區(qū)域創(chuàng)新能力與經(jīng)濟收斂實證研究

楊朝峰1，趙志耘1，許治2

(1. 中國科學(xué)技術(shù)信息研究所，北京100038；2. 華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣東廣州510640)

摘要：由于我國區(qū)域經(jīng)濟活動在地理空間上呈現(xiàn)出越來越強的相關(guān)性，本文采用不同區(qū)域質(zhì)心間的直線距離的倒數(shù)作為權(quán)重矩陣對我國31個省市2001—2012年間實際人均GDP的收斂情況進行了實證分析，并探討了區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟收斂的影響。結(jié)果表明：(1)在考慮空間效應(yīng)后，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展既存在條件收斂，也存在絕對收斂；(2)近年來我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的收斂趨勢比以前明顯；(3)在考慮區(qū)域創(chuàng)新能力的影響后，我國區(qū)域間經(jīng)濟的收斂的速度將提高。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新能力；經(jīng)濟收斂；空間計量經(jīng)濟模型

收稿日期：2014-10-31修回日期：2015-01-12

基金項目：本文是國家軟科學(xué)研究計劃資助重點項目(項目編號：2014GXS5K209)、國家自然科學(xué)基金重點項目(71233003)的階段性研究成果。

作者簡介：楊朝峰(1975-)，男，湖北孝感人，中國科學(xué)技術(shù)信息研究所副研究員，研究方向：科技政策與管理。

中圖分類號：F272

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)01-0088-08

Abstract:Considering that the correlation among regional economic activities is becoming stronger and stronger, this article conducts an empirical study on the convergence of real GDP per capita of 31 provinces and municipalities during 2001-2012, and explores the impacts of innovation capability on economic convergence, using the inverse centroid distance among different regions as weight matrix in spatial econometrics model. The results show that: (1) there exist both absolute convergence and conditional convergence in China’s regional economy after taking spatial effects into account; (2) the latest regional economic convergence is more obvious than before; (3) the speed of regional economic convergence will increase in consideration of regional innovation capability.

An Empirical Study on the Regional Innovation Capability

and Economic Convergence

YANG Chao-feng1,ZHAO Zhi-yun1,XU Zhi2

(1.InstituteofScientific&TechnicalInformationofChina,Beijing100038,China;

2.SchoolofBusinessAdministration,SouthChinaUniversityofTechnology,Guangzhou510640,China)

Key words: innovation capability; economic convergence; spatial econometrics model

一、引言

現(xiàn)代區(qū)域經(jīng)濟研究中，增長極理論被廣泛用作為區(qū)域發(fā)展的指導(dǎo)理論。由法國經(jīng)濟學(xué)家Perroux(1950)首次提出的增長極理論認(rèn)為，一個國家要實現(xiàn)平衡發(fā)展只是一種理想，在現(xiàn)實中是不可能的[1]。經(jīng)濟增長通常是從一個或數(shù)個“增長中心”逐漸向其他部門或地區(qū)傳導(dǎo)。因此，增長并非出現(xiàn)在所有地方，而是以不同強度首先出現(xiàn)在一些增長點或增長極上，這些增長點或增長極通過不同的渠道向外擴散，對整個經(jīng)濟產(chǎn)生不同的最終影響。增長極理論因其對社會發(fā)展過程的描述更加真實，被許多國家尤其是發(fā)展中國家(包括中國)廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟規(guī)劃、生產(chǎn)力布局和區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展戰(zhàn)略。改革開放以來，中國經(jīng)濟實現(xiàn)了高速增長，綜合實力大大增強，人民生活水平有了顯著提高。但在經(jīng)濟高速增長的同時，區(qū)域發(fā)展差距逐步加大。雖然近年來在國家宏觀政策的調(diào)控下地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距有所縮小，但整體效果仍不明顯。經(jīng)濟發(fā)展的不平衡的問題日益成為制約我國國民經(jīng)濟整體健康發(fā)展的重要因素。在知識經(jīng)濟時代，創(chuàng)新能力已經(jīng)成為一個國家和地區(qū)的核心競爭力，是經(jīng)濟社會發(fā)展的決定性因素。那么，創(chuàng)新能力是否對經(jīng)濟收斂產(chǎn)生影響？如果有，如何優(yōu)化創(chuàng)新資源的區(qū)域布局，縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差距？這些問題都亟待解決。

一般認(rèn)為，經(jīng)濟收斂概念源于Solow(1956)提出的新古典增長模型。由于該模型假定資本的邊際報酬遞減，在擁有同樣技術(shù)的情況下，后發(fā)地區(qū)應(yīng)該比先發(fā)地區(qū)增長得更快[2]。然而，盡管Baumol(1986)和Barro和Sala-I-Martin(1992)等的經(jīng)驗研究表明美國不同州之間，以及發(fā)達國家之間人均收入水平出現(xiàn)了收斂，但是Romer(1994)等的研究發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)發(fā)展中國卻并沒有能夠縮小與發(fā)達國家的人均收入差距[3-5]。Carrington(2003)的檢驗結(jié)果表明歐洲國家之間人均收入水平不存在收斂[6]。國內(nèi)對于區(qū)域經(jīng)濟收斂性的檢驗，可以分為兩類。第一類在進行區(qū)域經(jīng)濟收斂性檢驗時不考慮空間效應(yīng)。大部分檢驗都表明，中國區(qū)域經(jīng)濟不存在全域性的絕對收斂，但存在條件收斂。魏后凱(1997)對1978-1995年中國區(qū)域經(jīng)濟的收斂性檢驗結(jié)果表明總體上中國各地區(qū)人均GDP增長趨于收斂[7]。蔡昉和都陽(2000)、沈坤榮和馬俊(2002)的實證發(fā)現(xiàn)改革開放以來中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)不存在全域性的絕對收斂，但存在條件收斂[8-9]。王錚和葛昭攀(2002)的研究表明中國東中西三大區(qū)域存在俱樂部收斂[10]。林毅夫和劉明興(2003)的研究表明1981-1999年中國區(qū)域經(jīng)濟存在條件收斂[11]。第二類區(qū)域經(jīng)濟收斂性研究則在實證模型中考慮到了空間相關(guān)性。大部分研究都發(fā)現(xiàn)，在考慮空間相關(guān)性之后，中國區(qū)域經(jīng)濟存在全域性的絕對收斂。林光平等(2005)采用空間經(jīng)濟計量方法，發(fā)現(xiàn)1978-2002年中國區(qū)域經(jīng)濟存在絕對收斂的趨勢[12]。吳玉鳴(2006)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)考慮空間效應(yīng)后，各省域的經(jīng)濟表現(xiàn)出較為顯著的條件趨同[13]。潘文卿(2010)將空間效應(yīng)納入收斂檢驗?zāi)Ｐ秃蟀l(fā)現(xiàn)，中國在改革開放的30年里存在著在全域范圍內(nèi)的絕對收斂特征[14]。這些研究取得了豐富的成果，對于后續(xù)研究具有重要的借鑒意義，但這些研究也存在兩個方面的明顯不足：一是絕大多數(shù)文獻在進行收斂性檢驗時使用忽視空間效應(yīng)的普通最小二乘法(OLS)進行模型估計，或者盡管考慮到了空間效應(yīng)，但在選擇空間權(quán)重時過于簡單化，使得在實際應(yīng)用中往往存在模型的設(shè)定偏差問題，進而導(dǎo)致研究得出的各種結(jié)果和推論不夠完整、科學(xué)，缺乏應(yīng)有的解釋力(吳玉鳴，2007)[15]；二是盡管現(xiàn)有文獻研究了政策、技術(shù)引進等方面因素對經(jīng)濟收斂的影響，但很少將創(chuàng)新能力作為條件收斂的解釋變量。鑒于此，本文將在借鑒經(jīng)濟收斂理論框架基礎(chǔ)上，通過擴展經(jīng)濟收斂模型，借助空間計量等研究方法開展實證檢驗，探討創(chuàng)新能力對經(jīng)濟收斂的影響，為中國區(qū)域經(jīng)濟均衡協(xié)調(diào)發(fā)展和國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施提供理論支撐。

二、研究設(shè)計

所謂經(jīng)濟收斂是指一個國家人均產(chǎn)出的增長速度與初始水平呈負(fù)相關(guān)，從而使得兩國間的經(jīng)濟差距有不斷縮小的趨勢。經(jīng)濟收斂的概念也可以用于一個國家內(nèi)部不同地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系上。經(jīng)濟收斂可分為兩類：δ收斂和β收斂。δ收斂是指不同地區(qū)人均收入的方差或者離散系數(shù)隨時間的推移趨于減小的過程。宏觀經(jīng)濟主要關(guān)注的是β收斂，這種形式的收斂主要表現(xiàn)為落后地區(qū)的經(jīng)濟增長速度高于發(fā)達地區(qū)，從而導(dǎo)致前者的人均收入逐漸趕上后者。如果β收斂是以一些因素(如人力資本、政策變量、基礎(chǔ)設(shè)施等)為條件的，則稱之為條件β收斂，否則就是絕對β收斂。創(chuàng)新可以提高勞動和資本的生產(chǎn)率，是決定經(jīng)濟長期增長的一個主要因素。創(chuàng)新能力對區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的影響主要是通過創(chuàng)新擴散來實現(xiàn)的。區(qū)域創(chuàng)新擴散的動力源于區(qū)域內(nèi)存在的創(chuàng)新能力的“位勢差”，由于相鄰區(qū)域具有某些方面的共緣性與相似性，使得創(chuàng)新能在相鄰區(qū)域間更順利地實現(xiàn)擴散，逐漸減少創(chuàng)新能力的“位勢差”，實現(xiàn)創(chuàng)新能力的某種收斂性，從而在一定條件下，帶動整個區(qū)域經(jīng)濟增長趨于收斂。因此，從這個角度看，區(qū)域創(chuàng)新能力和經(jīng)濟增長的收斂之間存在著密切的關(guān)系。在以往的經(jīng)濟收斂實證研究中，所采用的檢驗?zāi)Ｐ鸵话愣际菍arro與Sala-I-Martin(1992)提出的收斂性分析框架的簡化。本文在其模型中引入創(chuàng)新能力控制因素并進行簡化，得到區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂的檢驗方程為：

(1)

(2)

式(2)中，Pi,t是反映i區(qū)域第t年的創(chuàng)新能力的變量。國外學(xué)者多認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新能力是由生產(chǎn)一系列相關(guān)的創(chuàng)新產(chǎn)品的潛力來確定，最重要的因素是R&D存量(Furman等，2002)[16]；國內(nèi)學(xué)者傾向于認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新能力是開展創(chuàng)新活動的能力和創(chuàng)新成果的產(chǎn)出，最重要的因素是專利申請量。近年來，專利特別是發(fā)明專利對于我國區(qū)域創(chuàng)新能力乃至經(jīng)濟發(fā)展的支撐作用日益顯現(xiàn)，并且成為區(qū)域創(chuàng)新能力的重要標(biāo)志，區(qū)域創(chuàng)新能力居前省市，往往都是發(fā)明專利受理量和授權(quán)量排名靠前的省市。因此，本文用發(fā)明專利申請量來衡量區(qū)域創(chuàng)新能力。

上述經(jīng)濟發(fā)展的β收斂檢驗是基于傳統(tǒng)的計量方法進行測算的，沒有考慮到空間效應(yīng)。毫無疑問，任何一個區(qū)域的經(jīng)濟都不可能獨立發(fā)展，它總是與其他區(qū)域的經(jīng)濟存在著千絲萬縷的聯(lián)系，其發(fā)展往往會影響到臨近地區(qū)或者更遠的地區(qū)?？臻g效應(yīng)包括空間依賴性和空間差異性：前者指一個地區(qū)的樣本觀測值與其他地區(qū)的觀測值相關(guān)；后者指由于空間單位的異質(zhì)性而產(chǎn)生的空間效應(yīng)在區(qū)域?qū)用嫔系姆蔷恍?Anselin，1988)[17]。這兩種空間效應(yīng)對應(yīng)的空間計量模型分別為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)。相應(yīng)地，區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂和條件β收斂的空間滯后模型表達式分別為：

(3)

(4)

式(3)和式(4)中，ρ是空間滯后系數(shù)，衡量權(quán)重矩陣觀測值之間的空間相互作用的程度，W是空間權(quán)重系數(shù)矩陣。空間權(quán)重矩陣是空間計量模型的關(guān)鍵，目前大多數(shù)研究采用的是簡單的鄰近矩陣，然而，相鄰地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系并非完全相同，一般而言區(qū)域間的相互影響程度隨相隔距離的增加而減弱?？紤]到一般情況下空間距離與空間相關(guān)程度成反比關(guān)系，本文采用不同區(qū)域質(zhì)心間的直線距離的倒數(shù)作為W中元素的取值。

類似地，區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂和條件β收斂的空間誤差模型表達式分別為：

(5)

+(1-λW)-1μi,t

(6)

式(5)和式(6)中，λ是空間誤差系數(shù)，反映回歸殘差之間空間相關(guān)強度的參數(shù)，μi,t～N(0,σ2I)。

上述模型中，如果β的估計值顯著為負(fù)，則說明區(qū)域的人均GDP增長率與初始時期的人均GDP水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟落后區(qū)域的人均GDP增長速度比發(fā)達省份要快，因而存在區(qū)域經(jīng)濟的β收斂?？臻g計量模型不再適合用OLS進行估計，一般采用極大似然法(ML)進行估計而得到可信的參數(shù)估計值。此外，根據(jù)β的估計值，可以出計算出區(qū)域人均GDP的收斂速度θ以及用收斂的半生命周期τ表示的經(jīng)濟落后地區(qū)追趕上經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)所需的時間：

(7)

(8)

在采用空間計量模型之前，首先需要判斷區(qū)域經(jīng)濟間的空間相關(guān)存在與否，一般通過Moran(1950)最早提出來的Moran’S I檢驗來進行[18]，其表達式為：

(9)

本文考察范圍是中國31個省份(不包括港澳臺)，考察期為2001年至2012年，所采用的數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，其中人均GDP采用2000年價格。

三、估計結(jié)果與分析

1.區(qū)域人均GDP空間相關(guān)性檢驗

根據(jù)2001-2012年我國省際人均GDP可計算得到其Moran’s I指數(shù)(見圖1)。2001-2012年12年間區(qū)域人均GDP的Moran’s I指數(shù)均通過了5%水平下的顯著性檢驗，Moran’s I指數(shù)盡管存在波動，但都在0.5以上，而且整體上呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，表明我國區(qū)域經(jīng)濟活動并不是處于隨機狀態(tài)，而是在地理空間上呈現(xiàn)出集聚現(xiàn)象，且這種集聚呈現(xiàn)出不斷增強的態(tài)勢。也就是說，我國人均GDP具有較強的空間相關(guān)性，較高經(jīng)濟發(fā)展水平的省份趨于和較高經(jīng)濟發(fā)展水平的省域相鄰，而經(jīng)濟落后的省份趨于和經(jīng)濟落后的省份相鄰。

2.模型及權(quán)重的選擇

為便于比較，本文先用OLS估計不考慮空間效應(yīng)的區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂的檢驗方程，得到結(jié)果見表1。

圖1　2001-2012年我國區(qū)域人均GDP的Moran’s I指數(shù)

變量估計值標(biāo)準(zhǔn)誤差α3.7236*0.5240β-0.2884*0.0584R20.4567調(diào)整后的R20.4380AIC-17.556

注：*和**分別表示在5%和1%水平下顯著。

從表1可以發(fā)現(xiàn)，收斂系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期一致，且在1%水平下顯著，但模型的擬合系數(shù)偏低，說明模型的設(shè)定或者估計方法存在問題。對模型擬合殘差的空間相關(guān)性結(jié)果表明殘差項存在明顯的空間自相關(guān)，其空間自相關(guān)系數(shù)為0.0155，p值為0.0225。這進一步說明OLS模型忽略地區(qū)間的空間相關(guān)性會帶來結(jié)果的誤差，因而需要利用空間權(quán)重矩陣對OLS模型進行修正。

在空間權(quán)重的選擇上，我們首先采用大多數(shù)研究所采用的簡單鄰近矩陣對OLS模型進行修正。利用R語言的spdep擴展包對區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂的空間模型進行估計，結(jié)果見表2。

從表2可以發(fā)現(xiàn)，在以鄰近矩陣作為區(qū)域經(jīng)濟收斂空間計量模型的權(quán)重矩陣時，空間滯后系數(shù)ρ和空間誤差系數(shù)λ均不顯著，說明鄰近省份的經(jīng)濟發(fā)展對其自身經(jīng)濟發(fā)展沒有造成統(tǒng)計意義上的影響；誤差項的空間自相關(guān)不強，將其納入模型作用不大。同時，從赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來看，空間滯后模型和空間誤差模型分別為-15.615和-15.565，大于不考慮空間效應(yīng)的OLS模型的-17.556，說明如果以鄰近矩陣作為區(qū)域經(jīng)濟收斂空間計量模型的權(quán)重矩陣反而降低了模型的擬合程度。鄰近矩陣假設(shè)地區(qū)之間在地理上相鄰則權(quán)重矩陣中對應(yīng)數(shù)值取1，否則對應(yīng)數(shù)值取0，也就是說對所有相鄰地區(qū)的關(guān)系都簡單地視為相同，對所有不相鄰地區(qū)都視為沒有影響。事實上，相鄰地區(qū)間經(jīng)濟上的相互關(guān)系不可能完全一樣，需要加以區(qū)別；不相鄰地區(qū)仍然會存在經(jīng)濟上的相互關(guān)系。

表2　區(qū)域經(jīng)濟絕對 β收斂檢驗結(jié)果(鄰近矩陣權(quán)重)

注：*和**分別表示在1%和5%水平下顯著。

3. 區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂檢驗

通過前述檢驗可知，自2001年以來我國各省份經(jīng)濟發(fā)展水平的空間相關(guān)性越來越強，如果忽略地區(qū)間的空間相關(guān)性會影響估計結(jié)果的可靠性，如果采用鄰近矩陣作為區(qū)域經(jīng)濟收斂空間計量模型的權(quán)重矩陣也無助于模型的改善。鑒于此，本文在分析時將采用不同區(qū)域質(zhì)心間的直線距離的倒數(shù)作為區(qū)域經(jīng)濟收斂檢驗空間計量模型的權(quán)重取值。由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的收斂性往往具有階段性[20]，因此除了考察整個期間的經(jīng)濟收斂性外，本文還將考察期劃分為兩個時段(2001-2006，2007-2012)分別進行考察不同時間段的經(jīng)濟收斂性。為了選擇合適的空間計量模型，本文通過拉格朗日乘子檢驗來檢驗空間滯后模型和空間誤差模型的適用性。檢驗結(jié)果表明，無論是在整個考察期還是兩個時段，LMLAG較之LMERR在統(tǒng)計上更加顯著，因而選擇空間滯后模型。采用空間距離倒數(shù)矩陣作為權(quán)重，對區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂的空間滯后模型進行估計，結(jié)果見表3。

表3　區(qū)域經(jīng)濟絕對 β收斂檢驗結(jié)果(空間距離倒數(shù)權(quán)重)

注：*和**分別表示在1%和5%水平下顯著。

從赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來看，空間滯后模型AIC均小于不考慮空間效應(yīng)的OLS模型，說明如果以空間距離倒數(shù)作為區(qū)域經(jīng)濟收斂空間計量模型的權(quán)重矩陣有利于改善模型的擬合度。對數(shù)似然值的增大也表明該模型優(yōu)于以鄰近矩陣作為權(quán)重矩陣的區(qū)域經(jīng)濟收斂空間計量模型。從2001-2012年區(qū)域經(jīng)濟絕對β收斂檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，空間滯后系數(shù)ρ為1.2102，并且通過了5%水平下的顯著性檢驗，說明我國省際間的經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的正的空間自相關(guān)，也就是說經(jīng)濟發(fā)展在省際間存在溢出效應(yīng)，一個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展對鄰近區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展有明顯的帶動作用。收斂系數(shù)β為-0.3295，且在1%水平下顯著。這表明各省份的經(jīng)濟發(fā)展速度與期初經(jīng)濟水平是負(fù)相關(guān)的。也就是說，期初發(fā)展水平相對較高的省份，其增長速度會放緩，而期初經(jīng)濟水平相對較低的省份，其經(jīng)濟增長速度則會較快。檢驗結(jié)果表明，2001-2012年期間我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出收斂的趨勢。從2001-2006年經(jīng)濟收斂檢驗結(jié)果來看，收斂系數(shù)β在統(tǒng)計上不顯著，說明在這一時間段我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不存在收斂現(xiàn)象。但在2007-2012年間區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是收斂的(收斂系數(shù)β為-0.2401，在1%水平下顯著)。

事實上，從衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、變異系數(shù)、赫芬達爾指數(shù)等其他指標(biāo)來看，它們在考察期內(nèi)的趨勢也是在下降的，見圖2。

從圖2還可看出，雖然基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、變異系數(shù)、赫芬達爾指數(shù)在2001-2012年間整體是下降的，但在2001-2006年間卻保持了相對穩(wěn)定，只是從2006年后才出現(xiàn)明顯的下降趨勢。這也從一個側(cè)面有力地驗證了本文的實證結(jié)果。此外，根據(jù)的估計值，還可以計算出2001-2012年間我國區(qū)域人均GDP的收斂速度為3.634%，收斂的半生命周期為19.07年，也就是說經(jīng)濟落后地區(qū)追趕上經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)平均需要19.07年。

4. 區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟收斂的影響

除了進行絕對收斂分析外，本文在空間模型中納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新能力，分析區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟收斂的影響。區(qū)域經(jīng)濟條件β收斂的空間滯后模型估計結(jié)果見表4。

表4　區(qū)域經(jīng)濟條件 β收斂檢驗結(jié)果

注：*和**分別表示在1%和5%水平下顯著。

圖2　區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展四種差距指標(biāo) * 指標(biāo)利用R語言ineq 擴展包計算得到，赫芬達爾指數(shù)在次坐標(biāo)軸。

從2001-2012年區(qū)域經(jīng)濟條件β收斂檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，空間滯后參數(shù)ρ為1.3752，并且通過了5%水平下的顯著性檢驗。區(qū)域經(jīng)濟條件β收斂的空間滯后系數(shù)比絕對β收斂的空間滯后系數(shù)大，說明我國創(chuàng)新活動及其創(chuàng)新成果的擴散有利于增強省際間的經(jīng)濟發(fā)展互動程度。2001-2012年間條件收斂系數(shù)β為-0.4660，且在1%水平下顯著，說明中國經(jīng)濟發(fā)展水平在整個經(jīng)濟空間里存在條件β收斂。回歸系數(shù)ζ為0.0696，且在5%水平下顯著，表明省份的創(chuàng)新能力每提升一個百分點，能使得經(jīng)濟增長速度提高6.96個百分點。從2001-2006年經(jīng)濟條件收斂檢驗結(jié)果來看，收斂系數(shù)β在統(tǒng)計上不顯著，說明在這一時間段即使加入控制因素創(chuàng)新能力，中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展也不存在收斂現(xiàn)象。但在2007-2012年間區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是條件收斂的(收斂系數(shù)β為-0.2359，在1%水平下顯著)，這表明近年來我國的區(qū)域創(chuàng)新的輻射和帶動作用逐漸顯現(xiàn)，促進了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的收斂。

類似地，根據(jù)條件收斂系數(shù)β的估計值，可以計算出在考慮創(chuàng)新能力后，區(qū)域人均GDP的條件收斂速度為5.703%，比絕對收斂速度快2.07個百分點；條件收斂的半生命周期為12.15年，也就是說在考慮區(qū)域創(chuàng)新能力的影響后，經(jīng)濟落后地區(qū)追趕上經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)所需要的時間要比不考慮區(qū)域創(chuàng)新能力時快近7年。

四、研究結(jié)論與政策建議

本文采用不同區(qū)域質(zhì)心間的直線距離的倒數(shù)作為權(quán)重矩陣對我國31個省市2001-2012年間實際人均GDP的收斂情況進行了實證分析，并探討了區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟收斂的影響。結(jié)果表明：(1)在考慮空間效應(yīng)后，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展既存在條件收斂，也存在絕對收斂；(2)近年來我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的收斂趨勢比以前明顯；(3)在考慮區(qū)域創(chuàng)新能力的影響后，我國區(qū)域間經(jīng)濟的收斂的速度將提高。

中國區(qū)域經(jīng)濟增長存在絕對收斂，這一結(jié)論無法從OLS框架中得出。雖然從經(jīng)濟發(fā)展實踐來看，短期內(nèi)絕對收斂不明顯，但從長期來看，中國存在絕對收斂趨勢，而且這種趨勢越來越明顯。因此，中國區(qū)域經(jīng)濟收斂符合新古典增長模型所預(yù)言的原意，而不是控制了相關(guān)變量的影響之后表現(xiàn)出的經(jīng)濟收斂。這也表明我國采用增長極理論來發(fā)展經(jīng)濟不僅是可行的，也是有效的。盡管地理條件、資源稟賦等因素可能對收斂趨勢造成了不利影響，但隨著市場經(jīng)濟體系的逐步建立和完善，但我國區(qū)域經(jīng)濟增長仍表現(xiàn)出明顯的收斂。

中國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，如何通過有效的干預(yù)控制和縮小區(qū)域發(fā)展差距，是中國目前宏觀經(jīng)濟調(diào)控的一個重點目標(biāo)所在，也是當(dāng)前中國亟待解決的重要問題。Romer(1990)等很多研究認(rèn)為人力資本水平是影響經(jīng)濟收斂速度的重要因素[21]。本文的研究表明，創(chuàng)新能力也對經(jīng)濟收斂的速度有顯著的影響，不同區(qū)域創(chuàng)新能力的差異和由此帶來的溢出效應(yīng)，都為相對落后地區(qū)的學(xué)習(xí)提高提供了“后發(fā)優(yōu)勢”的機會，從而導(dǎo)致收斂的發(fā)生。因此政府部門在制定創(chuàng)新政策時，應(yīng)注重空間相關(guān)性的相互作用機理，要使各區(qū)域充分利用創(chuàng)新資源稟賦以及創(chuàng)新能力方面的差異進行合作來縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距。

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(本文責(zé)編：王延芳)