浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征與實證研究設計,區(qū)域經(jīng)濟學論文

浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征與實證研究設計,區(qū)域經(jīng)濟學論文根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，除物質(zhì)資本和人力資本外，全要素生產(chǎn)率是一國或地區(qū)經(jīng)濟增長的長期源泉，而科技進步與技術(shù)變遷則是其獲取全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵途徑，而在新古典增長理論框架中，技術(shù)因素僅視為經(jīng)濟增長經(jīng)過中的一種外生假定。自熊彼特初次從經(jīng)濟學角度引入創(chuàng)新理論之后，以創(chuàng)新為主題的學術(shù)討論爭鳴不斷。從微觀上講，創(chuàng)新能夠增加企業(yè)產(chǎn)品附加值，重塑價值鏈，開拓動態(tài)市場需求；在宏觀上看，創(chuàng)新亦可提高地區(qū)要素生產(chǎn)與配置效率，優(yōu)化經(jīng)濟構(gòu)造，構(gòu)建持續(xù)競爭優(yōu)勢。故而，一國或地區(qū)皆將創(chuàng)新體系建設納入宏觀發(fā)展戰(zhàn)略〔Freeman，2002〕。內(nèi)生經(jīng)濟增長理論以為，經(jīng)濟的長期增長主要是通過持續(xù)創(chuàng)新來實現(xiàn)，而知識生產(chǎn)與溢出則是創(chuàng)新產(chǎn)出的核心因素。知識在一定程度上具有公共品特性，這就意味著所有的創(chuàng)新產(chǎn)出都會由于知識的生產(chǎn)而獲益，華而不實，將地理因素、空間因素引入到知識生產(chǎn)函數(shù)中所產(chǎn)生的知識的溢出，即是上述機制產(chǎn)生的重要原因。產(chǎn)業(yè)集聚理論以為，由知識溢出外部性而構(gòu)成的創(chuàng)新產(chǎn)出具有典型的地理集聚特征〔Audretsh和Feld?man，1996〕，地理集中與創(chuàng)新產(chǎn)出之間互為作用關(guān)系〔Helsley和Strange，2002〕，基本的解釋是：一方面，地理集中為創(chuàng)新產(chǎn)出提供了便捷途徑，地理集中對創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向關(guān)系〔Duranton和Puga，2004〕；另一方面，基于創(chuàng)新目的的地理集中通過外在性的正反應效應會使得創(chuàng)新優(yōu)勢愈加明顯〔梁琦，2006〕。期間，傳遞的一個重要信息是，由于知識黏性以及創(chuàng)新集中正反應機制作用，在地理空間上接近創(chuàng)新集中地區(qū)的創(chuàng)新主體可能比其他地區(qū)更具創(chuàng)新績效〔Feldman和Audretsh，1999〕，即所謂的局域知識溢出導致了創(chuàng)新的空間依靠性與創(chuàng)新活動的空間集聚，最終表現(xiàn)為創(chuàng)新產(chǎn)出的空間相關(guān)性。一個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出并非空間孤立，而是會遭到鄰近地區(qū)創(chuàng)新活動的相應作用，進而為創(chuàng)新產(chǎn)出在地理空間上表現(xiàn)出空間依靠的分布特征提供了前提條件。創(chuàng)新產(chǎn)出所呈現(xiàn)的基本空間構(gòu)造形態(tài)是由于創(chuàng)新中心的途徑依靠與區(qū)位鎖定機制和知識生產(chǎn)的局域溢出效應，這導致創(chuàng)新產(chǎn)出在中心區(qū)與鄰近地區(qū)呈現(xiàn)非平衡狀態(tài)，并構(gòu)成地理空間內(nèi)分布上的非對稱性。尤其是，在我們國家加強自主創(chuàng)新能力，建設創(chuàng)新型國家的時代背景下，揭示區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間構(gòu)造特征，既能保證區(qū)域發(fā)展與建設國家創(chuàng)新體系目的導向相一致，亦可為地區(qū)保持長期競爭力提供戰(zhàn)略考慮。已有研究對區(qū)域創(chuàng)新內(nèi)容的分析主要基于全國整體層面，基本分為四個方面：一是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的理論分析與實踐建構(gòu)。Lundavall〔1992〕以為國家創(chuàng)新體系實際上是一個社會體系，一個創(chuàng)新系統(tǒng)本質(zhì)上是由在新的、有價值的知識的生產(chǎn)、擴散和使用上相互作用的要素和關(guān)系構(gòu)成的。Patel和Pavitt對〔1994〕國家創(chuàng)新系統(tǒng)的理論研究做出了奉獻，將國家創(chuàng)新系統(tǒng)定義為決定一個國家內(nèi)技術(shù)學習的方向和速度的國家制度、機理構(gòu)造和競爭力。實踐方面，Simmie和Lever以斯圖加特、米蘭、阿姆斯特、巴黎和倫敦為研究樣本，對創(chuàng)新型城市的建設提出了四點建議〔2002〕。趙黎明、李振華〔2004〕則提出城市創(chuàng)新系統(tǒng)理論，指的是在以城市為中心的區(qū)域內(nèi)，各種與創(chuàng)新相關(guān)的主體、非主體要素和協(xié)調(diào)各要素直接關(guān)系的制度和政策，在創(chuàng)新經(jīng)過中互相依存與作用而構(gòu)成的社會經(jīng)濟系統(tǒng)。二是創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的影響。Nelson和Phelps〔1966〕以為技術(shù)擴散能夠通過創(chuàng)新要素的空間集聚機制促進經(jīng)濟增長。Griliches〔1979〕通過構(gòu)建知識生產(chǎn)函數(shù)模型發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新活動能夠有效提高企業(yè)投資回報率，可良性提高企業(yè)經(jīng)濟效益。Audretsh〔1998〕指出由知識生產(chǎn)和傳播而引發(fā)的創(chuàng)新活動的地理集中傾向，本質(zhì)上是通過增加以知識為基礎的經(jīng)濟活動的創(chuàng)新價值來構(gòu)建差異化的區(qū)域競爭優(yōu)勢，進而推動地區(qū)經(jīng)濟增長。萬勇〔2018〕在測度中國創(chuàng)新構(gòu)成及其總體能力的空間分布狀況基礎上，運用面板數(shù)據(jù)模型對其經(jīng)濟增長影響效應進行了實證分析。三是創(chuàng)新活動的空間分布。Guerrero和Sero〔1997〕研究了西班牙專利的省際空間構(gòu)造特征。此后，Cabrer和Serrano〔2007〕也分析了西班牙專利的空間分布情況，同時也指出地理鄰近地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間溢出效應。Lim〔2003〕通過研究美國專利數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，美國創(chuàng)新活動主要集中于沿海大城市地區(qū)。李志剛等〔2006〕、張玉明和李凱〔2007〕以及李國平和王春楊〔2020〕均以省際專利統(tǒng)計數(shù)據(jù)為研究對象，對中國創(chuàng)新產(chǎn)出在省際層面的空間分布及空間相關(guān)性進行了實證研究。四是創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素。Murovec和Prodan〔2018〕以為企業(yè)所存在的需求拉動和科學推動兩種類型的知識吸收能力，及其決定因素〔內(nèi)部研發(fā)、人員培訓、創(chuàng)新合作與學習機制〕會對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響。張玉明等〔2018〕運用空間計量經(jīng)濟模型，以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，實證分析了知識溢出對中國省際創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及其空間相關(guān)性問題。尤建新等〔2018〕以上海市大中型工業(yè)企業(yè)為例，運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方式方法，經(jīng)歷體驗考察了產(chǎn)業(yè)間RD溢出對創(chuàng)新產(chǎn)出的動態(tài)影響效應。方遠平、謝蔓〔2020〕在檢驗創(chuàng)新要素存在正向空間相關(guān)性基礎上，運用GWR方式方法，實證分析了創(chuàng)新要素對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。既有文獻基于多種視角與方式方法為創(chuàng)新研究積累了豐富內(nèi)容，十分是為探析創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造提供了有益借鑒。然而，牽涉此內(nèi)容，既有文獻仍存在三點補充研究之處：①已有研究主要聚焦于創(chuàng)新產(chǎn)出的空間構(gòu)造分布特征，并對其進行描繪敘述性分析，而未在考慮空間效應的條件下，實證分析創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素。②既有文獻對創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造內(nèi)容的相關(guān)研究，主要停留在國家宏觀層面，而鮮有研究深切進入到某一區(qū)域內(nèi)部，探究微觀層面創(chuàng)新產(chǎn)出在細分空間單元之間的分布特征。盡管何鍵芳等〔2020〕對廣東省區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出進行了探尋求索性空間數(shù)據(jù)分析，但并未就其創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造的構(gòu)成原因與優(yōu)化舉措進行講明。因而，對此內(nèi)容的研究，有助于在理解認知區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造動態(tài)變化的基礎上，使其保持與國家創(chuàng)新體系構(gòu)建相耦合的目的演變途徑。③創(chuàng)新產(chǎn)出具有多種衡量指標，主要存在專利受權(quán)量與新產(chǎn)品產(chǎn)值兩種。眾多研究采用專利受權(quán)量度量創(chuàng)新產(chǎn)出程度，然而，此種方式方法存在一定缺陷〔Griliches，1990；Acs等，2002〕，主要原因是由于單純的專利受權(quán)計數(shù)沒有考慮專利實際對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的影響程度。除此之外，專利產(chǎn)出屬于中間產(chǎn)品，不能全面代表創(chuàng)新最終成果，且不同類型專利經(jīng)濟價值相異較大，無法全面反映全部創(chuàng)新成果〔Jakob和Zvi，1996〕。鑒于此，本文深切進入到國家整體中的某一區(qū)域內(nèi)部，借助空間計量經(jīng)濟分析方式方法，實證考察浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的市際空間分布構(gòu)造，并在對其創(chuàng)新產(chǎn)出進行空間相關(guān)性檢驗基礎上，基于浙江省市際面板數(shù)據(jù)，客觀揭示浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應與相關(guān)因素對創(chuàng)新產(chǎn)出的空間影響效應，以期為浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造優(yōu)化提供借鑒。二、浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征改革開放以來，浙江省依靠內(nèi)源式發(fā)展，激發(fā)了廣大人民群眾的創(chuàng)業(yè)活力與創(chuàng)新精神，培育了一大批市場主體，初步建立了社會市場經(jīng)濟體制，構(gòu)成了區(qū)域經(jīng)濟內(nèi)生增長機制，浙江形式因而成為內(nèi)源式發(fā)展的新典范。浙江產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)構(gòu)造演進呈現(xiàn)出從傳統(tǒng)勞動密集型向以當代服務業(yè)、先進制造業(yè)為重點轉(zhuǎn)變的新的產(chǎn)業(yè)發(fā)展道路。簡言之，浙江形式發(fā)展方向是創(chuàng)業(yè)富民、創(chuàng)新強省戰(zhàn)略。因而，在這里背景下，探究浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的空間構(gòu)造形態(tài)，能夠及時調(diào)整浙江省區(qū)域創(chuàng)新戰(zhàn)略目的，避免區(qū)域創(chuàng)新能力失衡，為有效轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式與完善市場經(jīng)濟體制提供有益思路。已有資料所顯示的浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出原始數(shù)據(jù)主要起始于2003年，本文共選取2003-2018年間的樣本數(shù)據(jù)進行分析。為了便于直觀描繪敘述浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的時空差異性，本文分別選取2003年、2007年和2018年三個時間斷點，利用ArcGIS分別繪制出以上三個時點的浙江省大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的地市空間分布圖〔見圖1〕?？臻g分布特點為：①2003年浙江省各地市大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值顯著低于各年份，僅有杭州、寧波和紹興三市創(chuàng)新產(chǎn)出超過100萬元，但整體呈現(xiàn)逐年上升趨勢，講明浙江省各地市創(chuàng)新能力逐年加強；②浙江省各地市創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布主要呈現(xiàn)浙西北高浙西南低的空間構(gòu)造特征，講明浙西北地區(qū)城市創(chuàng)新能力基本大于浙西南地區(qū)，全省創(chuàng)新產(chǎn)出整體呈現(xiàn)出西南到東北的跨市梯度增高態(tài)勢；③從地區(qū)局部來看，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間集聚現(xiàn)象較為突出，全省不僅表現(xiàn)出高高集聚特征，亦表現(xiàn)出低低集聚現(xiàn)象，除此之外，例如杭州創(chuàng)新產(chǎn)出雖高，但其周圍鄰接城市創(chuàng)新產(chǎn)出相對較低，創(chuàng)新產(chǎn)出局部極化效應明顯?！緢D1】三、實證研究設計〔一〕指標選取與數(shù)據(jù)來源考慮到數(shù)據(jù)可獲得性，與王鵬、張建波〔2020〕以及何鍵盤芳等〔2020〕研究一致，本文選取大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值作為創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標。大中型工業(yè)企業(yè)作為創(chuàng)新活動的重要主體，擔負著通過創(chuàng)新投入加強企業(yè)競爭力，進而提高產(chǎn)業(yè)與地區(qū)整體競爭力的現(xiàn)實重任。除此之外，為了客觀分析創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素對其空間效應，在借鑒已有研究成果基礎上，分別選取創(chuàng)新投入、創(chuàng)新環(huán)境與產(chǎn)業(yè)升級作為創(chuàng)新產(chǎn)出的基本影響因素。華而不實，創(chuàng)新投入分別用RD經(jīng)費投入〔RDF〕與RD活動人員〔REP〕度量；創(chuàng)新環(huán)境分別用教育經(jīng)費支出〔EF〕與經(jīng)濟發(fā)展水平〔P〕度量；產(chǎn)業(yè)升級分別用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重〔SI〕和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重〔TI〕度量。鑒于樣本數(shù)據(jù)的可獲得性和一致性，本文所選基本平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)造為：浙江省11個地市2003-2018年的最新創(chuàng)新產(chǎn)出相關(guān)研究數(shù)據(jù)。華而不實，創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)來源于2004-2020年(浙江科技統(tǒng)計年鑒〕；創(chuàng)新環(huán)境與產(chǎn)業(yè)升級數(shù)據(jù)來源于2004-2020年(浙江統(tǒng)計年鑒〕。〔二〕研究方式方法1.探尋求索性空間數(shù)據(jù)分析近年來，隨著GIS技術(shù)的發(fā)展，并加之經(jīng)濟變量之間空間聯(lián)絡程度的加強，探尋求索性空間數(shù)據(jù)分析〔ExploratorySpatialDataAnalysis，ESDA〕技術(shù)被逐步引入空間經(jīng)濟問題定量研究經(jīng)過中?？臻g經(jīng)濟學以為，一個地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的。幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依靠性或空間相關(guān)性特征，空間依靠的存在顛覆了經(jīng)典統(tǒng)計計量分析中互相獨立的基本假設。因而，眾多學者開場使用ESDA方式方法，通過對空間自相關(guān)的分析來揭示空間依靠性和異質(zhì)性，主要分為全局自相關(guān)與局域自相關(guān)兩類探尋求索性空間數(shù)據(jù)分析方式方法。空間相關(guān)性檢驗是空間計量經(jīng)濟分析的基本內(nèi)容。由于MoransI、LMerror、LMsar、Lrations、Walds等空間相關(guān)性檢驗都是針對單個截面回歸模型提出的〔Anselin，1988〕，不能直接用于面板數(shù)據(jù)模型。因而，本文采用分塊對角矩陣C=IT?WN，即增廣的空間權(quán)重矩陣，代替MoransI等統(tǒng)計量計算公式中的空間權(quán)重矩陣，進而把上述檢驗擴展到面板數(shù)據(jù)分析中〔何江和張馨之，2006〕。華而不實，最常用的是Moran所提出的MoransI檢驗〔Moran，1950〕，MoransI指數(shù)計算公式為：地區(qū)的觀測值，n為地區(qū)總數(shù)，Wij為二進制鄰接空間權(quán)重矩陣，采用鄰接標準或距離標準，其目的是定義空間對象的互相鄰接關(guān)系。采用簡單二分權(quán)重矩陣，遵循Rook相鄰規(guī)則，即兩個地區(qū)擁有共同邊界則視為鄰接〔LeSage和Pace，2018〕。一般鄰接標準為兩個地區(qū)相鄰取值為1，否則為0。MoransI指數(shù)可視為各省區(qū)觀測值的乘積和，其取值范圍為-1MoransI1，大于0表示各地區(qū)間為空間正相關(guān)，數(shù)值較大，正相關(guān)的程度越強；小于0表示空間負相關(guān)；等于0表示各地區(qū)之間無關(guān)聯(lián)。該權(quán)重矩陣定義如下：當區(qū)域i和區(qū)域j相鄰時，Wij=1；當區(qū)域i和區(qū)域j不相鄰時，Wij=0。2.空間面板計量模型根據(jù)空間計量經(jīng)濟學方式方法原理，創(chuàng)新要素影響創(chuàng)新產(chǎn)出空間計量分析思路如下：首先對創(chuàng)新產(chǎn)出空間相關(guān)性進行檢驗判定；假如存在空間自相關(guān)，則建立空間計量經(jīng)濟模型進行實證檢驗。根據(jù)模型設定對空間的具體表現(xiàn)出方式方法不同，空間計量經(jīng)濟模型主要分為兩種：空間滯后模型〔SpatialLagModel，SLM〕與空間誤差模型〔SpatialErrorModel，SEM〕?？臻g滯后模型主要研究各變量在一個地區(qū)能否存在溢出效應，模型表示出式為：Y=Wy+X+ε〔2〕華而不實，Y為被解釋變量；X為nk的外生解釋變量矩陣；為空間回歸系數(shù)，反映樣本觀測值中的空間依靠作用，表示清楚相鄰區(qū)域之間的影響程度；W為nn階空間權(quán)重矩陣；Wy為空間滯后被解釋變量；ε為隨機誤差項向量?？臻g誤差模型假設區(qū)域間的互相聯(lián)絡通過誤差項來具體表現(xiàn)出，即通過外生沖擊發(fā)生作用。當?shù)貐^(qū)之間的互相作用由于所處的相對地理空間不同而存在差異時，則采用這種模型。模型表示出式為：【3-4】華而不實，ε為隨機誤差項向量；為n1的截面被解釋變量向量的空間誤差系數(shù)；為正態(tài)分布的隨機誤差向量。參數(shù)衡量了樣本觀測值中的空間依靠作用，表示清楚一個區(qū)域變量變化對相鄰區(qū)域的溢出程度；可見，式〔3〕和式〔4〕組成的空間誤差模型其本質(zhì)就是在線性模型的誤差構(gòu)造中參加了一個區(qū)域間溢出因素。〔三〕實證結(jié)果分析1.全局空間自相關(guān)檢驗圖2顯示出根據(jù)式〔1〕所測算出的浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關(guān)MoransI值時變趨勢。2003-2018年創(chuàng)新產(chǎn)出MoransI指數(shù)均為正值，表示清楚浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出在空間分布上并非表現(xiàn)出完全隨機狀態(tài)，而是表現(xiàn)出某些省份類似值在空間上趨于集聚，表示清楚創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯的空間依靠性，正的空間相關(guān)性表示鄰接地區(qū)特征相類似的空間聯(lián)絡構(gòu)造，即具有較高創(chuàng)新產(chǎn)出的地市傾向互相鄰近，具有較低創(chuàng)新產(chǎn)出的地市趨于和其他較低創(chuàng)新產(chǎn)出的地市相鄰。除此之外，由于創(chuàng)新產(chǎn)出MoransI值呈上升趨勢，表示清楚上述創(chuàng)新產(chǎn)出在地市空間分布上表現(xiàn)出的集聚現(xiàn)象逐步加強。綜上，從整體上看，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出在全局上的空間相關(guān)性是客觀存在的，由此不能將其視為獨立的觀察值，亦即存在不同程度的空間集聚現(xiàn)象，運用空間計量經(jīng)濟模型對浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出進行研究較之傳統(tǒng)計量方式方法更為適宜?！緢D2】2.局域空間自相關(guān)檢驗MoransI指數(shù)統(tǒng)計量只能顯示某一變量存在空間集聚，但并不能展示相應空間集聚特征，為此，可進行兩變量局域MoransI指數(shù)散點圖分析。詳細而言，MoransI指數(shù)講明區(qū)域經(jīng)濟活動全局相關(guān)性，而MoransI指數(shù)散點圖描繪局域空間相關(guān)性，進而講明變量的空間集聚特征，即觀測值與其周邊單元觀察值的相近或差異指示程度。MoransI指數(shù)散點圖以〔z,Wz〕為坐標點〔zi=xi-xˉ為空間滯后因子，W為空間權(quán)重矩陣〕，是對空間滯后因子〔z,Wz〕數(shù)據(jù)對的二維圖示，Wz表示對鄰近省份觀測值的空間加權(quán)平均。MoransI指數(shù)散點圖將變量分為四種空間相關(guān)形式：第一象限表示高觀測值單元被高觀測值單元包圍〔HH〕；第二象限表示低觀測值單元被高觀測值單元包圍〔LH〕；第三象限表示低觀測值單元被低觀測值單元包圍〔LL〕；第四象限表示高觀測值單元被低觀測值單元包圍〔HL〕。第一、三象限表示正的空間自相關(guān)，第二、四象限表示負的空間自相關(guān)。本文選取2018年浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出MoransI散點圖進行局域空間自相關(guān)性分析。盡管創(chuàng)新產(chǎn)出MoransI指數(shù)能夠從整體區(qū)域上描繪敘述其空間自相關(guān)形式，但由于均值化了地區(qū)差異，不能詳細反映地市之間的空間依靠情況，所以，本文重點分析圖2所反映的浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出局域空間自相關(guān)性。圖3顯示，共有8個地市處于第一、三象限，占到全省的72.7%，這講明2018年浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出主要呈現(xiàn)出高高〔HH〕和低低〔LL〕空間聚集特征，同時也進一步證實了上文MoransI指數(shù)所表示清楚的創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)全局正的空間自相關(guān)性存在的初步判定。第一象限中，寧波、嘉興、湖州、紹興和舟山創(chuàng)新產(chǎn)出集聚水平較高，空間滯后值也高，講明此類地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性強、空間溢出效應明顯；金華、衢州和麗水處于第三象限，講明這些地市創(chuàng)新產(chǎn)出差異較小，表現(xiàn)出低值被低值包圍的低低集聚特征，即創(chuàng)新產(chǎn)出集聚與溢出水平均不高；杭州、溫州和臺州處于第四象限，該地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布呈現(xiàn)核心邊緣構(gòu)造，三個地市創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)區(qū)域極化效應，周圍地市創(chuàng)新產(chǎn)出水平相對較低，即高集聚地區(qū)被低集聚地區(qū)所包圍，該象限地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出空間溢出不明顯，反映出創(chuàng)新產(chǎn)出集聚在地理空間上的分異性?！緢D3】3.空間自相關(guān)性再檢驗為確保上述初步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文又在地理空間權(quán)重矩陣基礎上報告出了浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關(guān)性檢驗的LMerror、LMsar、Lrations、MoransI和Walds五種檢驗統(tǒng)計量結(jié)果。表1顯示，五種檢驗統(tǒng)計量為正，且均在1%水平上顯著拒絕原假設〔原假設為不存在顯著的空間自相關(guān)性〕，再次講明浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出存在正的空間自相關(guān)性，空間計量經(jīng)濟模型適用于本文的研究內(nèi)容?！颈?】四、實證結(jié)果分析空間自相關(guān)檢驗已經(jīng)定量地驗證出浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間自相關(guān)性或依靠性，接下來需要對空間面板計量模型進行回歸，以便客觀揭示浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素對其的空間影響關(guān)系及效應。由于式〔2〕和式〔3〕在引入空間權(quán)重矩陣后，出現(xiàn)了空間滯后被解釋變量與空間滯后誤差項，模型不再知足經(jīng)濟計量經(jīng)典假設條件，假如對空間面板模型仍然進行OLS估計，會導致前文中所提到的模型估計結(jié)果有偏或無效。對此，使用ML方式方法對所設空間面板計量模型進行參數(shù)估計?？臻g面板SLM模型和SEM模型估計通過Matlab軟件及其空間計量工具包實現(xiàn)。根據(jù)對空間效應和時間效應的不同控制，空間計量經(jīng)濟模型又可分為無固定效應模型、空間固定效應模型、時間固定效應模型和時空固定效應模型四種類型。實證分析結(jié)果見表2所列。首先對面板SLM模型與SEM模型進行選擇判定。在模型選擇問題上，當前較為認可的做法是先用OLS方式方法估計不考慮空間相關(guān)性的受約束模型，然后進行空間自相關(guān)性檢驗，假如LMsar〔或LMerror〕比LMerror〔或LMsar〕統(tǒng)計量更顯著，那么應中選擇SLM模型〔或SEM模型〕?！颈?】Anselin和Rey〔1991〕利用蒙特卡洛實證方式方法已證明，此種方式方法能夠作為判別空間計量經(jīng)濟模型的有效手段。因而，由表1所示拉格朗日乘子統(tǒng)計量能夠斷定，面板SLM模型比SEM更為適宜。再進一步通過比照擬合優(yōu)度與對數(shù)似然值發(fā)現(xiàn)，面板SLM時空固定模型最優(yōu)。因而，本文主要對空間面板SLM時空固定模型回歸結(jié)果進行分析。華而不實，空間自回歸系數(shù)為0.161，且在10%水平上顯著，講明浙江省地市間創(chuàng)新產(chǎn)出存在正的空間相關(guān)性，即創(chuàng)新產(chǎn)出在地市間存在正的空間溢出效應，表示清楚鄰近地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出增加1%，該地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出會正向增加0.161%。第二產(chǎn)業(yè)比重回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而第三產(chǎn)業(yè)比重回歸系數(shù)為正，但不顯著。因而，基本能夠講明產(chǎn)業(yè)升級對創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響?；镜慕忉屖牵阂环矫妫瑒?chuàng)新內(nèi)生于產(chǎn)業(yè)升級經(jīng)過，產(chǎn)業(yè)升級促進分工深化，由此導致的需求規(guī)模擴張帶動新產(chǎn)品與服務不斷涌現(xiàn)，進而使得創(chuàng)新產(chǎn)出與績效提升；另一方面，產(chǎn)業(yè)升級促進自主創(chuàng)新，主要表如今需求拉動效應與區(qū)域協(xié)同效應，需求擴張要求企業(yè)持續(xù)提高創(chuàng)新能力，進行產(chǎn)品創(chuàng)新，才可知足市場需求，而在地市為增長而競爭的目的導向下，競爭要求創(chuàng)新。第二產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)要顯著大于第三產(chǎn)業(yè)，由于無論是中國，還是浙江省，均處于工業(yè)化時期，而服務業(yè)發(fā)展較為滯后，現(xiàn)前階段工業(yè)企業(yè)還是主要創(chuàng)新主體。尤以浙江省為例，其主要以工業(yè)制造業(yè)為主導的民營經(jīng)濟作為主要經(jīng)濟發(fā)展特色，而第三產(chǎn)業(yè)仍主要以傳統(tǒng)生活消費性服務業(yè)為主，產(chǎn)業(yè)構(gòu)造配置的扭曲使得第三產(chǎn)業(yè)比重回歸系數(shù)偏小且不顯著。經(jīng)濟發(fā)展水平回歸系數(shù)為負且不顯著。一般以為，經(jīng)濟發(fā)展水平應與創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，主要是由于經(jīng)濟發(fā)展水平越高，可為創(chuàng)新產(chǎn)出提供物質(zhì)資本與人力資本支持，地區(qū)創(chuàng)新能力得以提升。然后，本文以為經(jīng)濟發(fā)展水平對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有復雜的影響機制，本質(zhì)上是一種動態(tài)的調(diào)整經(jīng)過，期間不僅關(guān)系到工業(yè)企業(yè)本身的創(chuàng)新能力高低，還牽涉到經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域差異所對整體創(chuàng)新效率產(chǎn)生的負面影響。例如，一種流行的觀點以為，浙江省產(chǎn)業(yè)構(gòu)造被鎖定在低層次、低技術(shù)水平上，此種產(chǎn)業(yè)構(gòu)造形式演進的途徑依靠使得經(jīng)濟發(fā)展水平與創(chuàng)新效率構(gòu)成負循環(huán)作用。但是，隨著市場化進程的深切進入推進以及產(chǎn)業(yè)構(gòu)造的不斷合理化與高級化，再加之創(chuàng)新產(chǎn)出本身即具有一定滯后性，多以經(jīng)濟發(fā)展水平對創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響需要一段滯后辨別經(jīng)過。教育經(jīng)費支出回歸系數(shù)為負且不顯著，這與岳鵠、張宗益〔2008〕以及方遠平、謝蔓的研究一致。教育經(jīng)費支出具有明顯的等級層次性，中小學教育由于其初級性，其投入短時間無法構(gòu)成有效的創(chuàng)新氣力。大學教育投入盡管是創(chuàng)新主導因素，但在現(xiàn)有的教育管理體制下，當前高?？蒲腥藛T注重理論研究，科研成果缺乏市場產(chǎn)業(yè)化導向，短時期難以構(gòu)成技術(shù)資源有效集成。除此之外，大學教育對創(chuàng)新技能知識的學習只要在職場環(huán)境中積累一段時間才能反映出其教育投入與創(chuàng)新產(chǎn)出效能。創(chuàng)新投入對創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著的正向影響，并且在1%水平上顯著。華而不實，RD經(jīng)費投入產(chǎn)出彈性為0.226，RD活動人員產(chǎn)出彈性為0.026，講明RD經(jīng)費投入和RD活動人員每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出分別相應增加0.226%和0.026%，RD經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應要顯著大于RD活動人員，意味著浙江省當前創(chuàng)新產(chǎn)出還是以資本密集型投入要素為主要驅(qū)動氣力。一般來講，創(chuàng)新要素投入規(guī)模越大，講明該地區(qū)創(chuàng)新強度越大，創(chuàng)新活動越活潑踴躍，創(chuàng)新潛在產(chǎn)出越大。RD活動人員產(chǎn)出彈性較小，主要是由于RD活動人員研發(fā)能力需要進一步提升，人力資本質(zhì)量建設在提高創(chuàng)新產(chǎn)出中存在較大的潛力空間。五、結(jié)論與建議本文在對浙江省2003-2018年創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征進行定量分析基礎上，借助探尋求索性空間數(shù)據(jù)分析方式方法，分別對浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出全局空間自相關(guān)與局域空間自相關(guān)進行實證檢驗，進而通過構(gòu)建空間面板經(jīng)濟計量模型，對浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素的空間效應進行了實證分析。其基本結(jié)論如下：第一，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征大致呈現(xiàn)出浙東北高浙西南低的空間梯度構(gòu)造，創(chuàng)新產(chǎn)出在地市間空間集聚現(xiàn)象比擬明顯，浙東北地市創(chuàng)新活動強度要大于浙西南地區(qū)。除此之外，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出能力在考察期內(nèi)呈現(xiàn)逐步加強態(tài)勢。這意味著浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有表現(xiàn)出空間趨同現(xiàn)象，而表現(xiàn)出一定程度的空間途徑依靠特征。第二，全局空間自相關(guān)性檢驗顯示，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關(guān)MoransI值逐步上升，講明浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布表現(xiàn)出地市鄰近之間正的空間相關(guān)性或依靠性，同時高高與低低空間集聚現(xiàn)象不斷強化。局域空間自相關(guān)性檢驗顯示，大多地市處于第一、三象限，講明高〔低〕創(chuàng)新產(chǎn)出地市與高〔低〕創(chuàng)新產(chǎn)出地市相鄰接，并且在樣本期間內(nèi)，此種創(chuàng)新產(chǎn)出空間構(gòu)造較為穩(wěn)定。第三，空間面板計量回歸結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)比重對創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著正向影響，第三產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟發(fā)展水平與教育經(jīng)費支出對創(chuàng)新產(chǎn)出影響不顯著。創(chuàng)新投入回歸系數(shù)高度正向顯著，華而不實，RD經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的產(chǎn)出彈性要明顯大于RD活動人員。創(chuàng)新環(huán)境作為創(chuàng)新產(chǎn)出的非直接影響因素，其對創(chuàng)新產(chǎn)出影響所具有的復雜作用機制和不確定性使得創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響當期未被辨別。根據(jù)以上研究結(jié)論，本文政策建議主要包括：第一，在局域空間自相關(guān)檢驗中，處于第一象限〔HH型〕的地市不僅擁有較高的創(chuàng)新產(chǎn)出，而且創(chuàng)新產(chǎn)出之間空間關(guān)聯(lián)性強，空間溢出效應