易發(fā)生扭曲和失真，特別是對那些難以被編碼的默會知識而言更需要面對面的交流，因而知識溢出的效果往往呈現(xiàn)出隨距離衰減的特性，距離仍是關鍵的決定因素。通過3種空間權重矩陣的設定，評估不同傳導機制下的知識溢出效應，并識別何種機制最為有效。

2.2 計量模型的構建

本文計量模型的構建基于新經(jīng)濟地理學框架，除了重點考察產(chǎn)業(yè)轉移對區(qū)域創(chuàng)新的影響，參考已有研究，其他影響一個地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的因素還包括人口集聚程度，創(chuàng)新活動的投入成本，以及反映國內外一體化水平的對外開放程度和本地基礎設施建設水平。本文設定的基礎模型如下

lnINVit=β0+β1lnMANit+β2lnDENit+β3lnEXPit+

β4lnINCit+β5lnINFit+μi+λt+εit

其中l(wèi)nINVit表示t年i地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出水平；lnMANit表示t年i地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)出水平；lnDENit表示t年i地區(qū)人口集聚程度；lnEXPit表示t年i地區(qū)開放程度；lnINCit表示t年i地區(qū)創(chuàng)新活動投入成本；lnINFit表示本地基礎設施水平；μi和λt分別是空間和時間特定效應，εit為隨機擾動項。

本文研究重心在于搭建起制造業(yè)轉移影響區(qū)域創(chuàng)新差異的“空間橋梁”，即特別需要考察其他地區(qū)制造業(yè)發(fā)展對本地區(qū)創(chuàng)新水平產(chǎn)生的影響。考慮到制造業(yè)和區(qū)域創(chuàng)新分布均存在顯著的空間依賴性，本文構建包含自變量空間滯后效應的空間Durbin模型，測度制造業(yè)的空間溢出效應。空間Durbin模型的優(yōu)點在于：無論真實數(shù)據(jù)生成過程是空間滯后模型還是空間誤差模型，均可基于此模型得到系數(shù)的無偏估計；同時，其對潛在空間溢出效應的規(guī)模并未預先施加任何限制，這也使得模型及其對溢出效應的估計更具一般性[20]。

具體而言，本文的空間Durbin模型設定的具體形式如下

lnINVit=β0+β1lnMANit+β2lnDENit+β3lnEXPit+

β4lnINCit+β5lnINFit+ρ1W×lnMANit+

ρ2W×lnDENit+ρ3W×lnEXPit+

ρ4W×lnINCit+ρ5W×lnINFit+μi+λt+εit

其中W表示N階空間權重矩陣，在本文分別為基于地理鄰接、城市間人口流動和城市間社交聯(lián)系三種不同的空間權重矩陣。空間權重矩陣與變量相乘則構成空間變量，利用空間權重加權的制造業(yè)產(chǎn)出自變量加總(W×lnMANit)和其他控制變量加總以反映其他地區(qū)創(chuàng)新能力和影響因素對本地制造業(yè)的空間溢出效應。

2.3 變量說明與數(shù)據(jù)來源

空間溢出效應。本文分別選擇地理鄰接矩陣、城市間人口流動矩陣和社交網(wǎng)絡矩陣來測度其他區(qū)域對本地區(qū)的空間溢出效應。地理鄰接權重矩陣為對稱矩陣，由GeoDa軟件生成；而“城市間人口流動聯(lián)系”矩陣和“城市間社交網(wǎng)絡聯(lián)系”矩陣分別來自百度跨城市人口流動數(shù)據(jù)(“百度遷徙”數(shù)據(jù))和北京大學地理信息系統(tǒng)軟件(Geosoft)實驗室提供的中國社交媒體提取的中國城市間交互數(shù)據(jù)。空間權重矩陣與相應的變量相乘得出的空間變量是其他區(qū)域變量的加權總和。

制造業(yè)區(qū)域轉移。本文以各地區(qū)制造業(yè)總產(chǎn)值變動來衡量制造業(yè)的跨區(qū)域轉移，即總產(chǎn)值增加表明存在制造業(yè)轉入，總產(chǎn)值減小則存在制造業(yè)轉出。需要說明的是，產(chǎn)業(yè)轉移會導致產(chǎn)業(yè)地理分布變遷，但地區(qū)產(chǎn)業(yè)變動卻并不一定是產(chǎn)業(yè)轉移的結果，還包括本地生產(chǎn)規(guī)模的擴大或縮小。然而，在對國內產(chǎn)業(yè)轉移進行實證分析時，由于缺乏企業(yè)跨區(qū)域遷移的數(shù)據(jù)，導致很難按照產(chǎn)業(yè)轉移的定義來衡量產(chǎn)業(yè)轉移。參照國內已有研究[21]，本文使用各地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值變動作為衡量制造業(yè)區(qū)域轉移的指標，一是產(chǎn)業(yè)轉移體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)地理分布變遷中；二是產(chǎn)業(yè)地理分布變遷往往是產(chǎn)業(yè)轉移的前奏。本文使用的制造業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自于中國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計中國大陸地區(qū)銷售額500萬元以上(2012 年起為2000萬元以上)的工業(yè)企業(yè)各經(jīng)濟指標。本文對各年份不同制造業(yè)門類下所有企業(yè)總產(chǎn)值進行加總，以獲得各地區(qū)制造業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)。為統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑，本文選擇使用2005—2011年的制造業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)進行分析。

地區(qū)創(chuàng)新水平。參考國內外此類研究的慣常做法以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以地區(qū)的發(fā)明專利授權數(shù)量來衡量區(qū)域創(chuàng)新能力。一般來說，創(chuàng)新活動的過程可以分為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新組織和創(chuàng)新產(chǎn)出3個主要環(huán)節(jié)，而發(fā)明專利作為創(chuàng)新的產(chǎn)出反映了創(chuàng)新的最終效果和創(chuàng)新水平，并且專利數(shù)據(jù)具有可比性和易獲得的特征，是目前國內外最經(jīng)常使用的衡量指標。基于此，本文選擇地區(qū)發(fā)明專利授權數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新能力的衡量指標，該數(shù)據(jù)的獲取來自中國知識產(chǎn)權局的在線專利檢索系統(tǒng)。考慮到制造業(yè)轉移對區(qū)域創(chuàng)新水平影響的時滯性，以及發(fā)明專利從申請到最終授權的時滯性，本文最終選擇2007—2013年的地區(qū)專利發(fā)明數(shù)據(jù)進行加總測算。

控制變量。本文以本地的人口密度來衡量地區(qū)人口集聚程度；以地區(qū)出口總額來衡量地區(qū)開放程度；以職工平均工資水平來衡量地區(qū)創(chuàng)新投入成本；以區(qū)域交通里程數(shù)來衡量地區(qū)基礎設施水平。通過對獲取的數(shù)據(jù)進行梳理，刪除缺失比較嚴重的部分地區(qū)數(shù)據(jù)，最終構建了全國340個地級及以上城市2005—2013年的面板數(shù)據(jù)用于計量分析，除了空間權重矩陣數(shù)據(jù)和發(fā)明專利數(shù)據(jù)之外，其他數(shù)據(jù)均來自相應年份的全國工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

3 實證結果分析

3.1 制造業(yè)轉移與區(qū)域創(chuàng)新空間特征

改革開放以來，依托于地理區(qū)位優(yōu)勢，制造業(yè)主要分布在我國東部沿海地區(qū)；但隨著西部大開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略的實施，以及區(qū)域之間比較優(yōu)勢的動態(tài)轉變，制造業(yè)區(qū)域分布發(fā)生了較為明顯的變化，制造業(yè)區(qū)域轉移的特征較為明顯。2005至2011年間，在所考察的340個地級城市當中，發(fā)生制造業(yè)轉出的城市有187個，制造業(yè)份額總體減少22.47%；而發(fā)生制造業(yè)轉入的城市有153個，制造業(yè)份額總體增加22.47%。分區(qū)域來看，省級層面發(fā)生制造業(yè)轉入即份額增加的城市主要分布在江蘇(5.55%)、浙江(5.22%)、上海(1.06%)、安徽(0.70%)、北京(1.05%)、天津(0.90%)、河北(1.07%)、福建(1.20%)、山西(0.55%)、江西(0.42%)、內蒙古(0.31%)和遼寧(2.69%)等省份；發(fā)生制造業(yè)轉出即份額減少的城市主要分布在廣東(-9.49%)、山東(-4.10%)、河南(-2.94%)、湖北(-1.99%)、湖南(-1.11%)、云南(-0.42%)、新疆(-0.31%)、貴州(-0.12%)、吉林(-0.10%)和黑龍江(-0.10%)等省份。總體上，在考察期內，我國制造業(yè)繼續(xù)向長三角地區(qū)和京津冀地區(qū)轉移的地理空間特征十分明顯；而廣東和山東兩地制造業(yè)轉出的特征最為明顯，超過制造業(yè)轉出份額的一半。中部地區(qū)制造業(yè)轉出份額大于轉入份額，呈現(xiàn)制造業(yè)的外流，而整個西部地區(qū)制造業(yè)的轉入和轉出特征并不明顯。值得說明的是，雖然省級層面制造業(yè)轉移的空間特征較為明顯，但是發(fā)生制造業(yè)轉出或者轉入的省份，其內部城市層面的制造業(yè)轉移又呈現(xiàn)不同的空間分異特征，中心城市向周邊區(qū)域轉移的趨勢明顯，進而對區(qū)域創(chuàng)新的空間格局產(chǎn)生影響。

從區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間演進特征來看，在考察期間，我國地級空間尺度上創(chuàng)新分布與制造業(yè)產(chǎn)出在地理空間上呈現(xiàn)較為顯著的相關性。從2005—2013年發(fā)明專利地理分位圖來看，我國的創(chuàng)新產(chǎn)出主要分布在東部沿海地區(qū)，以及中西部的省會城市和省會臨近城市，與制造業(yè)產(chǎn)出的分布特征呈現(xiàn)較為明顯的空間相關性。與此同時，我國制造業(yè)分布與創(chuàng)新產(chǎn)出分布在地級空間尺度上表現(xiàn)出明顯空間依賴特征。一方面，我國制造業(yè)總產(chǎn)值和創(chuàng)新產(chǎn)出各自呈現(xiàn)出顯著的空間依賴性，且隨時間呈現(xiàn)增加的變動趨勢。基于地理鄰接矩陣，制造業(yè)總產(chǎn)值在2005年和2013年的空間自相關Moran’s I指數(shù)分別為0.590和0.642；創(chuàng)新產(chǎn)出在2005年和2013年的空間自相關Moran’s I指數(shù)分別為0.422和0.524。結果說明制造業(yè)的擴散程度要明顯地大于創(chuàng)新產(chǎn)出的擴散程度，即創(chuàng)新的集聚程度相對于制造業(yè)的擴散反而變得更大。另一方面，制造業(yè)產(chǎn)出和創(chuàng)新產(chǎn)出之間也呈現(xiàn)明顯的空間依賴性，以臨近地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值作為空間滯后變量，區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出在2005年和2013年的空間自相關Moran’s I指數(shù)分別為0.482和0.527。結果說明，創(chuàng)新產(chǎn)出與臨近地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)出水平呈現(xiàn)顯著的空間相關和空間依賴特征。即通過地理臨近和空間關聯(lián)，其他區(qū)域的制造業(yè)可以通過空間溢出效應影響本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的變動，宏觀涌現(xiàn)為制造業(yè)的區(qū)域轉移與創(chuàng)新產(chǎn)出空間的協(xié)同演進，也進一步說明從制造業(yè)轉移和知識溢出視角研究區(qū)域創(chuàng)新空間格局變動的合理性。

3.2 計量檢驗

首先對不考慮空間相關性的面板數(shù)據(jù)模型進行Hausman檢驗，以判斷應該選擇固定效應模型還是隨機效應模型進行估計。結果表明，Hausman檢驗結果在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，因此，本文的模型估計方法采用固定效應模型。表1給出了計量模型的估計結果，其中模型1是普通面板回歸模型，即沒有考慮制造業(yè)對創(chuàng)新的空間溢出效應；模型2～4是考慮了區(qū)域間溢出效應的空間杜賓模型，空間權重矩陣依次選擇地理鄰接權重矩陣、流動人口權重矩陣和社交網(wǎng)絡權重矩陣，模型2～4的估計采用極大似然法(ML)。

表1 估計結果(被解釋變量:lnINV)

從模型的估計結果來看，在模型1中，當不考慮其他地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出、制造業(yè)產(chǎn)值對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響時，結果顯示本地制造業(yè)產(chǎn)值增長對本地創(chuàng)新產(chǎn)出則具有顯著的負影響，即本地制造業(yè)增長對創(chuàng)新產(chǎn)出的增長具有顯著的抑制作用；相反來說，發(fā)生制造業(yè)轉出的地區(qū)，則由于制造業(yè)規(guī)模減少促進了創(chuàng)新產(chǎn)出的增長。此結果在一定程度上說明，那些發(fā)生制造業(yè)轉出的城市，產(chǎn)業(yè)轉移同時伴隨著產(chǎn)業(yè)結構調整和產(chǎn)業(yè)升級，傳統(tǒng)制造業(yè)的轉出為創(chuàng)新增長提供了發(fā)展空間。而那些發(fā)生制造業(yè)轉入的地區(qū)，由于多是承接發(fā)達地區(qū)騰退的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)如資源密集型產(chǎn)業(yè)或者勞動密集型產(chǎn)業(yè)，因此并未明顯地促進地區(qū)的創(chuàng)新增長。在模型2～4中，首先，在考慮了創(chuàng)新活動的空間關聯(lián)性之后，本地制造業(yè)產(chǎn)值對本地創(chuàng)新產(chǎn)出仍然具有顯著的負影響，說明此結論具有穩(wěn)健性。其次，當考慮其他地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響時，無論是基于人口流動關系還是社交網(wǎng)絡關系的空間關聯(lián)模式，發(fā)現(xiàn)其他地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值(W×lnMAN)對本地創(chuàng)新產(chǎn)出都將產(chǎn)生顯著的正影響；而基于地理臨近矩陣的影響系數(shù)則不顯著。此結果一方面說明，人口流動和社交網(wǎng)絡所搭建的區(qū)域聯(lián)動關系是制造業(yè)發(fā)生知識溢出的重要途經(jīng)，一個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出在一定程度上也依賴于制造業(yè)的發(fā)展，受其空間分布格局的影響，因而制造業(yè)的空間知識溢出是影響我國區(qū)域創(chuàng)新空間結構演進的重要因素；另一方面，制造業(yè)基于人口流動和社交網(wǎng)絡的知識溢出對區(qū)域創(chuàng)新的影響，要顯著地高于基于地理臨近發(fā)生的知識溢出效應，即空間臨近或許并不代表更強的空間聯(lián)系。從空間溢出(W×lnMAN)系數(shù)的大小來看，地理鄰接矩陣、人口流動矩陣和社交網(wǎng)絡矩陣加權的其他地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響依次增加(系數(shù)分別為-0.008、0.215和13.52)。再次，當考慮其他地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響時，其他地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出(W×lnINV)對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著為正的影響，說明其他地區(qū)創(chuàng)新活動也通過人口流動和社交網(wǎng)絡對本地創(chuàng)新帶來顯著的知識溢出效應。

此外，本地區(qū)前期的創(chuàng)新產(chǎn)出(L.INV)對本地區(qū)當期的創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著為正的影響，表現(xiàn)出滾雪球效應或循環(huán)累積效應，說明了創(chuàng)新基礎的重要性；而其他地區(qū)的前期創(chuàng)新產(chǎn)出(W×L.INV)對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出在模型3和模型4中則表現(xiàn)出顯著的負效應，即呈現(xiàn)創(chuàng)新的空間競爭效應。以上結果說明，制造業(yè)轉移帶來的其他地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)值的增加，將有利于本地區(qū)的創(chuàng)新增長，而其他地區(qū)較低的制造業(yè)產(chǎn)值則會顯著降低本地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出，因此地區(qū)之間呈現(xiàn)明顯 “產(chǎn)業(yè)—創(chuàng)新”空間關聯(lián)特征，而這種關聯(lián)特征的大小和方向，則取決于產(chǎn)業(yè)特征以及空間關聯(lián)模式和強度。反過來也說明，主動升級區(qū)域制造業(yè)水平，轉移傳統(tǒng)落后產(chǎn)業(yè)，不僅可以通過直接效應增加本地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出，同時可以通過“空間溢出效應”促進其他地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，制造業(yè)區(qū)域轉移是區(qū)域創(chuàng)新水平的重要影響因素，而人口流動和社交聯(lián)系均是重要的知識溢出機制。

3.3 直接效應和空間溢出效應

由以上估計結果可見，區(qū)域創(chuàng)新水平除了受本地制造業(yè)規(guī)模變動的直接影響，同時還存在明顯的空間溢出效應。需要特別指出的是，前述空間杜賓模型的估計參數(shù)僅僅是提取了變量影響系數(shù)中基于空間權重矩陣的最大公約數(shù)，還不能得出解釋變量對被解釋變量的直接影響和空間溢出效應的實際大小，因而無法進行準確的數(shù)值比較分析。LeSage和Pace[17]運用偏微分方法將變量間相互作用拆分為直接效應和間接效應，因此參照LeSage和Pace[17]的方法，可以將構建的空間杜賓模型改寫為

Yit=(IN-ρW)-1αlN+(IN-ρW)-1·

(Xβ+WXθ)+(IN-ρW)-1ε

其中I是單位向量，在偏微分矩陣下，對所有空間單元而言，本文所考察的創(chuàng)新對區(qū)域制造業(yè)產(chǎn)值的影響程度可表示為

其中直接效應為對角線元素平均值，而間接效應即“空間溢出效應”為每行和每列中非對角線元素之和的均值。本文其他地區(qū)制造業(yè)規(guī)模對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應即為其他地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)出通過三種空間權重矩陣進行加權而對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生的影響。直接效應和空間溢出效應的計算結果見表2。

表2 直接效應和空間溢出效應

結果表明，本地制造業(yè)產(chǎn)出對創(chuàng)新產(chǎn)出水平增加具有負向的直接影響，其他區(qū)域的制造業(yè)產(chǎn)出與知識溢出共同作用，對本地創(chuàng)新產(chǎn)出增加具有正向的空間溢出效應。具體而言，在基于人口流動矩陣的模型中，本地制造業(yè)產(chǎn)出水平每增加1%，那么本地創(chuàng)新產(chǎn)出將降低0.143%；而如果關聯(lián)區(qū)域制造業(yè)產(chǎn)出增加1%，本地創(chuàng)新產(chǎn)出將增長0.331%，帶來的最終的總效應為0.188%。此結果與沒有考慮空間溢出效應的創(chuàng)新產(chǎn)出影響較為接近而符號完全相反(在模型1中，制造業(yè)產(chǎn)出的估計系數(shù)為-0.162)。說明未考慮空間溢出效應的結果低估了制造業(yè)對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的總體影響。同樣，在基于社交網(wǎng)絡矩陣的模型中，本地制造業(yè)產(chǎn)出每增加1%，將使得區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出下降0.366%；而如果關聯(lián)區(qū)域制造業(yè)產(chǎn)出增加1%，本地創(chuàng)新產(chǎn)出將增長3.256%，帶來的最終的總效應為2.889%。在基于地理鄰接矩陣的模型中，間接效應和總效應的系數(shù)不顯著。相比之下，人口流動和社交網(wǎng)絡是影響空間知識溢出的重要渠道，知識的溢出更多地依賴于人的面對面交流以及頻繁的信息往來與互動，這也與大部分的研究結論相一致。此外，制造業(yè)的空間溢出效應在短期和長期對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)不同的影響方向，在短期的影響為負而在長期才呈現(xiàn)為正，可能的原因是制造業(yè)的空間溢出到創(chuàng)新的產(chǎn)出需要一段時間，因此在制造業(yè)轉移的初期，其他地區(qū)制造業(yè)的增長并未對本地創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生明顯的正影響。

值得說明的是，制造業(yè)發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的總效應系數(shù)顯著為正，體現(xiàn)了空間溢出效應的雙向性所帶來的“累積效應”。制造業(yè)轉移不僅可以促進本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，還可以通過空間溢出效應對其他地區(qū)的創(chuàng)新增長產(chǎn)生正影響。初始階段，其他區(qū)域制造業(yè)發(fā)展對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生正向影響，同時也意味著，本地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)出的減少對其他地區(qū)將產(chǎn)生負向影響，表現(xiàn)出制造業(yè)增長對創(chuàng)新產(chǎn)出影響的“空間競爭性”，而這種雙向的空間競爭所帶來的間接溢出效應通過累積效應，最終呈現(xiàn)出正向的總溢出效應。在我國區(qū)域創(chuàng)新活動區(qū)位選擇和空間演進的過程中，制造業(yè)區(qū)域分布和轉移成為重要的影響因素，這不僅是因為其對本地創(chuàng)新增長的關鍵作用，同時顯著的空間溢出效應也決定了區(qū)域創(chuàng)新空間演進的大小和方向。以上的實證結果說明，知識的空間溢出效應使得制造業(yè)區(qū)域轉移的同時，區(qū)域創(chuàng)新呈現(xiàn)更加非均衡的空間分布特征，在地級空間尺度下，制造業(yè)轉移和知識溢出效應更多地是引發(fā)了創(chuàng)新的空間集聚，而制造業(yè)轉移對創(chuàng)新的擴散作用(離心力)還十分薄弱。

4 結論與政策建議

創(chuàng)新的空間集聚一直是學術界關注的重點，大量研究致力于識別影響創(chuàng)新活動區(qū)位選擇和創(chuàng)新績效的因素，以尋找引發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出非均衡分布的深層次原因，從而為各地區(qū)提高自主創(chuàng)新能力、促進經(jīng)濟轉型增長提供可行的政策建議。不同于以往研究，本文從制造業(yè)區(qū)域轉移和地區(qū)創(chuàng)新差異的角度，分析制造業(yè)轉移對區(qū)域創(chuàng)新空間分布的影響，這種影響不僅包括直接影響，還包括基于知識溢出的空間間接影響。本文基于全國2005—2013地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，利用城市間地理鄰接關系、社交網(wǎng)絡關系和人口流動關系數(shù)據(jù)設定空間權重矩陣，通過空間動態(tài)Durbin模型考察制造業(yè)轉移對區(qū)域創(chuàng)新空間格局的直接影響和空間溢出效應。結果表明：考察期間，地區(qū)制造業(yè)規(guī)模與以發(fā)明專利度量的地區(qū)創(chuàng)新水平之間呈現(xiàn)顯著的負相關，即制造業(yè)轉出地區(qū)伴隨產(chǎn)業(yè)升級和創(chuàng)新增長，從而帶來制造業(yè)轉移與創(chuàng)新集聚；同時其他地區(qū)制造業(yè)增長則借助空間關聯(lián)矩陣，呈現(xiàn)出對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著為正的空間溢出效應。本文的研究結果發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)上未考慮空間溢出效應的模型設定，高估了本地制造業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新的作用，而低估了制造業(yè)對區(qū)域創(chuàng)新空間演進的總效應，其中人口流動和社交聯(lián)系是空間知識溢出的重要渠道。總體上，考察期內，我國區(qū)域創(chuàng)新呈現(xiàn)更加非均衡的空間分布特征。

本文的政策啟示如下：(1)重視制造業(yè)發(fā)展及其空間分布對區(qū)域創(chuàng)新的重要作用，并強調差異化的區(qū)域創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略。一方面，各區(qū)域發(fā)展要因地制宜，結合自身要素稟賦，強化自身比較優(yōu)勢發(fā)展制造業(yè)；另一方面，要加強區(qū)域創(chuàng)新能力建設，通過實施重點突出有針對性的創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整和升級，提升區(qū)域的競爭優(yōu)勢。在當前供給側結構性改革的過程中，尤其要強調實施差異化的區(qū)域推進政策，優(yōu)化制造業(yè)空間分布格局，以提升制造業(yè)整體供給的質量和效率；差異化推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，促進制造業(yè)合理有序轉移和區(qū)域聯(lián)動發(fā)展。(2)強化創(chuàng)新資源的空間配置和產(chǎn)業(yè)配置，優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新的空間結構。創(chuàng)新活動的空間特征和產(chǎn)業(yè)特征表明，創(chuàng)新主要分布在大城市，雖然中小城市也有創(chuàng)新，但相對較少。創(chuàng)新的空間集聚傾向要求創(chuàng)新資源的配置不能過于分散，要集中于大城市，以提高創(chuàng)新的效率。既要繼續(xù)強化東部地區(qū)創(chuàng)新在推動產(chǎn)業(yè)調整和升級中的重要作用，也要重視西部優(yōu)勢地區(qū)的創(chuàng)新能力建設，以推動產(chǎn)業(yè)的有序轉移。在中西部地區(qū)強調研發(fā)投入，特別要重視緩解研發(fā)資源配置的地域失衡，尤其要重點加強中西部地區(qū)大城市創(chuàng)新能力建設，形成在一定區(qū)域范圍內具有帶動作用的“創(chuàng)新極”。(3)注重區(qū)域聯(lián)動發(fā)展，強化知識溢出在區(qū)域創(chuàng)新中的作用。其他區(qū)域與本地區(qū)通過人口流動、社交網(wǎng)絡、企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的方式與本地區(qū)產(chǎn)生創(chuàng)新的交互和知識溢出，后者不僅與地區(qū)間的空間距離有關，同時還與地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平、技術差距有關，這也是形成產(chǎn)業(yè)梯度的根本原因。但是，隨著地區(qū)間交通基礎設施條件的大幅度改善，尤其是航空、高鐵等快速交通方式的沖擊，使得區(qū)域之間的聯(lián)系更為密切，區(qū)域的聯(lián)動發(fā)展成為可能和必然。因此，要強化知識溢出在區(qū)域聯(lián)動中的作用，明確知識溢出的傳導機制以充分發(fā)揮各種知識溢出對區(qū)域創(chuàng)新空間格局優(yōu)化的重要作用。