朱 新 玲

(1.武漢科技大學(xué) 恒大管理學(xué)院，湖北 武漢 430065；2. 武漢科技大學(xué) 產(chǎn)業(yè)政策管理研究中心，湖北 武漢 430065)

外溢是科技創(chuàng)新的一個重要特征，科技創(chuàng)新的最終目的是通過科技創(chuàng)新能力的提升，實現(xiàn)對區(qū)域生產(chǎn)要素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資源、資源配置、生產(chǎn)效率、生產(chǎn)工藝等要素的改造與升級，產(chǎn)生促進經(jīng)濟增長、促進社會進步、改善生態(tài)環(huán)境的外溢效應(yīng)，進而促進區(qū)域發(fā)展。由于區(qū)域間的科技信息交流、科技資源共享、科技創(chuàng)新合作、科技成果擴散等，科技創(chuàng)新具有明顯的空間集聚性，因此，隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，研究科技創(chuàng)新的空間外溢效應(yīng)，進而探討如何有效發(fā)揮科技創(chuàng)新的跨區(qū)域外溢效應(yīng)成為科技創(chuàng)新研究的重要方向?，F(xiàn)有的科技創(chuàng)新空間外溢研究主要針對經(jīng)濟系統(tǒng)，而科技創(chuàng)新除了對經(jīng)濟系統(tǒng)有外溢影響外，還對社會系統(tǒng)和生態(tài)系統(tǒng)具有外溢影響。長江經(jīng)濟帶橫跨我國東中西三大區(qū)域，既是東中西互動合作的協(xié)調(diào)帶，還是全面推進沿海沿江沿邊全面發(fā)展的內(nèi)河帶，也是生態(tài)文明建設(shè)的示范帶。本文選取長江經(jīng)濟帶為研究樣本，依次分析科技創(chuàng)新對經(jīng)濟、社會、生態(tài)系統(tǒng)的外溢效應(yīng)，以期分析科技創(chuàng)新對長江經(jīng)濟帶區(qū)域發(fā)展的影響，進而探討如何有效發(fā)揮科技創(chuàng)新的外溢效應(yīng)，以促進長江經(jīng)濟帶的整體發(fā)展。

本文的貢獻在于：(1)彌補了現(xiàn)有文獻僅針對經(jīng)濟系統(tǒng)的不足，形成了對現(xiàn)有文獻的補充和完善。(2)科技創(chuàng)新變量采用因子分析對若干科技創(chuàng)新指標(biāo)進行信息提取形成的科技創(chuàng)新能力綜合變量，而非用單一的科技指標(biāo)進行替代。

一、文獻回顧

Griliches指出R&D溢出效應(yīng)確實是普遍存在，且對經(jīng)濟增長發(fā)揮了重要的作用[1]。Grossman等指出一個地區(qū)的知識溢出帶動其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展[2]。Romer認為創(chuàng)新外溢是導(dǎo)致報酬遞增并使經(jīng)濟獲得持續(xù)增長的原因[3]。Blomstrom等認為FDI外溢對本土企業(yè)具有示范作用[4]。Kinoshita把外溢效應(yīng)分成示范模仿效應(yīng)、競爭效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)和鏈接效應(yīng)[5]。Howitt指出技術(shù)外溢是落后經(jīng)濟體趕超發(fā)達經(jīng)濟體的動力源泉[6]。Baldwin等研究了知識外溢對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響[7]。Audretsch研究了創(chuàng)業(yè)對知識外溢的影響，并實證了知識外溢對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻[8]。陳柳等采用27個省份的面板數(shù)據(jù)綜合分析了本土創(chuàng)新能力和FDI技術(shù)對經(jīng)濟增長的外溢作用[9]。張繼紅等通過空間溢出模型SLM驗證了專利創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間存在顯著的溢出效應(yīng)[10]。鄔滋運用空間計量經(jīng)濟學(xué)方法分析了知識溢出對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響[11]。張強等認為技術(shù)外溢促進技術(shù)進步進而促進經(jīng)濟增長[12]。蔣忠永發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)生產(chǎn)率的提高有顯著的正向促進作用[13]。鐘祖昌運用空間面板模型對我國東中西部研發(fā)投入對經(jīng)濟增長的溢出性進行研究[14]。蔣仁愛等發(fā)現(xiàn)國際性技術(shù)外溢通過促進技術(shù)專利產(chǎn)出和人力資本產(chǎn)出的傳導(dǎo)路徑對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響[15]。陳健等研究了服務(wù)進口技術(shù)外溢對服務(wù)業(yè)就業(yè)增長的影響，發(fā)現(xiàn)服務(wù)產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)外溢具有顯著的就業(yè)增長效應(yīng)[16]。劉忠璐等發(fā)現(xiàn)人力資本的技術(shù)外溢會顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展水平[17]。喻開志等運用主成分回歸研究了四川省科技創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的直接影響和溢出效應(yīng)[18]。吳雪蓮等采用截面加權(quán)法和似不相關(guān)法對農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)科技創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間外溢效應(yīng)進行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)科技創(chuàng)新對區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用[19]。佘時飛基于空間經(jīng)濟學(xué)分析框架，研究了知識外溢和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的動態(tài)變化[20]。楊曉鋒采用中部六省數(shù)據(jù)考察了物質(zhì)資本和人力資本外部性、技術(shù)擴散對經(jīng)濟增長的影響[21]。胡錫琴等研究了FDI流入對自主創(chuàng)新的空間外溢影響，發(fā)現(xiàn)FDI流入不僅對本地區(qū)自主創(chuàng)新具有正向作用，對鄰近區(qū)域的自主創(chuàng)新也具有促進作用[22]。鄭玉運用面板矩估計分析了技術(shù)空間溢出對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響，發(fā)現(xiàn)技術(shù)空間外溢對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化均有積極推動作用[23]。

縱觀現(xiàn)有的研究成果，我們發(fā)現(xiàn)：科技創(chuàng)新外溢效應(yīng)研究尚具片面性。目前科技創(chuàng)新外溢效應(yīng)的研究成果主要集中分析科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的拉動作用，較少涉及科技創(chuàng)新對社會(生態(tài))系統(tǒng)的外溢影響，然而，科技創(chuàng)新除了對經(jīng)濟系統(tǒng)有外溢效應(yīng)，對社會系統(tǒng)、生態(tài)系統(tǒng)也有影響，因此，僅考慮科技創(chuàng)新對經(jīng)濟系統(tǒng)的外溢效應(yīng)研究，不能全面反映科技創(chuàng)新的外溢機制。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

本文選取長江經(jīng)濟帶11個省(直轄市)，即上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、江西省、湖北省、湖南省、重慶市、四川省、云南省、貴州省作為研究樣本，依次收集11個省(直轄市)2001～2015年的科技創(chuàng)新原始數(shù)據(jù)和相關(guān)經(jīng)濟、社會、生態(tài)方面的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各省市歷年的統(tǒng)計年鑒和科技年鑒。

1.解釋變量-科技創(chuàng)新能力(ST)

為了衡量區(qū)域的科技創(chuàng)新能力，本文從科技創(chuàng)新產(chǎn)出、科技成果市場化、科技成果產(chǎn)業(yè)化三個方面選取7個代表性指標(biāo)，構(gòu)建指標(biāo)體系，見表1。按照表1的指標(biāo)體系從各省市統(tǒng)計年鑒、科技年鑒分別收集其2001～2015年的原始數(shù)據(jù)，運用因子分析對原始指標(biāo)數(shù)據(jù)進行信息提取，依次實施“因子提取→因子得分→因子合成”，最終得到本文的“科技創(chuàng)新能力”變量。

表1 科技創(chuàng)新指標(biāo)體系

2.被解釋變量

為了全面衡量科技創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，本文依次檢驗科技創(chuàng)新對經(jīng)濟、社會、生態(tài)系統(tǒng)的空間外溢效應(yīng)，選取GDP增長率檢驗科技創(chuàng)新對經(jīng)濟系統(tǒng)的空間外溢效應(yīng)，選取城鎮(zhèn)可支配收入增長率檢驗科技創(chuàng)新對社會系統(tǒng)的空間外溢效應(yīng)，選取單位GDP能耗和單位GDP電耗檢驗科技創(chuàng)新對生態(tài)系統(tǒng)的空間外溢效應(yīng)，見表2。

3.控制變量

由于區(qū)域的“經(jīng)濟增長”除了受科技創(chuàng)新能力影響外，還受到資本(CP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費、國際貿(mào)易等因素的影響，因此，依次選取全社會固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民消費總額、進出口額作為經(jīng)濟系統(tǒng)外溢效應(yīng)研究的控制變量。

由于區(qū)域的城鎮(zhèn)可支配收入增長率除了受科技創(chuàng)新能力影響外，還受到經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(CS)、國際貿(mào)易(IET)等因素的影響，因此，依次選取GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民消費總額、進出口額作為社會系統(tǒng)外溢效應(yīng)研究的控制變量。

由于區(qū)域的單位GDP能耗和單位GDP電耗除了受科技創(chuàng)新能力影響外，還受到經(jīng)濟增長(EG)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)等因素的影響，因此，依次選取GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重作為生態(tài)系統(tǒng)外溢效應(yīng)研究的控制變量，見表2。

表2 變量定義一覽表

(二)空間檢驗和空間計量模型構(gòu)建

為了對科技創(chuàng)新的空間外溢效應(yīng)進行研究，本文先采用空間相關(guān)性檢驗對區(qū)域間科技創(chuàng)新的空間相關(guān)程度進行檢驗，然后構(gòu)建空間計量模型，詳細分析科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(社會、生態(tài))系統(tǒng)的空間外溢影響。

1.空間相關(guān)性檢驗

本文采用Moran’I指數(shù)進行空間相關(guān)性檢驗，Moran’I指數(shù)可用于解釋區(qū)域經(jīng)濟行為的空間相關(guān)性。Moran’I指數(shù)的計算公式為：

(1)

其中，xi和xj分別表示區(qū)域i和區(qū)域j的觀測值，Wij表示空間權(quán)重矩陣。Moran’I指數(shù)在[-1,+1]區(qū)間取值，大于0表示各區(qū)域空間正相關(guān)，相似的觀測值在空間集聚；小于0表示各區(qū)域空間負相關(guān)，相似的觀測值在空間分散；等于0表示無空間相關(guān)。觀測值完全隨機分布。Moran’I指數(shù)的絕對值大小衡量區(qū)域空間相關(guān)程度，絕對值越大代表空間相關(guān)程度越大。

鑒于計算Moran’I指數(shù)和估計空間杜賓模型均需要空間權(quán)重矩陣，先構(gòu)建空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣的形式有鄰接權(quán)重矩陣、反距離權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣等。本文認為區(qū)域間科技創(chuàng)新能力的空間外溢的主要原因在于區(qū)域間科技創(chuàng)新資源的傳播、交流與共享，因此經(jīng)濟權(quán)重矩陣更具合理性。經(jīng)濟權(quán)重的構(gòu)建公式為：

(2)

其中X代表經(jīng)濟變量，常選用人均GDP、人力資本量、外商投資額等指標(biāo)。

2.空間杜賓模型

由于科技創(chuàng)新存在區(qū)域間的空間依賴性，本文采用空間計量模型來分析科技創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟(社會、生態(tài))系統(tǒng)的外溢影響。常用的空間計量模型有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)。空間滯后模型包含被解釋變量的空間滯后，主要用于被解釋變量的空間依賴性導(dǎo)致的空間相關(guān)。空間誤差模型主要包含解釋變量的空間滯后，主要用于模型的誤差項存在空間相關(guān)的情況?？臻g杜賓模型是SLM模型和SEM模型的一般形式，同時包含被解釋變量的空間滯后和解釋變量的空間滯后。為了不失一般性，本文采用空間杜賓模型進行科技創(chuàng)新空間外溢效應(yīng)的研究。構(gòu)建如下模型：

(3)

(4)

(5)

(6)

三、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)空間相關(guān)性檢驗

選取人均GDP作為X，按照公式(2)構(gòu)建經(jīng)濟權(quán)重矩陣，可以得到本文的權(quán)重矩陣Wij，鑒于篇幅，經(jīng)濟權(quán)重矩陣不列示在正文中。

利用得到的空間權(quán)重矩陣Wij和長江經(jīng)濟帶11個省(直轄市)的科技創(chuàng)新能力數(shù)據(jù)，對2001～2015年長江經(jīng)濟帶11個省(直轄市)的科技創(chuàng)新能力進行空間相關(guān)性檢驗，得到歷年的Moran’I和對應(yīng)的p值，具體結(jié)果見表3。

表3 全局Moran’I指數(shù)及統(tǒng)計檢驗

表3的結(jié)果顯示，2001～2015 年間長江經(jīng)濟帶省市間科技創(chuàng)新能力的Moran’I指數(shù)值在15年間均為正，且變動幅度較小，基本在0.2～0.4范圍內(nèi)浮動；但從p值來看，2001～2012年間的Moran’I指數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，2013～2015年間的Moran’I指數(shù)通過了10%的顯著性檢驗。這表明長江經(jīng)濟帶省市間科技創(chuàng)新能力存在較為穩(wěn)定的空間正自相關(guān)性，但空間正相關(guān)性不夠顯著，從2013年開始長江經(jīng)濟帶內(nèi)科技創(chuàng)新的空間正相關(guān)性才逐漸顯著，科技創(chuàng)新的空間集聚性逐漸體現(xiàn)。

(二)空間杜賓模型估計結(jié)果

上述空間相關(guān)性檢驗的結(jié)果顯示，2001～2015 年間長江經(jīng)濟帶省市間科技創(chuàng)新能力的莫蘭指數(shù)值在15年間均為正，表明科技創(chuàng)新能力存在顯著的空間相依性，使用空間計量模型是合適的?？紤]到常用的空間計量模型有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)，為了確定出本文數(shù)據(jù)最合適的空間模型，需進行模型的適應(yīng)性檢驗。實施Wald檢驗和LR檢驗發(fā)現(xiàn),Wald(SLM) 和 LR(SLM) 的統(tǒng)計量分別為73.91和116.779；Wald(SEM) 和 LR(SEM) 的統(tǒng)計量分別為89.67和123.879，均在1%的水平上拒絕了原假設(shè)，因此選擇空間杜賓模型是合適的。

1.科技創(chuàng)新對經(jīng)濟系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)

GDP增長率(EG)作為因變量，科技創(chuàng)新能力(ST)作為自變量，全社會固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民消費總額、進出口額作為控制變量，利用stata12.0進行空間杜賓模型的估計，得到科技創(chuàng)新對經(jīng)濟系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)的結(jié)果，具體見表4。

表4 經(jīng)濟增長與科技創(chuàng)新的SDM空間估計結(jié)果

從表4可知，科技創(chuàng)新能力(ST)的估計系數(shù)為0.23608，對應(yīng)p值0.875，說明科技創(chuàng)新能力對GDP增長率有正向影響，但是這種正向影響尚不顯著。W.ST的估計系數(shù)為1.502 40，對應(yīng)p值為0.152，說明鄰近省市的科技創(chuàng)新能力對本地的GDP增長率有正向空間溢出作用，但這種正向的空間溢出效應(yīng)尚不顯著。W.EG的估計系數(shù)為1.058 34，對應(yīng)p值為0，說明鄰近省市的經(jīng)濟增長具有顯著的正向空間溢出作用，即一個區(qū)域的經(jīng)濟較快增長會發(fā)生輻射作用，帶動鄰近省市的經(jīng)濟也較快增長。

長期內(nèi)，可進一步將科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的空間影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，間接效應(yīng)表示科技創(chuàng)新能力的改變通過空間交互作用潛在地影響所有其他地區(qū)的經(jīng)濟增長。利用stata12.0進行空間效應(yīng)的分解，得到經(jīng)濟增長SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，具體結(jié)果見表5。

從表5可知，在直接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響為正(0.373 474)，但沒有通過顯著性檢驗(p=0.804>0.05)，表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變對本地區(qū)經(jīng)濟增長有正向影響，但影響尚不顯著。在間接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的影響為正(0.889 123 4)，也沒有通過顯著性檢驗(p=0.153>0.05)，表示科技創(chuàng) 新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地促進所有其他地區(qū)的經(jīng)濟增長，但這種促進作用尚不顯著。

表5 經(jīng)濟增長SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)

2.科技創(chuàng)新對社會系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)

城鎮(zhèn)可支配收入增長率(IG)作為因變量，科技創(chuàng)新能力(ST)作為自變量，GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重、居民消費總額、進出口額作為控制變量，利用stata12.0進行空間杜賓模型的估計，得到科技創(chuàng)新對社會系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)的結(jié)果，具體見表6。

表6 城鎮(zhèn)可支配收入增長率與科技創(chuàng)新的SDM空間估計結(jié)果

從表6可知，科技創(chuàng)新能力(ST)的估計系數(shù)為0.296 897，對應(yīng)p值0.599，說明科技創(chuàng)新能力對城鎮(zhèn)可支配收入增長率有正向影響，但是這種正向影響尚不顯著。W.ST的估計系數(shù)為0.894 628，對應(yīng)p值為0.777，說明鄰近省市的科技創(chuàng)新能力對本地的城鎮(zhèn)可支配收入增長率有正向空間溢出作用，但這種正向的空間溢出效應(yīng)尚不顯著。W.IG的估計系數(shù)為0.280 167，對應(yīng)p值為0.039，說明鄰近省市的可支配收入增長具有顯著的正向空間溢出作用，即一個區(qū)域的可支配收入較快增長會發(fā)生輻射作用，帶動鄰近省市的可支配收入也較快增長。

長期內(nèi)，可進一步將科技創(chuàng)新對城鎮(zhèn)可支配收入增長率的空間影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變對本地區(qū)可支配收入增長的影響，間接效應(yīng)表示科技創(chuàng)新能力的改變通過空間交互作用潛在地影響所有其他地區(qū)的可支配收入增長。利用stata12.0進行空間效應(yīng)的分解，得到城鎮(zhèn)可支配收入SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，具體結(jié)果見表7。

從表7可知，在直接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對可支配收入增長的影響為正(0.277 250 5)，但沒有通過顯著性檢驗(p=0.616>0.05)，表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變有助于促進本地區(qū)可支配收入的增長，但這種促進影響尚不顯著。在間接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對可支配收入增長的影響為正(0.034 593 1)，也沒有通過顯著性檢驗(p=0.828>0.05)，表示科技創(chuàng)新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地促進所有其他地區(qū)的可支配收入增長，但這種促進作用尚不顯著。

3.科技創(chuàng)新對生態(tài)系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)

單位GDP能耗(EC)和單位GDP電耗(PC)作為因變量，科技創(chuàng)新能力(ST)作為自變量，GDP增長率、第三產(chǎn)業(yè)比重作為控制變量，利用stata12.0進行空間杜賓模型的估計，得到科技創(chuàng)新對生態(tài)系統(tǒng)空間外溢效應(yīng)的結(jié)果，具體見表8。

從表8可知：單位GDP能耗的估計結(jié)果中，科技創(chuàng)新能力(ST)的估計系數(shù)為-0.522 693 8，對應(yīng)p值0，說明科技創(chuàng)新能力能顯著降低單位GDP能耗。W.ST的估計系數(shù)為-0.489 545 8，對應(yīng)p值為0.062，說明鄰近省市的科技創(chuàng)新能力能降低本地的單位GDP能耗，但影響力不夠顯著(0.05

單位GDP電耗的估計結(jié)果中，科技創(chuàng)新能力(ST)的估計系數(shù)為-0.0393055，對應(yīng)p值0，說明科技創(chuàng)新能力能顯著降低單位GDP電耗。W.ST的估計系數(shù)為-0.004 630 9，對應(yīng)p值為0.892，說明鄰近省市的科技創(chuàng)新能力能降低本地的單位GDP電耗，但這種影響尚不顯著。W.PC的估計系數(shù)為-0.007 993，對應(yīng)p值為0.960，說明鄰近省市的單位GDP電耗降低具有正向空間溢出作用，促進其他省市單位GDP電耗降低，但這種正向的空間溢出效應(yīng)尚不顯著。

長期內(nèi)，可進一步將科技創(chuàng)新對單位GDP能耗和單位GDP電耗的空間影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變對本地區(qū)單位GDP能耗(電耗)的影響，間接效應(yīng)表示科技創(chuàng)新能力的改變通過空間交互作用潛在地影響所有其他地區(qū)的單位GDP能耗(電耗)。利用stata12.0進行空間效應(yīng)的分解，得到單位GDP能耗(電耗)SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，具體結(jié)果見表9。

表9 單位GDP能耗(電耗)SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)

從表9可知：單位GDP能耗的估計結(jié)果顯示，在直接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對單位GDP能耗的影響為負(-0.527 159 4)，且通過顯著性檢驗(p=0<0.05)，表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變能顯著降低本地區(qū)單位GDP能耗。在間接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對單位GDP能耗的影響為負(-0.027 289 6)，但沒有通過顯著性檢驗(p=0.165>0.05)，表示科技創(chuàng)新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地降低所有其他地區(qū)的單位GDP能耗，但這種降低作用尚不顯著。

單位GDP電耗的估計結(jié)果顯示，在直接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對單位GDP電耗的影響為負(-0.039 660 7)，且通過顯著性檢驗(p=0<0.05)，表示各區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力的改變能顯著降低本地區(qū)單位GDP電耗。在間接效應(yīng)中，科技創(chuàng)新能力對單位GDP電耗的影響為負(-0.000 063 2)，但沒有通過顯著性檢驗(p=0.976>0.05)，表示科技創(chuàng)新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地降低所有其他地區(qū)的單位GDP電耗，但這種降低作用尚不顯著。

四、結(jié)論與啟示

1.結(jié)論

(1)科技創(chuàng)新具有空間集聚性。通過空間相關(guān)性檢驗發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶11省(直轄市)的科技創(chuàng)新存在較為穩(wěn)定的空間正自相關(guān)性，但空間正相關(guān)性顯著性還不強，從2013年開始，這種空間正相關(guān)性開始逐漸顯著，科技創(chuàng)新的空間集聚性逐漸體現(xiàn)。長江經(jīng)濟帶內(nèi)科技創(chuàng)新空間依賴集聚性表明相鄰地區(qū)的空間相互作用會顯著影響區(qū)域科技創(chuàng)新能力。

(2)科技創(chuàng)新對區(qū)域發(fā)展具有正向的空間外溢效應(yīng)。通過空間杜賓模型檢驗發(fā)現(xiàn)：區(qū)域自身科技創(chuàng)新能力對其GDP增長率和城鎮(zhèn)可支配收入增長率均有正向影響，但影響尚不顯著，鄰近省市科技創(chuàng)新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地促進本區(qū)域的經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)可支配收入的增長，但這種交互促進作用尚不顯著。區(qū)域科技創(chuàng)新能力可以顯著降低單位GDP能耗(電耗)，鄰近省市科技創(chuàng)新能力的改變可以通過空間交互作用潛在地降低單位GDP能耗(電耗)，但這種交互降低作用尚不顯著。這說明長江經(jīng)濟帶內(nèi)省市之間形成科技創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)，一個區(qū)域發(fā)展除了受自身科技創(chuàng)新影響外，還受到周邊區(qū)域科技創(chuàng)新能力的影響。

2.啟示

(1) 積極推動長江經(jīng)濟帶的科技創(chuàng)新合作。科技創(chuàng)新的空間依賴集聚性啟示我們，長江經(jīng)濟帶內(nèi)省市應(yīng)積極推動與其相鄰地區(qū)的創(chuàng)新合作，逐步建立長江經(jīng)濟帶內(nèi)科技創(chuàng)新的輻射機制，盡快實現(xiàn)科技創(chuàng)新資源和成果在帶內(nèi)“信息共用、知識共享、人才互助、科技同興”，通過資源要素共享、科技合作、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、市場互通等方式提高整個經(jīng)濟帶的科技創(chuàng)新能力。

(2)有效發(fā)揮科技創(chuàng)新“跨區(qū)域外溢”的正向效應(yīng)?？萍紕?chuàng)新的空間外溢效應(yīng)啟示我們：長江經(jīng)濟帶內(nèi)各省市政府既要積極發(fā)揮本省市科技創(chuàng)新對經(jīng)濟社會生態(tài)系統(tǒng)的正向外溢效應(yīng)，還應(yīng)該打破各自為陣的行政壟斷，加強跨區(qū)域的科技合作，實現(xiàn)科技信息、科技資源、科學(xué)技術(shù)、科技人才的共享，有效發(fā)揮科技創(chuàng)新“跨區(qū)域外溢”的正向效應(yīng)，通過科技創(chuàng)新促進整個長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展、社會進步和生態(tài)改善。