吳繼英 葛坤進(jìn)

[摘要]目前我國創(chuàng)新資源分布不平衡已成為制約區(qū)域創(chuàng)新能力提高和經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，研究我國區(qū)域創(chuàng)新資源分布的時空演進(jìn)趨勢，對于優(yōu)化創(chuàng)新資源空間分布格局和制定合理的區(qū)域政策具有重要意義。基于熵值法、泰爾（Theil）指數(shù)、空間基尼（Gini）系數(shù)并運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析法（ESDA），從兩階段創(chuàng)新視角對我國創(chuàng)新資源分布狀況、區(qū)域間差異以及時空演進(jìn)特征展開研究。研究發(fā)現(xiàn)我國創(chuàng)新資源配置時間上呈現(xiàn)先集中后分散的趨勢，空間上呈現(xiàn)顯著的非均衡性，地區(qū)間分布差異不是隨機(jī)發(fā)生，表現(xiàn)出顯著的空間正自相關(guān)關(guān)系。最后基于實(shí)證結(jié)果提出優(yōu)化創(chuàng)新資源優(yōu)配置的對策建議。

[關(guān)鍵詞]創(chuàng)新資源分布；時空演進(jìn)趨勢；熵值法；Theil指數(shù)；空間Gini系數(shù)；ESDA

[中圖分類號]F062.4 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

1 引言

在經(jīng)濟(jì)全球化和知識經(jīng)濟(jì)背景下，區(qū)域創(chuàng)新能力對國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)和競爭力提升的作用日益凸顯，已成為促進(jìn)當(dāng)今經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要引擎，而創(chuàng)新能力的提升與創(chuàng)新資源投入密切相關(guān)。由于我國幅員遼闊，各省地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及歷史背景有所不同，創(chuàng)新資源的多寡也存在差異，使得區(qū)域之間發(fā)展不平衡。以2016年江蘇和海南為例，江蘇省R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出為20268734萬元，海南R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出為217095萬元，前者是后者的93.36倍；同樣，江蘇省專利授權(quán)數(shù)為231033件，而海南專利授權(quán)數(shù)僅有1939件，前者是后者的119.15倍；2016年江蘇綜合創(chuàng)新能力以57.2排名第一，而海南綜合創(chuàng)新能力僅有25.68，排在第十六位。可見，創(chuàng)新資源的不平衡分布已成為制約區(qū)域創(chuàng)新能力進(jìn)一步提高和經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。

2 文獻(xiàn)綜述

國外方面，Dikova， Desislava（2015）指出，內(nèi)部或外部知識來源對激勵創(chuàng)新績效有不同的影響，企業(yè)需要管理他們的知識來源，以降低成本、提高創(chuàng)新績效。Bongsun et al（2016）研究了專利時機(jī)對創(chuàng)新績效的影響，提出在高度不確定性下，專利時機(jī)越晚，創(chuàng)新績效越高，而在低不確定性下有一個先行優(yōu)勢。Areti Gkypali et al（2017）對希臘R&D活躍的制造公司數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，證實(shí)內(nèi)部創(chuàng)新努力對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響，而外部合作的多樣性對內(nèi)部創(chuàng)新產(chǎn)生了不利影響?？梢钥闯?，國外學(xué)者近年來越來越多的將焦點(diǎn)轉(zhuǎn)移到創(chuàng)新績效上來。

國內(nèi)學(xué)者圍繞創(chuàng)新資源的規(guī)模及分布展開了豐富的研究。馬強(qiáng)、楊東輝（2010）將創(chuàng)新資源分解為財(cái)力和人力兩種，利用Theil指數(shù)，提出長三角城市創(chuàng)新研發(fā)資源規(guī)模總量在全國居于榜首，但局部規(guī)模和結(jié)構(gòu)不均衡。李國平、王春楊（2012）綜合運(yùn)用區(qū)位基尼系數(shù)、集中度指數(shù)和探索性空間數(shù)據(jù)分析對我國創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)我國創(chuàng)新活動呈現(xiàn)相當(dāng)高水平的空間集中，各省市創(chuàng)新活動的地域性特征十分顯著。賈穎穎（2012）等運(yùn)用基尼系數(shù)對我國區(qū)域創(chuàng)新資源分布和區(qū)域創(chuàng)新能力的差異進(jìn)行測算，研究表明四大區(qū)域創(chuàng)新資源分布差異顯著，區(qū)域創(chuàng)新能力也呈現(xiàn)出不均衡狀態(tài)，區(qū)域創(chuàng)新資源分布與創(chuàng)新能力差異高度相關(guān)。

回顧已有研究成果可以發(fā)現(xiàn)，有關(guān)創(chuàng)新的研究越來越深入且由某一領(lǐng)域逐步擴(kuò)展到社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個領(lǐng)域，但現(xiàn)有對創(chuàng)新資源分布狀況的研究集中于對創(chuàng)新人力或財(cái)力資源的研究。本文認(rèn)為創(chuàng)新第一階段創(chuàng)新成果是整個創(chuàng)新過程不可缺少的資源，利用熵值法綜合創(chuàng)新人力資源、財(cái)力資源和成果資源三方面，運(yùn)用Theil指數(shù)、空間Gini系數(shù)以及ESDA等方法，從時間和空間維度對我國31個省市創(chuàng)新資源分布狀況、區(qū)域間差異以及時空演進(jìn)特征展開研究，對于優(yōu)化我國創(chuàng)新資源空間分布、促進(jìn)創(chuàng)新能力長期可持續(xù)增長具有重要的意義。

3 創(chuàng)新資源分布的時空演進(jìn)趨勢分析

3.1 指標(biāo)選取

基于兩階段創(chuàng)新視角，本文認(rèn)為創(chuàng)新資源主要包括創(chuàng)新人力資源、創(chuàng)新財(cái)力資源和創(chuàng)新成果資源三類，其中人力與財(cái)力為創(chuàng)新第一階段主要投入資源，成果為創(chuàng)新第二階段主要投入資源。創(chuàng)新人力資源選取三個指標(biāo)：R&D人員全時當(dāng)量、科技活動人員數(shù)、高等教育畢業(yè)生數(shù)。創(chuàng)新財(cái)力資源選取三個指標(biāo)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、R&D投入強(qiáng)度、地方財(cái)政科技撥款強(qiáng)度，指地方財(cái)政科技撥款占全部財(cái)政撥款的比重。創(chuàng)新成果資源選取兩個指標(biāo)：專利申請量和專利授權(quán)量。

3.2 時間動態(tài)變化趨勢分析

上述指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市2003～2017年統(tǒng)計(jì)年鑒。本文采用最大最小值標(biāo)準(zhǔn)化法對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以消除量綱的影響，然后利用熵值法得出2002～2016年各省市創(chuàng)新資源的綜合評價(jià)值，利用綜合評價(jià)值進(jìn)行分析。

首先從時間維度分析中國創(chuàng)新資源的分布特征和演進(jìn)趨勢。常用的方法有Theil指數(shù)法和空間基尼系數(shù)法。兩種方法所得值越小，空間分布越均衡，反之空間分布越集中。由于Theil指數(shù)和空間Gini系數(shù)之間有一定的互補(bǔ)性，為保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，分別采用上述兩種方法衡量創(chuàng)新資源的分布差異，最后相互印證。數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，我國創(chuàng)新資源總量分布的Theil熵值由2002年的0.37476上升至2009年的0.47878后，除2011年略有反彈外逐漸下降?？臻gGini系數(shù)由2002年的0.47393上升至2009年的0.52854后也開始逐漸下降，2012年有輕微反彈。上述兩種模型的計(jì)算方法雖然存在差異性，但是二者的結(jié)論呈現(xiàn)出高度一致性。例如兩種指數(shù)數(shù)值均從2002年開始上升，在2009年達(dá)到最大值，然后開始逐漸下降，且除2011年有略微反彈外，直至研究時段的最后一年即2016年一直保持下降趨勢，這說明我國創(chuàng)新資源分布呈現(xiàn)先集中后分散的發(fā)展趨勢。但根據(jù)2016年兩類指數(shù)數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)我國創(chuàng)新資源分布的空間集中程度仍然較高，呈現(xiàn)出相當(dāng)高水平的空間集聚特征。

3.3 空間動態(tài)變化趨勢分析

為度量各省市歷年創(chuàng)新資源總量分布之間的空間關(guān)聯(lián)程度或空間依賴程度，進(jìn)而深入了解各省市創(chuàng)新資源總量的空間演變過程，本文使用探索性空間數(shù)據(jù)分析（Exploratory Spatial Data Analysis， ESDA）方法來檢驗(yàn)空間相關(guān)性，包括全局和局部自相關(guān)分析。Moran.s I指數(shù)是常用的一種空間相關(guān)分析的方法。其取值在-1～1之間，I>0時表示正相關(guān)， I<0時表示負(fù)相關(guān)。2002～2016年創(chuàng)新資源總量的全局Moran.s I指數(shù)，結(jié)果如表2所示。

從表2可得，2002～2006年Moran.s I指數(shù)大于0，但P值大于0.1，表明這6年創(chuàng)新資源分布雖然空間上存在正自相關(guān)關(guān)系，但還不夠明顯；2007～2016年Moran.s I指數(shù)均大于0且P值都小于0.1，這表明創(chuàng)新資源的空間分布狀況并非是隨機(jī)的，而是呈現(xiàn)出顯著的全域正自相關(guān)關(guān)系，一個省區(qū)的創(chuàng)新資源分布強(qiáng)烈地受到臨近省市的影響，相似水平的省市集聚在一起，存在空間依賴性和空間集聚現(xiàn)象。創(chuàng)新資源的Moran.s I指數(shù)在2002～2016年間呈現(xiàn)不同趨勢，2002～2012年間呈現(xiàn)上升趨勢，表明這段時間我國創(chuàng)新資源的空間集聚和依賴性不斷加強(qiáng)，呈現(xiàn)出自我強(qiáng)化趨勢；2013～2016年間呈現(xiàn)下降趨勢，表明近年來我國創(chuàng)新資源分布的空間不均衡性有所減弱。

通常利用Moran散點(diǎn)圖和LISA圖進(jìn)行局部空間相關(guān)性分析。本文選取各省市2002年、2009年、2016年結(jié)果進(jìn)行對比。限于篇幅，本文將三類創(chuàng)新資源LISA聚類結(jié)果整理成表格形式，如表3所示。

從表3可得，2016年處于HH區(qū)域的省市有8個，表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)性，表明這些地區(qū)創(chuàng)新資源總量一直處于領(lǐng)先地位，并有力的帶動了周邊地區(qū)創(chuàng)新資源的增加，特別是位屬東南沿海地區(qū)的上海、江蘇、浙江和山東，在三個研究時點(diǎn)上都處于HH地區(qū)，呈現(xiàn)出顯著的空間集聚效應(yīng)。同年，有14個省市位于LL區(qū)域，表現(xiàn)出低值被低值包圍的低低集聚類型，散點(diǎn)較其他區(qū)域更為密集，體現(xiàn)出更強(qiáng)的局部自相關(guān)性。其中，西部地區(qū)12省市中有10個省市都處于這一區(qū)域，表明西部地區(qū)創(chuàng)新資源分布較為貧乏，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其他地區(qū)。有5個省市位于LH區(qū)域，這些省市的創(chuàng)新資源分布低于周邊地區(qū)，處于周邊高水平地區(qū)的包圍之中。

從時間跨度上看，屬于HH區(qū)域的省市從2002年的4個增長到2016年的8個，且超過一半的省市位處東南沿海地區(qū)；處于LL區(qū)域的省市從2002年的11個增加到2016年的14個，且以新疆、西藏、寧夏為代表的廣大西部地區(qū)一直處于LL區(qū)域。這表明創(chuàng)新資源向東部尤其是東南沿海地區(qū)集聚加快，西部地區(qū)創(chuàng)新資源分布一直處于落后狀態(tài)，地區(qū)間差異擴(kuò)大，兩極分化更加顯著，地區(qū)間創(chuàng)新資源分布呈現(xiàn)長期的非均衡性。北京、廣東、湖北和四川在三個研究時點(diǎn)上均位于HL區(qū)域，這四個省市的創(chuàng)新資源分布一直高于周邊地區(qū)，表現(xiàn)出高值被低值包圍的分布類型。

綜上所述，兩階段創(chuàng)新視角下我國綜合創(chuàng)新資源分布存在顯著的空間非均衡性，地區(qū)與地區(qū)、省市與省市間都存在較大差異，廣大中西部地區(qū)創(chuàng)新資源分布總量遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，造成這一現(xiàn)象原因主要有兩點(diǎn)。第一，各省市經(jīng)濟(jì)支持力度的差異。創(chuàng)新具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性，各地區(qū)會依據(jù)固有經(jīng)濟(jì)實(shí)力調(diào)整對創(chuàng)新的支持力度，導(dǎo)致不同地區(qū)對創(chuàng)新資源的吸引力存在差異，特別是隨著各省市經(jīng)濟(jì)實(shí)力差距的拉大進(jìn)一步擴(kuò)大了創(chuàng)新資源分布的非均衡性；第二，創(chuàng)新環(huán)境的差異。創(chuàng)新環(huán)境既包括各類金融中介，也包括政府政策環(huán)境。創(chuàng)新資源的集聚既需要一定的創(chuàng)新文化引導(dǎo)，也需要各種金融中介、科技中介的支持，更需要政府政策的引導(dǎo)和支持，寬容失敗的創(chuàng)新文化、發(fā)達(dá)的中介服務(wù)和政府財(cái)政與政策的傾斜是集聚創(chuàng)新資源的重要因素，也是造成創(chuàng)新資源分布非均衡的因素之一。

4 結(jié)論和建議

4.1 結(jié)論

經(jīng)濟(jì)地理學(xué)家認(rèn)為，地理空間中鄰近現(xiàn)象比距離遠(yuǎn)的現(xiàn)象更相似，某一地區(qū)的某種屬性值會受到周邊地區(qū)的影響，兩階段創(chuàng)新視角下我國綜合創(chuàng)新資源的時空演進(jìn)趨勢充分的證明了這一點(diǎn)。從時間維度看，我國創(chuàng)新資源分布呈現(xiàn)先集中后分散的趨勢，但現(xiàn)仍處于比較集中的狀態(tài)。從空間維度看，我國創(chuàng)新資源分布呈現(xiàn)顯著的空間非均衡性，地區(qū)與地區(qū)、省市與省市之間存在明顯的差異性。同時，我國創(chuàng)新資源的分布有其規(guī)律性，表現(xiàn)出顯著的空間正自相關(guān)性，某一省市創(chuàng)新資源的分布受到周邊省市的影響，呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象。

基于表3的LISA聚類結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，研究時段內(nèi)，HH區(qū)域省市和LL區(qū)域省市均呈現(xiàn)增加的趨勢，且創(chuàng)新資源分布位于HH區(qū)域的省市趨于向以江蘇、上海等為代表的東部地區(qū)尤其是東南沿海地區(qū)集聚，這些省市有一個共同特點(diǎn)就是地處東部，交通方便，對外開放較早，且發(fā)展前期受到國家政策傾斜，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，省內(nèi)各項(xiàng)設(shè)施、制度較為完善，同時省內(nèi)大型工業(yè)企業(yè)較多，競爭激烈，為提高競爭優(yōu)勢，各工業(yè)企業(yè)競相加大創(chuàng)新資源的投入，這些都有利于吸引創(chuàng)新資源集聚。而創(chuàng)新資源分布位于LL區(qū)域的省市多地處西部地區(qū)，如新疆、西藏等，這些省市地處偏遠(yuǎn)，交通相對欠發(fā)達(dá)，開發(fā)程度較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于東部中部地區(qū)，且大型工業(yè)企業(yè)遠(yuǎn)少于東部發(fā)達(dá)城市，獨(dú)特的地理位置和經(jīng)濟(jì)水平影響了創(chuàng)新資源的匯聚。基于此可以看出創(chuàng)新資源的分布有其客觀規(guī)律，即這種分布現(xiàn)狀雖然是由于多種因素共同作用產(chǎn)生，但始終遵循著以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為主的經(jīng)濟(jì)規(guī)律?；仡欉^往發(fā)展歷程，政府經(jīng)常通過其特有方式干預(yù)創(chuàng)新資源的分配，在這種特殊背景下，當(dāng)政府通過強(qiáng)有力的政策行為減小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距時，創(chuàng)新資源的分布就趨于分散均衡化，當(dāng)政府政策力度不夠時，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)會繼續(xù)保持差距化發(fā)展，創(chuàng)新資源的分布就趨于集中非均衡化。

4.2 縮小創(chuàng)新資源分布差異性的對策建議

根據(jù)兩階段創(chuàng)新視角下我國創(chuàng)新資源的分布現(xiàn)狀和空間差異性，可以推出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在決定和制約創(chuàng)新資源分布方面起著至關(guān)重要的作用，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平又取決于四類因素。一是該地區(qū)既往發(fā)展水平與現(xiàn)有發(fā)展方式，二是是否抓住現(xiàn)有的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，三是取決于國家政府政策的支持力度，四是地區(qū)內(nèi)企業(yè)規(guī)模和數(shù)量。基于此，為縮小地區(qū)間創(chuàng)新資源分布的差異性，提出以下建議。

4.2.1 針對江蘇、上海、浙江、山東等HH型省市。國家的發(fā)展，需要各地區(qū)創(chuàng)新資源都達(dá)到合理有效配置，需要各地區(qū)都發(fā)展強(qiáng)盛起來，一省一市的發(fā)達(dá)并不能帶來國家整體的富強(qiáng)。因此以江蘇、上海、浙江等為代表的HH型沿海省市應(yīng)當(dāng)在保持本地區(qū)發(fā)展的前提下，加大對其他地區(qū)的輻射和支持，例如大中型企業(yè)在中西部地區(qū)開設(shè)分公司、鼓勵高校畢業(yè)生前往中西部地區(qū)工作創(chuàng)業(yè)等等，以使創(chuàng)新資源往中西部地區(qū)分散，促進(jìn)創(chuàng)新資源的溢出，加強(qiáng)本地區(qū)的輻射帶動作用，縮小地區(qū)差異。

4.2.2 針對廣東、北京等HL型省市和湖南、河北等LH型省市。對于呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)性的廣東、北京、江西以及湖南等省市，應(yīng)逐步弱化區(qū)域創(chuàng)新資源配置的市場與體制壁壘，擴(kuò)大和加深不同創(chuàng)新資源分布水平區(qū)域之間的合作，健全創(chuàng)新資源交易流動市場，推動周邊低水平地區(qū)創(chuàng)新資源的匯聚與增長，實(shí)現(xiàn)區(qū)域共同發(fā)展。

4.2.3 針對新疆、西藏、寧夏等LL型省市。對于地處西部地區(qū)的新疆、西藏等LL型省市，政府應(yīng)制定定向支持政策以加快西部地區(qū)創(chuàng)新資源的培育與增長步伐，如增加教育資源和財(cái)政資源的傾斜等，以提升區(qū)域創(chuàng)新資源的總量和集聚，從而縮小與東部地區(qū)尤其是與東南沿海城市的差距，整體提升我國區(qū)域創(chuàng)新資源配置水平。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 柳卸林，高太山.中國區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告（2016）[M].北京：科學(xué)出版社，2016.

[2] DIKOVA，DESISLAVA.Improving innovation： are internal and external sources of knowledge complements or substitutes？[J].Schmalenbach Business Review，2015（67）：349-367.

[3] BONGSUN KIM，EONSOO KIM，DOUGLAS J.MILLER，et al.The impact of the timing of patents on innovation performance[J].Research Policy，2016，45（4）：914-928.

[4] ARETI GKYPALI，DESPOINA FILIOU，KOSTAS TSEKOURAS.R&D collaborations：is diversity enhancing innovation performance？[J].Technological Forecasting and Social Change，2017（118）：143-152.

[5] B. JULISON，S.P.R. WARDANI，M.A. WIBOWO.Innovation performance of large contractor in Indonesia：influencing Factors and its Impact on Firm.s Performance[J].Procedia Engineering，2017（171）：370-378.

[6] CEMAL ZEHIR，AHMET UZMEZ，HACER YILDIZ.The effect of shrm practices on innovation performance：the mediating role of global capabilities [J]. Procedia - Social and Behavioral Sciences，2016（235）：797-806.

[7] MARCO GRECO，MICHELE GRIMALDI，LIVIO CRICELLI. An analysis of the open innovation effect on firm performance[J].European Management Journal，2016，34（5）：501-516.

[8] 馬強(qiáng)，楊東輝.長三角城市創(chuàng)新資源分布動力機(jī)制研究[J].現(xiàn)代城市研究，2010（12）：78-83.

[9] 李國平，王春楊.我國省域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間特征和時空演化——基于探索性空間數(shù)據(jù)分析的實(shí)證[J].地理研究，2012，31（01）：95-106.

[10] 賈穎穎，郭鵬，于明潔.創(chuàng)新資源分布于區(qū)域創(chuàng)新能力差異的典型相關(guān)分析[J].情報(bào)雜志，2012，31（09）：180-184.

[11] 荊浩.大數(shù)據(jù)時代商業(yè)模式創(chuàng)新研究[J].科技進(jìn)步與對策，2014，31（07）：15-19.

[12] 畢克新，王禹涵，楊朝均.創(chuàng)新資源投入對綠色創(chuàng)新系統(tǒng)綠色創(chuàng)新能力的影響——基于制造業(yè)FDI流入視角的實(shí)證研究[J].中國軟科學(xué)，2014（03）：153-166.

[13] 馮乾，黃旭.金融創(chuàng)新、產(chǎn)品干預(yù)與金融機(jī)構(gòu)行為風(fēng)險(xiǎn)防控[J].金融論壇，2016（09）：21-32.

[14] 汪濤，王繁榮，陳煒然.開放式創(chuàng)新背景下新興企業(yè)創(chuàng)新模式對創(chuàng)新績效的影響[J].科技進(jìn)步與對策，2017，34（02）：80-86.

[15] JUN CHEN， JINHUA CHENG， SHENG DAI. Regional eco-innovation in china： an analysis of eco-innovation levels and influencing factors [J]. Journal of Cleaner Production，2017（153）：1-14.