周 迪，張 虎

(中南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

中國創(chuàng)新水平區(qū)域趨同時空演變

周 迪，張 虎

(中南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

本文運用擴展的分布動態(tài)學(xué)模型，研究了中國1989—2012年間30個省級地區(qū)創(chuàng)新水平的趨同時空特征。核密度函數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，中國創(chuàng)新水平極化程度經(jīng)歷了先增大后減小的趨勢，整體趨同態(tài)勢明顯；考慮不同時長的馬爾科夫鏈模型發(fā)現(xiàn)，高水平和低水平創(chuàng)新俱樂部存在明顯趨同特征，且在1997年之后 “俱樂部趨同”特征更加明顯；區(qū)域背景對地區(qū)創(chuàng)新水平的轉(zhuǎn)移存在影響，這為中國創(chuàng)新水平的 “俱樂部趨同”特征給出了空間上的解釋。研究還發(fā)現(xiàn)，顯著的空間作用至少需要兩年時間積累才能體現(xiàn)出來。

創(chuàng)新水平；區(qū)域趨同；核密度估計；馬爾科夫鏈

1 引言

國內(nèi)外已有研究[1－7]對考察中國創(chuàng)新水平的趨同特征有非常重要的價值，但還存在一定的改進空間:第一、已有文獻在考察創(chuàng)新水平趨同時都是基于Barro等[8]的 “俱樂部趨同”理論，采用回歸分析方法進行?；貧w分析方法僅僅關(guān)注了單個國家和地區(qū)是否趨同于自身的穩(wěn)態(tài)，無法解釋地區(qū)創(chuàng)新分布的變動、分層和極化現(xiàn)象[9]。本文首次將Quach[10]的分布動態(tài)學(xué)模型引入到中國創(chuàng)新水平俱樂部收斂研究中，對傳統(tǒng)的創(chuàng)新俱樂部收斂內(nèi)涵進行了重新界定；此外，傳統(tǒng)的分布動態(tài)模型中馬爾科夫鏈方法雖然可以分析各區(qū)域趨同(分異)的演變特征，但只研究一步時長為1年的轉(zhuǎn)移概率[11]，因而得不到多年的狀態(tài)轉(zhuǎn)移特征。為此，本文對其進行了擴展，構(gòu)造了不同時長的一步轉(zhuǎn)移概率矩陣，并對轉(zhuǎn)移概率矩陣進行統(tǒng)計檢驗，因此可以更多地揭示出中國創(chuàng)新趨同的時空規(guī)律，為各地區(qū)創(chuàng)新水平的均衡健康發(fā)展提供決策參考。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法說明

(1)核密度估計方法。假設(shè)隨機變量X的密度函數(shù)為f(x)，在點x的概率密度函數(shù)可以用下式進行估計:

式中，N為觀測值個數(shù)；h為帶寬，用來控制密度曲線的平滑程度；Xi為獨立同分布的觀測值；K(·)為核函數(shù)，本文采用高斯核密度進行估計。

(2)(空間)馬爾科夫鏈。馬爾科夫鏈是一種時間和狀態(tài)均為離散的馬爾科夫過程。本文在已有研究基礎(chǔ)上進行了擴展，構(gòu)建了多年轉(zhuǎn)移概率矩陣。d年轉(zhuǎn)移概率記為＝P {Xt＋d＝j(luò)｜Xt＝ i}。表示t年份屬于類型i的區(qū)域在d年后轉(zhuǎn)移到j(luò)類型的一步轉(zhuǎn)移概率。如果某地區(qū)的創(chuàng)新水平在初始年份為i類型，一步轉(zhuǎn)移后仍為i類型，則認為該轉(zhuǎn)移是平穩(wěn)的；如果一步轉(zhuǎn)移后的創(chuàng)新水平類型等級變高，則認為該地區(qū)發(fā)生向上轉(zhuǎn)移，否則為向下轉(zhuǎn)移。

空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣以區(qū)域i在初始年份的空間滯后類型為條件，在傳統(tǒng)的k×k馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣基礎(chǔ)上，分解得到k個k×k條件轉(zhuǎn)移概率矩陣。具體的矩陣元素可以表示為表示在周圍鄰居的創(chuàng)新水平類型為λ的條件下，一個地區(qū)的創(chuàng)新水平從i類型經(jīng)過d年后轉(zhuǎn)移到j(luò)類型的概率。通過比較馬爾科夫轉(zhuǎn)移矩陣元素和空間馬爾科夫矩陣中對應(yīng)元素的大小，可以分析周圍鄰居對本地區(qū)創(chuàng)新水平向上、向下轉(zhuǎn)移的影響作用。同樣本文對已有空間馬爾科夫鏈研究進行擴展，不局限于一年的空間影響作用，而是考察不同時長累積下的空間效應(yīng)。

2.2 數(shù)據(jù)來源及處理

借鑒之前學(xué)者在創(chuàng)新水平分析中的指標[4－7]，本文也采用三種專利申請受理量來衡量創(chuàng)新水平大小，該指標合理性的詳細說明可以查看相關(guān)文獻[6]，這里不再贅述。本文以全國30個省、直轄市、自治區(qū) (以下簡稱省市)為研究單元，數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒 (1990—2013)》。參考蒲英霞對人均GDP的劃分方法，本文將創(chuàng)新水平分為以下四種類型:低水平，專利申請受理量低于全國平均值的50%；中低水平，介于平均值的50% ～100%之間；中高水平，介于平均值的100% ～150%之間；高水平，高于全國平均值的150%。

3 實證分析

3.1 基于核密度函數(shù)估計的區(qū)域創(chuàng)新分布動態(tài)演化

本文研究跨度 (1989—2012年)較大，故僅給出相關(guān)年份的核密度分布圖，以刻畫中國創(chuàng)新水平分布演化態(tài)勢?？紤]到初始年份和末尾年份的創(chuàng)新分布變化差異非常大，若用一張圖顯示效果較差，因此用兩張圖來呈現(xiàn) (見圖1)。

從圖1可以看到，中國創(chuàng)新水平的分布動態(tài)演變表現(xiàn)出如下特征:

(1)1990—2010年，經(jīng)歷了從 “單峰”分布到 “三峰”分布最后又為 “單峰”分布的變化過程。2000—2005年，創(chuàng)新水平分布變化較大，具體表現(xiàn)為波峰下降明顯，低于原來的一半水平，且曲線右尾明顯拖長，表明中國創(chuàng)新水平有了較大的提高，不少地區(qū)創(chuàng)新水平增長到新的高度。只是波峰依然較多，較為明顯的波峰仍為三個，表明此時區(qū)域極化形勢依然嚴峻。而到了2010年，波峰進一步下降，且曲線平滑程度明顯增加，有不斷向右延伸的趨勢，并再一次恢復(fù)到單峰分布。

(2)1990—2010年，創(chuàng)新水平分布表現(xiàn)出波峰顯著持續(xù)下降且分布明顯向右偏移的趨勢，表明整體上中國創(chuàng)新水平不斷提高，但創(chuàng)新高水平和低水平地區(qū)的差距存在擴大趨勢。由波峰的個數(shù)變化可以看到，省際創(chuàng)新水平極化程度經(jīng)歷了先增大后減小的趨勢，整體趨同態(tài)勢明顯。

圖1 主要年份中國創(chuàng)新水平分布的核密度函數(shù)曲線

3.2 基于馬爾科夫鏈的創(chuàng)新水平趨同演變

(1)時間特征——創(chuàng)新水平的 “俱樂部趨同”。為了考察從哪一年開始，中國創(chuàng)新水平的趨同演變特征發(fā)生了最大的變化，我們對整個時間段進行劃分，并對在不同時間段求得的馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣進行顯著性檢驗，檢驗統(tǒng)計量如下:

表1 1989—2012年中國各省市創(chuàng)新水平馬爾科夫矩陣

雖然中低和中高創(chuàng)新水平俱樂部變動概率較大，但是這些概率都落在對角線的兩側(cè)。如1997—2012年期間，中高創(chuàng)新俱樂部非常不穩(wěn)定，3年后仍屬于這一俱樂部的僅為25%，一半的成員向下轉(zhuǎn)移，25%的成員向上轉(zhuǎn)移，但不存在向下轉(zhuǎn)移超過一個類型的地區(qū)。兩個矩陣中，轉(zhuǎn)移超過一種類型以上的概率僅有0.005，這表明創(chuàng)新能力成長是一個循序漸進的過程。孫玉濤[9]在研究跨國創(chuàng)新俱樂部的動態(tài)分布時也得到類似結(jié)論，但其研究的時長為一年，通常在一年的時間內(nèi)要實現(xiàn)跨越式發(fā)展是比較難的。本文研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)以3年時間為考察時長時，跨越俱樂部式的發(fā)展難度依然很大。為了分析創(chuàng)新水平跨越俱樂部式發(fā)展所需的時間，筆者不斷地調(diào)整馬爾科夫轉(zhuǎn)移的時長，發(fā)現(xiàn)在1989—2012年間，實現(xiàn)多個區(qū)次跨越式發(fā)展的最低年份為為4年，且僅發(fā)生于從低創(chuàng)新水平類型跨過中低創(chuàng)新類型而到中高創(chuàng)新水平類型，轉(zhuǎn)移概率為1.14%。

(2)空間轉(zhuǎn)移——創(chuàng)新 “俱樂部趨同”的空間解釋。根據(jù)表2，可以分析鄰居 (區(qū)域背景)的創(chuàng)新水平對當(dāng)?shù)貏?chuàng)新水平變化的影響。

表2 1989—2012年中國各省市創(chuàng)新水平空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣結(jié)果

當(dāng)鄰居創(chuàng)新水平為低水平時，如果該地區(qū)也為低創(chuàng)新水平，則其將始終處于低創(chuàng)新水平；而當(dāng)該地區(qū)為中低創(chuàng)新水平時，其會被鄰居 “拖”到低創(chuàng)新水平的概率為23.1%，不存在向上轉(zhuǎn)移的情況，這種局面對于中高創(chuàng)新水平的地區(qū)也是一樣。相反，當(dāng)鄰居為高創(chuàng)新水平時，有11.3%的概率發(fā)生向上轉(zhuǎn)移，其中包括1.9%的跨越式轉(zhuǎn)移 (超過一個創(chuàng)新類型)。中低創(chuàng)新水平的省市向下轉(zhuǎn)移的概率依然很大，但開始出現(xiàn)3%的向上轉(zhuǎn)移的概率。中高創(chuàng)新水平的省市向下轉(zhuǎn)移的概率減少了12%，高創(chuàng)新水平省市向下轉(zhuǎn)移的概率也從12.1%減小到4%。當(dāng)鄰居創(chuàng)新水平為中低，或者中高水平，如果該地區(qū)為低創(chuàng)新水平，則其在3年后向上轉(zhuǎn)移概率分別為6.5%和6.9%，均高于不考慮臨近區(qū)域時的概率4.7%，說明考慮空間因素對創(chuàng)新水平的動態(tài)變化有影響。與之前非條件馬爾科夫矩陣分析思路一樣，我們也考察要實現(xiàn)多個區(qū)次的跨越式發(fā)展需要多長時間，經(jīng)過不斷調(diào)整時長，我們發(fā)現(xiàn)同樣需要4年時間，此時跨越式發(fā)展比例為3.92%。對于中低創(chuàng)新水平和中高水平和高水平的地區(qū)，從整體上看，鄰居作用依然存在，這里不再針對數(shù)據(jù)詳細展開分析。

通過上述分析，可以發(fā)現(xiàn)對于一個地區(qū)而言，周圍鄰居創(chuàng)新水平大小對其創(chuàng)新水平有一定影響，這也為中國創(chuàng)新水平的 “俱樂部趨同”特征給出了空間上的解釋。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)時長僅為一年時，該統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下不顯著。認為空間因素的影響作用是不顯著的。這可以解釋為:創(chuàng)新的空間溢出需要一定的時間才能起作用，而短時間內(nèi)作用有限。當(dāng)時長為二年時，伴隨概率為0.004，認為中國創(chuàng)新水平的馬爾科夫轉(zhuǎn)移矩陣在空間上不是獨立的，即此時考慮空間因素的條件馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率和非條件下的馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率存在顯著性的差異，且考察的步長越長，其值越大，表明空間作用越大。這是因為，隨著時間的增加，空間溢出作用不斷積累，導(dǎo)致不管是高創(chuàng)新水平的區(qū)域還是低水平的鄰居，對鄰近區(qū)域帶的影響越來越大，即空間因素在中國創(chuàng)新 “俱樂部趨同”中的作用越來越大，空間馬爾科夫轉(zhuǎn)移概率矩陣對中國的創(chuàng)新水平的 “俱樂部趨同”特征提供了空間上的解釋，創(chuàng)新水平趨同特征正逐漸由 “俱樂部趨同”向 “俱樂部空間趨同”轉(zhuǎn)變。中國存在顯著的兩大創(chuàng)新 “俱樂部趨同”特征，這對于創(chuàng)新水平的均衡健康發(fā)展是不利的，應(yīng)該引起政策制定者的重視。

4 結(jié)論與建議

(1)1990—2010年，中國各省市之間的創(chuàng)新水平的極化程度經(jīng)歷了先增大后減小的趨勢，整體趨同態(tài)勢明顯。整體上各地區(qū)的創(chuàng)新水平不斷提高，但高水平和低水平省區(qū)的差距存在擴大趨勢，創(chuàng)新動態(tài)演變具有 “馬太效應(yīng)”。

(2)創(chuàng)新低水平和高水平地區(qū)存在著 “俱樂部趨同”現(xiàn)象，且1997—2012年期間的 “俱樂部趨同”現(xiàn)象比1989—1997年期間更為明顯。

(3)區(qū)域背景對地區(qū)創(chuàng)新水平的轉(zhuǎn)移存在影響，周圍鄰居創(chuàng)新水平大小對本地區(qū)創(chuàng)新水平有一定影響，這為中國創(chuàng)新水平的 “趨同特征”給出了空間上的解釋。本文還發(fā)現(xiàn):空間因素對創(chuàng)新水平的影響在短期 (一年時間)是不顯著的，而至少要二年的時間，空間溢出效應(yīng)才開始呈現(xiàn)，表明創(chuàng)新溢出存在一個積累效應(yīng)?？臻g帶動作用隨著鄰居水平越高、時間越長，促進作用越大。可見，空間因素在中國創(chuàng)新 “俱樂部趨同”中的作用越來越大，創(chuàng)新水平趨同特征正逐漸由 “俱樂部趨同”向 “俱樂部空間趨同”轉(zhuǎn)變。

根據(jù)以上結(jié)論，本文認為要縮小地區(qū)間的創(chuàng)新水平差距，應(yīng)該從如下方面展開:區(qū)域增長極理論認為，對欠發(fā)達地區(qū)進行協(xié)調(diào)發(fā)展仍需要創(chuàng)建增長極。而中國存在著 “低水平陷阱”和 “低水平俱樂部空間趨同”的局面，更應(yīng)該積極培育創(chuàng)新增長極，如以四川、重慶為重點扶持地區(qū)，進而帶動其他低水平成員的創(chuàng)新水平發(fā)展，打破這種長期的 “低水平陷阱”和低水平 “俱樂部空間趨同”局面；充分利用空間效應(yīng)的積極一面，有效引導(dǎo)不同創(chuàng)新水平俱樂部成員之間的交流與合作，特別是重視中高創(chuàng)新俱樂部成員容易發(fā)生向下轉(zhuǎn)移這種嚴峻局面，引導(dǎo)其與周邊高俱樂部成員的合作交流，如建立層面更廣的技術(shù)成果轉(zhuǎn)化市場，讓技術(shù)交流更加便利，促進創(chuàng)新成果的擴散和溢出。

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(責(zé)任編輯 沈蓉)

Spatial-Tem poral Dynam ics of Regional Innovation Convergence of China

Zhou Di，Zhang Hu
(School of Statistics＆Mathematics，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China)

Based on Extended Distribution Dynamicsmodel，this paper analyses the convergence and divergence of the distribution of the innovative capacity of30 provinces in China during 1989—2012.Based on kernel density function，we find that the convergence trend is evident；Markov chain model considered different time length reveals that there exists obvious“club convergence”characteristics for provinces in high-level and low-level clubs，and the features are more obvious after 1997；regional background can affect the transformation of innovation，which can explain the“club convergence”characteristics of innovation level in China.The study also finds that the significant spatial spillover effect needs at least two years to appear.

Innovation level；Regional convergence；Kernel density estimation；Markov chain

C812

A

中南財經(jīng)政法大學(xué)博士研究生創(chuàng)新教育項目 “基于高頻數(shù)據(jù)的中國股市收益分布及預(yù)測研究”(2014B1901)。

2014－09－23

周迪 (1988－)男，湖北鄂州人，中南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院博士研究生；研究方向:數(shù)量經(jīng)濟。