中國省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異演變和解釋

于 偉，張 鵬

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.濟(jì)南大學(xué)管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250002)

中國省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異演變和解釋

于 偉1，張 鵬2

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.濟(jì)南大學(xué)管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250002)

基于2002—2012年數(shù)據(jù)研究表明，我國省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距以2004年為界出現(xiàn)“先擴(kuò)大后減小”的趨勢(shì)。三地帶和八地區(qū)分解均表明，地帶(區(qū))間差距是全域內(nèi)部差距的主要來源。在影響因素中，反映區(qū)域資源稟賦和歷史條件的地區(qū)固有因素的影響最為顯著，相對(duì)貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)微弱增長態(tài)勢(shì)，其次為經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和開放度?？疾炷甓葍?nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和工業(yè)化水平的相對(duì)貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)，市場(chǎng)化程度和創(chuàng)新能力的影響相對(duì)上升，開放度的相對(duì)貢獻(xiàn)率變化較為平緩。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；空間結(jié)構(gòu)；shapley值分解

1 引言

中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間差異的相關(guān)問題一直是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)領(lǐng)域之一，相關(guān)研究普遍證實(shí)了中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分布具有的空間不均衡特性[1-7]，但仍有部分問題需要回答：中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間不均衡程度近年來有什么表現(xiàn)？各地帶(區(qū))內(nèi)部和地帶(區(qū))間對(duì)全域不均衡有何種程度的影響？哪些因素引致了不均衡？這些因素對(duì)不均衡的貢獻(xiàn)率存在何種變化趨勢(shì)？本研究嘗試以2002—2012年面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，利用Theil指數(shù)分解和基于回歸的shapley值分解方法對(duì)此做出回答，以期為促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

2 數(shù)據(jù)說明和研究方法介紹

2.1 數(shù)據(jù)說明

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的最直接表現(xiàn)，本研究以區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)值衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。由于我國各地區(qū)人口基數(shù)存在巨大差異，因此本研究基于常住人口數(shù)據(jù)取人均高新技術(shù)產(chǎn)值作為衡量指標(biāo)以確保區(qū)域間的可比性。人口和高新技術(shù)產(chǎn)值數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，個(gè)別缺失值通過插值法補(bǔ)齊。

2.2 Theil指數(shù)及其分解

高新技術(shù)產(chǎn)值的Theil指數(shù)計(jì)算公式為：

(1)

其中，xi代表第i地理區(qū)域的人均高新技術(shù)產(chǎn)值，k為所研究的地理區(qū)域個(gè)數(shù)，u為所有地理單元人均高新技術(shù)產(chǎn)值的加權(quán)平均值，pi為第i區(qū)域人口占全國總?cè)丝诘谋戎?。通過將觀測(cè)值以某種標(biāo)準(zhǔn)分組，Theil指數(shù)能夠測(cè)算出各組內(nèi)部和各組之間的差距，并得到它們對(duì)總體差距的影響。由于我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展“階梯”和“板塊”特征明顯，本研究沿用常見做法按照國家統(tǒng)計(jì)局口徑將全部省域分為三大地帶和八大地區(qū)。Theil指數(shù)分解公式如式(2)所示。其中，式(2)右邊復(fù)合項(xiàng)中第一項(xiàng)為組內(nèi)差距，第二項(xiàng)為組間差距。Wg表示第g個(gè)區(qū)域GDP占全域比重，T(xg)表示第g組的組內(nèi)差距，T(μ1e1,…)表示組間差距，WgT(xg)/T表示第g組對(duì)全域Theil指數(shù)貢獻(xiàn)度。

(2)

2.3 基于回歸的shapley值分解

本研究使用基于回歸的shapley值分解揭示影響因素對(duì)全域內(nèi)部高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的動(dòng)態(tài)貢獻(xiàn)率。基于回歸的shapley值分解框架由Shorrocks在合作博弈理論基礎(chǔ)上提出[8]，認(rèn)為Theil指數(shù)等可以表示為其影響變量的線性組合，使得shapley值分解成為解決一般分解問題的有效方法。鑒于此部分計(jì)算量巨大，我們通過Java程序進(jìn)行計(jì)算。

3 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間差異及演變：特征事實(shí)和空間結(jié)構(gòu)分解

3.1 空間差異及演變

2002—2012年各地帶(區(qū))人均高新技術(shù)產(chǎn)值均呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢(shì)。東中西各地帶年均增長率分別為18.86%、28.82%和22.98%。中西部年均增幅超過東部，這與國家政策支持和中西部承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有關(guān)。在考察年度內(nèi)全域范圍內(nèi)仍存在“東高西低”的基本格局。針對(duì)八大地區(qū)的計(jì)算結(jié)果表明，東部沿海(滬、蘇、浙)和南部沿海(粵、閩、瓊)為人均高新技術(shù)產(chǎn)值最高區(qū)域，北部沿海和東北地區(qū)次之，大西北地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為滯后，長江中游和西南地區(qū)在考察年度內(nèi)環(huán)比增幅最大。

3.2 基于空間結(jié)構(gòu)視角的空間差異演變和解釋

表1報(bào)告了2002—2012年間中國人均高新技術(shù)產(chǎn)值Theil指數(shù)及按東、中、西地帶分解結(jié)果?？疾炷甓葍?nèi)以2004年為界中國全域人均高新技術(shù)產(chǎn)值Theil指數(shù)出現(xiàn)“先增后減”趨勢(shì)，拐點(diǎn)發(fā)生在2004年，期末2012年較期初2002年全域范圍內(nèi)人高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間均衡性有所增強(qiáng)，這源自“西部大開發(fā)”和“中部崛起”政策機(jī)遇帶動(dòng)的中西部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)整體優(yōu)化；東部地帶內(nèi)部差異和各地帶之間差異也呈現(xiàn)“先增后減”的總體趨勢(shì)，拐點(diǎn)均出現(xiàn)在2004年；中部地區(qū)內(nèi)部差異表現(xiàn)為有波動(dòng)的減少；西部地區(qū)內(nèi)部差異則以2005年為界出現(xiàn)“先減后增”的狀態(tài)。各地帶間差距最為顯著，且是全域范圍差距的最主要來源，對(duì)全域不均衡貢獻(xiàn)率的年度均值達(dá)到64.96%，中國現(xiàn)階段高新技術(shù)產(chǎn)值分布仍呈現(xiàn)明顯的“階梯”差距。三地帶內(nèi)部比較顯示，東部地帶內(nèi)部差異較大，對(duì)全域不均衡貢獻(xiàn)率的年度均值為25.98%，其次為西部地帶，貢獻(xiàn)率均值為6.64%，中部地帶內(nèi)部相對(duì)較為均衡，對(duì)全域不均衡貢獻(xiàn)率的年度均值僅為2.42%。東部地帶內(nèi)部較大的差異則與上海市的極化地位有關(guān)。

注：分組泰爾指數(shù)中，上為指數(shù)值，下為對(duì)全域Theil指數(shù)貢獻(xiàn)率，表3與此同。

表2 中國人均高新技術(shù)產(chǎn)值Theil指數(shù)八地區(qū)分解

注：未列出年度數(shù)據(jù)備索。

表2針對(duì)八地區(qū)的研究則顯示各地區(qū)內(nèi)部差異表現(xiàn)出不同變化方向。北部沿海地區(qū)(京津魯冀)內(nèi)部差距較大但存在快速縮減趨勢(shì)，地區(qū)Theil指數(shù)從2002年的0.857下降為2012年的0.316，北京在這一區(qū)域內(nèi)的極化地位有所弱化。東部沿海、黃河中游和長江中游地區(qū)內(nèi)部Theil指數(shù)也呈現(xiàn)有波動(dòng)的減小趨勢(shì)。東北地區(qū)和西南地區(qū)內(nèi)部Theil指數(shù)有所增加，地區(qū)內(nèi)部高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距呈明顯增長趨勢(shì)，這與黑龍江省和重慶市在相應(yīng)地區(qū)內(nèi)的表現(xiàn)有關(guān)?？疾炷甓葍?nèi)黑龍江省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值在東北地區(qū)占比不斷弱化，重慶市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值在西南地區(qū)占比則顯著上升。八地區(qū)間的差距是全域內(nèi)部差距的主要來源，在考察年度內(nèi)對(duì)全域不均衡貢獻(xiàn)率的均值達(dá)到71.59%，這與東部沿海和南部沿海的優(yōu)勢(shì)地位有關(guān)。以2011年為例，全國人均高新技術(shù)產(chǎn)值為0.660萬元，而東部沿海和南部沿海兩區(qū)域人均高新技術(shù)產(chǎn)值分別為1.924萬元和1.771萬元，板塊突出特征明顯。北部沿海地區(qū)內(nèi)部差距的年均貢獻(xiàn)率為14.18%，其余地區(qū)內(nèi)部差距對(duì)總體差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率較小。

4 基于影響因素視角的中國省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)差距演變的解釋

4.1 影響因素分析和回歸方程建立

區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是多要素綜合驅(qū)動(dòng)的結(jié)果，包括地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、知識(shí)基礎(chǔ)和政策支持等。但自然條件和部分政策內(nèi)容很難用長時(shí)間序列的面板數(shù)據(jù)加以量化。因而在結(jié)合先前學(xué)者的研究[1,4,9,10]和平行數(shù)據(jù)的可得性基礎(chǔ)上，本研究選取區(qū)域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、工業(yè)化水平、市場(chǎng)化程度、創(chuàng)新能力和開放度等作為區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，構(gòu)建如式(3)所示的以人均高新技術(shù)產(chǎn)值(PHT)為因變量的半對(duì)數(shù)面板數(shù)據(jù)模型。這些因素對(duì)區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響既無法相互替代，也不存在明顯的對(duì)抗性。之所以選取半對(duì)數(shù)模型，一是因?yàn)槿司咝录夹g(shù)產(chǎn)值水平取對(duì)數(shù)后較之前更趨近正態(tài)分布，二是半對(duì)數(shù)模型可通過將常數(shù)項(xiàng)的適當(dāng)轉(zhuǎn)化回避常數(shù)項(xiàng)對(duì)因變量是否有貢獻(xiàn)的爭議。

在影響因素中，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(ECO)通過人均GDP衡量。從全域看，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展“東強(qiáng)西弱”空間布局與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平基本一致。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和資源集約利用等方式推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)，較高的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也能夠?yàn)楦咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供必要的創(chuàng)新資源支持和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展空間。工業(yè)基礎(chǔ)(IND)通過工業(yè)增加值占GDP比重衡量。區(qū)域較好的工業(yè)基礎(chǔ)能夠?yàn)楦咝录夹g(shù)發(fā)展提供集聚資源支持；同時(shí)工業(yè)化還能夠帶動(dòng)城鎮(zhèn)化和城市化，提升全社會(huì)資源的利用效率，從而為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供支持環(huán)境。由于個(gè)體和私營企業(yè)相對(duì)更能夠體現(xiàn)出市場(chǎng)化經(jīng)營導(dǎo)向，本研究以區(qū)域個(gè)體和私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占常住人口總數(shù)刻畫區(qū)域市場(chǎng)化程度(MAR)，該指標(biāo)也能夠反映出區(qū)域的營商環(huán)境。市場(chǎng)化程度較高的區(qū)域往往具有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，對(duì)完善區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)具有重大價(jià)值。創(chuàng)新能力(INN)通過萬人均專利授權(quán)數(shù)加以衡量。創(chuàng)新成果的產(chǎn)業(yè)化是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本來源。創(chuàng)新能力和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)形成互促疊加效應(yīng)：一方面創(chuàng)新能力的提升有助于推動(dòng)區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；另一方面，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也為區(qū)域創(chuàng)新涌現(xiàn)提供著重要平臺(tái)。開放度(OPE)通過人均FDI(按年度平均匯率換算)衡量，開放程度高的區(qū)域能夠在更大的空間內(nèi)獲取和整合資源，并提供更多的創(chuàng)新發(fā)展機(jī)會(huì)，從而推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

上述影響因素中的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均轉(zhuǎn)換成2002年不變價(jià)格。各因素對(duì)區(qū)域人均高新技術(shù)產(chǎn)值的預(yù)期影響均為正。本部分統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和省域統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

LnPHTit=c+δ1LnECOit+δ2LnINDit+δ3MARit+δ4LnINNit+δ5OPEit+di+εit

(3)

上式中自變量除市場(chǎng)化程度和開放度為相對(duì)指標(biāo)外，其余均為絕對(duì)指標(biāo)。i和t分別表示不同省域和年份，i=1，2…，31，t=2002…，2012。δ指代不同影響因素的影響系數(shù)。di表示反映區(qū)域個(gè)體特征的截面虛擬變量，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇建立固定效應(yīng)模型，為避免傳統(tǒng)OLS可能導(dǎo)致的結(jié)果失真，本文采用截面加權(quán)的GLS估計(jì)方法，最終計(jì)算結(jié)果如表3所示。

表3 回歸方程計(jì)算結(jié)果

回歸結(jié)果中F值為1098.375(p=0.000)，調(diào)整后的R2為0.991，這說明模型具有較好的解釋力，對(duì)影響人均高新技術(shù)產(chǎn)值的因素具有較好的涵蓋能力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(T=10.021)和工業(yè)基礎(chǔ)(T=8.545)是推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的最主要因素，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和地區(qū)工業(yè)實(shí)力的增加會(huì)有力推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。區(qū)域市場(chǎng)化程度、創(chuàng)新水平和開放度對(duì)人均高新技術(shù)產(chǎn)值的影響也通過5%顯著水平檢驗(yàn)，隨著區(qū)域營商環(huán)境、創(chuàng)新能力和開放水平的提升，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)也將獲得較大發(fā)展。

4.2 shapley值分解結(jié)果及分析

在進(jìn)行分解之前需要考察式(3)中選取的自變量組合對(duì)人均高新技術(shù)產(chǎn)值不均衡的解釋程度，顯然能夠被自變量解釋的比重越高越好。萬廣華等提出了一種評(píng)價(jià)回歸方程對(duì)不平等現(xiàn)象解釋力的方法，基本原理是測(cè)算自變量和殘差對(duì)不均衡指數(shù)的解釋比[11]。其中殘差體現(xiàn)的是式(3)自變量以外的其他因素的影響。殘差絕對(duì)值與總體不均衡指數(shù)的比值即是沒有被式(3)自變量所解釋的那部分差距，換言之，1減去該值就是能夠被自變量解釋的部分。根據(jù)萬廣華等的方法計(jì)算可知，本研究選取的影響因素在考察年度內(nèi)最低也能夠解釋自變量71.87%的差異，均值為91.59%，可認(rèn)為對(duì)省域人均高新技術(shù)產(chǎn)值不均衡具有較強(qiáng)的解釋力。

使用基于回歸的shapley值分解要確定用于分解的回歸方程。在半對(duì)數(shù)模型中共同的截距項(xiàng)對(duì)因變量的省域間差異不會(huì)產(chǎn)生影響。固定效應(yīng)的截面虛擬變量可視為省域固有因素，該指標(biāo)代表回歸模型中未能反映出區(qū)域資源稟賦和歷史條件等方面的差異。因此在分解中利用回歸方程得到的各省市截面虛擬變量構(gòu)造了新變量di分析省域固有因素對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的影響，并將其影響系數(shù)設(shè)定為1。根據(jù)表3中的回歸分析結(jié)果，得出區(qū)域人均高新技術(shù)產(chǎn)值差異的決定方程，由于該方程為半對(duì)數(shù)方程，我們要分析的并非是因變量對(duì)數(shù)形式的差異，因此分解前對(duì)其進(jìn)行了還原，具體分解結(jié)果見表4。

表4 人均高新技術(shù)產(chǎn)值差異分解結(jié)果(Theil 指數(shù)) 單位：%

5 結(jié)論和討論

由于地區(qū)發(fā)展基礎(chǔ)和創(chuàng)新能力等的差異，中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展客觀上存在較大的空間不均衡性。基于2002—2012年數(shù)據(jù)研究表明，全域人均高新技術(shù)產(chǎn)值Theil指數(shù)仍處于高位區(qū)間，但以2004年為界出現(xiàn)“先增長后減小”的趨勢(shì)，三地帶分解表明，東部地帶和西部地帶內(nèi)部差距仍較為明顯。地帶間差距是全域內(nèi)部差距的主要來源。八地區(qū)分解則表明，京津魯冀組成的北部沿海地區(qū)內(nèi)部差距最大，居八地區(qū)之首，但在整個(gè)考察內(nèi)的相對(duì)均衡化趨勢(shì)顯著；其次為川渝滇黔組成的西南地區(qū)，該地區(qū)內(nèi)部差距在考察期內(nèi)還呈擴(kuò)大化趨勢(shì)。八地區(qū)間的差距是全域內(nèi)部差距的主要來源?；诨貧w的shapley值分解表明，區(qū)域固有因素、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、工業(yè)化水平、市場(chǎng)化程度、創(chuàng)新能力和開放度等均是引致省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展出現(xiàn)差距的因素。其中反映區(qū)域資源稟賦和歷史條件的地區(qū)固有因素影響最為顯著，相對(duì)貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)微弱增長態(tài)勢(shì)，其次為經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和開放度。考察年度內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和工業(yè)化水平的相對(duì)貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)，市場(chǎng)化程度和創(chuàng)新能力的影響相對(duì)上升，開放度的相對(duì)貢獻(xiàn)率變化較為平緩。

本研究能夠?yàn)榭s小高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距提供借啟示。盡管現(xiàn)階段各省域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異具有歷史依賴性，但能夠通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、提升創(chuàng)新能力和市場(chǎng)化程度等縮小差距。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后的中西部部分地區(qū)需要充分發(fā)揮“西部大開發(fā)”和“中部崛起”的政策優(yōu)勢(shì)，提升對(duì)外開放能力，積極承接來自東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，充實(shí)工業(yè)基礎(chǔ)并優(yōu)化自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；優(yōu)化創(chuàng)新體系建設(shè)，通過人才引入和硬件支持等鼓勵(lì)創(chuàng)新涌現(xiàn)；提升營商環(huán)境和發(fā)展活力，為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供環(huán)境支持等。

[1]Yao Y.Spatial Overlap of Regional Innovation Capability and High-tech Industry[J].International Journal of Technology Management,2004,(03):615-632.

[2]梁曉艷,李志剛,湯書昆,趙林捷.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間聚集現(xiàn)象研究——基于省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的空間計(jì)量分析[J].科學(xué)學(xué)研究,2007,(03):453-460.

[3]Wang C，Lin G.The Growth and Spatial Distribution of China’s ICT Industry:New Geography of Clustering and Innovation[J].Issues & Studies,2008,(02):145-192.

[4]潘雄鋒,劉鳳朝,楊玲.中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力的時(shí)空演化特征分析[J].科學(xué)學(xué)研究,2009,(01):52-58.

[5]王書華,王元.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間特征與政策思考[J].中國科技論壇,2012,(11):41-46.

[6]Zheng D，Kuroda T.The Impact of Economic Policy on Industrial Specialization and Regional Concentration of China’s High-tech Industries[J].The Annals of Regional Science,2013,(03):771-790.

[7]王慶喜,王巧娜,徐維祥.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)省際知識(shí)溢出:基于地理和技術(shù)鄰近的分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2013,(05):111-116+136.

[8]Shorrocks A.Decomposition Procedures for Distributional Analysis:a Unified Framework Based on the Shapley Value[M].Department of Economics,University of Essex.1999.

[9]王錚,毛可晶,劉筱,趙晶媛,謝書玲.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)形成的區(qū)位因子分析[J].地理學(xué)報(bào),2005,(04):567-576.

[10]魏守華,吳貴生.我國省區(qū)科技空間分布特征、成因及其政策含義[J].管理世界,2005,(04):20-27.

[11]萬廣華.陸銘.陳釗.全球化與地區(qū)收入差距：來自中國的證據(jù)[J].中國社會(huì)科學(xué),2000,(05):17-26.

(責(zé)任編輯 譚果林)

Evolution and Explanation of Provincial High-Tech Industry Inequality in China

Yu Wei1,Zhang Peng2

(School of Business Administration,Shandong University of Finance and Economics,Jinan 250014,China 2.School of Management,Jinan University,Jinan 250002,China)

Based on the data of 2002—2012,the paper shows that the gap of provincial high-tech industry development in China had the trend of “first increased and then decreased” with the inflection point in 2004.The gap among zones(areas)was the main source of global inequality.Regional natural factors were the most significant and its the relative contribution rate showed a weak growth.The relative contribution of economy foundation and industrialization rate also had downward trend.The relative contribution of marketization and the innovation ability raised.

High-tech industry;Spatial structure;Shapley value decomposition

教育部人文社科研究項(xiàng)目“我國城市化質(zhì)量空間差異的成因和優(yōu)化策略”(14YJCZH191)。

2014-07-15

于偉(1981-)，男，山東煙臺(tái)人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院副教授，博士；研究方向：創(chuàng)新管理。

F061.5;F276

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