趙昱　朱列　楊傳喜

摘 要：基于經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)，應(yīng)用地理加權(quán)回歸模型實證研究了中國區(qū)域創(chuàng)新來源因素對創(chuàng)新績效影響的空間異質(zhì)特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)前中國區(qū)域創(chuàng)新主要來源是自主研發(fā)，國內(nèi)技術(shù)引進和技術(shù)吸收對區(qū)域創(chuàng)新有正向作用，外國技術(shù)引進、出口、外國直接投資存在一定負效應(yīng)。不同的省域，創(chuàng)新來源因素對創(chuàng)新績效的影響存在空間異質(zhì)。創(chuàng)新來源因素對區(qū)域創(chuàng)新的影響大體呈現(xiàn)從東部發(fā)達地區(qū)向西部后發(fā)地區(qū)梯度遞減特征。在東、中部地區(qū)，自主研發(fā)成為主要創(chuàng)新來源因素，正效應(yīng)顯著；西部地區(qū)的創(chuàng)新來源除了自主研發(fā)，國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移和吸收仍發(fā)揮重要作用，地理加權(quán)回歸較好揭示了創(chuàng)新影響的空間異質(zhì)特點。

關(guān)鍵詞：域創(chuàng)新；空間異質(zhì)；地理加權(quán)回歸

中圖分類號： F061.5 文獻標(biāo)識碼：A

技術(shù)進步和創(chuàng)新是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的核心動力，是后發(fā)國家實現(xiàn)經(jīng)濟追趕的根本途徑。和發(fā)達國家比，發(fā)展中國家創(chuàng)新來源更多元化，不同創(chuàng)新來源在不同發(fā)展階段的作用是動態(tài)演進的。經(jīng)濟追趕成功的東亞經(jīng)濟體一般遵循技術(shù)轉(zhuǎn)移——模仿創(chuàng)新——消化吸收再創(chuàng)新——自主創(chuàng)新的路徑[1]。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級過程中，識別不同的創(chuàng)新來源，有效協(xié)調(diào)自主研發(fā)和技術(shù)引進、消化吸收的關(guān)系對優(yōu)化創(chuàng)新系統(tǒng)功能有重要意義。

區(qū)域是國家創(chuàng)新體系的空間載體，創(chuàng)新是驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要手段。中國地域遼闊，地理環(huán)境多樣，不同地區(qū)創(chuàng)新來源及其對創(chuàng)新活動影響差異明顯。現(xiàn)有的區(qū)域創(chuàng)新研究有的關(guān)注創(chuàng)新來源因素對生產(chǎn)率的影響，如吳延兵[2]、朱平芳和李磊[3]。有的則關(guān)注特定要素如FDI、進口的溢出效應(yīng)，如侯潤秀等[4]研究了FDI 對中國區(qū)域創(chuàng)新的影響。張海洋[5]研究了外資活動對內(nèi)資工業(yè)部門生產(chǎn)率增長影響。高靜等[6]實證分析了進口競爭與全要素增長之間的關(guān)系等。然而綜合研究創(chuàng)新各來源因素對創(chuàng)新績效直接影響的研究還較少。創(chuàng)新具有特定的地理特征。傳統(tǒng)區(qū)域創(chuàng)新研究往往假定經(jīng)濟行為是在過濾了空間的點上進行的，忽略了創(chuàng)新活動的空間異質(zhì)性和關(guān)聯(lián)性[7]，影響了計算結(jié)果的穩(wěn)健性。本研究綜合考慮多種創(chuàng)新來源因素對創(chuàng)新績效的影響，并考察影響的空間異質(zhì)性，相關(guān)結(jié)論可增進對中國區(qū)域創(chuàng)新空間規(guī)律的理解，為制定各具特色的區(qū)域創(chuàng)新政策提供參考。

1 區(qū)域創(chuàng)新的主要來源

1.1 研究與開發(fā)

研究與開發(fā)是新思想、新知識的源泉，是創(chuàng)新最重要的驅(qū)動因素。但研發(fā)不等于創(chuàng)新，創(chuàng)新是指新流程和新產(chǎn)品首次獲得市場成功。發(fā)展中國家由于研發(fā)資金、人才和市場制度等的固有缺陷，在發(fā)展初期就強調(diào)研究與開發(fā)，往往成本高而缺乏效率。發(fā)展中國家技術(shù)發(fā)展的主要任務(wù)應(yīng)該是引進、學(xué)習(xí)和掌握發(fā)達國家的現(xiàn)成技術(shù)，在創(chuàng)新能力提高基礎(chǔ)上逐步過渡到自主創(chuàng)新。但研究開發(fā)對發(fā)展初期的發(fā)展中國家仍然十分必要。一些國家鼓勵、支持企業(yè)研發(fā)活動并提供稅收補貼，因為研發(fā)有助于培養(yǎng)內(nèi)部吸收能力和長期創(chuàng)新能力[8]。沒有研發(fā)活動中培養(yǎng)的技術(shù)能力，發(fā)展中國家就不能有效識別和篩選技術(shù)，技術(shù)也無法成功引進及再創(chuàng)新。因此很多發(fā)展中國家重視研發(fā)，而適當(dāng)?shù)难邪l(fā)對發(fā)展中國家創(chuàng)新有顯著貢獻[9]，綜上分析，提出如下假設(shè)：

H1：地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的內(nèi)部研發(fā)活動（RDA）對創(chuàng)新績效有正向促進作用

1.2 技術(shù)引進

除了自主研發(fā)，企業(yè)也可以通過技術(shù)購買和授權(quán)獲得外部技術(shù)，并將其整合到創(chuàng)新組合之中。對于發(fā)展中國家，技術(shù)引進和模仿還是追趕發(fā)達國家，迅速提高自身創(chuàng)新能力的有效途徑[1]。但也有研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)引進對創(chuàng)新影響有兩面性。張杰[10]發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)進口資本品和中間品對創(chuàng)新產(chǎn)出既有促進效應(yīng)也有抑制效應(yīng)，總效應(yīng)取決于兩者的對比。Wei等[11]發(fā)現(xiàn)技術(shù)引進對于生產(chǎn)率存在正溢出。而謝建國等[12]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，進口對技術(shù)進步的促進作用越小。外部技術(shù)既可國內(nèi)引進也可國外進口。引進國外技術(shù)使國內(nèi)研究人員了解外國同行的思想和技術(shù)，也是企業(yè)進行逆向工程的渠道，促進了國內(nèi)創(chuàng)新能力的提高[13]。兩種技術(shù)引進渠道有類似之處，主要差異是國內(nèi)引進技術(shù)流動的范圍、技術(shù)差距相對較小，后期技術(shù)服務(wù)在國境內(nèi)開展較方便。綜上分析，提出如下假設(shè)：

H2：地區(qū)內(nèi)資企業(yè)國外技術(shù)引進 （FLA）對創(chuàng)新績效有正向促進作用

H3：地區(qū)內(nèi)資企業(yè)國內(nèi)技術(shù)引進（DLA）對創(chuàng)新績效有正向促進作用

1.3 技術(shù)吸收

國際技術(shù)溢出效應(yīng)依賴于東道國公司學(xué)習(xí)、模仿外資的先進技術(shù)，歸根到底取決于技術(shù)吸收能力[14]，[15]。吸收能力指企業(yè)通過采納和應(yīng)用外部知識，開發(fā)和改善新產(chǎn)品的能力[8]，包括內(nèi)部化其他企業(yè)技術(shù)和修改技術(shù)以使其適應(yīng)特定應(yīng)用、流程和常規(guī)的能力[16]。吸收能力的構(gòu)成要素包括：人力資本、企業(yè)研發(fā)水平、貿(mào)易開放度、東道國金融市場效率等[15]。Borensztein等[17]發(fā)現(xiàn)較高的FDI生產(chǎn)率要求東道國達到最低的人力資本儲量，僅在東道國擁有了足夠的吸收能力時，F(xiàn)DI才對經(jīng)濟增長做出貢獻。綜上分析，提出如下假設(shè)：

H4：地區(qū)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)吸收對創(chuàng)新績效有正向促進作用

1.4 出口

早期研究關(guān)注出口對生產(chǎn)率的影響，后續(xù)研究才轉(zhuǎn)為出口和創(chuàng)新的關(guān)系。Salomon & Shaver[18]發(fā)現(xiàn)曾經(jīng)出口商品的西班牙公司創(chuàng)新傾向更高。Damijan等[19]發(fā)現(xiàn)出口提高了斯洛文尼亞出口樣本企業(yè)流程創(chuàng)新而非產(chǎn)品創(chuàng)新的概率，改善了生產(chǎn)率。出口影響創(chuàng)新有兩種方式，一是出口中學(xué)習(xí)（learning-by-exporting）。出口商與買家聯(lián)系獲得技術(shù)幫助，買家還可能具體說明高質(zhì)量的新產(chǎn)品特征[20]。出口商通過出口代理可獲得關(guān)于競爭產(chǎn)品和顧客偏好的各種知識和消費者的反饋[18]。Blalock & Gertler[21]發(fā)現(xiàn)印度尼西亞的紡織出口商以多種方式獲得國外客戶從產(chǎn)品設(shè)計到技術(shù)開發(fā)的指導(dǎo)。二是競爭效應(yīng)。出口商面臨激烈競爭迫使其為了存活采納最佳技術(shù)實踐。關(guān)于出口與創(chuàng)新的關(guān)系中，支持出口中學(xué)習(xí)（learning-by-exporting）假設(shè)的相關(guān)研究還較少。綜上分析，提出如下假設(shè)：

H5：地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的出口（EX）對創(chuàng)新績效有正向促進作用

1.5 外商直接投資

對外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)研究較多，F(xiàn)DI對東道國技術(shù)創(chuàng)新的影響是不確定的[4，22]。支持技術(shù)溢出的理由認為，F(xiàn)DI通過示范效應(yīng)、前后向關(guān)聯(lián)、逆向工程、人力資本流動等渠道帶來知識溢出[23]，證據(jù)如Caves[24]、Dimelis & Louri[25]。但也有研究認為溢出效應(yīng)不明顯[26]。悲觀的理由認為外資通過壟斷市場，縮小當(dāng)?shù)毓镜男枨蠛陀猛鈬?yīng)商代替本地供應(yīng)商等方式抑制東道國技術(shù)進步[27，28]。外資影響的實證研究結(jié)果并不一致，對中國的研究結(jié)果也意見不一。Tian[29]、姚洋[30]研究發(fā)現(xiàn)了正溢出的證據(jù)，而Hu & Jefferson[31]等則發(fā)現(xiàn)負的溢出。FDI溢出效應(yīng)受多種因素影響，包括當(dāng)?shù)匚漳芰?、外資與本土公司技術(shù)差距、技術(shù)特點、外資性質(zhì)、外資技術(shù)轉(zhuǎn)移意愿等，這些因素的影響在不同的地區(qū)和時期都可能不同，所以外資并不必然使東道國受益[4]。關(guān)于外資溢出效應(yīng)空間差異，侯潤秀等[4]、李曉鐘等[32]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力不同的地區(qū)影響不同。綜上分析，提出如下假設(shè)：

H6：地區(qū)外國直接投資（FIE）對區(qū)域創(chuàng)新有正向促進作用

2 實證分析

2.1 計量模型

其中INNOV表示創(chuàng)新績效，由于新產(chǎn)品銷售收入包含了創(chuàng)新商業(yè)化信息，且和專利指標(biāo)相比，還包含了未專利化的創(chuàng)新信息，因此本文選擇新產(chǎn)品收入衡量區(qū)域內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新績效[28]，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入除以銷售產(chǎn)值衡量。RDA表示研發(fā)強度，等于內(nèi)資企業(yè)研發(fā)支出除以銷售收入。FLA表示國外技術(shù)引進，用內(nèi)資企業(yè)國外技術(shù)引進額除以內(nèi)資從業(yè)人數(shù)。DLA表示國內(nèi)技術(shù)購買，用內(nèi)資企業(yè)國內(nèi)技術(shù)購買額除以內(nèi)資企業(yè)從業(yè)人數(shù)。AA表示技術(shù)吸收，用內(nèi)資企業(yè)技術(shù)吸收額除以從業(yè)人數(shù)。RA表示技術(shù)改造，用內(nèi)資企業(yè)技術(shù)改造額除以從業(yè)人數(shù)。EX表示出口，用出口額除以銷售收入衡量。SOE表示國有經(jīng)濟比重，用國有企業(yè)資產(chǎn)除以地區(qū)資產(chǎn)衡量。FIE表示外資比重，用外資資產(chǎn)除以地區(qū)資產(chǎn)衡量。為消除異方差，模型估計時變量都取自然對數(shù)。

本文數(shù)據(jù)來源是《中國經(jīng)濟普查年鑒2013》。樣本對象是30個省級單位的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)（主營業(yè)務(wù)收入2000萬元以上），西藏由于數(shù)據(jù)不完整未包括。

2.2 地理加權(quán)回歸模型（GWR）

中國地域遼闊，經(jīng)濟地域差異明顯，因此我們假定不同地區(qū)創(chuàng)新來源及其作用存在空間變異性，為此引入地理加權(quán)回歸模型。GWR利用基于距離權(quán)重的子樣本數(shù)據(jù)對空間中各樣本點進行參數(shù)估計，使各樣本點的估計參數(shù)隨著局部地理位置變化，反映創(chuàng)新活動的空間異質(zhì)性。國內(nèi)學(xué)者如吳玉鳴[33]等曾用GWR模型對中國的區(qū)域創(chuàng)新活動進行研究。

2.3 模型估計

在進行回歸估計之前，先進行全域（Global）普通最小二乘（OLS）估計，用來與GWR的估計參數(shù)對比分析（表1）。

模型的R2為0.8653，調(diào)整后的R2為0.8224，表明模型總體擬合度較高。影響中國區(qū)域工業(yè)創(chuàng)新的因素中，內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)投入系數(shù)為正，顯著性水平0.01%，說明創(chuàng)新績效與自主研發(fā)顯著正相關(guān)，支持假設(shè)1。彈性系數(shù)為1.31949，說明研發(fā)投入每提高1%，新產(chǎn)品銷售收入比重提高約1.3%。外國技術(shù)引進與創(chuàng)新負相關(guān)，顯著水平為1%，與假設(shè)2不相符。原因可能是引進國外技術(shù)到新產(chǎn)品商業(yè)化成功需要一個轉(zhuǎn)化過程，其作用效果存在時間滯后。另外部分地區(qū)技術(shù)消化吸收能力未能達到門檻值，正溢出效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。國內(nèi)技術(shù)引進與創(chuàng)新顯著正相關(guān)，顯著性水平0.01%，說明國內(nèi)的技術(shù)引進促進了新產(chǎn)品銷售收入，支持假設(shè)3。國內(nèi)技術(shù)引進彈性系數(shù)為0.38，小于自主研發(fā)彈性系數(shù)。技術(shù)吸收與新產(chǎn)品銷售收入也是顯著正相關(guān)的，支持假設(shè)4。出口與新產(chǎn)品銷售收入是不顯著的負相關(guān)，與假設(shè)5相矛盾，其回歸系數(shù)小于0.01。原因可能是由于部分地區(qū)吸收能力滯后于對外開放，吸收能力有待提高。另外近年全球經(jīng)濟低迷，中國外貿(mào)增長放緩也有一定影響。國有資產(chǎn)比重作為控制變量進入方程，用來控制不同地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異。國有資產(chǎn)比重系數(shù)為負，說明國有經(jīng)濟比重與創(chuàng)新績效為負相關(guān)關(guān)系，但該系數(shù)統(tǒng)計上不顯著且數(shù)值較小。外國直接投資的回歸系數(shù)為負，與假設(shè)6預(yù)測不一致，負相關(guān)關(guān)系在統(tǒng)計上不顯著，系數(shù)絕對值小于0.01。

經(jīng)典線性普通最小二乘回歸假定空間是均質(zhì)的，未考慮空間數(shù)據(jù)的內(nèi)在復(fù)雜性、異質(zhì)性，因此估計結(jié)果可能存在偏誤。由于中國經(jīng)濟活動明顯的地區(qū)差異，不同區(qū)域中自變量和因變量間的關(guān)系可能存在差異，即方差齊性假設(shè)不滿足，因此有必要將空間異質(zhì)性考慮進去。與經(jīng)典計量模型相比，地理加權(quán)回歸模型更符合現(xiàn)實。由于考慮了空間異質(zhì)因素，GWR的擬合優(yōu)度Quasi-globalR2（0.95638）比OLS模型的（0.8653）明顯提高。

傳統(tǒng)回歸分析通過因變量條件均值函數(shù)描述自變量取特定值時的因變量均值，以揭示自變量與因變量的關(guān)系。由于社會經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)常為有偏分布，因此條件均值模型僅關(guān)注集中趨勢而忽視了因變量分布的有用信息。分位數(shù)回歸選擇間距相同的不同位置條件分位數(shù)，可描繪除中心位置外的條件分布形狀，從而更加全面地考察因變量的分布如何受到自變量的影響[37]。

表2報告了GWR五組分位數(shù)回歸估計結(jié)果，如1/4分位數(shù)（1st Qu.）表示有25%的因變量數(shù)值低于該分位數(shù)。GWR 參數(shù)估計值顯示了不同分位點回歸擬合值的差異，說明不同地區(qū)創(chuàng)新來源因素對創(chuàng)新績效的作用存在空間異質(zhì)性。如第三行，自主研發(fā)（RDA）在各個分位點上都是正相關(guān)關(guān)系，對工業(yè)創(chuàng)新的影響是遞增的。外國技術(shù)引進（FLA）在最小分位數(shù)、1/4 分位數(shù)、中位數(shù)、3/4 分位數(shù)系數(shù)都為負，在最大分位點系數(shù)變?yōu)檎?，說明在新產(chǎn)品銷售收入比重高的地區(qū)，國外技術(shù)引進對創(chuàng)新績效的影響為正。傳統(tǒng)回歸模型的平均值回歸結(jié)果為負值，說明傳統(tǒng)估計方法未能揭示變量作用的空間變異性。國內(nèi)技術(shù)引進（DLA）回歸系數(shù)在最小分位數(shù)上，與工業(yè)創(chuàng)新是負相關(guān)的，但是在其他四個分位點系數(shù)為正數(shù)，說明在新產(chǎn)品銷售收入比重低的地區(qū)，國內(nèi)技術(shù)引進對創(chuàng)新績效影響為負，在比重高的地區(qū)，技術(shù)引進積極作用日益顯著。技術(shù)吸收（AA）的系數(shù)變化類似國內(nèi)技術(shù)引進系數(shù)，僅在創(chuàng)新績效高的地區(qū)與新產(chǎn)品銷售收入存在正相關(guān)關(guān)系。隨著分位點的提高，外商直接投資、國有比重變量系數(shù)絕對值不斷遞減，出口系數(shù)由負相關(guān)變?yōu)檎嚓P(guān)。但三個變量系數(shù)值偏小，也沒有顯著性，這與李曉鐘等[32]的結(jié)果有類似之處，他們發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國東、中部地區(qū)發(fā)明專利及對西部地區(qū)三類專利的提升作用不明顯。

中國省域創(chuàng)新來源因素估計值在不同省份顯示出顯著的差異性（表3）。表中各地區(qū)的創(chuàng)新來源因素估計值大部分通過1%或5%顯著檢驗，說明各地區(qū)創(chuàng)新來源因素對區(qū)域創(chuàng)新有顯著作用。相對于經(jīng)典 OLS模型，GWR 估計結(jié)果擬合度顯著提高，并顯示了估計參數(shù)的空間異質(zhì)特征。

自主研發(fā)（RDA）與創(chuàng)新績效在所有省份都是正相關(guān)，均值約為1.3，大小在0.68149（新疆）到1.50916（福建）之間，差異顯著，區(qū)域分布大體從東部向西部梯度下降。東部省份系數(shù)變異偏大，都高于全國平均水平，其中福建的值最高，長三角和珠三角省份值也較高，說明發(fā)達地區(qū)自主研發(fā)成為創(chuàng)新主要來源，進入追趕型創(chuàng)新階段。中部省份系數(shù)分布集中，也高于全國平均水平，說明自主研發(fā)對創(chuàng)新績效作用有較大提升。低值區(qū)集中在西部和東北地區(qū)。11個西部省份8個系數(shù)低于平均值，說明自主研發(fā)也是西部地區(qū)創(chuàng)新來源，但是相對發(fā)達地區(qū)自主研發(fā)對創(chuàng)新作用相對較小；東三省近年來經(jīng)濟不景氣，創(chuàng)新表現(xiàn)受到影響。

國外技術(shù)引進與創(chuàng)新績效的關(guān)系除黑龍江正相關(guān)外，其他省份都是負相關(guān)，數(shù)值介于-0.41637（甘肅）到0.036115（黑龍江）之間，與研究假設(shè)不一致。如前所述，原因可能是技術(shù)引進的作用存在滯后效應(yīng)，部分地區(qū)引入國外技術(shù)時，技術(shù)與當(dāng)?shù)叵漳芰Σ黄ヅ鋄15]。吸收能力的差異也反映在各省系數(shù)變化中，隨著創(chuàng)新基礎(chǔ)條件由西部向東部發(fā)達地區(qū)改善，系數(shù)值逐漸增大，說明總體上發(fā)展基礎(chǔ)良好的地區(qū)，負效應(yīng)較小。

國內(nèi)技術(shù)引進與創(chuàng)新績效的關(guān)系總體正相關(guān)，平均值為0.29476，大小在-0.17437（黑龍江）到0.51666（甘肅）之間。高值區(qū)主要分布在西部、中部省份，說明中、西部地區(qū)國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移對其創(chuàng)新績效仍發(fā)揮重要作用，而東部地區(qū)系數(shù)值較低，說明國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移對東部區(qū)域創(chuàng)新的影響較小，這可能是因為東部創(chuàng)新能力較強，國內(nèi)技術(shù)引進對其影響相對微弱。Connolly[38]的研究也發(fā)現(xiàn)技術(shù)引進對發(fā)展中國家和發(fā)達國家重要性不同，對前者作用更大。

技術(shù)吸收與創(chuàng)新績效的關(guān)系主要是正相關(guān)，平均值為0.10558，大小在-0.00752（天津）到0.38687（云南）之間，地區(qū)差異明顯。高值主要分布在西部，東部地區(qū)數(shù)值較低，說明作為后發(fā)地區(qū)，技術(shù)吸收仍有積極作用。中部和東北地區(qū)的系數(shù)都較小，技術(shù)吸收對創(chuàng)新績效作用不明顯。這與技術(shù)差距有關(guān)，因為技術(shù)溢出更容易發(fā)生在技術(shù)差距適中的主體之間[39]。西部地區(qū)由于與東部發(fā)達地區(qū)存在一定的技術(shù)差距，更愿意進行技術(shù)的消化吸收再創(chuàng)新，而東部和中部地區(qū)技術(shù)水平相對較高，創(chuàng)新的源泉更多靠自主研發(fā)。

3 結(jié)論與啟示

本文基于經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)，通過地理加權(quán)回歸模型實證研究了中國區(qū)域創(chuàng)新來源及其對創(chuàng)新績效影響的空間異質(zhì)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)是中國區(qū)域創(chuàng)新的主要來源，對區(qū)域創(chuàng)新有顯著正向影響。技術(shù)引進和消化吸收也是區(qū)域創(chuàng)新的重要來源，影響程度相對較小，兩者對創(chuàng)新的影響因地而異。國外技術(shù)引進、出口和外商直接投資總體對區(qū)域創(chuàng)新存在一定負效應(yīng)，出口和外商直接投資的影響程度較小且不顯著。不同地區(qū)創(chuàng)新來源對區(qū)域工業(yè)創(chuàng)新影響不完全相同，地理加權(quán)回歸模型較好地揭示了創(chuàng)新影響的空間異質(zhì)性。中國區(qū)域創(chuàng)新來源影響區(qū)域工業(yè)創(chuàng)新的空間分布存在從東部發(fā)達地區(qū)向西部后發(fā)地區(qū)的梯度變化。東部發(fā)達省份創(chuàng)新來源主要是自主研發(fā)，而中西部地區(qū)，除了自主研發(fā)外，國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移和消化吸收也發(fā)揮著重要作用。

在建設(shè)區(qū)域創(chuàng)新體系時，首先應(yīng)因地制宜，注意區(qū)域創(chuàng)新的空間梯度變化格局，根據(jù)區(qū)域創(chuàng)新能力和發(fā)展階段，實施區(qū)別化的區(qū)域創(chuàng)新戰(zhàn)略。其次創(chuàng)新的績效取決于自主創(chuàng)新和開放創(chuàng)新的良性互動。東部和中部地區(qū)創(chuàng)新來源已基本轉(zhuǎn)向自主研發(fā)，而在西部國內(nèi)技術(shù)轉(zhuǎn)移和消化吸收仍在發(fā)揮重要作用。在這種格局下，東、中部地區(qū)應(yīng)在提高自主創(chuàng)新水平的同時，提高對外開放質(zhì)量，對接世界先進技術(shù)，在中國區(qū)域創(chuàng)新中發(fā)揮示范引領(lǐng)作用。西部地區(qū)應(yīng)繼續(xù)實施適合自身實際的創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，同時擴大開放的水平，特別是對內(nèi)開放，擴大技術(shù)轉(zhuǎn)移和消化吸收規(guī)模，提高技術(shù)吸收能力和創(chuàng)新的績效，充分發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢。再次，西部地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展不應(yīng)該照搬東部地區(qū)模式，而應(yīng)充分發(fā)展特色經(jīng)濟和新經(jīng)濟，建設(shè)各具特色區(qū)域創(chuàng)新體系，加快西部地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展。

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Abstract： Based on Chinese economic census data， the geographic weighted regression model is used to study the influence of regional innovation source factors on regional innovation performance and its spatial heterogeneity. The results show that the most important source of regional innovation in China is indigenous R&D. Among other sources of innovation， domestic technology transfer and absorption also have positive effects on regional innovation. Effects of international technology transfer， export and FDI are generally negative. In different provinces， the impacts of innovation factors on the regional innovation performance are spatially heterogeneous. The results of geographic weighted regression reveal that the spatial characteristics of the influence of innovation factors on regional innovation generally demonstrate gradient transfer from the eastern developed regions to the western regions. In the eastern and central regions， indigenous R&D has become a major source of innovation， the role of which on regional innovation is more favorable and significant， while in the western region， innovation sources except for indigenous R&D， domestic technology transfer and absorption still play an important role. Geographic weighted regression method is proper tool to identify the spatial heterogeneity of the effects.

Key words： regional innovation； spatial heterogeneity； Geographically Weighted Regression（GWR）