浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間相關性及其影響因素研究

方 成，趙 磊，楊宏浩

（1.浙江財經(jīng)大學 數(shù)學與統(tǒng)計學院，浙江 杭州 310018；2.浙江工業(yè)大學 a.經(jīng)貿(mào)管理學院；b.城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)休閑研究中心，浙江 杭州 310023；3.中國旅游研究院，北京 100005）

一、引 言

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，而科技進步與技術變遷則是其獲取全要素生產(chǎn)率提高的關鍵途徑，而在新古典增長理論框架中，技術因素僅視為經(jīng)濟增長過程中的一種外生假定。自熊彼特首次從經(jīng)濟學角度引入創(chuàng)新理論之后，以創(chuàng)新為主題的學術探討爭鳴不斷。從微觀上講，創(chuàng)新可以增加企業(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)濟結構，構建持續(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）[1]。內(nèi)生經(jīng)濟增長理論認為，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)出都會因為知識的生產(chǎn)而獲益，其中，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)集聚理論認為，由知識溢出外部性而形成的創(chuàng)新產(chǎn)出具有典型的地理集聚特征（Audretsh和Feld?man，1996）[2]，地理集中與創(chuàng)新產(chǎn)出之間互為作用關系（Helsley和Strange，2002）[3]，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)出具有正向關系（Duranton和Puga，2004）[4]；另一方面，基于創(chuàng)新目的的地理集中通過外在性的正反饋效應會使得創(chuàng)新優(yōu)勢更加明顯（梁琦，2006）[5]。期間，傳遞的一個重要信息是，由于知識黏性以及創(chuàng)新集中正反饋機制作用，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）[6]，即所謂的局域知識溢出導致了創(chuàng)新的空間依賴性與創(chuàng)新活動的空間集聚，最終表現(xiàn)為創(chuàng)新產(chǎn)出的空間相關性。

一個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出并非空間孤立，而是會受到鄰近地區(qū)創(chuàng)新活動的相應作用，從而為創(chuàng)新產(chǎn)出在地理空間上表現(xiàn)出空間依賴的分布特征提供了前提條件。創(chuàng)新產(chǎn)出所呈現(xiàn)的基本空間結構形態(tài)是由于創(chuàng)新中心的路徑依賴與區(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)非均衡狀態(tài)，并形成地理空間內(nèi)分布上的非對稱性。尤其是，在我國增強自主創(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)出的空間結構特征，既能保證區(qū)域發(fā)展與建設國家創(chuàng)新體系目標導向相一致，亦可為地區(qū)保持長期競爭力提供戰(zhàn)略思考。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。Lundavall（1992）認為國家創(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)、擴散和使用上互相作用的要素和關系構成的[7]。Patel和Pavitt對（1994）國家創(chuàng)新系統(tǒng)的理論研究做出了貢獻，將國家創(chuàng)新系統(tǒng)定義為決定一個國家內(nèi)技術學習的方向和速度的國家制度、機理結構和競爭力[8]。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）[9]。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)新相關的主體、非主體要素和協(xié)調(diào)各要素直接關系的制度和政策，在創(chuàng)新過程中相互依存與作用而形成的社會經(jīng)濟系統(tǒng)[10]。二是創(chuàng)新產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的影響。Nelson和Phelps（1966）認為技術擴散可以通過創(chuàng)新要素的空間集聚機制促進經(jīng)濟增長[11]。Griliches（1979）通過構建知識生產(chǎn)函數(shù)模型發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新活動可以有效提高企業(yè)投資回報率，可良性提高企業(yè)經(jīng)濟效益[12]。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，實質(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[13]。萬勇（2011）在測度中國創(chuàng)新構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[14]。Guerrero和Sero（1997）研究了西班牙專利的省際空間結構特征[15]。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[16]。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)[17]。李志剛等（2006）[18]、張玉明和李凱（2007）[19]以及李國平和王春楊（2012）[20]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性進行了實證研究。四是創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素。Murovec和Pro?dan（2009）認為企業(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[21]。張玉明等（2009）運用空間計量經(jīng)濟模型，以高技術產(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性問題[22]。尤建新等（2011）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方法，經(jīng)驗考察了產(chǎn)業(yè)間R&D溢出對創(chuàng)新產(chǎn)出的動態(tài)影響效應[23]。方遠平、謝蔓（2012）在檢驗創(chuàng)新要素存在正向空間相關性基礎上，運用GWR方法，實證分析了創(chuàng)新要素對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響[24]。

既有文獻基于多種視角與方法為創(chuàng)新研究積累了豐富內(nèi)容，特別是為探析創(chuàng)新產(chǎn)出空間結構提供了有益借鑒。然而，涉及此內(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)出的空間結構分布特征，并對其進行描述性分析，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)出空間結構內(nèi)容的相關研究，主要停留在國家宏觀層面，而鮮有研究深入到某一區(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（2013）對廣東省區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出進行了探索性空間數(shù)據(jù)分析，但并未就其創(chuàng)新產(chǎn)出空間結構的形成原因與優(yōu)化舉措進行說明[25]。因此，對此內(nèi)容的研究，有助于在理解認知區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出空間結構動態(tài)變化的基礎上，使其保持與國家創(chuàng)新體系構建相耦合的目標演變路徑。③創(chuàng)新產(chǎn)出具有多種衡量指標，主要存在專利授權量與新產(chǎn)品產(chǎn)值兩種。諸多研究采用專利授權量度量創(chuàng)新產(chǎn)出程度，然而，此種方法存在一定缺陷（Griliches，1990；Acs等，2002）[26-27]，主要原因是因為單純的專利授權計數(shù)沒有考慮專利實際對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的影響程度。此外，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）[28]。鑒于此，本文深入到國家整體中的某一區(qū)域內(nèi)部，借助空間計量經(jīng)濟分析方法，實證考察浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的市際空間分布結構，并在對其創(chuàng)新產(chǎn)出進行空間相關性檢驗基礎上，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)出空間結構優(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，初步建立了社會主義市場經(jīng)濟體制，形成了區(qū)域經(jīng)濟內(nèi)生增長機制，浙江模式因此成為內(nèi)源式發(fā)展的新典范。浙江產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構演進呈現(xiàn)出從傳統(tǒng)勞動密集型向以現(xiàn)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，浙江模式發(fā)展方向是“創(chuàng)業(yè)富民、創(chuàng)新強省”戰(zhàn)略。因此，在此背景下，探究浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的空間結構形態(tài)，可以及時調(diào)整浙江省區(qū)域創(chuàng)新戰(zhàn)略目標，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2003-2011年間的樣本數(shù)據(jù)進行分析。為了便于直觀描述浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出的時空差異性，本文分別選取2003年、2007年和2011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，說明浙江省各地市創(chuàng)新能力逐年增強；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”的空間結構特征，說明浙西北地區(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。

圖1 三個時點大中型工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)值空間分布

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（2013）[29]以及何鍵盤芳等（2013）[25]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)新投入增強企業(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。此外，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。其中，創(chuàng)新投入分別用R&D經(jīng)費投入（RDF）與R&D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（PGDP）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)結構為：浙江省11個地市2003-2011年的最新創(chuàng)新產(chǎn)出相關研究數(shù)據(jù)。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)來源于2004-2012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2004-2012年《浙江統(tǒng)計年鑒》。

（二）研究方法

1.探索性空間數(shù)據(jù)分析

近年來，隨著GIS技術的發(fā)展，并加之經(jīng)濟變量之間空間聯(lián)系程度的加強，探索性空間數(shù)據(jù)分析（Exploratory Spa?tial Data Analysis，ESDA）技術被逐漸引入空間經(jīng)濟問題定量研究過程中。空間經(jīng)濟學認為，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的。幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間相關性特征，空間依賴的存在顛覆了經(jīng)典統(tǒng)計計量分析中相互獨立的基本假設。因此，諸多學者開始使用ESDA方法，通過對空間自相關的分析來揭示空間依賴性和異質(zhì)性，主要分為全局自相關與局域自相關兩類探索性空間數(shù)據(jù)分析方法。

空間相關性檢驗是空間計量經(jīng)濟分析的基本內(nèi)容。由于Moran’s I、LMerror、LMsar、Lrations、Walds等空間相關性檢驗都是針對單個截面回歸模型提出的（Anselin，1988）[30]，不能直接用于面板數(shù)據(jù)模型。因此，本文采用分塊對角矩陣C=IT?WN，即增廣的空間權重矩陣，代替Moran’s I等統(tǒng)計量計算公式中的空間權重矩陣，從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）[31]。其中，最常用的是Moran所提出的Moran’s I檢驗（Moran，1950）[32]，Moran’s I指數(shù)計算公式為：

其中，Yi表示第i個地區(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相互鄰接關系。采用簡單二分權重矩陣，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，2009）[33]。一般鄰接標準為兩個地區(qū)相鄰取值為1，否則為0。Moran’s I指數(shù)可視為各省區(qū)觀測值的乘積和，其取值范圍為-1≤Moran’s I≤1，大于0表示各地區(qū)間為空間正相關，數(shù)值較大，正相關的程度越強；小于0表示空間負相關；等于0表示各地區(qū)之間無關聯(lián)。該權重矩陣定義如下：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)出空間相關性進行檢驗判斷；如果存在空間自相關，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”的體現(xiàn)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（Spatial Lag Model，SLM）與空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）。

空間滯后模型主要研究各變量在一個地區(qū)是否存在溢出效應，模型表達式為：

其中，Y為被解釋變量；X為n×k的外生解釋變量矩陣；ρ為空間回歸系數(shù)，反映樣本觀測值中的空間依賴作用，表明相鄰區(qū)域之間的影響程度；W為n×n階空間權重矩陣；Wy為空間滯后被解釋變量；ε為隨機誤差項向量。

空間誤差模型假設區(qū)域間的相互聯(lián)系通過誤差項來體現(xiàn)，即通過外生沖擊發(fā)生作用。當?shù)貐^(qū)之間的相互作用因為所處的相對地理空間不同而存在差異時，則采用這種模型。模型表達式為：

其中，ε為隨機誤差項向量；λ為n×1的截面被解釋變量向量的空間誤差系數(shù)；μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。參數(shù)λ衡量了樣本觀測值中的空間依賴作用，表明一個區(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結構中加入了一個區(qū)域間溢出因素。

（三）實證結果分析

1.全局空間自相關檢驗

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Moran’s I值時變趨勢。2003-2011年創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I指數(shù)均為正值，表明浙江省創(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)出某些省份相似值在空間上趨于集聚，表明創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯的空間依賴性，正的空間相關性表示鄰接地區(qū)特征相類似的空間聯(lián)系結構，即具有較高創(chuàng)新產(chǎn)出的地市傾向相互臨近，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。此外，由于創(chuàng)新產(chǎn)出Mo?ran’s I值呈上升趨勢，表明上述創(chuàng)新產(chǎn)出在地市空間分布上表現(xiàn)出的集聚現(xiàn)象逐漸增強。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)計量方法更為適宜。

圖2 2003-2011年浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I值變化趨勢

2.局域空間自相關檢驗

Moran’s I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Moran’s I指數(shù)散點圖分析。具體而言，Moran’s I指數(shù)說明區(qū)域經(jīng)濟活動全局相關性，而Moran’s I指數(shù)散點圖描繪局域空間相關性，從而說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。Mo?ran’s I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平均。Moran’s I指數(shù)散點圖將變量分為四種空間相關模式：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，第二、四象限表示負的空間自相關。

本文選取2011年浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I散點圖進行局域空間自相關性分析。盡管創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I指數(shù)可以從整體區(qū)域上描述其空間自相關模式，但由于均值化了地區(qū)差異，不能具體反映地市之間的空間依賴情況，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%，這說明2011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Moran’s I指數(shù)所表明的創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)全局正的空間自相關性存在的初步判斷。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，說明此類地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出關聯(lián)性強、空間溢出效應明顯；金華、衢州和麗水處于第三象限，說明這些地市創(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—邊緣結構，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。

圖3 2011年浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’sI值散點圖

3.空間自相關性再檢驗

為確保上述初步檢驗結果的穩(wěn)健性，本文又在地理空間權重矩陣基礎上報告出了浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關性檢驗的LMerror、LMsar、Lrations、Moran’s I和Walds五種檢驗統(tǒng)計量結果。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性），再次說明浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出存在正的空間自相關性，空間計量經(jīng)濟模型適用于本文的研究內(nèi)容。

表1 基于地理空間權重矩陣的空間自相關性再檢驗

四、實證結果分析

空間自相關檢驗已經(jīng)定量地驗證出浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間自相關性或依賴性，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系及效應。由于式（2）和式（3）在引入空間權重矩陣后，出現(xiàn)了空間滯后被解釋變量與空間滯后誤差項，模型不再滿足經(jīng)濟計量經(jīng)典假設條件，如果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果有偏或無效。對此，使用ML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。實證分析結果見表2所列。

表2 浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間面板計量回歸結果

首先對面板SLM模型與SEM模型進行選擇判斷。在模型選擇問題上，目前較為認可的做法是先用OLS方法估計不考

慮空間相關性的受約束模型，然后進行空間自相關性檢驗，如果LMsar（或LMerror）比LMerror（或LMsar）統(tǒng)計量更顯著，那么應當選擇SLM模型（或SEM模型）。Anselin和Rey（1991）利用蒙特卡洛實證方法已證明，此種方法可以作為判別空間計量經(jīng)濟模型的有效手段[34]。因此，由表1所示拉格朗日乘子統(tǒng)計量可以判定，面板SLM模型比SEM更為合適。再進一步通過對比擬合優(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)。因此，本文主要對空間面板SLM時空固定模型回歸結果進行分析。其中，空間自回歸系數(shù)ρ為0.161，且在10%水平上顯著，說明浙江省地市間創(chuàng)新產(chǎn)出存在正的空間相關性，即創(chuàng)新產(chǎn)出在地市間存在正的空間溢出效應，表明鄰近地區(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。因此，基本可以說明產(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)升級過程，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，主要表現(xiàn)在需求拉動效應與區(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，才可滿足市場需求，而在地市為增長而競爭的政府目標導向下，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)，因為無論是中國，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)階段工業(yè)企業(yè)仍是主要創(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)結構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。一般認為，經(jīng)濟發(fā)展水平應與創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關，主要是因為經(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，本文認為經(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，實質(zhì)上是一種動態(tài)的調(diào)整過程，期間不僅關系到工業(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，一種流行的觀點認為，浙江省產(chǎn)業(yè)結構被鎖定在低層次、低技術水平上，此種產(chǎn)業(yè)結構模式演進的路徑依賴使得經(jīng)濟發(fā)展水平與創(chuàng)新效率形成負循環(huán)作用。但是，隨著市場化進程的深入推進以及產(chǎn)業(yè)結構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識別過程。

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）[35]以及方遠平、謝蔓[24]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，其投入短時間無法形成有效的創(chuàng)新力量。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，目前高校科研人員注重理論研究，科研成果缺乏市場產(chǎn)業(yè)化導向，短時期難以形成技術資源有效集成。此外，大學教育對創(chuàng)新技能知識的學習只有在職場環(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。其中，R&D經(jīng)費投入產(chǎn)出彈性為0.226，R&D活動人員產(chǎn)出彈性為0.026，說明R&D經(jīng)費投入和R&D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%，R&D經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應要顯著大于R&D活動人員，意味著浙江省目前創(chuàng)新產(chǎn)出仍是以資本密集型投入要素為主要驅(qū)動力量。一般來說，創(chuàng)新要素投入規(guī)模越大，說明該地區(qū)創(chuàng)新強度越大，創(chuàng)新活動越活躍，創(chuàng)新潛在產(chǎn)出越大。R&D活動人員產(chǎn)出彈性較小，主要是因為R&D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、結論與建議

本文在對浙江省2003-2011年創(chuàng)新產(chǎn)出空間分布特征進行定量分析基礎上，借助探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，分別對浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出全局空間自相關與局域空間自相關進行實證檢驗，進而通過構建空間面板經(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結構，創(chuàng)新產(chǎn)出在地市間空間集聚現(xiàn)象比較明顯，浙東北地市創(chuàng)新活動強度要大于浙西南地區(qū)。此外，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出能力在考察期內(nèi)呈現(xiàn)逐漸增強態(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)出一定程度的空間路徑依賴特征。

第二，全局空間自相關性檢驗顯示，浙江省創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關Moran’s I值逐漸上升，說明浙江省創(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性或依賴性，同時高—高與低—低空間集聚現(xiàn)象不斷強化。局域空間自相關性檢驗顯示，大多地市處于第一、三象限，說明高（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)出空間結構較為穩(wěn)定。

第三，空間面板計量回歸結果顯示，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，其中，R&D經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的產(chǎn)出彈性要明顯大于R&D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)出的影響當期未被識別。

根據(jù)以上研究結論，本文政策建議主要包括：

第一，在局域空間自相關檢驗中，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)出之間空間關聯(lián)性強，空間溢出效應明顯。因此，該地區(qū)地市之間應加強創(chuàng)新活動合作，采取有效激勵措施積極推進創(chuàng)新要素市場化自由流動，增強創(chuàng)新過程的技術擴散效應。處于第三象限（LL型）的地市創(chuàng)新產(chǎn)出較低，所以要與創(chuàng)新產(chǎn)出發(fā)達地區(qū)建立跨區(qū)有效對接合作機制，在引進先進創(chuàng)新管理經(jīng)驗基礎上，還應提高自身創(chuàng)新吸收能力與自主創(chuàng)新研發(fā)能力，提高創(chuàng)新要素使用效率。處于第四象限（HL型）的地市創(chuàng)新產(chǎn)出空間結構呈現(xiàn)出明顯的孤立式極化效應，應該在其創(chuàng)新產(chǎn)出集聚過程中發(fā)揮對周邊地區(qū)的輻射作用，構建創(chuàng)新產(chǎn)出高—低區(qū)際幫扶機制，強化創(chuàng)新產(chǎn)出空間涓滴效應。

第二，進一步強化和挖掘第二產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力和潛力，在政府宏觀調(diào)控與市場機制調(diào)節(jié)雙重作用下，在浙江省第二產(chǎn)業(yè)中占主導的傳統(tǒng)制造業(yè)應向發(fā)展先進制造業(yè)轉(zhuǎn)變，積極運用高新技術和先進適用技術改造提升傳統(tǒng)制造行業(yè)，依法淘汰落后生產(chǎn)能力，建立現(xiàn)代制造業(yè)集群生產(chǎn)模式。其中，在增強第二產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力的同時，促進高新技術產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)優(yōu)勢制造業(yè)協(xié)同優(yōu)化發(fā)展。長遠來看，發(fā)展經(jīng)濟學認為，第三產(chǎn)業(yè)中的生產(chǎn)性服務業(yè)將在未來創(chuàng)新產(chǎn)出中扮演相比工業(yè)企業(yè)更為重要的角色。因此，浙江省應大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)特別是生產(chǎn)性服務業(yè)，將發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)作為浙江省培育新的經(jīng)濟增長點和進行產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的重點，從而在整體產(chǎn)業(yè)升級中帶動自主創(chuàng)新能力提升。

第三，本文并未發(fā)現(xiàn)浙江省創(chuàng)新環(huán)境對其創(chuàng)新產(chǎn)出的直接有效影響，一個很重要的原因可能是由于政府在創(chuàng)新活動過程中的角色定位問題。一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平在對創(chuàng)新產(chǎn)出影響過程中需要政府、企業(yè)、學校與研發(fā)機構之間各司其職、協(xié)調(diào)配合，另一方面，學校教育作為重要的創(chuàng)新要素與主體，還應強化在校學生的創(chuàng)新能力培養(yǎng)。一種有效發(fā)揮創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新產(chǎn)出積極作用的途徑是建立“官產(chǎn)學研”合作機制。政府除了繼續(xù)支持基礎性教育工作之外，為促進創(chuàng)新活動的健康發(fā)展，還應繼續(xù)完善市場經(jīng)濟體制，為技術創(chuàng)新提供保障性制度安排，實質(zhì)上是引導創(chuàng)新要素合理流動與優(yōu)化配置，進而提高創(chuàng)新要素的產(chǎn)出效率。

第四，加強科研經(jīng)費投入與科技人才培養(yǎng)，并且要保持區(qū)際之間創(chuàng)新要素投入規(guī)模的均衡。特別是各地市要完善科技人才激勵制度，激發(fā)科技人才資助創(chuàng)新積極性，強化科技人才專利保護意識，完善知識產(chǎn)權保護制度，鼓勵工業(yè)企業(yè)自主研發(fā)，大力提高工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力。借助浙江省實施“兩創(chuàng)”總戰(zhàn)略，依靠工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新推動浙江省經(jīng)濟增長實現(xiàn)由要素和投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。

第五，各地市在提高自身創(chuàng)新產(chǎn)出的同時，還應充分利用對外開放、吸引外資、區(qū)位優(yōu)勢、知識溢出、產(chǎn)業(yè)集聚和空間依賴等地理條件，加強區(qū)域創(chuàng)新活動交流合作，擴大創(chuàng)新溢出空間輻射范圍，建立多方位全面創(chuàng)新合作機制。

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