高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間分布影響因素與區(qū)域差異*
——基于廣東省21個地級市的空間計(jì)量分析

張 鵬，王 娟

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510640）

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間分布影響因素與區(qū)域差異*
——基于廣東省21個地級市的空間計(jì)量分析

張 鵬，王 娟

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510640）

以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長擴(kuò)展的 C－D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，將空間自相關(guān)變量引入構(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的空間計(jì)量模型，以廣東省21個地級市2007－2011年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法 （ESDA）與空間滯后計(jì)量模型 （SLM）揭示廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素，利用空間誤差模型 （SEM）分析了廣東不同發(fā)展水平的區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異化特征。研究結(jié)果揭示不同發(fā)展層次的區(qū)域具有不同的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素與發(fā)展特征，為實(shí)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，也需要有不同的政策目標(biāo)與政策需求。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；空間分布；區(qū)域發(fā)展差異；空間計(jì)量

從全球范圍看，各國的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動均出現(xiàn)向少數(shù)大城市或大都市圈集聚的現(xiàn)象，如美國的硅谷、128公路以及英國的劍橋郡，印度的班加羅爾，日本的筑波，北京中關(guān)村等（魏江，2003；Harvey，2009）。［1－2］從國內(nèi)研究來看，有關(guān)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)位考察也基本集中在以北京為中心的環(huán)渤海地區(qū)、以上海為龍頭的長三角地區(qū)和以深圳廣州為中心的珠三角地區(qū)等經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為發(fā)達(dá)的東部沿海地區(qū) （羅勇和曹麗莉，2005；林善浪和張慧萍，2011；劉志彪和江靜，2009）。［3－5］這些地區(qū)所受到的關(guān)注程度明顯高于其他區(qū)域，這與我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布狀況也是吻合的。于是就提出了這樣的問題：既然現(xiàn)代化的信息傳輸網(wǎng)絡(luò)、高速運(yùn)輸條件已經(jīng)顛覆了傳統(tǒng)的生產(chǎn)組織方式，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)活動跨越地理空間的成本幾乎為零，那么為何本應(yīng)該出現(xiàn)擴(kuò)散趨勢的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)仍舊選擇落腳在要素成本相對昂貴的經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)東部沿海區(qū)域？高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展有無差異？現(xiàn)有的研究大多利用省級層面的數(shù)據(jù)分析了產(chǎn)業(yè)向東部沿海省份的集聚，但分析掩蓋了省內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)，并且研究大都只考慮到時間維度，而忽略了空間因素對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。圍繞這兩個問題，本文擬就高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間分布影響因素與區(qū)域差異利用空間計(jì)量模型展開分析討論，希望從中獲得指導(dǎo)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策啟示。

一、研究設(shè)定與空間計(jì)量模型構(gòu)建

（一）空間計(jì)量模型的選擇與構(gòu)建

使用傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析模型假定觀察樣本是在均勻同質(zhì)空間具有獨(dú)立同分布性質(zhì)，但社會經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際是企業(yè)及人們的行為、經(jīng)濟(jì)活動都是發(fā)生在既定時間及空間范圍內(nèi)，資本、勞動力以及技術(shù)創(chuàng)新等各類生產(chǎn)要素的流動也依然受其所處地域的限制，因此在對社會經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行研究的過程中不僅要考慮時間維度，也要考慮空間維度。并且由于經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析所使用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不僅存在時間上的關(guān)聯(lián)性，也會在空間上存在某種程度的關(guān)聯(lián)性，經(jīng)濟(jì)活動經(jīng)常會表現(xiàn)出與空間密切相關(guān)的特性或演變模式，因此經(jīng)典計(jì)量統(tǒng)計(jì)分析的樣本均質(zhì)性假定存在很大程度的局限性，使用普通最小二乘法（OLS）對擬定模型進(jìn)行回歸分析，得出的結(jié)論會與實(shí)際情況有所偏差。在這種情況下，本文構(gòu)建空間計(jì)量模型來對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間分布影響因素與區(qū)域差異進(jìn)行分析，以把握高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中存在的空間效應(yīng)以及空間溢出效應(yīng)。

根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)增長理論以及內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，影響產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的三大投入要素包括資本、勞動力以及技術(shù)進(jìn)步因子，其中資本及勞動力投入兩個要素對于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出具有直接的促進(jìn)作用，而技術(shù)進(jìn)步更多地則是通過提升資本及勞動力組合的生產(chǎn)效率對經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)；因?yàn)楦咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)特有的準(zhǔn)公共產(chǎn)品及高投入高風(fēng)險(xiǎn)等特征，政府支持作用對于矯正 “市場失靈”現(xiàn)象，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展存在著很大影響；根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展中，各種投入要素的流動將促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)及相關(guān)組織機(jī)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)活動在地理上的集聚，產(chǎn)業(yè)鏈中不同企業(yè)之間的前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)也將促使企業(yè)偏向于選擇在市場規(guī)模更大的地區(qū)內(nèi)進(jìn)行自己的生產(chǎn)活動，因此較高的產(chǎn)業(yè)集聚程度在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方面具備更大的優(yōu)勢（Anselin，1995；Martin和 Ottaviano，2001）。［6－7］而新貿(mào)易理論的研究揭示，隨著信息技術(shù)的發(fā)展，以國際商品或服務(wù)貿(mào)易作為傳遞渠道在不同國家之間發(fā)生的技術(shù)外溢效應(yīng)對于促進(jìn)一國的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有越來越重要的作用，這在與發(fā)達(dá)國家建立貿(mào)易合作伙伴關(guān)系的發(fā)展中國家或落后國家的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長之上體現(xiàn)得尤為明顯 （Krugman，1995）。［8］因此 Keeble和W ilkinson（2000）在對歐洲高新技術(shù)集群的研究中認(rèn)為，資本投入、企業(yè)研發(fā)投入、政府支持力度、對外貿(mào)易以及產(chǎn)業(yè)集聚程度等都是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素。［9］

在國內(nèi)外眾多對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的參考文獻(xiàn)中，大部分實(shí)證模型都是以 Romer（1990）［10］設(shè)定的擴(kuò)展 C－D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，進(jìn)而根據(jù)各自研究重心逐步加入不同的分析要素進(jìn)行擴(kuò)展，最終構(gòu)建關(guān)于產(chǎn)業(yè)增長的多元線性回歸模型。本文遵循了這種模型構(gòu)建方法，根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論、新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論、新貿(mào)易理論以及空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)等理論的指導(dǎo)思想，在資本投入以及勞動力投入兩個基本要素的基礎(chǔ)上逐步加入了技術(shù)創(chuàng)新水平、政府支持、產(chǎn)業(yè)集聚水平、對外貿(mào)易水平等變量，建立如下多元線性回歸生產(chǎn)函數(shù)：

通常情況下我們更關(guān)注的是產(chǎn)業(yè)增長對于各種影響因素的產(chǎn)出彈性，而雙對數(shù)線性模型中各個參數(shù)的系數(shù)則有著直接的經(jīng)濟(jì)含義，即產(chǎn)出彈性，對上式變形建立計(jì)量方程如下：

縱觀國內(nèi)關(guān)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實(shí)證研究文獻(xiàn)，大部分實(shí)證研究都是在模型a的基礎(chǔ)上采用了傳統(tǒng)的 OLS回歸分析，并且因?yàn)閿?shù)據(jù)的可獲得性問題大多集中在國家或省級的層面上，研究只考慮到時間維度，而忽略了空間因素對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。傳統(tǒng)的 OLS回歸分析并不是本文的初衷，正如前文所述，在描述空間分布和溢出效應(yīng)時，傳統(tǒng)的計(jì)量方法存在一定的局限。因此本文采用能夠克服這些局限的空間滯后模型 （SLM）與空間誤差模型（SEM）進(jìn)行空間回歸分析，將空間自相關(guān)變量引入模型a中。

空間滯后模型 （SLM）也可被稱作空間自回歸模型，它假設(shè)研究對象中某個特定區(qū)域的樣本值與其附近地區(qū)的該樣本值具有空間相關(guān)性，而并非是其它經(jīng)濟(jì)上不能解釋的因素?？臻g滯后模型的方程如下：

其中，Y代表因變量，X為 n×k的外生解釋變量矩陣，W代表 n×n階空間權(quán)值矩陣，λ為空間回歸關(guān)系數(shù)，反映了樣本觀測值中的空間依賴作用，即相鄰區(qū)域的觀測值 Wy對本地區(qū)觀測值 y的影響方向和程度。λW代表空間滯后項(xiàng)，λ、β為待估參數(shù)。

與空間滯后模型不同，空間誤差模型 （SEM）假設(shè)研究對象中某個特定區(qū)域的樣本值與其附近區(qū)域的該樣本值中無法進(jìn)行預(yù)期或解釋的因素具有空間相關(guān)性，空間誤差自相關(guān)通常表示為殘差自回歸過程，具體如下所示：

其中，ξ代表回歸所得殘差序列，ρ為n×1的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，W代表空間權(quán)值矩陣，v為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。參數(shù) ρ衡量了樣本觀測值中的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的觀測值對本地區(qū)觀測值的影響方向和程度，參數(shù) β反映了自變量 X對因變量 Y的影響。SEM的空間依賴作用存在于擾動誤差項(xiàng)之中，度量了鄰接地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀測值的影響程度。

由于最小二乘法假定樣本在均質(zhì)空間內(nèi)獨(dú)立同分布，所以一般選用最大似然估計(jì)法對上述空間自相關(guān)模型進(jìn)行估計(jì)。從兩個模型當(dāng)中選擇適合模型的檢驗(yàn)方法，可以選擇兩個拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，主要是通過比較 LMLAG以及 LMERROR檢驗(yàn)值的顯著性來做出最優(yōu)選擇，Anselin和 Florax（1995）［11］提出如下判別準(zhǔn)則：如果 LMLAG顯著而LMERROR不顯著，就選擇空間滯后模型，反之，則選擇空間誤差模型；在兩個系數(shù)都表現(xiàn)出顯著性的情況下，根據(jù)R－LMLAG以及R－LMERROR檢驗(yàn)值的顯著性對模型進(jìn)行選擇；而在兩個系數(shù)都未表現(xiàn)出顯著性的情況下，則直接保留最小二乘法的回歸結(jié)果。

但上述空間計(jì)量模型及相關(guān)檢驗(yàn)都是基于橫截面數(shù)據(jù)之上，并不適合直接用于對面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)?；谶@種現(xiàn)象，本文擬采用 Elhorst提出的方法，在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的過程中利用分塊對角矩陣 C代替橫截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)公式中的空間權(quán)重矩陣W，便能實(shí)現(xiàn)檢驗(yàn)方法在兩種數(shù)據(jù)類型之間的變換。代換過后，空間滯后模型以及空間誤差模型的基本形式如下。

空間滯后模型：

空間誤差模型：

其中 T，I分別代表時間序列及橫截面序列，IT為T維單位時間矩陣，WN為 n×n的空間權(quán)重矩陣。

按照上文所述將空間自相關(guān)變量引入本文模型a中，構(gòu)建如下空間計(jì)量模型：

其中模型b為空間滯后模型，模型c為空間誤差模型，ρ、λ分別為空間滯后變量及空間誤差變量的自相關(guān)效應(yīng)，其中前者代表的經(jīng)濟(jì)意義為某區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長受地理上相鄰區(qū)域的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的影響程度，后者代表的經(jīng)濟(jì)意義則為附近區(qū)域樣本值中無法解釋或無法預(yù)期的成份對本地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，該變量對于考察現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、提供具有針對性的政策建議并無太大實(shí)際意義。

（二）變量描述

因變量：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（Y），采用產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的工業(yè)總產(chǎn)值代表高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。

自變量包括：

資本投入（K）。利用高新技術(shù)企業(yè)中的企業(yè)資產(chǎn)額對資本投入變量進(jìn)行衡量。

勞動力投入 （L）。利用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量對勞動力投入進(jìn)行衡量。

技術(shù)創(chuàng)新水平 （INO）。本文選取高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部企業(yè) R＆D投入費(fèi)用指標(biāo)來反映其技術(shù)創(chuàng)新水平高低。

產(chǎn)業(yè)集聚水平（COL）。采用區(qū)位熵指標(biāo)衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度，區(qū)位熵能夠如實(shí)地反映產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的空間分布，其計(jì)算公式如下：

其中，LQ表示產(chǎn)業(yè)集聚水平，Xj為j地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值，Ij為j地區(qū)的工業(yè)總產(chǎn)值，為區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值，為區(qū)域工業(yè)總產(chǎn)值。區(qū)位商越大，說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)的集聚度越高，當(dāng)區(qū)位商大于2的時候，表明該區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢十分突出。

對外貿(mào)易 （EXP）。相對于進(jìn)口貿(mào)易而言，出口貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的關(guān)聯(lián)作用、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平的提高等更深層面因素的影響更為深遠(yuǎn)，因此本文采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口額對其對外貿(mào)易水平進(jìn)行衡量。

政府支持 （G）。選取政府對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資金投入，衡量其對產(chǎn)業(yè)的扶持作用。

除此之外，β1、β2、β3、β4、β5、β6分別代表以上變量的產(chǎn)出彈性，μi則為隨機(jī)干擾變量。

二、空間計(jì)量模型的實(shí)證分析——以廣東省21個地級市為例

（一）研究對象選擇

廣東是我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要區(qū)域，以深圳、廣州為龍頭的珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶是廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心區(qū)域，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占廣東全省的92.33%，擁有 9個國家級的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，集中了廣東省 80%以上的國家級高新技術(shù)企業(yè)，成為我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)最密集、發(fā)展最具活力的地區(qū)。但同時廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域不平衡的問題也同樣顯著，居于粵東西北的三大區(qū)域人均GDP不到珠三角的1／4，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值只占廣東全省的7%，高新技術(shù)企業(yè)數(shù)量也僅占全省的20%，12個地級市都沒有國家級的高新區(qū)，經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r明顯落后于珠三角地區(qū)。在這種背景下，對廣東21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況進(jìn)行實(shí)證分析，對于理解我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間布局與區(qū)域差異具有典型的樣本意義。

本文所使用的行政區(qū)劃單元內(nèi)的產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要來源于2008－2012年的 《廣東火炬計(jì)劃數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)》、《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》以及廣東科技統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站（http：／／www.sts.gd.cn／），所有地區(qū)年份的相關(guān)數(shù)據(jù)折算成2007年不變價進(jìn)行處理，地理空間數(shù)據(jù)來源于國家基礎(chǔ)地理信息中心。研究樣本空間包括廣東省 21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究時段為2007－2011年 5個年份。參照廣東省政府劃分標(biāo)準(zhǔn)，珠三角包括深圳、廣州、佛山、珠海、東莞、中山、惠州、江門、肇慶9市；粵東包括汕頭、汕尾、潮州、揭陽4市；粵西包括湛江、茂名、陽江3市；粵北包括韶關(guān)、河源、清遠(yuǎn)、梅州、云浮5市。

（二）探索性空間數(shù)據(jù)分析

探索性空間數(shù)據(jù)分析 （ESDA）方法主要包括全域空間自相關(guān)分析以及局域空間自相關(guān)分析兩種類型，其中全域空間自相關(guān)分析用于描述整個區(qū)域內(nèi)所有研究對象之間的空間分布模式、平均關(guān)聯(lián)程度及其顯著性，主要建立在 Moran's I統(tǒng)計(jì)值測量方法的基礎(chǔ)之上，當(dāng)Moran's I統(tǒng)計(jì)值處在0與1之間并且其Z檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著之時，便證明了區(qū)域內(nèi)的研究樣本之間確實(shí)存在著正向的空間相關(guān)性。接下來就可以利用空間自相關(guān)模型對樣本對象進(jìn)行分析。

對樣本數(shù)據(jù)首先進(jìn)行全域空間自相關(guān)分析，結(jié)果見表1。

表1 廣東省市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值分布 Moran'sI檢驗(yàn) （2007－2011年）

表1計(jì)算了廣東省21個地級市2007－2011年各年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的Moran'sI統(tǒng)計(jì)值。從表中可以看出，2007－2011五年來的Moran'sI統(tǒng)計(jì)值都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，高度顯著，這表明了廣東省市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的分布存在著顯著的正向空間自相關(guān)關(guān)系。換句話說，廣東省內(nèi) 21個地級市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值并不是在地理上隨機(jī)分布的，而是表現(xiàn)為擁有較高 （低）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的地區(qū)常常與擁有較高 （低）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的地區(qū)在地理上相鄰，即存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間集聚現(xiàn)象。觀察五年來的 Moran'sI統(tǒng)計(jì)值，不難發(fā)現(xiàn)該檢驗(yàn)值雖然上下波動較大，但從總體來說仍然呈現(xiàn)出上升的趨勢，即廣東省內(nèi)市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值分布的正向空間自相關(guān)關(guān)系仍在維持并持續(xù)增大。

（三）廣東省21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間自相關(guān)模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

1.總體分析

為了把握廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出效應(yīng)，必須對廣東省21個地級市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長模型的空間依賴性進(jìn)行檢驗(yàn)，即省內(nèi)不同城市之間的空間滯后依賴或空間誤差依賴。為了保證結(jié)論的可靠性，筆者從6個不同的空間權(quán)值矩陣來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目臻g依賴性，即使用兩個地區(qū)之間距離倒數(shù)作為權(quán)值的空間矩陣與基于距離的2、3、4、5、6、7個最近鄰接空間權(quán)值矩陣，對模型空間依賴性進(jìn)行檢驗(yàn)，所有的檢驗(yàn)過程皆在 Matlab軟件上完成，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 廣東省市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長回歸模型的空間依賴性檢驗(yàn)

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，使用6個不同空間權(quán)值矩陣所得出的模型空間依賴性檢驗(yàn)結(jié)果，一致顯示出 LMLAG檢驗(yàn)值在1%的顯著性水平下高度顯著而LMERROR檢驗(yàn)值不顯著，基于此可以確定上文所建立的多元回歸模型中只包含空間滯后效應(yīng)而不包含空間誤差效應(yīng)。其中，利用基于距離的4個最近鄰接空間權(quán)值矩陣所得到的LMLAG檢驗(yàn)值顯著性最強(qiáng)。為了比較使用不同空間權(quán)值矩陣進(jìn)行空間計(jì)量檢驗(yàn)的效果差異，本文接下來將按照以上兩個拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果分別建立空間自相關(guān)模型，探討廣東省市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的溢出程度，即利用模型b（SLM）來考察本地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長受到相鄰城市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的影響程度?；貧w結(jié)果如表3所示。

在表3中，b－1、b－2、b－3、b－4、b－5、b－6等6個模型分別對應(yīng)的是使用兩個地區(qū)之間距離倒數(shù)作為權(quán)值的空間矩陣與基于距離的2、3、4、5、6、7個最近鄰接空間權(quán)值矩陣的空間計(jì)量模型所得到的回歸結(jié)果。從表中可以對比看出，在6個模型當(dāng)中模型 b－3的 R2與 log－likelihood這兩個檢驗(yàn)值最大，而 AIC與 SC兩個檢驗(yàn)值最小，因此表3中的回歸結(jié)果顯示，最適合的空間權(quán)值矩陣是基于距離的4個最近鄰接空間權(quán)值矩陣，這也與上文通過幾個模型的LM檢驗(yàn)所做出的推論相一致。

從空間滯后模型（SLM）中各解釋變量的系數(shù)和檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，廣東省 21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著空間依賴性和異質(zhì)性的預(yù)期，從模型 b－3中可以明顯地看出，代表地區(qū)之間高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長溢出效應(yīng)的參數(shù) W_lnY的估計(jì)值為0.205，并且在 1%的顯著性水平下高度顯著，在所有因素中要超過勞動力投入?yún)?shù) lnL的估計(jì)值0.178居于第 4位，這說明廣東省 21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)切實(shí)存在，與產(chǎn)業(yè)高增長城市相鄰的地區(qū)能夠從其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增長中獲益。除此之外，從使用不同空間權(quán)值矩陣的空間計(jì)量模型的總體擬合情況可以看到，廣東省內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)是有邊界的，即某城市的高 （低）產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)不會無限度地對省內(nèi)所有其他城市造成影響，其溢出效應(yīng)存在距離衰減，初步來看只能溢出到4個最鄰接市域單位。

表3 廣東省市域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長空間滯后模型回歸結(jié)果

在其他廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的各個影響因素，除技術(shù)創(chuàng)新投入之外其他5個變量對于產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出都有顯著性的影響，按其產(chǎn)出彈性系數(shù)由大到小排序?yàn)椋寒a(chǎn)業(yè)集聚 ＞對外貿(mào)易 ＞資本投入＞勞動力投入 ＞政府支持變量。

產(chǎn)業(yè)集聚程度的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.393，其對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的影響作用在各變量中排位第一，表明廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中集聚效應(yīng)發(fā)揮了巨大作用，產(chǎn)業(yè)集聚廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力的來源；而出口貿(mào)易變量對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響程度僅次于產(chǎn)業(yè)集聚程度變量，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出對該變量的產(chǎn)出彈性為0.368，表明廣東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長仍在很大程度上屬于外向型發(fā)展方式，對外開放仍是促進(jìn)廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的重要推動因素?？紤]到廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚主要集中在珠三角地區(qū)，而珠三角又是我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口最大的地區(qū)，再加上廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較強(qiáng)的空間自相關(guān)溢出效應(yīng)，這意味著區(qū)位仍是廣東高新技術(shù)企業(yè)區(qū)域布局首要考慮因素，區(qū)位因素在廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中占有重要地位。廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展資本與勞動投入重要性雖已相對下降，但資本投入仍然發(fā)揮著不容忽視的作用，而從整體上來看創(chuàng)新投入沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新還未成為廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的明顯驅(qū)動因素，廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展要素驅(qū)動型增長雖已減弱，但產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型升級仍要付出艱苦的努力。而政府投入資金產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.079，在所有呈現(xiàn)出顯著性的影響因素中居于末位，這表明廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展已呈現(xiàn)出明顯的自下而上發(fā)展特征。

2.分區(qū)域分析

利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法對廣東省 21個地級市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的分析表明，廣東省內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在地域分布上呈現(xiàn)出一個中心 －外圍的簡單結(jié)構(gòu)，即處于珠三角地區(qū)內(nèi)的城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展整體水平要比粵東西兩翼以及粵北地區(qū)城市的整體水平高出一個層次，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的分布呈現(xiàn)出較強(qiáng)的區(qū)域不平衡特征。珠三角9市是廣東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要支柱。2007－2011年，珠三角地區(qū)城市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占全省比重分別為 91.52%、89.25%、91.47%、93.72%及92.33%，且總體而言呈現(xiàn)出上升的趨勢，這說明廣東省內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍然存在著比較嚴(yán)重的地區(qū)不平衡，且這一現(xiàn)象尚未表現(xiàn)出收斂的跡象。運(yùn)用空間自相關(guān)模型對整個廣東省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的總體情況進(jìn)行回歸分析所得出的結(jié)論并不一定適用于各個不同地區(qū)，為了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)亟沂緩V東省內(nèi)不同區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，將分別利用珠三角、粵東、粵西以及粵北等 4個不同地區(qū)內(nèi)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，以揭示廣東發(fā)達(dá)區(qū)域與欠發(fā)達(dá)區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異化特征。

為了判斷廣東省內(nèi)珠三角、粵東、粵西、粵北等4個區(qū)域內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間依賴性，本文對珠三角、粵東、粵西、粵北的空間滯后依賴及空間誤差依賴進(jìn)行檢驗(yàn)，所有的檢驗(yàn)過程皆在Matlab軟件上完成，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 廣東省區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長回歸模型的空間依賴性檢驗(yàn)

從表4中可以看出，粵西、粵北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模型中LMLAG檢驗(yàn)值與LMERROR檢驗(yàn)值都不顯著，而珠三角以及粵東地區(qū)的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模型中LMLAG檢驗(yàn)值與 LMERROR檢驗(yàn)值都呈現(xiàn)出了顯著性，其中珠三角地區(qū)模型的 LMLAG檢驗(yàn)值在1%的水平下高度顯著，而LMERROR檢驗(yàn)值則在5%的水平下顯著；粵東地區(qū)模型的 LMLAG檢驗(yàn)值在1%的水平下顯著，LMERROR檢驗(yàn)值則在10%的水平下顯著?；诖?，粵西、粵北地區(qū)應(yīng)使用經(jīng)典的OLS估計(jì)結(jié)果，而珠三角、粵東地區(qū)則應(yīng)該采用空間誤差模型 （SEM）進(jìn)行進(jìn)一步的回歸估計(jì)，如表5所示。

表5 廣東省區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長空間滯后模型回歸結(jié)果

在表5中，模型珠三角（SEM）、粵東（SEM）對應(yīng)的是兩個地區(qū)內(nèi)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間誤差模型 （SEM）估計(jì)結(jié)果，模型粵西、粵北對應(yīng)的則是粵西、粵北地區(qū)內(nèi)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的普通計(jì)量回歸模型普通最小二乘法 （OLS）估計(jì)結(jié)果。接下來將以珠三角、粵東空間滯后模型回歸結(jié)果與粵西、粵北的 OLS回歸結(jié)果為對象進(jìn)行下一步分析。

第一，珠三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長影響因素分析。珠三角回歸模型中的空間滯后變量 W_lnY在1%的顯著性水平下高度顯著，并且其產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.205，這表明珠三角地區(qū)城市之間的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較高的正向空間自相關(guān)性，即與產(chǎn)業(yè)增長率高的城市相鄰區(qū)域能夠從其高增長中受益，這種產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)使珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出核心—中心—外圍的空間布局特征，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同已然形成。

資本投入、技術(shù)創(chuàng)新水平、產(chǎn)業(yè)集聚程度以及出口額等4個變量對珠三角產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出呈現(xiàn)出顯著性的正向影響作用，而勞動力投入及政府投入資金變量的影響作用則不顯著。其中，在眾多呈現(xiàn)出顯著性的因素中產(chǎn)出彈性系數(shù)最大的是出口變量，其系數(shù)高達(dá)0.456，這表示在其他因素條件不變的前提下，出口額每增加1%，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的工業(yè)總產(chǎn)值便能增加0.456%，珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展外向型特征明顯，外部需求在珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長中發(fā)揮了巨大作用。由于在國際貿(mào)易中技術(shù)先進(jìn)方對技術(shù)落后方的技術(shù)溢出效應(yīng)大小取決于雙方技術(shù)水平的差距以及后者對先進(jìn)技術(shù)的吸收能力，這就要求其本身具備一定的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)及技術(shù)改進(jìn)能力，因此國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的珠三角地區(qū)表現(xiàn)出比欠發(fā)達(dá)的粵東西北地區(qū)更大的促進(jìn)作用。

值得注意的是，對珠三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出影響程度排在第二位的是技術(shù)創(chuàng)新水平變量，其產(chǎn)出彈性系數(shù)為 0.309。在 4個地區(qū)當(dāng)中，技術(shù)創(chuàng)新水平僅在珠三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長回歸模型中呈現(xiàn)出顯著性的正向影響作用，并且占據(jù)明顯重要的地位。這表明從珠三角區(qū)域來看，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長方式轉(zhuǎn)型升級的努力已顯示出不錯的成效，以9個國家級高新區(qū)和占全省 80%以上的高新技術(shù)企業(yè)為主體的創(chuàng)新活動，在推動珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)向高端化發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的影響。

珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)集聚水平的彈性系數(shù)為0.232，在所考察的多個因素中其重要性排在第三位，同時也是4個區(qū)域內(nèi)產(chǎn)出彈性系數(shù)最大的。這說明珠三角地區(qū)內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚，確實(shí)對珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了較大的促進(jìn)作用。在珠三角高密集的國家級高新區(qū)與星羅棋布的專業(yè)鎮(zhèn)為產(chǎn)業(yè)集群載體基礎(chǔ)上所形成的珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶，不僅還未產(chǎn)生 “擁擠效應(yīng)”，反而正顯示出較大的外部正向效應(yīng)，以提升產(chǎn)業(yè)集群化程度為目標(biāo)的集群戰(zhàn)略與政策在珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中仍然具有較大的發(fā)展空間。

與創(chuàng)新在珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中作用重要相對，資本和勞動力投入在珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出中所占地位下降，其中資本產(chǎn)出彈性為 0.149，而勞動力投入對于珠三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的作用并未通過顯著性檢驗(yàn)，這進(jìn)一步說明珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)依靠資本、勞動要素投入來獲得產(chǎn)出增長的發(fā)展模式已有所改變，從業(yè)人員對產(chǎn)業(yè)增長所做出的貢獻(xiàn)，已經(jīng)不能單純地依靠勞動力數(shù)量的多少來進(jìn)行衡量，勞動者所擁有的知識、技術(shù)的多少才是更重要的決定因素。而政府投入資金對于珠三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出有負(fù)向影響，這與廣東省內(nèi)的其余3個地區(qū)有著本質(zhì)性的差別，珠三角作為經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)更為依賴民間投資，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自下而上發(fā)展的特征已較為明顯。

第二，粵東西北高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長影響因素分析?；洊|地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長影響因素產(chǎn)業(yè)集聚水平及技術(shù)創(chuàng)新投入 2個變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展與創(chuàng)新在粵東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中還沒有發(fā)揮出作用。其他變量對于產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出都產(chǎn)生顯著性的正向影響作用，并且按其影響程度從大到小排序如下：政府投入資金、勞動力投入、出口額以及資本投入。與珠三角地區(qū)顯著不同的是，政府投入資金對于粵東地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的影響作用最大，其產(chǎn)出彈性系數(shù)高達(dá) 0.437，這表明粵東地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)仍處于由政府投入主導(dǎo)的 “自上而下”的發(fā)展模式，政府支持對于產(chǎn)業(yè)增長起著決定性的關(guān)鍵作用。資本投入、勞動力投入變量的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為 0.136及 0.259，說明粵東地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長對于資本及勞動力兩種基本要素的投入尚存在很大的依賴性，要素投入驅(qū)動粗放型產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式明顯。模型中的空間滯后變量顯著為正，其產(chǎn)出彈性系數(shù)為 0.258，表明粵東城市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展同樣呈現(xiàn)較高的空間自相關(guān)效應(yīng)。這可能與粵東地區(qū)屬于共同的潮汕文化有關(guān)，其產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平雖低于珠三角但要比粵西北相對要好，這似乎意味著產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出效應(yīng)存在門檻。

粵西地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長影響因素產(chǎn)業(yè)集聚水平以及技術(shù)創(chuàng)新投入2個變量也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展與創(chuàng)新在粵西高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中不占重要地位。其他4個變量對于產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出都具有顯著性的正向影響，并且按其影響程度從大到小排序如下：勞動力投入、出口額、資本投入以及政府投入資金?？傮w而言，粵西地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于勞動力、資本等基本要素的投入同樣具有很大的依賴性，屬于依靠生產(chǎn)要素投入驅(qū)動的粗放型增長方式。而與粵東不同的是，出口對于產(chǎn)業(yè)增長存在較大的拉動作用，并且產(chǎn)業(yè)發(fā)展也表現(xiàn)出受政府支持影響程度較大的 “自上而下”模式，與粵東地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長模式并無本質(zhì)區(qū)別?；浳鞒鞘挟a(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)不存在，這與三個城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展差別較大有關(guān)。

粵北地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長影響因素產(chǎn)業(yè)集聚程度、技術(shù)創(chuàng)新投入2個變量也沒有通過顯著性檢驗(yàn)，而其余4個變量對于產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的影響程度按其系數(shù)大小排序如下：資本投入、政府資金投入、勞動力投入以及出口額?；洷?市之間也不存在空間溢出效應(yīng)，這表明 5市之間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)同還遠(yuǎn)未形成。

從以上對廣東整體以及珠三角、粵東、粵西、粵北為研究對象的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間計(jì)量模型實(shí)證分析結(jié)果來看，總體分析結(jié)果雖然反映出廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征，但明顯看出省內(nèi)不同發(fā)展層次地區(qū)存在差異，目前廣東各區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展模式可以按照兩種類型進(jìn)行劃分：在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的珠三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，與區(qū)位密切相關(guān)的出口、集群與溢出解釋了珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的 80%以上，使珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的出口拉動、集群發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)同特征，而技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)出增長中所發(fā)揮的作用表明珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展也已開始轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，市場主導(dǎo)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自下而上發(fā)展已成為主流；而對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的粵東西北地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，目前都屬于主要依靠資本勞動投入驅(qū)動的粗放型增長方式，技術(shù)創(chuàng)新與集群都尚未能對產(chǎn)業(yè)增長起到顯著性的促進(jìn)作用，并且仍屬于受政府支持影響程度較大的“自上而下”發(fā)展模式。

三、結(jié)論與啟示

以上分析表明，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間布局的形成不是偶然的，區(qū)位選擇仍然在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中占有重要位置，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布在更大程度上取決于除資本、勞動基本生產(chǎn)要素以外的因素。從新古典增長理論的角度來看，無論是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體為了實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長的目標(biāo)，還是欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體為了擺脫落后的發(fā)展格局，均要依賴快速的技術(shù)進(jìn)步。在沒有技術(shù)進(jìn)步的情況下，資本的邊際報(bào)酬會趨于遞減，所以如何引致技術(shù)進(jìn)步是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè) 發(fā) 展 的 關(guān)鍵。林 毅夫 （2002、2003、2007）［12－14］認(rèn)為，一 個國家 和地 區(qū)的 最優(yōu) 產(chǎn)業(yè)，技術(shù)結(jié)構(gòu)內(nèi)生取決于這個經(jīng)濟(jì)體的要素稟賦結(jié)構(gòu)。從這個視角出發(fā)，我們就不難理解為什么我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間布局會出現(xiàn)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局高度耦合的現(xiàn)象。由于改革開放以來所實(shí)行的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，在國際貿(mào)易的主要方式為海運(yùn)的背景下，沿海地區(qū)地理區(qū)位的重要性不斷上升，這不僅表現(xiàn)在國家層面東部沿海地區(qū)發(fā)展水平要超過中西部地區(qū)，也表現(xiàn)在一省之內(nèi)沿海地區(qū)發(fā)展水平要超過省內(nèi)腹地發(fā)展水平，在這種背景下產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)要素以很高的速率向該地區(qū)集聚。與此同時，對外開放、集群效應(yīng)與空間溢出進(jìn)一步推進(jìn)沿海地區(qū)要素水平向高端化提升，從而形成了與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)相匹配的要素結(jié)構(gòu)演進(jìn)。我們的實(shí)證分析揭示，以珠三角為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)有著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)更加適配的高端要素成長 “土壤”，其他一些稟賦條件和外部因素綜合作用于這個“土壤”，共同導(dǎo)致了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展繼續(xù)向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)集聚分布的現(xiàn)象。

對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域與欠發(fā)達(dá)區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的分析表明，兩類區(qū)域在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展重要的特征變量上存在顯著性差異，這既反映了兩類區(qū)域在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的差異，也反映出兩類區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的差異，同時對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域內(nèi)部發(fā)展程度相對接近城市之間空間相互影響的作用相對更強(qiáng)；但對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域城市之間發(fā)展程度雖然接近，空間相互影響作用卻很弱，這表明區(qū)域內(nèi)城市間空間相互影響存在門檻效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)已呈現(xiàn)出較為明顯的自下而上創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展特征，各地區(qū)間產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)良性協(xié)同，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自我發(fā)展機(jī)制已然形成；而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)自上而下基本要素驅(qū)動發(fā)展特征明顯，并且各地區(qū)間產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)很弱，更為依賴政府政策的扶持。不同的發(fā)展特征意味著不同的政策需求，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展適合于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，但明顯超越了經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)要素支撐條件，在現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展技術(shù)進(jìn)步仍然以地方政府投入與資本引進(jìn)為主，所以從數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有關(guān)戰(zhàn)略、規(guī)劃等的制訂，亦需要針對不同類型的地區(qū)而區(qū)別對待。

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Factors Affecting Spatial Distribution and Regional Difference of High-Tech Industry：Spatial Econometrics Research Based on 21 Cities in Guangdong

Zhang Peng，Wang Juan
（School of Business Administration，South China University of Technology，Guangzhou 510640，Guangdong，China）

By introducing spatial correlation variable，spatial econometricsmodel of high-tech industry is put forth. Based on 21 cities of Guangdong province from 2007 to 2010，ESDA and SLM are select to analyze factors affecting the developmentof high-tech industry in Guangdong，and SEM is select to analyze the regional difference of Guangdong.The factors affecting high-tech industry and the regional differences are discussed.

high-tech industry；spatial distribution；regional difference；spatial econometrics

F061.5

A

1009－055X（2015）03－0027－10

（責(zé)任編輯：鄧澤輝）

2013－11－21

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目 （12BGL126）、廣東省高新區(qū)發(fā)展引導(dǎo)專項(xiàng)計(jì)劃 （2012B011000045）

張鵬 （1973－），男，河南鄭州人，副研究員，博士，碩士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)閯?chuàng)新管理、高科技產(chǎn)業(yè)化。王娟 （1991－），女，安徽六安人，碩士生，主要研究方向?yàn)榧夹g(shù)經(jīng)濟(jì)。