董直慶，趙 賀，胡晟明

(華東師范大學(xué) a.中國(guó)現(xiàn)代城市研究中心；b.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，上海 200062)

一、引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，已由高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的作用日益突顯。一般地，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，技術(shù)進(jìn)步主要依賴(lài)自主創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn)，尤其是在技術(shù)創(chuàng)新的初始階段，技術(shù)的引進(jìn)、消化、模仿和創(chuàng)新是發(fā)展中國(guó)家實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的有效途徑。值得注意的是，在技術(shù)進(jìn)步的過(guò)程中，技術(shù)集聚在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮的作用不容忽視。

關(guān)于技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)問(wèn)題研究，文獻(xiàn)最早可追溯到1996年。Audretsch和Feldman(1996和2003)基于美國(guó)SBIDB數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)在區(qū)位上呈現(xiàn)明顯的地理集中特征，并指出創(chuàng)新產(chǎn)出效率不能脫離地理區(qū)位因素，除研發(fā)投入增長(zhǎng)外，企業(yè)擁有知識(shí)和技術(shù)的空間集聚也會(huì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出效率產(chǎn)生顯著影響[1][2]。后續(xù)研究則更多地從企業(yè)微觀層面入手，假定在知識(shí)與技術(shù)層面具有異質(zhì)性的勞動(dòng)力，通過(guò)合作(集聚)如何實(shí)現(xiàn)新知識(shí)與技術(shù)的創(chuàng)造問(wèn)題。Berliant等(2006)基于匹配理論拓展了傳統(tǒng)知識(shí)創(chuàng)造與交換的一般均衡理論模型，認(rèn)為某一勞動(dòng)個(gè)體會(huì)尋找與自己擁有不同知識(shí)技術(shù)的差異個(gè)體，通過(guò)合作實(shí)現(xiàn)知識(shí)與技能的交換，借助個(gè)體合作交流形成技術(shù)聚集以提升勞動(dòng)生產(chǎn)率[3]；Ottaviano和Peri(2006)認(rèn)為擁有不同知識(shí)背景的城市居民，對(duì)城市整體的區(qū)域創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生正向影響[4]；Berliant和Fujita(2011和2012)基于一般均衡模型發(fā)現(xiàn)，具有多樣化知識(shí)和技術(shù)背景的工人集合進(jìn)行生產(chǎn)，比單一知識(shí)和技術(shù)背景的工人集合更具生產(chǎn)效率[5][6]；齊謳歌等(2012)闡述了技術(shù)集聚的產(chǎn)生機(jī)制，認(rèn)為城市集聚的外部性能夠促進(jìn)知識(shí)創(chuàng)新[7]。

誠(chéng)然，學(xué)術(shù)界雖已關(guān)注技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)，但直接針對(duì)技術(shù)集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)證研究仍然相對(duì)缺乏，多數(shù)文獻(xiàn)主要考察了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。這類(lèi)經(jīng)驗(yàn)研究主要有三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向作用。Lee和Nathan(2013)證實(shí)員工間知識(shí)技能異質(zhì)性越大的企業(yè)具有更高的創(chuàng)新能力，具體表現(xiàn)為新產(chǎn)品更新?lián)Q代的速度更快或規(guī)模更大[8]；Beule和Beveren(2011)以低技術(shù)制造業(yè)、高技術(shù)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)為研究對(duì)象，將產(chǎn)業(yè)集聚分為專(zhuān)業(yè)化集聚和多樣化集聚，發(fā)現(xiàn)專(zhuān)業(yè)化集聚對(duì)低技術(shù)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，而多樣化集聚則對(duì)高技術(shù)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮積極作用，即集聚的多樣化更有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)間的知識(shí)創(chuàng)新[9]；Beaudry和Breschi(2000)等以意大利和英國(guó)的工業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)位于產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)的企業(yè)比集群外企業(yè)具有更高的創(chuàng)新能力，即產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在正向作用效應(yīng)[10]；Ruiz-Ortega等(2016)以西班牙制鞋業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)在工業(yè)區(qū)集聚的企業(yè)相較于工業(yè)區(qū)外的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力更強(qiáng)，具體表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新水平、業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)和盈利能力更高[11]。二是認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于創(chuàng)新產(chǎn)出具有負(fù)向作用。彭向和蔣傳海(2011)運(yùn)用中國(guó)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)集聚區(qū)域內(nèi)的企業(yè)會(huì)引發(fā)過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響[12]；陳勁等(2013)以中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，將產(chǎn)業(yè)集聚分為多樣化集聚和專(zhuān)業(yè)化集聚，分別探討集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)集聚水平較低時(shí)，多樣化集聚負(fù)向作用于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，集聚水平較高時(shí)，專(zhuān)業(yè)化集聚負(fù)向作用于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新[13]。三是認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈“倒U型”非線性關(guān)系。Hornych和Schwartz(2009)用專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)衡量創(chuàng)新集聚，以德國(guó)東部22個(gè)制造業(yè)為研究對(duì)象，驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系[14]；原毅軍和郭然(2018)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的提升作用具有門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚度超過(guò)某一閾值時(shí)，集聚帶來(lái)的擁擠效應(yīng)大于集聚效應(yīng)，反而不利于企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升[15]。

不難發(fā)現(xiàn)，前沿文獻(xiàn)關(guān)于技術(shù)集聚的創(chuàng)新效率問(wèn)題研究，多圍繞產(chǎn)業(yè)集聚的技術(shù)創(chuàng)新效率，較少關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚背后技術(shù)集聚可能引發(fā)的創(chuàng)新效率問(wèn)題，也未曾探討技術(shù)集聚是否對(duì)跨區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響?；诖?，本文以2003—2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建空間杜賓模型檢驗(yàn)技術(shù)集聚的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)存在性，并從中國(guó)四大區(qū)域視角出發(fā)考察技術(shù)集聚的空間溢出效應(yīng)，以及不同技術(shù)集聚度、市場(chǎng)化程度、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平如何影響技術(shù)聚集創(chuàng)新效應(yīng)?；诖耍疚膹募夹g(shù)流動(dòng)視角入手，基于技術(shù)購(gòu)買(mǎi)角度采用三類(lèi)指標(biāo)衡量區(qū)域技術(shù)集聚度，考察技術(shù)集聚是否存在創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)一步地，考察不同區(qū)域技術(shù)集聚的“本地—鄰地”技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，拓展研究區(qū)域技術(shù)集聚是否會(huì)有利于創(chuàng)新質(zhì)量提升，以及技術(shù)集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)。

二、計(jì)量模型選擇、指標(biāo)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

(一)空間計(jì)量模型

區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出主要指區(qū)域內(nèi)原有知識(shí)傳播、新知識(shí)擴(kuò)散以及技術(shù)外溢的過(guò)程，是投入的各種創(chuàng)新要素共同作用的結(jié)果。本文將知識(shí)引入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，從知識(shí)擴(kuò)散和技術(shù)外溢視角，研究技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出效率的影響。生產(chǎn)函數(shù)形式為：

Y=AKαLβe∑θkxk+ε

(1)

其中，Y是創(chuàng)新產(chǎn)出，K為研發(fā)資本投入，L為研發(fā)勞動(dòng)力投入，Xk為其他影響要素。

研究主要利用空間計(jì)量模型，并結(jié)合空間面板計(jì)量模型考慮區(qū)域的空間相關(guān)性，在此運(yùn)用空間權(quán)重矩陣加以描述。一般地，面板數(shù)據(jù)的空間計(jì)量模型大致可分為以下三類(lèi)：空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)，模型設(shè)計(jì)如下：

面板數(shù)據(jù)空間滯后模型(SLM)：

Y=βX+σWY+u

(2)

面板數(shù)據(jù)空間誤差模型(SEM)：

Y=βX+μ,μ=λWε+u

(3)

面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型(SDM)：

Y=βX+σWY+θWX+u

(4)

其中，Y是被解釋變量的向量表達(dá)，X是解釋變量的向量表達(dá)，β為變量系數(shù)向量，W為空間權(quán)重矩陣，σ為空間滯后系數(shù)或空間自回歸系數(shù)。σWY為被解釋變量的空間滯后項(xiàng)；θWX為解釋變量的空間滯后項(xiàng)；λ、μ表示空間誤差項(xiàng)向量；u為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)空間權(quán)重矩陣

空間計(jì)量模型通過(guò)設(shè)定空間權(quán)重矩陣反映經(jīng)濟(jì)變量間的空間關(guān)系，不同的空間權(quán)重矩陣表達(dá)了變量間不同形式的空間距離，反映區(qū)域空間效應(yīng)的不同影響方式。本文選取地理距離、空間鄰接和經(jīng)濟(jì)距離三種空間權(quán)重矩陣。

1.地理距離矩陣。區(qū)域間的地理距離會(huì)對(duì)被解釋變量產(chǎn)生重要影響，dij為不同省會(huì)城市之間的地理距離，權(quán)重的計(jì)算公式表示如下：

(5)

2.空間鄰近矩陣。最為常用的空間權(quán)重矩陣為空間鄰近矩陣，參照Ansenlin和Griffith(1988)的研究思路[16]，對(duì)我國(guó)30個(gè)省際(基于數(shù)據(jù)可得性，在此刪除西藏)的空間鄰接關(guān)系，構(gòu)建如下所示的0-1權(quán)重矩陣，其中，兩個(gè)地區(qū)相鄰時(shí)矩陣取值為1，兩個(gè)地區(qū)不相鄰時(shí)矩陣取值為0?？紤]到海南省特殊的地理位置，參考已有研究的基本做法，假定海南省與廣東省鄰接。

(6)

3.經(jīng)濟(jì)距離矩陣。除考慮地理距離對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響外，經(jīng)濟(jì)距離也是刻畫(huà)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的重要因素，權(quán)重計(jì)算公式如下所示，gi、gj代表兩個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均GDP表示。通常地區(qū)間收入差距越小權(quán)重就越大，差距越大對(duì)應(yīng)權(quán)重就越小，用經(jīng)濟(jì)距離之差絕對(duì)值的倒數(shù)表示。經(jīng)濟(jì)距離矩陣反映兩區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差距，是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的重要因素。以經(jīng)濟(jì)距離矩陣表示省際(自治區(qū)、直轄市)間經(jīng)濟(jì)距離的公式如下：

(7)

(三)本地—鄰地效應(yīng)

為進(jìn)一步細(xì)分解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，運(yùn)用偏微分矩陣分析方法，將空間溢出總效應(yīng)進(jìn)一步細(xì)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)即本地溢出效應(yīng)，用于解釋本地的影響；間接效應(yīng)即鄰地溢出效應(yīng)，是解釋變量對(duì)被解釋變量鄰地的影響。將空間杜賓模型的表達(dá)式進(jìn)行變換，對(duì)第k個(gè)解釋變量求偏微分后的矩陣表達(dá)式如下：

(8)

其中，矩陣主對(duì)角線元素的平均值為直接效應(yīng)，非對(duì)角線元素平均值為間接效應(yīng)。

(四)變量選取

被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新效率(ec)，沿用全局參比DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型，將中國(guó)各省市看作不同的決策單元，并以各期總和作為參考集?？紤]到Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法的計(jì)算結(jié)果為增長(zhǎng)率指標(biāo)，其測(cè)度TFP增長(zhǎng)率需要設(shè)置至少兩期的投入和產(chǎn)出變量，擬將各省市固定資產(chǎn)凈值(億元)作為資本投入、全部從業(yè)人員年平均人數(shù)(萬(wàn)人)作為勞動(dòng)投入、工業(yè)總產(chǎn)值(億元)表征經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。將Malmquist指數(shù)分解為技術(shù)效率變化指數(shù)EC和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TC，并用技術(shù)效率變化指數(shù)EC表征區(qū)域創(chuàng)新效率。創(chuàng)新質(zhì)量(qi)，用各省(自治區(qū)、直轄市)發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)占專(zhuān)利授權(quán)總數(shù)的比重來(lái)衡量。相較于專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)和新產(chǎn)品銷(xiāo)售數(shù)等指標(biāo)，專(zhuān)利授權(quán)數(shù)不僅是創(chuàng)新數(shù)量的累積，更是技術(shù)作為新知識(shí)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)化的載體，能夠更客觀地衡量區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的水平。其中，發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)和專(zhuān)利授權(quán)總數(shù)來(lái)自國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局專(zhuān)利檢索數(shù)據(jù)庫(kù)。

解釋變量：技術(shù)集聚(ta)。其中，技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)選擇有三：指標(biāo)一為購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)；指標(biāo)二為技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)流向地域的合同數(shù)(ta2)；指標(biāo)三為技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)流向地域的合同金額(ta3)。測(cè)算集聚度的方法較多，如區(qū)位熵指數(shù)、赫芬達(dá)爾指數(shù)、EG指數(shù)等。由于赫芬達(dá)爾指數(shù)和EG指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)要求較為苛刻，在實(shí)際研究中較難獲取。相較而言，區(qū)位熵指數(shù)既能消除地區(qū)間差異，又可較真實(shí)反映產(chǎn)業(yè)空間分布狀況，廣泛用于描述產(chǎn)業(yè)集聚。因此，參考Combes(2000和2002)思路[17][18]，以區(qū)位熵指數(shù)度量技術(shù)集聚度：

(9)

其中，enit為第i個(gè)省在第t年由第n個(gè)(n=1,2,3)技術(shù)指標(biāo)所衡量的技術(shù)集聚度，ent為全國(guó)在第t年由第n個(gè)(n=1,2,3)技術(shù)指標(biāo)所衡量的技術(shù)集聚度。kit為第i個(gè)省在第t年的GDP水平，kt為全國(guó)在第t年的GDP水平。

控制變量：①研發(fā)資本(rdc)，用各省研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占其GDP的比值來(lái)表示；②研發(fā)勞動(dòng)(rdl)，用各省研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量來(lái)表征；③經(jīng)濟(jì)水平(pgdp)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，科技進(jìn)步和創(chuàng)新需求越大，創(chuàng)新動(dòng)力越強(qiáng)，而技術(shù)創(chuàng)新水平提升也將進(jìn)一步提高生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，采用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)衡量；④城鎮(zhèn)化水平(urb)，用各省市人口數(shù)量與總?cè)丝跀?shù)量的比值表征；⑤政府財(cái)政支持(gfs)，用各省科學(xué)技術(shù)支出占一般支出的比重表示。

(五)數(shù)據(jù)來(lái)源

基于數(shù)據(jù)可得性，采用剔除西藏后的中國(guó)大陸 30 個(gè)省市自治區(qū)數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來(lái)自2003—2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)平臺(tái)等。為消除估計(jì)結(jié)果可能的偏差或存在異方差等問(wèn)題，將指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與評(píng)價(jià)

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析之前，首先對(duì)被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力做空間相關(guān)性檢驗(yàn)，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率指標(biāo)進(jìn)行莫蘭指數(shù)(Moran’s I)檢驗(yàn)，計(jì)算公式為:

(10)

表1 空間莫蘭指數(shù)(全局)

(二)空間面板模型的選擇與估計(jì)

為選擇合適的空間計(jì)量模型，考慮混合OLS、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和時(shí)空固定效應(yīng)四個(gè)模型，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)這四個(gè)模型均通過(guò)LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)，根據(jù)Elhorst研究應(yīng)建立SDM模型。同時(shí)，考慮到不隨時(shí)間變化和不隨空間變化的不可觀測(cè)因素的影響，建立空間時(shí)間雙固定效應(yīng)空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析。

下頁(yè)表2為在固定時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)的情形下，運(yùn)用地理距離空間權(quán)重矩陣，采用面板空間杜賓模型檢驗(yàn)技術(shù)集聚的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)存在性。其中(1)—(3)列分別為在未加入控制變量的情形下，以購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)、技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)流向地域的合同數(shù)(ta2)和技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)流向地域的合同金額(ta3)這三項(xiàng)指標(biāo)衡量技術(shù)集聚，(4)—(6)列分別為加入控制變量后用上述三項(xiàng)指標(biāo)衡量技術(shù)集聚的回歸結(jié)果。

表2結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響均顯著為正，且運(yùn)用購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)表征技術(shù)的技術(shù)集聚創(chuàng)新效應(yīng)在1%的水平顯著，表明技術(shù)集聚能使技術(shù)效率變化指數(shù)EC提升，即技術(shù)集聚存在區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)。

表2 技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)存在性檢驗(yàn)：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

此外，采用將地理距離空間權(quán)重矩陣替換為空間鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的方法對(duì)基礎(chǔ)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在空間鄰接距離和經(jīng)濟(jì)距離這兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)策略下，技術(shù)集聚仍會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生正向影響，前述基準(zhǔn)回歸即技術(shù)集聚對(duì)創(chuàng)新效率的正向作用結(jié)果具有穩(wěn)健性?；谄拗疲诖私Y(jié)果從略。

四、技術(shù)集聚的“本地—鄰地”效應(yīng)檢驗(yàn)

技術(shù)集聚存在技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，那么，相鄰地區(qū)的本地技術(shù)集聚是否會(huì)對(duì)鄰地技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，以及本地和鄰地技術(shù)集聚效應(yīng)是否存在差異？為深入了解相鄰地區(qū)技術(shù)集聚與地區(qū)創(chuàng)新效率關(guān)系，進(jìn)一步考察技術(shù)集聚的本地—鄰地效應(yīng)，本文將研究對(duì)象劃分為東部、中部、西部和東北部四個(gè)區(qū)域，以各省購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)來(lái)衡量技術(shù)進(jìn)步，分別探討區(qū)域技術(shù)集聚的本地—鄰地效應(yīng)，結(jié)果如表3所示。

觀察四個(gè)區(qū)域的本地效應(yīng)可知，東部、西部和東北地區(qū)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而中部地區(qū)的估計(jì)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明在不考慮技術(shù)集聚的空間溢出效應(yīng)時(shí)，除中部地區(qū)以外，其余地區(qū)的技術(shù)集聚對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的提升作用顯著。關(guān)于鄰地技術(shù)集聚對(duì)本地創(chuàng)新效率的間接效應(yīng)，中部和西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，東北地區(qū)的作用系數(shù)顯著為負(fù)，即技術(shù)集聚會(huì)降低與東北地區(qū)空間關(guān)聯(lián)地區(qū)的本地創(chuàng)新效率，而東部地區(qū)作用系數(shù)顯著為正，即東部地區(qū)對(duì)其空間關(guān)聯(lián)地區(qū)存在正向的技術(shù)集聚溢出效應(yīng)。就東北地區(qū)來(lái)說(shuō)，由于技術(shù)市場(chǎng)環(huán)境不完善，技術(shù)市場(chǎng)交易活動(dòng)頻次相對(duì)較少且創(chuàng)新要素大規(guī)模流出，使得技術(shù)集聚未在域內(nèi)形成正向溢出效應(yīng)，可能對(duì)創(chuàng)新資源形成競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。對(duì)于東部地區(qū)而言，發(fā)達(dá)地區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新要素集中，加之相對(duì)完善的技術(shù)市場(chǎng)環(huán)境，使得域內(nèi)技術(shù)集聚對(duì)空間關(guān)聯(lián)地區(qū)的創(chuàng)新呈現(xiàn)正向作用。

表3 技術(shù)集聚的本地-鄰地效應(yīng)檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步研究

(一)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量

新冠肺炎疫情沖擊和外部技術(shù)扼制愈加表明技術(shù)創(chuàng)新尤其是高質(zhì)量技術(shù)的重要性。我國(guó)急需解決“高質(zhì)量”發(fā)展問(wèn)題，“高質(zhì)量”發(fā)展的核心要義包含經(jīng)濟(jì)活力、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量的綜合競(jìng)爭(zhēng)力[19]。技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力，為進(jìn)一步激發(fā)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿μ峁┝速|(zhì)的保障。

表4 進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果

然而，我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效率不高且創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量低，企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)中易陷入低技術(shù)均衡陷阱，往往追求創(chuàng)新量的累積，難以實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)的突破。那么，技術(shù)集聚在影響技術(shù)創(chuàng)新效率的同時(shí)，是否會(huì)影響創(chuàng)新質(zhì)量呢？此外，我國(guó)幅員遼闊，由于地理位置、稟賦條件和政策因素等原因，各區(qū)域創(chuàng)新能力和水平可能并不趨同?；诖?，研究進(jìn)一步探討了技術(shù)集聚對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，采用發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)占專(zhuān)利授權(quán)總數(shù)比重表征區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量，結(jié)果見(jiàn)上頁(yè)表4Panel1。回歸結(jié)果顯示，當(dāng)用購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)作為衡量技術(shù)指標(biāo)時(shí)，四個(gè)區(qū)域技術(shù)集聚對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量均產(chǎn)生正向影響，且東北地區(qū)的系數(shù)絕對(duì)值最大，東北地區(qū)技術(shù)集聚程度每提高1個(gè)單位，會(huì)使得區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量提升0.305%。當(dāng)用技術(shù)市場(chǎng)技術(shù)流向地域的合同數(shù)(ta2)衡量技術(shù)時(shí)，東部、西部和東北地區(qū)技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響仍顯著為正，而中部地區(qū)技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量并沒(méi)有顯著影響。總體上，東部、西部和東北部地區(qū)技術(shù)集聚在提高區(qū)域創(chuàng)新效率的同時(shí)也能提升創(chuàng)新質(zhì)量，東北地區(qū)回歸系數(shù)絕對(duì)值最大，中部地區(qū)技術(shù)集聚影響效應(yīng)最不明顯。

(二)技術(shù)集聚度

各地區(qū)由于區(qū)位、資源條件和制度政策等因素不同，技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)集聚處于非均衡狀況。如東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)水平相對(duì)較高，其技術(shù)集聚特征更明顯，而中西部地區(qū)技術(shù)發(fā)展水平較低，技術(shù)集聚現(xiàn)象不顯著且不同區(qū)域的技術(shù)集聚存在一定分化趨勢(shì)。那么，不同的技術(shù)集聚程度是否會(huì)影響技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)呢？考慮到地區(qū)技術(shù)集聚程度的差異性，將區(qū)域按照技術(shù)集聚度劃分為三類(lèi)：高技術(shù)集聚度地區(qū)、中等技術(shù)集聚度地區(qū)和低技術(shù)集聚度地區(qū)，進(jìn)而考察不同集聚度區(qū)域技術(shù)集聚可能引發(fā)的創(chuàng)新差異問(wèn)題。上頁(yè)表4 Panel2的回歸結(jié)果顯示：無(wú)論是哪類(lèi)衡量技術(shù)指標(biāo)，在低技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)并不顯著；在中等技術(shù)集聚度和高技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)顯著為正。以購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)衡量技術(shù)為例，在低技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)其區(qū)域創(chuàng)新效率的影響并不顯著。但形成鮮明對(duì)比的是，在中等技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚程度每增加1個(gè)單位，區(qū)域創(chuàng)新效率提高1.184%；在高技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚每增加1個(gè)單位，區(qū)域創(chuàng)新效率提高0.199%。

(三) 市場(chǎng)化程度

一般地，在自由市場(chǎng)環(huán)境中，要素配置和技術(shù)創(chuàng)新效率更高，即市場(chǎng)化越高，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力往往越強(qiáng)，從而對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響[20]。那么，在不同市場(chǎng)化程度的環(huán)境中，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響是否不同？本文借鑒樊綱等(2011)的方法測(cè)度市場(chǎng)化指數(shù)，將市場(chǎng)化程度分為高、中等和低三類(lèi)，以研究不同市場(chǎng)化程度下技術(shù)集聚創(chuàng)新效應(yīng)的異質(zhì)性[21]。上頁(yè)表4 Panel3的回歸結(jié)果表明，在高市場(chǎng)化程度和中等市場(chǎng)化程度地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響顯著為正。具體而言，若以購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)這一衡量技術(shù)指標(biāo)為例，在市場(chǎng)化程度較高和中等的地區(qū)，技術(shù)集聚每增加1個(gè)單位，區(qū)域創(chuàng)新效率分別提高1.973%和1.028%。相反，對(duì)于市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)，無(wú)論采用三項(xiàng)指標(biāo)中的哪一類(lèi)衡量技術(shù)，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率都未產(chǎn)生顯著影響。

(四)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)

通常技術(shù)創(chuàng)新存在較強(qiáng)的外部性，易被模仿導(dǎo)致搭便車(chē)行為而損害創(chuàng)新。因此，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度如何將直接影響技術(shù)創(chuàng)新效果。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)有別于政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等間接優(yōu)惠政策，能直接給創(chuàng)新企業(yè)提供長(zhǎng)時(shí)間且穩(wěn)定的資金支持[22]。同樣，技術(shù)市場(chǎng)包含技術(shù)的開(kāi)發(fā)、轉(zhuǎn)讓和出售等各項(xiàng)內(nèi)容，技術(shù)市場(chǎng)運(yùn)行效率如何甚至能否正常運(yùn)作，也會(huì)受制于地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。一般地，通常用GP指數(shù)衡量地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度，但由于GP指數(shù)的時(shí)間跨度為五年一個(gè)單位，時(shí)間上非連續(xù)。在此借鑒許春明和單曉光(2008)建立的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)測(cè)算體系，將研究樣本按照知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度的高低分為產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較高、中等和低三個(gè)等級(jí)，以探究不同知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度下技術(shù)集聚影響區(qū)域創(chuàng)新效率的異質(zhì)性效應(yīng)[23]。上頁(yè)表4Panel4的回歸結(jié)果顯示：采用前述三種衡量技術(shù)指標(biāo)下，在較高、中等知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響均顯著為正。具體而言，若同樣以購(gòu)買(mǎi)境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出(ta1)這一衡量技術(shù)指標(biāo)為例，在較高和中等產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度地區(qū)，技術(shù)集聚程度每增加1個(gè)單位，區(qū)域創(chuàng)新效率分別提高1.732%和0.185%。相反，在低產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響并不顯著。

六、基本結(jié)論

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性減速和外部環(huán)境不確定性增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迫切需要由要素投入轉(zhuǎn)向依靠科技創(chuàng)新，如何提升創(chuàng)新效率一直是學(xué)術(shù)界的研究焦點(diǎn)。越來(lái)越多的國(guó)家和地區(qū)依賴(lài)自主研發(fā)和技術(shù)引進(jìn)，尤其是在低技術(shù)階段通過(guò)技術(shù)的引進(jìn)、消化、購(gòu)買(mǎi)和改造實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。然而，在技術(shù)集聚問(wèn)題的研究上，現(xiàn)有研究重點(diǎn)以產(chǎn)業(yè)集聚為對(duì)象檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，較少關(guān)注技術(shù)集聚可能引發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新后果，更是忽略集聚溢出效應(yīng)即本地—鄰地技術(shù)集聚的創(chuàng)新效率差異。本文基于2003—2017年省際面板數(shù)據(jù)，采用面板空間杜賓模型檢驗(yàn)技術(shù)集聚的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)存在性及其異質(zhì)性結(jié)果，并進(jìn)一步將研究對(duì)象按照區(qū)位因素分類(lèi)，研究本地—鄰地集聚的創(chuàng)新效率差異。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：第一，技術(shù)集聚存在區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)，將地理距離空間權(quán)重矩陣替換為空間鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣后，回歸結(jié)果依然顯著。第二，技術(shù)集聚存在“本地—鄰地”創(chuàng)新效應(yīng)的非一致性。將樣本分組即考慮地區(qū)間空間關(guān)聯(lián)性并將樣本劃分為四大區(qū)域，發(fā)現(xiàn)技術(shù)集聚的區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)存在異質(zhì)性，即在東部、西部和東北部地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)本區(qū)域創(chuàng)新效率的影響依然為正，其他地區(qū)作用不顯著；在中部和西部地區(qū)，鄰地技術(shù)集聚對(duì)本地創(chuàng)新效率沒(méi)有顯著影響；在東部地區(qū)，鄰地技術(shù)集聚有利于本地技術(shù)創(chuàng)新效率的提升；在東北地區(qū)，鄰地技術(shù)集聚對(duì)本地技術(shù)創(chuàng)新效率具有負(fù)向作用；同時(shí)，技術(shù)集聚不僅對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響在東、中、西和東北這四大區(qū)域中均顯著為正。第三，技術(shù)集聚的創(chuàng)新效率存在條件依賴(lài)性，因技術(shù)集聚程度、市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度不同而存在顯著差異。在高和中等技術(shù)集聚度地區(qū)，技術(shù)集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率均有正向作用，且中等技術(shù)集聚程度地區(qū)的作用系數(shù)大于高集聚度地區(qū)。同樣，在較高和中等市場(chǎng)化程度和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)地區(qū)，技術(shù)集聚的影響也顯著。

一般地，技術(shù)集聚存在區(qū)域創(chuàng)新效率提升效應(yīng)，但呈現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性和空間關(guān)聯(lián)性。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由依靠增加要素投入轉(zhuǎn)向依靠技術(shù)創(chuàng)新階段，如何發(fā)揮技術(shù)集聚的創(chuàng)新效應(yīng)顯得尤為重要。首先，政府應(yīng)對(duì)不同地區(qū)采取差異化的政策激勵(lì)。對(duì)中部和西部等開(kāi)放程度較低的地區(qū)，適度給予優(yōu)惠性政策，帶動(dòng)和推進(jìn)區(qū)域技術(shù)集聚，最大化技術(shù)集聚對(duì)本區(qū)域帶來(lái)的創(chuàng)新效率紅利。其次，政府應(yīng)積極推進(jìn)區(qū)域間技術(shù)一體化，促進(jìn)技術(shù)集聚跨區(qū)域集群式發(fā)展。打破集聚區(qū)域技術(shù)封鎖和市場(chǎng)壁壘，對(duì)跨區(qū)域的高新技術(shù)園區(qū)建設(shè)提供政策和資金支持，扭轉(zhuǎn)鄰地技術(shù)集聚對(duì)本地創(chuàng)新效率的不利影響。最后，完善政府績(jī)效考核機(jī)制，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展績(jī)效提升。以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施為有利契機(jī)，完善各產(chǎn)業(yè)的科技創(chuàng)新扶植政策，通過(guò)財(cái)政撥款和政府補(bǔ)貼等機(jī)制，積極推進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率提升，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)動(dòng)能由依靠投資轉(zhuǎn)向技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展由量到質(zhì)的轉(zhuǎn)變。