方 亮,徐維祥

(1.黃山學院 經(jīng)濟管理學院,安徽 黃山 245041;2.浙江工業(yè)大學 經(jīng)貿(mào)管理學院,杭州 310014)

1 文獻綜述

英美發(fā)達國家的高新區(qū)建設經(jīng)驗證明了高新區(qū)正成為拉動區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展的新引擎,產(chǎn)業(yè)和技術(shù)的高度發(fā)展是經(jīng)濟崛起的基礎支撐。改革開放以來,我國的經(jīng)濟快速增長,已成為世界第二大經(jīng)濟體,我國正朝著創(chuàng)新型國家的方向邁進。我們需要建設由若干產(chǎn)業(yè)形成具有規(guī)模和技術(shù)優(yōu)勢的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群,提高技術(shù)創(chuàng)新能力,以應對日益激烈的國際競爭和日益復雜的國際經(jīng)濟環(huán)境。我國的國家高新區(qū)就是基于創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群建設而成、由眾多高新技術(shù)企業(yè)和科研院所組成、以創(chuàng)新為核心、以知識型和技術(shù)型為特色、以創(chuàng)新成果商業(yè)化為目標的多元綜合體。我國的高新區(qū)已在技術(shù)創(chuàng)新和帶動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中有出色的表現(xiàn),特別是國家級高新區(qū)(由國務院批準成立的國家級科技工業(yè)園區(qū))已成為我國重要的技術(shù)創(chuàng)新基地和經(jīng)濟增長極。那么,為什么國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用呢?成立時間較早的國家高新區(qū)相對于成立時間較晚的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟是否具有更大的促進作用?隨著時間的推進,是否國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用更大?不同地區(qū)的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟有沒有顯著的差異?

對技術(shù)創(chuàng)新影響區(qū)域經(jīng)濟問題的研究起步較早,包括Adam Smith、馬克思等對此問題都進行過闡述。Schumpeter于1912年在《經(jīng)濟發(fā)展理論》中對“創(chuàng)新”作出具體的解釋,并提出創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響主要是通過經(jīng)濟的高漲和收縮發(fā)生作用的[1]。技術(shù)創(chuàng)新是創(chuàng)新中的一種形式,Solow、North、Kuznets、斯托齊、Barro、King和Robson等在分析區(qū)域經(jīng)濟增長的影響因素時都提出過技術(shù)創(chuàng)新的重要作用。Romer提出了知識溢出效應模型中技術(shù)進步是經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)生變量,是經(jīng)濟增長的決定力量。到20世紀80年代,技術(shù)創(chuàng)新的研究延伸到理論經(jīng)濟學、發(fā)展經(jīng)濟學、企業(yè)管理和國際貿(mào)易等領(lǐng)域。Aghion等提出,技術(shù)創(chuàng)新帶來了產(chǎn)品的品質(zhì)提高從而使得創(chuàng)新企業(yè)獲取絕對的壟斷優(yōu)勢,企業(yè)為了追求持續(xù)性的壟斷優(yōu)勢而進行不斷創(chuàng)新,帶來了經(jīng)濟周期性的增長[2]。Guellec通過實證分析提出了研發(fā)投入會帶來溢出效應,技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加會帶來產(chǎn)出生產(chǎn)率的增加[3]。Howells分析了創(chuàng)新過程中隱性知識的重要性,隱性知識傳播對創(chuàng)新有著重要的影響,地理位置影響著知識和創(chuàng)新活動效率并在知識和創(chuàng)新的相互作用中影響著經(jīng)濟績效。Chowdhury通過實證分析得出了技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長具有因果關(guān)系[4],隨著研發(fā)投入的比例增加會帶來生產(chǎn)效率的持續(xù)性提高,最終影響了經(jīng)濟增長[5]。Kogan等提出了科技創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的源泉,從企業(yè)層面構(gòu)建科技創(chuàng)新的措施,并通過實證分析論證了技術(shù)創(chuàng)新、資源配置與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系[6]。Kocoglu等從企業(yè)的微觀層面分析了在充滿不確定性和波動性的全球競爭環(huán)境下,技術(shù)學習在企業(yè)的競爭中扮演著重要的角色,也有利于保持企業(yè)的活力,而企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢需要企業(yè)不斷地進行技術(shù)創(chuàng)新,這也是保持企業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值增長的有效措施[7]。Dolfsma等則從政府政策和技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系角度分析技術(shù)創(chuàng)新需要得到政府的政策支持,有利的激勵性政策能夠為技術(shù)創(chuàng)新帶來刺激效應,這也有利于推動經(jīng)濟增長[8]。Simpson則分析了創(chuàng)新與自然資源產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系,通過對不同行業(yè)的論證分析,認為創(chuàng)新,特別是技術(shù)創(chuàng)新,能夠有利于改進產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率,降低資源消耗和潛在的資源短缺問題,從而提高產(chǎn)業(yè)在國際市場上的競爭力,技術(shù)創(chuàng)新帶來的高生產(chǎn)率是經(jīng)濟繁榮的必要因素[9]。Bertuglia等認為在過去的幾十年中,人們已經(jīng)越來越多地認識到經(jīng)濟發(fā)展不是主要靠外生因素決定的,而在很大程度上轉(zhuǎn)向了那些能夠響應市場競爭和制度性挑戰(zhàn)的經(jīng)濟因素,這也解釋了技術(shù)創(chuàng)新問題的內(nèi)生增長理論,而且在時空動態(tài)的背景下,新技術(shù)擴散和采用模式有明顯的空間和時間變化,也就是在不同的時空條件下技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響程度也會有所差異[10]。我國研究人員對此問題也做過相關(guān)研究,趙樹寬實證分析了技術(shù)標準、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長三者之間的關(guān)系,認為技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的原因,技術(shù)創(chuàng)新在長期內(nèi)促進經(jīng)濟增長,技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的源動力,而經(jīng)濟增長對技術(shù)創(chuàng)新的影響并不顯著[11]。嚴成樑認為社會資本有利于提高創(chuàng)新效率,社會資本的重要性越強,知識生產(chǎn)和經(jīng)濟增長速度越快,社會資本對知識生產(chǎn)有顯著的促進作用,社會資本對高水平創(chuàng)新的影響力度更大并且對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用[12]。徐維祥等認為高新技術(shù)園區(qū)創(chuàng)新是區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)生影響變量,高新區(qū)創(chuàng)新促進區(qū)域經(jīng)濟增長,并且在不同的要素集聚、組織學習以及經(jīng)濟環(huán)境條件下創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響程度不同[13]。技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用已經(jīng)在現(xiàn)有的研究成果中達成共識,但是對高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新影響區(qū)域經(jīng)濟問題的研究成果目前還很少,對時空差異的研究更是成果極少,這也提高了本問題研究的緊迫性和重要性。

2 指標設計與數(shù)據(jù)來源

技術(shù)創(chuàng)新主要涉及技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)數(shù)量、資本投入情況、人員投入、人才投入、經(jīng)費投入和技術(shù)產(chǎn)出等方面,本研究主要借鑒Cooke等、王然等和徐維祥等提出的度量指標構(gòu)建創(chuàng)新指標體系[14-15],如表1所示。區(qū)域經(jīng)濟一般指某一個特定的行政區(qū)域在一段時間內(nèi)所創(chuàng)造的經(jīng)濟產(chǎn)出總和,對區(qū)域經(jīng)濟的度量一般用生產(chǎn)總值、總收入、工業(yè)總產(chǎn)值、總利潤、凈利潤等指標,本研究中區(qū)域經(jīng)濟主要指國家高新區(qū)所創(chuàng)造的經(jīng)濟產(chǎn)出情況,借鑒Frenken等、Hu和Kuo、方亮等的研究成果設計度量指標[16-17],如表1所示。本研究考慮到高新區(qū)所在園區(qū)的經(jīng)濟產(chǎn)出主要受到產(chǎn)品貿(mào)易、服務貿(mào)易和外貿(mào)進出口等方面的影響,故將控制變量設計為進出口、產(chǎn)品銷售和商品銷售三個指標進行分析。

表1 指標體系

續(xù)表

本研究中數(shù)據(jù)主要來源于《中國火炬統(tǒng)計年鑒》(2008—2014)和各省份統(tǒng)計年鑒,由于考慮到資產(chǎn)、技術(shù)收入、科技活動經(jīng)費、研發(fā)經(jīng)費、總收入、工業(yè)總產(chǎn)值和凈利潤等指標會受到價格波動的影響,對此類指標統(tǒng)一按照相應年度的各地區(qū)各指標價格指數(shù)調(diào)整為2007年值。出口創(chuàng)匯采取各年度的年均人民幣與美元兌換匯率折算成人民幣計量的單位再通過居民消費價格指數(shù)消除價格波動影響。少數(shù)缺失值用插補法處理。

3 實證分析

3.1 因子分析

創(chuàng)新、區(qū)域經(jīng)濟兩個指標屬于多變量指標,本研究使用因子分析方法(exploratory factor analysis,EFA)對其進行降維處理。降維后的綜合因子能夠蘊含多個復雜變量的大部分信息和原來數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)[18]。首先,為了排除不同類型指標和不同計量單位的影響對數(shù)據(jù)采取標準化處理;然后采用Bartlett球形檢驗和KMO檢驗法驗證觀測指標連續(xù)性、相關(guān)性和隨機性的條件,對創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟做Bartlett球形檢驗和KMO檢驗結(jié)果顯示2008—2014年創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟的KMO值全部大于0.8,Bartlett檢驗卡方值都通過了0.01水平下的顯著性檢驗,其中創(chuàng)新各年度指標全部提取四個公因子,解釋的總方差都大于80%,滿足了因子分析的條件,根據(jù)各年度成分得分函數(shù)可以得到各年度創(chuàng)新各主成分的綜合得分值,綜合因子得分的表達式為

其中,F為綜合得分;f為各因子得分;s為各因子對應的方差貢獻率。同理,可以求得區(qū)域經(jīng)濟各年度綜合因子得分。

可以進一步分析2008—2014年各個國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的差異,利用聚類分析的系統(tǒng)聚類法,聚類數(shù)為4,聚類方法為組間連接,區(qū)間的度量標準為平方Euclidean,按照技術(shù)創(chuàng)新各年度綜合因子的均值由高到低把國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平劃分為創(chuàng)新發(fā)達區(qū)、創(chuàng)新活躍區(qū)、創(chuàng)新平庸區(qū)和創(chuàng)新落后區(qū)。分類結(jié)果如表2所示。

表2 國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平分布區(qū)

由表2可以看出:

首先,國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)突出的主要集中在一線大城市和東部開放度較高的城市,而技術(shù)創(chuàng)新活躍區(qū)主要集中在東部沿海大型城市,技術(shù)創(chuàng)新平庸區(qū)主要集中在中部發(fā)展較迅速和中西部的較大城市,技術(shù)創(chuàng)新落后區(qū)主要集中在一些西部城市和一些成立時間相對較晚的高新區(qū)。

其次,總體上國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)從東部—中部—西部逐漸降低的梯度變化態(tài)勢,東部沿海經(jīng)濟帶的大城市國家高新區(qū)成為技術(shù)創(chuàng)新的領(lǐng)頭羊,而西部地區(qū)和一些成立時間相對較短的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新相對不足。

最后,國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)了“兩頭小中間大”的“橄欖球式”分布格局,少數(shù)技術(shù)創(chuàng)新水平高和技術(shù)創(chuàng)新水平低的國家高新區(qū)分布于橄欖球的兩頭,而大多數(shù)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平位于橄欖球的中端。

3.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為了防止回歸分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象,需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性分析。本研究涉及的各變量都有時間序列數(shù)據(jù),需要對所有序列都進行單位根檢驗,檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可知,EI中單位根檢驗指標都在0.1水平上顯著,認為不存在單位根,是平穩(wěn)序列;RE單位根檢驗指標都在0.05水平上顯著,認為不存在單位根,是平穩(wěn)序列;EX、PS和CS單位根檢驗指標沒有通過0.05水平的顯著性檢驗,認為存在單位根,是非平穩(wěn)序列。因此,需要對EX、PS和CS指標做進一步處理,以消除數(shù)據(jù)不平穩(wěn)對回歸造成的不利影響。本研究對EX和PS進行對數(shù)處理,使之變?yōu)長NEX、LNPS和LNCS,然后做單位根檢驗,檢驗結(jié)果顯示,都通過了0.01水平的顯著性檢驗,可以認為都不存在單位根,是平穩(wěn)序列。

表3 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

3.3 回歸分析

在平穩(wěn)性檢驗的基礎上對國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟之間做回歸分析,技術(shù)創(chuàng)新(EI)為自變量,區(qū)域經(jīng)濟(RE)為因變量,進出口(EX)、產(chǎn)品銷售(PS)和商品銷售(CS)為控制變量。面板數(shù)據(jù)模型一般形式為

其中,N為考察截面?zhèn)€體數(shù)量;T為考察時點數(shù)量;αit為常數(shù)項;β'it為參數(shù)向量且β'it=(β1,it,β2,it,β3,it,…,βm,it);m為外生變量的數(shù)量;X'it為外生變量向量且X'it=(X1,it,X2,it,X3,it,…,X m,it);μit為隨機誤差項。

根據(jù)本研究中提出的各類變量,模型可以設置為

(1)確定影響形式和模型形式

本研究中主要突出各個國家高新區(qū)個體因素對區(qū)域經(jīng)濟的影響,不重點探討時點因素的影響,因此假定時間序列參數(shù)具有一致性,面板模型中截距和斜率都是個體時期恒量,其值只反映截面?zhèn)€體之間的差異。因此本研究主要討論含有54個截面方差的Panel Data模型估計方法。

考慮到分析不變截距變系數(shù)模型對國家高新區(qū)不同個體并無實際意義,面板數(shù)據(jù)分析在固定效應模型、混合效應模型和隨機效應模型中作出選擇。根據(jù)計量分析的原則,橫截面?zhèn)€數(shù)大于時序個數(shù)通常采用截面加權(quán)估計法可在一定程度上克服面板數(shù)據(jù)中橫截面的異方差與序列的自相關(guān)性問題。因此本研究中固定效應模型估計采取截面加權(quán)估計法,模型估計結(jié)果如表4所示。

對截面維固定效應模型的冗余性進行檢驗,檢驗方法采取似然比檢驗,原假設固定效應模型是冗余的,檢驗結(jié)果如表所示,拒絕原假設,認為在混合效應和固定效應模型中固定效應模型最優(yōu)。在固定效應和隨機效應模型的檢驗中,采取Hausman檢驗模型是否是隨機效應模型,檢驗結(jié)果如表所示,p值小于0.05,所以拒絕應建立隨機效應模型的原假設,應建立固定效應模型。這也符合了古扎拉蒂提出的“固定效應適用于對研究樣本個體之間經(jīng)濟關(guān)系和自身效應的分析”的結(jié)論。

表4 影響形式和參數(shù)穩(wěn)定性檢驗

然后,根據(jù)固定效應截距和斜率是否齊性條件分析截距和斜率的變化情況。構(gòu)造如下F統(tǒng)計量:

其中,SSR1為斜率和截距非齊性的回歸平方和;SSR2為截距非齊性而斜率齊性的回歸平方和;SSR3為斜率和截距都是齊性的條件下回歸平方和;N為截面?zhèn)€體數(shù);T為時點數(shù);K為外生變量數(shù)。

經(jīng)分析得到:SSR1=1.582 2;SSR2=9.246 3;SSR3=158.971 2;F1=0/422 3;F2=40.540 8。在給定5%的顯著性水平下,F統(tǒng)計量相應的臨界值為F0.05(212,108)=0.764 3,F0.05(265,108)=0.772 7?？梢缘玫?F2＞F0.05(265,108);F1＜F0.05(212,108)。因此,建立的模型應為變截距模型,模型形式進一步設定為

(2)回歸結(jié)果分析

對面板數(shù)據(jù)進行估計,可以得到估計結(jié)果如表4中的模型2所示。進一步對固定效應的變截距模型進行參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗,如表4中模型4～模型6所示。從模型4～模型6中分別剔除外生變量LNEX、LNPS和LNCS,做其他所有變量對區(qū)域經(jīng)濟進行回歸分析,得到各變量的回歸系數(shù)較模型2中該變量的回歸系數(shù)并未發(fā)生較大變化,且各變量的回歸系數(shù)也沒有發(fā)生符號變化,因此可認為模型2回歸參數(shù)的穩(wěn)定性較好,模型2具有較強的解釋能力。

個體固定效應變截距模型的相應表達式為

其中,D1,D2,…,D54為虛擬變量,其定義為

各國家級高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟影響的截距具有顯著差異,分析結(jié)果整理如表5所示。

綜上分析,2008—2014年中國54個國家級高新區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟之間相互影響的問題應該建立變截距的個體固定效應回歸模型,技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用,并且隨著國家高新區(qū)個體不同,截距項也存在顯著性差異,在分析結(jié)果中可以看出北京、上海、長春、西安的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新截距排在前四位,而保定、海南、福州和烏魯木齊的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新截距排在最后四位,可以認為在相同影響系數(shù)的條件下,截距越大的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用越大,技術(shù)創(chuàng)新的截距差異也反映了不同高新區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟影響的個體差異,但是總體上國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新都顯著地發(fā)揮了對區(qū)域經(jīng)濟的積極作用。

3.4 時空差異分析

(1)按照高新區(qū)成立的時間做群組分析

國家高新區(qū)成立的主要時間分布在1988年至今的10個年度,其中1992年之前成立的國家高新區(qū)26個,以1992年作為時間分割點將國家高新區(qū)分成兩組進行群組比較。調(diào)節(jié)變量為(0,1),其中0代表1992年之前成立的國家高新區(qū),1代表1992年及1992年之后成立的國家高新區(qū),自變量和因變量是連續(xù)變量。對兩個群組分別進行回歸分析,回歸結(jié)果如表6所示。

表6 群組回歸結(jié)果

由此可見,1992年之前成立的國家高新區(qū)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.033,沒有通過顯著性檢驗,1992年之后成立的國家高新區(qū)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.103,通過了0.01水平的顯著性檢驗,說明1992年之后成立的國家高新區(qū)相對于1992年之前的高新區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟的貢獻更大。原因分析認為:1992年之前成立的國家高新區(qū)主要是一些相對規(guī)模較大的高新區(qū),其一般位于大型城市,產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎較好,經(jīng)濟產(chǎn)出水平相對較高,特別是產(chǎn)品和服務貿(mào)易較發(fā)達,對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)出具有顯著的拉動作用,在一定程度上弱化了技術(shù)創(chuàng)新的影響作用,而1992年之后成立的國家高新區(qū)主要是集中在中型城市周邊,產(chǎn)業(yè)基礎、高新區(qū)規(guī)模和貿(mào)易發(fā)展程度都相對處于劣勢,從而彰顯了高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新活動對經(jīng)濟的積極作用。

(2)按照年度時點做群組比較

分別選取2008年、2010年和2013年為年度時點做群組比較,截面數(shù)據(jù)分析國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響需要考慮各個截面?zhèn)€體的異方差現(xiàn)象,首先用OLS將模型估計發(fā)現(xiàn)回歸模型中存在異方差,需要運用加權(quán)最小二乘法(WLS)消除異方差,設計權(quán)數(shù)為w1=1/abs(resid)∧0.5進行加權(quán)最小二乘估計,得到各年度回歸結(jié)果和檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 各年度回歸結(jié)果

由表6可以看出:首先,2008年國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響OLS分析結(jié)果中創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟有顯著的促進作用,但是White檢驗可以看出Prob.Chi-S值＜0.05,說明回歸模型具有異方差現(xiàn)象,用加權(quán)最小二乘估計模型White檢驗異方差現(xiàn)象消除,結(jié)果中顯示技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.255,通過了0.01水平的顯著性檢驗,說明國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用。其次,2010年度和2013年度同樣采取WLS消除異方差現(xiàn)象,分別得到了技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.202 9和0.208 1,且都通過了0.05水平的顯著性檢驗。說明隨著時間的推移國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟都發(fā)揮著顯著的促進作用。最后,從時間趨勢上看,國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用呈現(xiàn)小幅度的“先降后升”的變化態(tài)勢,2008年技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.255,到2010年和2013年影響系數(shù)變?yōu)?.203和0.208。原因分析認為2008年國家高新區(qū)所在區(qū)域的區(qū)域經(jīng)濟受到外貿(mào)進出口、產(chǎn)品貿(mào)易、商品貿(mào)易等因素的影響相對較小,從而使技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用更加突出,隨著時間的推移,在2010年和2013年度外貿(mào)進出口、產(chǎn)品貿(mào)易、商品貿(mào)易等因素對經(jīng)濟的作用日益增強,導致技術(shù)創(chuàng)新的影響作用在一定程度上被削弱,但是2010年到2013年技術(shù)創(chuàng)新影響系數(shù)仍然通過了顯著性檢驗并呈現(xiàn)增大的趨勢,說明國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟表現(xiàn)出了日益強大的推動作用。

(3)空間差異

按照我國三大地區(qū)的劃分標準對國家高新區(qū)進行空間分割,同樣采取截面加權(quán)估計法(cross section weight)對東部、中部和西部的國家高新區(qū)進行實證分析,估計結(jié)果如表8和表9所示。

表8 區(qū)域回歸系數(shù)

(1)三大區(qū)域之間差異比較

東部地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟影響系數(shù)為0.056 8,中部地區(qū)影響系數(shù)為0.084 8,西部地區(qū)影響系數(shù)為0.042 7,都通過了0.1水平以上的顯著性檢驗,說明三大地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新都表現(xiàn)出對區(qū)域經(jīng)濟的顯著促進作用。其中中部地區(qū)影響系數(shù)較東部地區(qū)影響系數(shù)更大,原因分析認為東部地區(qū)開放度較高,區(qū)域經(jīng)濟增長中更多受到了外貿(mào)出口的拉動(如表8所示東部地區(qū)LNEX系數(shù)為0.119 6,是三大地區(qū)中最大),中部地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟增長受外貿(mào)影響相對較小,從而使得中部地區(qū)高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用更加突出。西部地區(qū)的國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用相對最小,并且產(chǎn)品銷售、商品銷售和外貿(mào)對區(qū)域經(jīng)濟的拉動作用也不突出。原因分析認為東部地區(qū)的國家高新區(qū)在資源、外向度、人才、資本、產(chǎn)業(yè)基礎和技術(shù)條件等方面都具有明顯的優(yōu)勢,技術(shù)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化能力也較其他地區(qū)更強;中部地區(qū)在區(qū)位上接近東部地區(qū),更好地承接了東部地區(qū)資源和產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移,從而一定程度上促進了高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的積極影響;西部地區(qū)的資源和技術(shù)創(chuàng)新條件相對較差,導致技術(shù)創(chuàng)新水平相對較低,再加上受到了地理位置的影響,創(chuàng)新成果向經(jīng)濟產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化效果也會受到制約,從而影響了西部地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用。

表9 不同區(qū)域回歸截距

(2)三大區(qū)域內(nèi)部差異比較

如表9所示,東部地區(qū)截距較大的依次為北京、上海、深圳、南京、無錫、天津、廣州,截距較小的依次為威海、寧波、惠州、海南、保定和福州,其中截距較大城市和截距較小城市之間差距較大,說明東部地區(qū)國家高新區(qū)之間還存在明顯的差異,不同高新區(qū)之間創(chuàng)新績效懸殊較大;中部截距較大的為長春、武漢、長沙、大慶,截距較小的依次為鄭州、株洲、南昌和洛陽,其中截距極差較小,說明中部地區(qū)高新區(qū)創(chuàng)新的經(jīng)濟績效整體上相對較均衡;西部地區(qū)截距較大的為西安、成都、包頭和重慶,截距較小的依次為桂林、貴陽、楊凌和烏魯木齊,截距極差位于東部地區(qū)和中部地區(qū)之間。從截距均值看,三大地區(qū)的均值全部為0。從截距最大值看,東部地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新截距最大值為北京的5.269最大,西部的西安為0.990 8次之,最小是中部地區(qū)長春的0.876 7。從截距最小值上看,東部地區(qū)福州-0.815 7為截距最小,其次是中部地區(qū)洛陽的-0.375 1。說明東部沿海地區(qū)國家高新區(qū)雖然在整體上表現(xiàn)較為突出,但是同樣也存在很大的差距,相對而言西部地區(qū)高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響雖然整體較弱,但是在區(qū)域內(nèi)部水平差距不大。

4 結(jié)論與建議

本文研究了國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟之間的影響關(guān)系,重點研究了不同時點和不同空間維度下國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響作用和差異,主要得到如下結(jié)論:

第一,國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用,技術(shù)創(chuàng)新的截距差異也反映了不同高新區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟影響的個體差異。

第二,按照1992年為國家高新區(qū)成立的分割點,1992年之前成立的國家高新區(qū)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)較1992年之后成立的高新區(qū)小,說明1992年之后成立的國家高新區(qū)相對于1992年之前的高新區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟的貢獻更大。

第三,從時間趨勢看,國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的促進作用呈現(xiàn)小幅度的“先降后升”的變化態(tài)勢。

第四,東部、中部和西部三大地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新都表現(xiàn)出對區(qū)域經(jīng)濟的顯著促進作用,其中中部地區(qū)影響系數(shù)最大,東部次之,西部最小。

第五,東部地區(qū)各國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響程度差異最大,西部地區(qū)各高新區(qū)之間差異位于東部地區(qū)和中部地區(qū)之間,中部地區(qū)高新區(qū)創(chuàng)新的經(jīng)濟績效整體上相對較均衡。

通過本文實證分析和理論探討,可以提出如下建議:

第一,充分發(fā)揮高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的拉動作用。實證分析已經(jīng)表明國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用,因此要充分認識到技術(shù)創(chuàng)新對創(chuàng)造經(jīng)濟效益的重要性,企業(yè)和地方政府部門應該“雙管齊下”,聯(lián)合推動技術(shù)創(chuàng)新。首先,高新區(qū)企業(yè)要加強技術(shù)創(chuàng)新管理,加強對技術(shù)創(chuàng)新人才的培養(yǎng),提高人員的創(chuàng)新技能,適當加大對創(chuàng)新型人才和科技型人才的引進,合理增加企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入,充分發(fā)揮創(chuàng)新資源的利用效率,促進技術(shù)創(chuàng)新成果商業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化。其次,政府部門要積極創(chuàng)造創(chuàng)新環(huán)境和條件,制定激勵性的創(chuàng)新政策和制度,大力推進產(chǎn)學研結(jié)合,進一步培育和健全技術(shù)市場,加強有利于技術(shù)創(chuàng)新的基礎設施建設,助力科技成果轉(zhuǎn)化。

第二,進一步縮小不同區(qū)域高新區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新差距。我國東部、中部和西部不同地區(qū)國家高新區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響具有顯著的差異,應該充分發(fā)揮不同地區(qū)的技術(shù)優(yōu)勢和資源優(yōu)勢,通過加強高新區(qū)之間的合作、加強區(qū)域之間合作的方式實現(xiàn)聯(lián)合創(chuàng)新,推動技術(shù)創(chuàng)新水平較高的高新區(qū)向其他高新區(qū)輻射、擴展,促進人員和要素在不同高新區(qū)和區(qū)域之間的交流與合作,推動合作區(qū)建設,有針對性地帶動技術(shù)創(chuàng)新不足的高新區(qū)發(fā)展,實現(xiàn)高新區(qū)和區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三,進一步協(xié)調(diào)不同高新區(qū)之間技術(shù)創(chuàng)新的差距。我國東部、中部和西部地區(qū)內(nèi)部的高新區(qū)之間的技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟的影響程度存在明顯差異,東部地區(qū)高新區(qū)之間差異最大,要有針對性地制定扶持政策推進落后高新區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新,縮小區(qū)域內(nèi)部高新區(qū)之間的差距,鼓勵區(qū)域內(nèi)部高新區(qū)之間建立技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡和同步發(fā)展合作區(qū)。對于大型高新區(qū)要充分考慮到資源承載能力和規(guī)模經(jīng)濟限值,引導資源和人才適度向其他高新區(qū)轉(zhuǎn)移,實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)部協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]熊彼特.經(jīng)濟發(fā)展理論[M].北京:中國社會科學出版社,2009.

[2]Aghion P,Howitt P.A model of growth through creative destruction[J].Econometrica,1992,60(2):323-51.

[3]Guellec D,De La Potterie B P.R&D and productivity growth:panel data analysis of 16 OECD countries[Z].Oecd Science Technology&Industry Working Papers,2001.

[4]Chowdhury R H,Maung M.Financial market development and the effectiveness of R&D investment:evidence from developed and emerging countries[J].Research in International Business and Finance,2012,26(2):258-272.

[5]Bravo-Ortega C,Marin A G.R&D and productivity:a two way avenue?[J].World Development,2011,39(7):1090-1107.

[6]Kogan L,Papanikolaou D,Seru A,et al.Technological innovation,resource allocation and growth[R].National Bureau of Economic Research,2012.

[7]Kocoglu I,Imamoglu S Z,Ince H,et al.Learning,R&D and manufacturing capabilities as determinants of technological learning:enhancing innovation and firm performance[J].Procedia-Social and Behavioral Sciences,2012,58:842-852.

[8]Dolfsma W,Seo D B.Government policy and technological innovation—a suggested typology[J].Technovation,2013,33(6):173-179.

[9]Simpson R D.Productivity in Natural Resource Industries:Improvement through Innovation[M].London:Routledge,2014.

[10]Bertuglia C S,Lombardo S,Nijkamp P.Innovative Behaviour in Space and Time[M].Berlin:Springer Science&Business Media,2012.

[11]趙樹寬,余海晴,姜紅.技術(shù)標準,技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系研究——理論模型及實證分析[J].科學學研究,2012,30(9):1333-1341.

[12]嚴成樑.社會資本,創(chuàng)新與長期經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究,2012(11):48-60.

[13]徐維祥,方亮.華東地區(qū)高新技術(shù)園區(qū)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的實證研究[J].經(jīng)濟地理,2015(2):30-36.

[14]Cooke P N,Heidenreich M,Braczyk H J.Regional Innovation Systems:The Role of Governance in a Globalized World[M].Psychology Press,2004.

[15]王然,鄧偉根.研發(fā)投入來源,技術(shù)溢出渠道與自主創(chuàng)新績效——基于高技術(shù)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].科技進步與對策,2011,28(10):6-9.

[16]Frenken K,Van Oort F,Verburg T.Related variety,unrelated variety and regional economic growth[J].Regional studies,2007,41(5):685-697.

[17]Kuo C C.A novel coding scheme for practical economic dispatch by modified particle swarm approach[J].Power Systems,IEEE Transactions on,2008,23(4):1825-1835.

[18]李金林,趙中秋,馬寶龍.管理統(tǒng)計學[M].2版.北京:清華大學出版社,2011:311-312.