趙 昱，杜德斌，柏 玲，張 祥，石 奇

(1. 華東師范大學(xué)科技創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，上海 200241;2. 桂林理工大學(xué)管理學(xué)院，廣西 桂林 541004;3. 華東師范大學(xué)地理信息科學(xué)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海 200241)

隨著科技全球化的發(fā)展，創(chuàng)新資源大規(guī)?？鐕鲃?dòng)，其對(duì)各國創(chuàng)新系統(tǒng)的影響備受關(guān)注［1-4］。全球創(chuàng)新資源流動(dòng)是在跨國公司研發(fā)全球化推動(dòng)下，國際技術(shù)轉(zhuǎn)移深化的表現(xiàn)。它不僅是創(chuàng)新成果的流動(dòng)，而且是創(chuàng)新過程的轉(zhuǎn)移。創(chuàng)新資源國際流動(dòng)對(duì)東道國的影響機(jī)制復(fù)雜，受創(chuàng)新資源類型、跨國公司研發(fā)投資動(dòng)機(jī)、創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)移方式和東道國創(chuàng)新系統(tǒng)狀況等多因素影響，在各國的凈效應(yīng)可能差異懸殊。相關(guān)研究以定性分析為主，定量分析較薄弱，少量研究如盛壘［5］從產(chǎn)業(yè)角度發(fā)現(xiàn)了正面影響的證據(jù)，而從空間視角展開的實(shí)證研究還不多。本文擬應(yīng)用空間計(jì)量模型探討在華國際創(chuàng)新資源的空間特征、空間效應(yīng)及對(duì)自主創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

1 研究方法、指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

探索性空間數(shù)據(jù)分析用于描繪和直觀展示空間分布形式，探測空間關(guān)聯(lián)、空間集聚現(xiàn)象，揭示非典型的局部區(qū)位、空間離群點(diǎn)、空間政區(qū)等形態(tài)的空間異質(zhì)現(xiàn)象。空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法將空間效應(yīng)納入模型，降低了傳統(tǒng)回歸模型的估計(jì)偏誤［6-7］。本文采用探索性空間數(shù)據(jù)分析技術(shù)考察國際創(chuàng)新資源的空間分布格局，接著通過空間計(jì)量模型估計(jì)國際創(chuàng)新資源流動(dòng)對(duì)我國區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

1.2 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

創(chuàng)新資源的要素構(gòu)成復(fù)雜，本文目的不是在一個(gè)模型中窮盡所有創(chuàng)新資源要素，而是檢驗(yàn)其中一組公認(rèn)的關(guān)鍵資源要素對(duì)自主創(chuàng)新的影響。本文以內(nèi)資大中型工業(yè)企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)為因變量，地區(qū)研發(fā)努力和國際創(chuàng)新資源流動(dòng)量為自變量，其中研發(fā)努力用內(nèi)資大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入、科技人員數(shù)表示，國際創(chuàng)新資源包括國際創(chuàng)新人才、外國技術(shù)及外資研發(fā)投資三部分。由于目前還沒有創(chuàng)新人才省域分布的公開統(tǒng)計(jì)資料，因此以省域外國留學(xué)生數(shù)為代理指標(biāo);外國技術(shù)流動(dòng)采用省域國際技術(shù)引進(jìn)額表示;跨國研發(fā)投資采用三資大中型工業(yè)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出額表示。

除了特殊說明，研究區(qū)域?yàn)橹袊箨?0 個(gè)省級(jí)行政區(qū)。大中型工業(yè)企業(yè)的專利申請(qǐng)數(shù)、技術(shù)引進(jìn)額及內(nèi)部研發(fā)支出額、新產(chǎn)品產(chǎn)值、工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自2003—2009 年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》(2009 年后不再專門提供三資企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù))，價(jià)格數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、留學(xué)生數(shù)據(jù)來自《來華留學(xué)生簡明統(tǒng)計(jì)》。

2 實(shí)證研究結(jié)果分析

2.1 全局空間自相關(guān)分析

國際創(chuàng)新資源的空間自相關(guān)指數(shù)為正值，說明創(chuàng)新資源規(guī)模類似的省區(qū)趨于集聚分布。國外技術(shù)引進(jìn)和外資研發(fā)投資的空間自相關(guān)強(qiáng)度較大，Moran 指數(shù)分別介于0.10 ～0.61 和0.17 ～0.39 之間，總體通過1%的顯著性檢驗(yàn)。留學(xué)生和專利申請(qǐng)數(shù)變量的Moran 指數(shù)值和顯著性相對(duì)較低，Moran 指數(shù)分別介于0.08 ～0.13 和0.07 ～0.24 之間，大多通過10%的顯著性檢驗(yàn)。從趨勢上看，國際創(chuàng)新資源的空間自相關(guān)指數(shù)無單調(diào)變化趨勢。

2.2 局部空間自相關(guān)分析

通過比較分析創(chuàng)新資源的Moran 散點(diǎn)圖省域分布情況，我們可以發(fā)現(xiàn)以下特點(diǎn):

首先，國際創(chuàng)新資源流動(dòng)的格局與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格局具有相似性，集中分布在中國的東部沿海省份，主要在長三角、珠三角和環(huán)渤海地區(qū)。西部內(nèi)陸地區(qū)則由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，流入的創(chuàng)新資源相對(duì)比較缺乏，形成連片的低值集聚區(qū)(見表1)。

其次，從發(fā)展趨勢來看，創(chuàng)新資源流動(dòng)格局既表現(xiàn)出較顯著的空間鎖定特征，局部也呈現(xiàn)新的變化。創(chuàng)新資源的傳統(tǒng)流入地一直是長三角的上海、江蘇和浙江，環(huán)渤海的北京和天津，以及對(duì)外開放較早的珠三角地區(qū)還有福建省。然而隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，開放時(shí)間稍晚的山東省創(chuàng)新資源吸收能力也越來越強(qiáng)，地位日益上升，有望成為吸收國際創(chuàng)新資源的新興重要區(qū)域。在高值集聚區(qū)內(nèi)部也存在變化。2003 年廣東省國際技術(shù)引進(jìn)規(guī)模排全國第五，但到2007 年上升為全國第一，江蘇則從第一名下降到了第四名;類似地，吸收外資研發(fā)投資最多的上海下降到第三，而江蘇則從第三名上升到第一名。

最后，影響不同的創(chuàng)新資源要素流動(dòng)的因素不同，具體的省份分布存在差異。浙江和福建集聚的外資專利和外資研發(fā)投資都較豐富，但國際創(chuàng)新人才在兩省的分布都較少。在環(huán)渤海地區(qū)，北京的國際創(chuàng)新資源較富集，但國際技術(shù)則主要流向了制造業(yè)基礎(chǔ)較強(qiáng)的天津、山東和遼寧。

表1 2007 年中國30 個(gè)省(市)國際創(chuàng)新資源Moran 散點(diǎn)圖省域分布情況

2.3 空間誤差與空間滯后模型分析

創(chuàng)新活動(dòng)常常具有空間集聚性和依賴性。專利申請(qǐng)數(shù)的Moran 指數(shù)表明省域外資專利申請(qǐng)存在正空間相關(guān)，因此我們采用空間滯后和空間誤差模型考察創(chuàng)新資源流動(dòng)對(duì)省域自主創(chuàng)新的影響。在創(chuàng)新的實(shí)證研究中，知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)是主要的分析工具。Anselin［8］、Jaffe［9］、蘇方林［7］等都曾用其進(jìn)行區(qū)域創(chuàng)新的研究。知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)為科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，建立起創(chuàng)新產(chǎn)出、投入及相關(guān)影響因素指標(biāo)之間的關(guān)系，本文使用的模型為:

其中，i 表示第i 個(gè)省區(qū)，PATi表示省域內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，用地區(qū)企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)減外資部分得到(項(xiàng))，RDEi表示內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新資金，等于科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額減外資相應(yīng)部分(萬元)RDHi，表示內(nèi)資企業(yè)研發(fā)人員投入，等于科技活動(dòng)人員數(shù)減外資科技活動(dòng)人員數(shù)(萬人)，F(xiàn)RDi表示外資研發(fā)投資，用外資研發(fā)占省域研發(fā)比重(%)衡量，TIMi表示技術(shù)流動(dòng)，用省域技術(shù)引進(jìn)費(fèi)總額減外資部分(萬元)得到，F(xiàn)TAi表示國際人才流動(dòng)，用外國留學(xué)生數(shù)(人)表示，COMi為控制變量，反映競爭狀況，用新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重(%)表示。

為降低數(shù)據(jù)波動(dòng)影響，所有指標(biāo)取2005—2007 年的均值。研發(fā)投入、技術(shù)引進(jìn)和工業(yè)產(chǎn)值通過2005 年地區(qū)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整。

對(duì)6 個(gè)自變量進(jìn)行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，自變量之間存在共線性問題，因此首先通過因子分析找出影響省域自主創(chuàng)新的主要因素并消除共線性［10］。我們通過主成分法提取了兩個(gè)影響自主創(chuàng)新產(chǎn)出的主因素(共解釋了原解釋變量方差的78.9 %)。第一因素主要由內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)努力解釋，這種自主研發(fā)和引進(jìn)技術(shù)密切聯(lián)系。第二因素主要涉及企業(yè)自主創(chuàng)新活動(dòng)的外部環(huán)境，如外資研發(fā)投資、創(chuàng)新人才流動(dòng)和地區(qū)競爭狀況。

在實(shí)證分析中，本文以兩個(gè)因子變量代替原始解釋變量進(jìn)行模型估計(jì)，簡化為:

其中，PTA 是地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的專利申請(qǐng)數(shù)，C是常數(shù)項(xiàng)，F(xiàn)AC1，F(xiàn)AC2 是提取的因子變量，它們從內(nèi)部研發(fā)努力和外部環(huán)境兩個(gè)層面反映了國際創(chuàng)新資源流動(dòng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。

經(jīng)典回歸模型的R2=0.68，說明自主研發(fā)努力、國際創(chuàng)新資源與自主創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，兩個(gè)因子變量解釋了因變量變差的68%。兩個(gè)因子變量的回歸系數(shù)均為正，且都通過了5 %水平的顯著性檢驗(yàn)，說明自主研發(fā)努力和國際創(chuàng)新資源對(duì)自主創(chuàng)新產(chǎn)出有正向影響。前文的計(jì)算表明，創(chuàng)新活動(dòng)變量存在空間自相關(guān)，表現(xiàn)出相似值的空間集聚，因此經(jīng)典線性回歸模型可能存在模型設(shè)定不當(dāng)問題。解決空間相關(guān)問題的方法之一是在估計(jì)方程中引入空間權(quán)值矩陣，在原模型的基礎(chǔ)上建立空間相關(guān)模型。

空間滯后模型R2=0.728，明顯高于普通最小二乘模型和空間誤差模型(見表2)。進(jìn)一步比較對(duì)數(shù)似然函數(shù)值LogL、赤池信息準(zhǔn)則AIC 和施瓦茲準(zhǔn)則SC 值發(fā)現(xiàn)，空間滯后模型的LogL 最大(-31.142)，AIC 最小，似然比率LR 也通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。由于“對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(LogL)越大，似然率(LR)越小，赤池信息值(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則值(SC)越小，模型擬合效果越好”［6］。因此與普通最小二乘模型 (OLS)，空間誤差模型 (SEM)相比，空間滯后模型(SLM)模型有更理想的解釋力度。

表2 普通最小二乘模型、空間誤差模型和空間滯后模型估計(jì)結(jié)果

空間滯后模型的滯后項(xiàng)系數(shù)ρ =0.208，通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明不同省區(qū)自主創(chuàng)新活動(dòng)存在空間交互作用，使得省域創(chuàng)新活動(dòng)的影響不僅取決于當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新產(chǎn)出，還受周邊地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。經(jīng)典的OLS 模型忽略空間滯后、空間誤差因素，模型設(shè)定存在偏差。

在影響我國自主創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個(gè)因素中，系數(shù)都是正的，且通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明我國的自主創(chuàng)新努力帶來了創(chuàng)新產(chǎn)出的增長，同時(shí)外資研發(fā)、國際人才等創(chuàng)新資源也對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出有促進(jìn)作用。另外FAC1 的系數(shù)大于FAC2 的系數(shù)，說明盡管外部資源對(duì)我國的創(chuàng)新產(chǎn)出有積極作用，但是內(nèi)資企業(yè)本身的創(chuàng)新努力對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)仍起主要作用。劉小魯［11］也發(fā)現(xiàn)，自主研發(fā)、國外技術(shù)和FDI 對(duì)我國創(chuàng)新能力積累有顯著正效應(yīng)，而自主研發(fā)影響最大，本文的研究支持了該結(jié)論。外部創(chuàng)新資源系數(shù)較低可能與其在創(chuàng)新投入總量中比例較低有關(guān)。2007 年外資占國有大中型企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出的19%。國際創(chuàng)新資源對(duì)內(nèi)資企業(yè)的影響途徑有兩個(gè)，首先是內(nèi)資企業(yè)根據(jù)自己的研發(fā)需要，有選擇地引進(jìn)國外技術(shù)并消化吸收后提升創(chuàng)新產(chǎn)出水平。在本文的模型中，技術(shù)引進(jìn)主要是促進(jìn)、而不是替代了內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新投入。第二個(gè)路徑是外部創(chuàng)新資源流動(dòng)通過改變自主創(chuàng)新的環(huán)境造成間接影響，這種影響可能是通過技術(shù)的示范效應(yīng)、人員的流動(dòng)和競爭效應(yīng)等機(jī)制實(shí)現(xiàn)的。

3 結(jié)論與討論

本文對(duì)國際創(chuàng)新資源在我國省域的空間特征及其影響的研究發(fā)現(xiàn):第一，國際創(chuàng)新資源分布具有顯著的空間相關(guān)性，呈集聚分布模式，形成了以東部長三角、珠三角和環(huán)渤海地區(qū)為核心，中西部內(nèi)陸省區(qū)為外圍的核心- 邊沿分布格局。第二，國際創(chuàng)新資源對(duì)我國省域自主創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的正向作用，說明隨著我國經(jīng)濟(jì)科技實(shí)力的提高，對(duì)國際創(chuàng)新資源的吸收能力總體上也在提高，其中企業(yè)的自主研發(fā)發(fā)揮著主導(dǎo)作用。第三，空間滯后模型顯著改善了傳統(tǒng)計(jì)量模型的估計(jì)效果，并且提供了省域創(chuàng)新空間關(guān)聯(lián)的信息?？臻g滯后模型的滯后系數(shù)顯著為正，說明我國省域創(chuàng)新活動(dòng)存在空間溢出現(xiàn)象。

本研究的啟示有三點(diǎn)，首先，為了廣泛吸收和利用國際創(chuàng)新資源，應(yīng)繼續(xù)完善開放、統(tǒng)一、充分競爭而又規(guī)范的要素大市場，集聚全球創(chuàng)新資源，創(chuàng)造有利的自主創(chuàng)新外部環(huán)境;其次，應(yīng)繼續(xù)完善國家創(chuàng)新系統(tǒng)，確立企業(yè)創(chuàng)新主體地位，增加自主創(chuàng)新投入，引導(dǎo)和支持創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚，促進(jìn)企業(yè)開展原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和消化吸收再創(chuàng)新;最后，注意區(qū)域間創(chuàng)新活動(dòng)的外部性和空間關(guān)聯(lián)性，優(yōu)化創(chuàng)新資源流動(dòng)格局，發(fā)揮外資在促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中的積極作用。

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