湯長安，張麗家

隨著科技革命、產(chǎn)業(yè)革命的蓬勃發(fā)展以及知識經(jīng)濟(jì)時代的到來，創(chuàng)新發(fā)展越來越成為一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎與支點。在我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力、踐行創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略階段，必須遵循科技創(chuàng)新行為的區(qū)域集聚規(guī)律，積極推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的提升，為技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造條件。因此，在我國產(chǎn)業(yè)改革與升級的過程中，如何科學(xué)認(rèn)識在推進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的過程中，把握產(chǎn)業(yè)區(qū)域整合發(fā)展與地區(qū)創(chuàng)新能力提升的內(nèi)在聯(lián)系，對于提升我國創(chuàng)新發(fā)展水平，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有重要意義。本文建立省級面板模型，研究我國制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚(下文簡稱為“兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚”)與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，促進(jìn)我國制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚，帶動區(qū)域創(chuàng)新能力提升，以期為我國快速實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)動力轉(zhuǎn)變提供可行的對策與建議。

產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以為技術(shù)創(chuàng)新以及新知識、新理論的誕生提供良好的產(chǎn)業(yè)環(huán)境及組織基礎(chǔ)，技術(shù)與創(chuàng)新水平的提升又會為產(chǎn)業(yè)集聚打造技術(shù)平臺。Jacobs(1969)[1]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以通過分工協(xié)同促進(jìn)行業(yè)之間知識技術(shù)溢出，進(jìn)而推動市場分工持續(xù)深化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步完善。Pakes et al.(1980)[2]通過研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚尤其是創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)集聚，可以通過調(diào)整要素結(jié)構(gòu)、匯集高級人才、引進(jìn)專業(yè)技術(shù)設(shè)備等降低企業(yè)創(chuàng)新投入，提高技術(shù)創(chuàng)新效率。產(chǎn)業(yè)集聚分布有利于規(guī)模效應(yīng)的形成，Ottaviaon(2002)[3]進(jìn)一步證明這種規(guī)模效應(yīng)優(yōu)勢可以降低交易成本，尤其在降低區(qū)域創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風(fēng)險上非常顯著。Amin(2005)[4]認(rèn)為地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以通過知識技術(shù)外溢間接發(fā)揮對技術(shù)創(chuàng)新的推動作用，這種間接因素可以通過創(chuàng)新環(huán)境的構(gòu)建、創(chuàng)新成本的節(jié)約，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新水平的提升，進(jìn)而為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動力。在進(jìn)一步研究產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對本地區(qū)創(chuàng)新能力重要作用的基礎(chǔ)上，郝永敬等(2019)[5]、陳子真等(2019)[6]均發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)創(chuàng)新具有重要促進(jìn)作用，而且這種促進(jìn)作用存在明顯的“先抑后揚”的特征。李國鳳(2018)[7]在分析產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力提升內(nèi)在機制的基礎(chǔ)上，以中原城市群相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行耦合分析，發(fā)現(xiàn)不同階段產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對創(chuàng)新的作用具有不同的特點。馬興超(2017)[8]、李駿等(2018)[9]通過研究發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以通過集聚創(chuàng)新要素、節(jié)約創(chuàng)新成本，進(jìn)而提高創(chuàng)新效率。陳建軍等(2009)[10]指出，產(chǎn)業(yè)集聚會帶來創(chuàng)新的不斷匯集，伴隨著創(chuàng)新融合的產(chǎn)業(yè)集聚是調(diào)整產(chǎn)業(yè)空間布局、提升區(qū)域內(nèi)整體生產(chǎn)效率的現(xiàn)實選擇。范鑫(2015)[11]、王春暉(2015)[12]進(jìn)一步指出專業(yè)化集聚的MAR外部性也可以進(jìn)一步加強地區(qū)間的要素積累效應(yīng)，促進(jìn)地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的提升，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者就產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)行了較為深入的研究，但實證研究還主要停留在傳統(tǒng)的計量分析上，沒有將空間因素納入具體的研究分析中。本文試圖在分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力內(nèi)在機制的基礎(chǔ)上，納入空間因素，采用ESDA和空間計量方法，對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與地區(qū)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，以期為推進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供參考。

一、創(chuàng)新能力的空間相關(guān)性分析

由于我國地理資源條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著的空間差異，因此我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力也存在明顯的時空異質(zhì)性特征。為了提高研究的科學(xué)性，本文進(jìn)一步采用探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)對創(chuàng)新能力進(jìn)行空間自相關(guān)性分析，分別進(jìn)行全域和局域Moran'sI指數(shù)的計算。

(一)創(chuàng)新能力全域自相關(guān)分析

全域Moran'sI指數(shù)是最常用的全域自相關(guān)檢驗的指標(biāo)，其計算公式可以表示為：

(1)

(2)

其中，E(I)為期望，SD(I)為標(biāo)準(zhǔn)差，在顯著性水平5%下，Z(I)臨界值為1.65。Z>0且通過5%的顯著性檢驗時，表明研究對象存在正自相關(guān)關(guān)系，即具有創(chuàng)新能力高(低)的省份相鄰集聚分布；Z<0且顯著時，研究對象存在負(fù)自相關(guān)關(guān)系，即創(chuàng)新能力高(低)的省份分布較為分散，不存在空間集聚情況；Z=0時說明研究對象不具有空間相關(guān)性特征，各省份創(chuàng)新能力隨機分布，不存在任何空間自相關(guān)關(guān)系。

圖1顯示，14年內(nèi)我國30個省市創(chuàng)新能力的Moran'sI與Z值變化趨勢一致，而且總體呈上升趨勢，說明我國各省市創(chuàng)新能力存在顯著的空間正相關(guān)性，一個省市創(chuàng)新水平的提升會對周邊省市的創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生積極影響，可以在采取措施提高核心區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平的基礎(chǔ)上，以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)援助等方式幫助臨近地區(qū)提升技術(shù)水平。其中，2016年的創(chuàng)新能力的計算結(jié)果顯示，Moran'sI指數(shù)為0.425，Z值為3.652且顯著并大于臨界值1.65，并且通過顯著性檢驗，表明我國各省市創(chuàng)新水平存在顯著的空間自相關(guān)。

(二)創(chuàng)新能力局域自相關(guān)分析

局域Moran’sI指數(shù)可以進(jìn)一步明確局部空間集聚特征，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

(3)

這一指標(biāo)主要衡量的是i、j兩省市技術(shù)創(chuàng)新之間存在怎樣的空間分布特征，一般用局部Moran’sI散點圖(LISA)來進(jìn)行表示。在本文，第一象限(HH)代表技術(shù)創(chuàng)新能力高的省市在空間上集聚分布；第二象限(LH)代表創(chuàng)新能力高的省市集聚區(qū)內(nèi)分布有創(chuàng)新能力低的省市；第三象限(LL)代表創(chuàng)新能力低省市在空間上集聚；第四象限(HL)代表創(chuàng)新能力低的省市集聚區(qū)內(nèi)分布有創(chuàng)新能力高的省市。HH和LL象限代表不同省市技術(shù)創(chuàng)新具有一致的空間相關(guān)性，HL和LH象限代表不同省市技術(shù)創(chuàng)新具有不一致的空間相關(guān)性。

圖1 各省市地區(qū)創(chuàng)新能力在鄰近矩陣下的Moran's I指數(shù)和Z(I)折線圖

圖2 2016年中國各省市技術(shù)創(chuàng)新能力的LISA散點圖

注：1-30依次代表的是京、津、冀、晉、內(nèi)蒙古、遼、吉、黑、滬、蘇、浙、皖、閩、贛、魯、豫、鄂、湘、粵、桂、瓊、渝、川、貴、云、陜、甘、青、寧、新。西藏因為數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，暫不包括在本研究中

圖2所展示的是我國2016年各省市技術(shù)創(chuàng)新能力LISA散點圖。可以看出，我國30個省市中80%的省市位于HH和LL象限，說明我國技術(shù)創(chuàng)新能力表現(xiàn)出顯著的正空間自相關(guān)性，其中位于HH象限的省市都屬于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，說明我國創(chuàng)新能力分布具有明顯的空間集聚特征；位于LL象限的省市來自中西部技術(shù)水平比較落后的地區(qū)，可見我國創(chuàng)新能力在空間上表現(xiàn)出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展一致的分布趨勢。總之，全局Moran’sI指數(shù)和LISA散點圖都顯示出各省市技術(shù)創(chuàng)新能力存在明顯的空間集聚特征。因此，本文后續(xù)研究中，將納入空間因素，構(gòu)建空間計量模型來探討產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平對創(chuàng)新能力的影響。

二、我國產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的測度與分析

(一)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.指標(biāo)選取

本文在綜合分析D-O指數(shù)、γ指數(shù)等多種測算方法后，借鑒Ellison&Glaeser[13][14]、陳建軍等(2016)[15]的研究思路，采用E-G共同集聚指數(shù)對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平進(jìn)行測度，具體表達(dá)式為：

(4)

2.數(shù)據(jù)來源

本文選擇我國30個省市(西藏、香港、澳門以及臺灣除外)2003—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平的測度與分析。數(shù)據(jù)主要從《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)、國家統(tǒng)計局等網(wǎng)站獲取。對于個別缺失數(shù)據(jù)，本文采用TREND插補法對其加以補充、替代。

(二)結(jié)果與分析

1.協(xié)同集聚水平時序特征分析

表1展示的是2003—2016年我國30個省市在全國、東中西不同地域維度下兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的平均值。從全國范圍來看，兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平總體上呈小幅下調(diào)趨勢，但2013年以后開始緩慢攀升，14年來兩產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同集聚水平平均值為2.68。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚程度為2.88，高于全國平均水平；中部地區(qū)以2.64的水平位居第二，略低于全國平均水平；西部地區(qū)兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平為2.49，處于三大區(qū)域內(nèi)最低水平，與全國平均水平相差較大。

表1 我國制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平平均值

2.協(xié)同集聚水平全域差異分析

圖3 中國制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平分區(qū)域時間變化

圖3所展現(xiàn)出來的是我國2003—2016年兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平平均值的時間變化趨勢。就區(qū)域而言，東部地區(qū)兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平遠(yuǎn)高于全國水平，且一直保持較為穩(wěn)定的變化狀態(tài)，年均變化幅度較小，這主要歸功于東部地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及比較完善的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系。中部地區(qū)兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平以較小的幅度逐年下降。但在2006年，兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平達(dá)到局部小高峰，可能是2006年“中部崛起”戰(zhàn)略的實施，全國各地響應(yīng)黨中央號召積極推進(jìn)中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果。西部地區(qū)兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平最低，且中西部地區(qū)兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平在時間變化上表現(xiàn)出相反的變化趨勢，可能是因為在2000年開始實行的西部大開發(fā)戰(zhàn)略以及2006年開始的中部崛起戰(zhàn)略的背景下，中西部在承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及經(jīng)濟(jì)建設(shè)的過程中存在大量的競爭。

3.協(xié)同集聚水平空間演化特征

總的來看，我國兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平存在明顯的空間分異，東中西嚴(yán)重失衡。由于較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及較為完善的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，東部各省市兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，且產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平高的省市主要分布在沿海產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展比較成熟的地區(qū)，如北京、上海、廣東等。中西部各省市兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚分布表現(xiàn)出“核心—外圍”的地理分布特征，中部的湖南、湖北、江西，西部地區(qū)的四川等省市都是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的集聚核心區(qū)。

三、產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的空間計量分析

(一)模型設(shè)定

1.經(jīng)典計量模型

通過上文分析可知，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以通過提升地區(qū)創(chuàng)新能力促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，本文借鑒張可(2018)[16]的研究，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的技術(shù)增長模型：

CXit=αit+β1Rit+β2Hrit+β3ZJit+β4Wgit+β5FDIit+β6Inf+εit

(5)

2.空間計量模型

通過上文Moran’sI指數(shù)的分析，我國技術(shù)創(chuàng)新能力存在較為顯著的空間相關(guān)性，因此引入空間計量模型就產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響進(jìn)行實證研究，構(gòu)建空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型。

(6)

(7)

(8)

上式中，β1～β6表示自變量回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣(鄰近矩陣W1和地距離矩陣W2)，β表示空間誤差系數(shù)；λ為自回歸系數(shù)。

(二)變量選擇與描述性統(tǒng)計

1.變量選擇

本文選取區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力為被解釋變量，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平為核心解釋變量，控制變量包括人力資本存量、科研資金投入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)信息化程度、外商直接投資等變量，具體為：

被解釋變量：創(chuàng)新能力(CX)。一個地區(qū)創(chuàng)新水平的高低主要體現(xiàn)在這個地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的高低，考慮到專利授權(quán)會受到申請機構(gòu)偏好的影響，以及專利發(fā)布時滯性，本文借鑒倪進(jìn)鋒等(2017)[17]、李紅錦等(2018)[18]的研究，使用各地區(qū)專利申請受理量與人口的比值來代表地區(qū)創(chuàng)新能力，單位為件/萬人。

解釋變量：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平(R)。采用上文測度的制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)來表示。

1）DHT21溫濕度傳感器[7]，精度:±0.5 ℃；測量范圍:-40～5℃，嵌入式硬件的接口電路為輸入電壓接3.3 V，GND引腳接地，STM32的I/O口通過導(dǎo)線與DQ相連，傳感器處于寫存儲器操作時，輸入電壓與DQ接入5.1K上拉電阻，提高總線上拉能力，減少功率消耗。

控制變量：人力資本存量(Hr)，根據(jù)受教育程度的不同賦予不同的權(quán)重，將不同的受教育水平分別賦予不同的權(quán)重，用將該權(quán)重乘以與不同階段受教育人數(shù)與總?cè)藬?shù)的比值作為各省人力資本水平的代表?？蒲型度?ZJ)：采用R&D內(nèi)部經(jīng)費支出與GDP的比重作為科研投入的代理變量。一個地區(qū)的基本工資水平與地區(qū)優(yōu)秀人才有著密切的聯(lián)系，采用各區(qū)域職工歷年平均工資來表示工資水平(Wg)。外商投資(FDI)采用各省外商直接投資額來表示。用地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)表征地區(qū)信息化水平(Inf)，地區(qū)信息化水平是影響地區(qū)創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)，一個地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)的人數(shù)占比越高，在一定程度上代表地區(qū)信息化程度較高，一方面為技術(shù)的持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)，另一方面較高的信息化程度說明社會環(huán)境對于創(chuàng)新是非常寬容，可以有效地降低創(chuàng)新的成本。

2.描述性統(tǒng)計

本文在對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響地區(qū)創(chuàng)新水平的實證研究中，基于數(shù)據(jù)可得性和合理性考慮，主要選取了我國不包括西藏、臺灣、香港、澳門在內(nèi)的30個省、直轄市、自治區(qū)2003—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《統(tǒng)計年鑒》(2004—2017)、EPS、國家統(tǒng)計局等。對每個變量都進(jìn)行了對數(shù)化處理以降低異方差對模型的影響，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析(表2)。從表中結(jié)果可以看出各變量之間比較平穩(wěn)，可以進(jìn)行后續(xù)的實證分析。

(三)實證結(jié)果分析

1.經(jīng)典計量模型回歸結(jié)果分析

首先采用經(jīng)典的混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)計量模型檢驗制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，檢驗結(jié)果如表3。檢驗結(jié)果顯示，隨機效應(yīng)模型具有更強的解釋效力。

根據(jù)表3顯示，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平R的系數(shù)為正且通過顯著性檢驗，說明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的提高對我國地區(qū)創(chuàng)新具有明顯促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平每提高1個單位，地區(qū)創(chuàng)新能力就可以提升0.127 6個單位。地區(qū)創(chuàng)新資金投入、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地區(qū)信息化水平都對地區(qū)創(chuàng)新能力提升具有顯著的正向促進(jìn)作用。此外，人力資本存量和外商直接投資對地區(qū)創(chuàng)新能力提升均具有明顯的阻礙作用，可能是因為目前我國高層次人力資本需求與低層次人力資本供給之間存在嚴(yán)重失衡阻礙了先進(jìn)技術(shù)的空間溢出效應(yīng)，進(jìn)而限制了技術(shù)創(chuàng)新能力的發(fā)展。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3 經(jīng)典計量模型回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%水平下的顯著性檢驗。下同。

2.空間計量模型空間溢出效應(yīng)分析

在進(jìn)行回歸結(jié)果分析之前，需要在SLM、SEM和SDM模型之間進(jìn)行選擇，并遵循“OLS—SLM(SEM)—SDM”的檢驗順序。首先通過LM和Roubust-LM檢驗兩個標(biāo)準(zhǔn)在SLM、SEM模型之間選擇；其次，根據(jù)Wald和LR檢驗，進(jìn)行空間杜賓模型與空間滯后模型或空間誤差模型之間是否可以轉(zhuǎn)化的檢驗；最后，結(jié)合Hausman檢驗結(jié)果、R2和LogL等指標(biāo)決定采用隨機或者固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。據(jù)表4和表5的研究結(jié)果所示，空間杜賓模型(SDM)結(jié)果更優(yōu)，而且Hausman檢驗也在1%的水平上顯示隨機效應(yīng)模型具有更好的解釋效力，因此本文最后選擇空間杜賓模型下的隨機效應(yīng)模型進(jìn)行產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與區(qū)域創(chuàng)新水平的回歸結(jié)果分析。

表4 空間面板模型的LM檢驗結(jié)果

表5顯示，兩產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚水平R是區(qū)域創(chuàng)新能力提升的重要手段，兩者之間存在正效應(yīng)，且這種正效應(yīng)在鄰近矩陣和地理矩陣下都通過了1%的顯著性檢驗。例如在地理矩陣下，保證其他條件保持不變的前提下，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚水平每提高1個單位，區(qū)域創(chuàng)新能力就提高0.102 5個單位，空間滯后系數(shù)顯著為正，說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平具有一定的空間溢出效應(yīng)。究其原因可能是：一方面，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚有利于促進(jìn)區(qū)域內(nèi)信息、技術(shù)以及工作經(jīng)驗的快速擴散，在不斷降低創(chuàng)新成本的基礎(chǔ)上，提升創(chuàng)新效率。另一方面，產(chǎn)業(yè)集聚可以加強不同企業(yè)之間的競爭與合作。產(chǎn)業(yè)空間集聚有利于增強企業(yè)競爭行為[19]，企業(yè)間激烈的競爭迫使企業(yè)不斷創(chuàng)新以保障不會被日新月異的市場淘汰，而合作伙伴多樣性對促進(jìn)主導(dǎo)企業(yè)開放式創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義[20]，因合作共贏的企業(yè)關(guān)系在節(jié)約創(chuàng)新成本的基礎(chǔ)上可以有效地共享信息與知識，進(jìn)而有效促進(jìn)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)革新。

表5 空間計量模型回歸結(jié)果

兩類空間矩陣下的人力資本Hr表現(xiàn)出不顯著的負(fù)相關(guān)，說明當(dāng)前我國低水平人力資本結(jié)構(gòu)會對地區(qū)創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生阻礙作用。雖然隨著教育事業(yè)的發(fā)展，我國人力資本結(jié)構(gòu)獲得了極大改進(jìn)，但是高端人才供給存在巨大缺口，供給與需求的不均衡極大地限制了地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。人力資本空間滯后系數(shù)在地理矩陣下顯著為負(fù)，說明地區(qū)人力資本對創(chuàng)新能力提升的作用存在較大的空間地域限制，人力資本跨區(qū)域流動障礙也是制約人力資本作用發(fā)揮的重要原因。

科研經(jīng)費投入ZJ的回歸系數(shù)在兩類矩陣下都顯著為正，加大對科研經(jīng)費投入可以有效促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。以地理矩陣的回歸結(jié)果為例，每增加1單位科研經(jīng)費的投入，地區(qū)創(chuàng)新能力將增加0.333 1，并且科研經(jīng)費投入對創(chuàng)新水平的空間溢出效應(yīng)明顯。

地區(qū)工資水平Wg系數(shù)在兩類矩陣下都顯著為正，說明一個地區(qū)工資水平越高，可以吸引更多的高級人才，為技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展提供有力的智力支撐。但負(fù)的空間滯后系數(shù)反映出地區(qū)工資水平的高低對創(chuàng)新水平具有顯著的負(fù)效應(yīng)。

地區(qū)信息化水平Inf的回歸系數(shù)在兩類矩陣下都顯著為正，說明一個地區(qū)信息化水平越高，越有利于地區(qū)創(chuàng)新水平的提升，這主要是因為：一方面信息化程度高的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，勇于創(chuàng)新、善于創(chuàng)新的社會氛圍非常有利于創(chuàng)新思想的碰撞、創(chuàng)新成果的形成；另一方面，網(wǎng)絡(luò)信息傳播的低成本、便捷與及時都可以降低技術(shù)交易成本，加速高新技術(shù)的擴散。

對于外商直接投資FDI來說，回歸系數(shù)在兩類矩陣下均為正，但空間溢出系數(shù)顯著為負(fù)，說明某地區(qū)引入外商直接投資會對周邊地區(qū)的創(chuàng)新水平提升產(chǎn)生消極影響。這可能是因為我國地區(qū)差異較大，各地區(qū)比較優(yōu)勢區(qū)別明顯，因此外商會根據(jù)比較優(yōu)勢選擇投資項目。

四、結(jié)論與啟示

本文通過經(jīng)典面板計量和空間計量方法實證檢驗了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力提升的重要作用，得出以下結(jié)論：

(一)探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)顯示我國創(chuàng)新能力具有明顯的空間集聚特征

全域和局域Moran’sI指數(shù)分析，區(qū)域創(chuàng)新能力全域Moran’sI∈(0.2，0.4)，通過顯著性檢驗，說明我國區(qū)域創(chuàng)新能力空間集聚特征明顯；LIAS散點圖顯示，2016年我國東部相鄰的8省市創(chuàng)新能力都比較高，集中分布在HH象限，16省市分布在LL象限，創(chuàng)新能力整體比較低，需要大力發(fā)展技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展向“創(chuàng)新”驅(qū)動轉(zhuǎn)變的實現(xiàn)。因此，實現(xiàn)“合作”“創(chuàng)新”經(jīng)濟(jì)驅(qū)動戰(zhàn)略，在提升本地技術(shù)創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)上，還需搭建溝通合作的橋梁，不斷加強區(qū)域之間的聯(lián)系與合作，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚在技術(shù)創(chuàng)新中信息交流與共享的重要作用，實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的跨區(qū)域協(xié)作。

(二)空間杜賓模型結(jié)果顯示兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對技術(shù)創(chuàng)新能力提升具有明顯的正向促進(jìn)作用，在地理矩陣下表現(xiàn)為正的溢出效應(yīng)

目前中國低層次人力資本存量對地區(qū)創(chuàng)新水平的提升作用主要表現(xiàn)出不顯著的正相關(guān)，且負(fù)空間滯后系數(shù)也顯示地區(qū)低層次的人力資本存量會對臨近地區(qū)創(chuàng)新能力產(chǎn)生阻礙作用?？蒲薪?jīng)費投入的空間溢出效應(yīng)非常明顯。地區(qū)平均工資水平可以通過在滿足勞動力基本物質(zhì)需求的基礎(chǔ)上，啟發(fā)技術(shù)創(chuàng)新。不同區(qū)域可以通過提高地區(qū)信息化水平為本地區(qū)以及臨近地區(qū)的創(chuàng)新能力提升提供創(chuàng)新條件與機遇。外商投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升作用在不同的矩陣下表現(xiàn)出不同的特點，鄰近矩陣下表現(xiàn)出不顯著的負(fù)效應(yīng)，說明為了吸引外商直接投資而進(jìn)行的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等一系列舉措會對鄰近省份創(chuàng)新能力產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

基于以上結(jié)論，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力提升作用可以從以下幾個方面著手：

(1)突破區(qū)域界限，加強區(qū)域合作。技術(shù)創(chuàng)新能力的提升存在極大的空間自相關(guān)性，因此各地區(qū)要加強合作，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展更應(yīng)突破行政區(qū)劃的局限與束縛，以“同城化”發(fā)展理念進(jìn)行生產(chǎn)要素及產(chǎn)業(yè)的合理流動與分配，在提高城市內(nèi)部基礎(chǔ)設(shè)施承載能力的同時，不斷加強城市之間交通設(shè)施建設(shè)，打破產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與融合發(fā)展的空間壁壘，加速生產(chǎn)要素與產(chǎn)業(yè)在更大的空間范圍內(nèi)流動。

(2)堅持協(xié)同發(fā)展理念，提升產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚質(zhì)量。針對當(dāng)前我國兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平總體下降的現(xiàn)實情況，不能盲目追求兩產(chǎn)業(yè)各自集聚水平的提升，而是要保證兩產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展中的相互協(xié)調(diào)，使兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚達(dá)到最佳規(guī)模，避免因不加控制、一味過度集聚所造成的資源浪費。

(3)完善區(qū)域創(chuàng)新體系，縮小區(qū)域創(chuàng)新差異。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚在不同權(quán)重矩陣下回歸系數(shù)為0.189 1和0.102 5，對區(qū)域創(chuàng)新能力提升意義重大。因此，要在構(gòu)建完善創(chuàng)新體系的基礎(chǔ)上，加大對教育以及創(chuàng)新投入，提高人力資本的知識層次、能力水平以及創(chuàng)新意識，激發(fā)和鼓勵學(xué)習(xí)效應(yīng)、有效互動效應(yīng)下的創(chuàng)新活動。加強交通、通信等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升對外資的吸引力，加強對國外先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)、學(xué)習(xí)。同時政府要加大對當(dāng)?shù)貏?chuàng)新性產(chǎn)業(yè)的支持，不斷縮小地區(qū)之間的創(chuàng)新差距。