中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時空演變

肖 剛，杜德斌，戴其文，胡曙虹

(1.華東師范大學科技創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，上海 200241；2.華東師范大學中國現(xiàn)代城市研究中心，上海 200241)

中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時空演變

肖 剛1，杜德斌1，戴其文2，胡曙虹1

(1.華東師范大學科技創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，上海 200241；2.華東師范大學中國現(xiàn)代城市研究中心，上海 200241)

以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值為主要指標，采用變異系數(shù)和傳統(tǒng)與空間馬爾可夫鏈方法，從時間、空間和區(qū)域視角來分析1995—2013年中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時空演變。研究結(jié)果表明:中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異整體上呈現(xiàn)繼續(xù)緩慢擴大的趨勢，出現(xiàn)高水平和低水平趨同俱樂部強化的趨勢。區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型發(fā)生空間轉(zhuǎn)移的特征是發(fā)展水平差距越小，發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率越高，發(fā)展水平的差距越大，發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率越低。鄰域背景明顯影響區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的演變，地理臨近效應在低水平、中低水平高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展地區(qū)表現(xiàn)不明顯，而在中高水平地區(qū)顯著增加。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；空間馬爾可夫鏈；區(qū)域發(fā)展差異；時空格局

1 引言

隨著中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域性差異的空間分布不均衡表現(xiàn)日益突出。因此，在國家實施創(chuàng)新驅(qū)動和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，深入分析中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時空分布格局和演變規(guī)律，既可以更好地優(yōu)化區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間布局，又可以實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

從國內(nèi)外研究進展來看，學者主要從產(chǎn)業(yè)空間集聚[1-5]、創(chuàng)新效率[6-11]、空間差異[12]和空間格局演變[13-15]視角來研究中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異。學者們針對中國區(qū)域高技術(shù)發(fā)展差異的成因、機制和空間格局演變做出最好的理論歸納，并為縮小區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異提出最有價值政策建議，但現(xiàn)有研究以靜態(tài)為主，視區(qū)域為獨立個體，忽視不同區(qū)域背景影響作用，沒有同時考慮時間、空間和地理因素對區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異演變過程的動態(tài)研究。然而，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出明顯地理嵌入性，一方面產(chǎn)業(yè)空間聚集不僅受區(qū)位因素影響[3]，而且還受到知識溢出、創(chuàng)新擴散等地區(qū)間相互作用的影響[16]。另一方面，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間演變表現(xiàn)空間相關(guān)性[17-18]。因此，引入傳統(tǒng)與空間馬爾可夫鏈相結(jié)合的方法，同時從時間演變、空間演變和地理鄰近的視角來探析中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的動態(tài)演變，從而為縮小高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域性差異，為國家和地區(qū)制定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃提供科學依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值來衡量區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標，以1995—2013年作為研究期間，來考察中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時空演變。研究區(qū)域測度主要以中國31個省域作為分析單元 (1995—1996年重慶市數(shù)據(jù)無法獲取，為了保持研究連續(xù)性而對其作均值替代處理，而香港、澳門、臺灣不在本文研究范圍，無法獲取數(shù)據(jù))，研究所使用的數(shù)據(jù)均來 1995—2013年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和 《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。

2.2 研究方法

(1)變異系數(shù)分析方法。變異系數(shù) (CV)又稱為標準差率或離散系數(shù)，是標準差和平均數(shù)的比值。它是衡量觀測值變異程度的一個統(tǒng)計量，反映地區(qū)相對均衡度，其計算方法為:

式中:CV為變異系數(shù)；N為樣本數(shù)；Xi為樣本值；為樣本平均值。變異系數(shù)越小，說明區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展越均衡。本文采用變異系數(shù)方法來分析中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異總體演變過程。

(2)馬爾可夫鏈分析方法。為了清晰探索中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的空間演變過程，運用馬爾可夫鏈分析法來構(gòu)造馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣，刻畫各省域之間在不同時期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展時空分異演變情況。首先將連續(xù)的區(qū)域年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總值離散化為k種類型，然后計算相應類型的概率分布及其年際變化，近似逼近區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異演變的整個過程。如果將t年份區(qū)域年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的概率分布表示為一個1×k的狀態(tài)概率向量Ft，記為Ft＝[F1t，F(xiàn)2t，F(xiàn)概率Fkt]，而不同年份區(qū)域年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型之間的轉(zhuǎn)移可以用一個k× k的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣M表示 (見表1)。

表1 馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣 (k＝4)

表1中，元素mij表示t年份屬于類型i的區(qū)域在下一年份轉(zhuǎn)移到j類型的概率，采用下式計算:

式中，nij表示在整個研究期間內(nèi)，由t年份屬于i類型的區(qū)域在t+1年份轉(zhuǎn)移為j類型的區(qū)域數(shù)量之和，ni是所有年份中屬于類型i的區(qū)域數(shù)量之和。如果某個區(qū)域的年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型在初始年份為i，在下一年份仍保持不變，則定義該區(qū)域類型轉(zhuǎn)移為平穩(wěn)；如果年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型有所提高，則定義該區(qū)域向上轉(zhuǎn)移；否則，為向下轉(zhuǎn)移。

(3)空間馬爾可夫鏈分析方法。為了充分考慮區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間滯后和時間滯后效應，彌補時間加權(quán)馬爾可夫鏈忽視地理鄰近對區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的空間相互作用，從而引入空間滯后效應到空間馬爾可夫鏈。根據(jù)區(qū)域i在初始年里的空間滯后類型，可以把傳統(tǒng)的k×k馬爾可夫矩陣分解成k個k×k條件轉(zhuǎn)移率概率矩陣。這里第K個條件矩陣中的元素mij(K)表示以區(qū)域在t年份的空間滯后類型K為條件下，在下一年份從類型i變?yōu)轭愋蚸空間轉(zhuǎn)移概率。本文引入空間馬爾可夫鏈可以清晰地揭示出地理空間效應對中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異時空演變的影響。

3 結(jié)果與分析

3.1 中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的總體演變特征

利用變異系數(shù)計算出1995—2013年中國各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變化結(jié)果顯示，19年來中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異呈現(xiàn)出波浪式上升的演變趨勢，大致可以分為三個動態(tài)演變過程: 1995—2001年期間主要呈現(xiàn)緩慢上升趨勢；2002—2005年期間主要呈現(xiàn)急速上升趨勢，變異系數(shù)達到最大值2.01；2006—2013年期間主要呈現(xiàn)緩慢下降趨勢。從總體來看，區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的變異系數(shù)由1995年的1.44上升到2013年的1.69，這說明中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異呈現(xiàn)出逐步緩慢擴大的趨勢。

3.2 中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的時間演變特征

利用馬爾可夫鏈方法判斷中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異是否發(fā)生俱樂部趨同，以及各趨同俱樂部的穩(wěn)定性和各省域在不同趨同俱樂部之間的轉(zhuǎn)移情況。首先，將全國31個空間單元按照相應年份的全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值均值劃分為4個類型:年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值低于全國平均水平的50%，則為低水平區(qū)域；年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值介于全國平均水平的50%～100%之間，則為中低水平區(qū)域；年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值介于全國平均水平的100%～150%之間，則為中高水平區(qū)域；年平均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值大于全區(qū)平均水平的150%，則為高水平區(qū)域。此外，還檢驗了其他劃分標準所得出的結(jié)果并作了比較，其結(jié)果大致相同。由于2002年中國加入了WTO組織，市場更加開放，創(chuàng)新要素流動性加強，這有利中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)吸引區(qū)域內(nèi)外甚至全球的技術(shù)、人才、資金等創(chuàng)新資源，從而邁入新的發(fā)展時期。故將整個研究期分為1995—2002年和2003—2013年兩個階段。分別計算整個研究期和兩個階段年均中國各省域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣 (見表2)和空間馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣(見表3、表4)。

根據(jù)表2結(jié)果，總結(jié)出1995—2013年期間中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型轉(zhuǎn)變在整個研究期間存在以下特征:

(1)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型存在低水平、高水平、中高水平和中低水平4個趨同俱樂部。所有對角線上的概率值均大于非對角線上的數(shù)值，表明這4個趨同俱樂部均具有較強的穩(wěn)定性。對角線上的最大值為0.932，最小值為0.753，說明不管在那個時段，一個區(qū)域保持原有高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的可能性至少為75.3%。

(2)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型中低水平俱樂部和高水平俱樂部表現(xiàn)出極強的穩(wěn)定性。從總體上看，低水平俱樂部和高水平俱樂部維持原有狀態(tài)的可能性分別為93.2%和90.8%，而且初期為低水平區(qū)域向上轉(zhuǎn)移的概率最大僅為2%，這說明欠發(fā)達地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展很可能陷入 “貧困陷阱”。從頻次上看，1995—2002和2003—2013年間，初期為低水平和高水平的數(shù)量分別為137、51和215、58，從中可以看出，2003—2013年期間低水平地區(qū)數(shù)量明顯增加，這表現(xiàn)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型呈現(xiàn)出顯著的俱樂部趨同現(xiàn)象，低水平地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出 “馬太效應”。

(3)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型發(fā)生相近之間轉(zhuǎn)移，“跨越式”轉(zhuǎn)移概率非常小。由于非對角線上的值不全為0，并且分布在兩側(cè)，其中最大值為0.11，僅為對角線上最小值的14.6%，與對角線不鄰接的概率值為0.000，這意味著在連續(xù)兩個年份之間，區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)跨越式發(fā)展可能不存在，如中低水平向高水平轉(zhuǎn)移。

(4)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型鄰域間轉(zhuǎn)移表現(xiàn)出活躍的演變趨勢。根據(jù)表2所示，2013年比1995年的低水平 (由15個增至16個)、中低水平(由34個增至39個)和中高水平 (由26個增至29個)俱樂部趨同繼續(xù)擴大，而高水平地區(qū)俱樂部出現(xiàn)收斂趨勢 (由7個減至4個)。這表明中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異總體呈現(xiàn)出緩慢擴大趨勢，同時轉(zhuǎn)移比較活躍。

表2 中國各省域年均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移矩陣 (1995—2013年)

3.3 中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的空間演變格局

由于中國各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資源稟賦、創(chuàng)新效率和發(fā)展水平存在明顯區(qū)域性差異，這種背景會深刻影響各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。通過計算空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣來進一步探索地理空間效應對區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異影響的動態(tài)演變過程。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，區(qū)域所形成的區(qū)域相鄰、省域相鄰的鄰域背景會對其周邊高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域性差異變動產(chǎn)生不同影響。從中總結(jié)出以下幾點結(jié)論:

(1)區(qū)域背景對各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時空演變過程產(chǎn)生重要影響。不同背景下區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的轉(zhuǎn)移概率表現(xiàn)不同，如果區(qū)域背景屬于低水平地區(qū)向上轉(zhuǎn)移概率為0.02(見表2)大于領域處于低水平的地區(qū)向上轉(zhuǎn)移概率為0.009 (見表4)，如果區(qū)域背景屬于高水平地區(qū)向下轉(zhuǎn)移的概率0.055(見表2)明顯大于與領域處于低水平的地區(qū)向下轉(zhuǎn)移概率為0.000(見表4)。

(2)區(qū)域背景對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型發(fā)生轉(zhuǎn)移概率的影響程度不對稱。在1995—2002年期間，區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型轉(zhuǎn)移表現(xiàn)出明顯的不對稱性。其中東北地區(qū)保持平穩(wěn)的省份是吉林省，而黑龍江省和遼寧省反而向下轉(zhuǎn)移，這表明該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展省域差異不均衡。與前期相比，在2003—2013年期間，區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型平穩(wěn)地區(qū)由于25個減至18個，其占比由80.6%降至58.1%，向上轉(zhuǎn)移由1個增至9個。這其中向上轉(zhuǎn)移區(qū)域以中西部為主，尤其是中部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展出現(xiàn)向上轉(zhuǎn)移態(tài)勢明顯，這說明國家實施中部崛起、西部大開的戰(zhàn)略后，改善該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎條件，增強其要素集聚和擴散能力，提升其產(chǎn)業(yè)吸納和承載能力。

(3)不同鄰域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型對區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響不同。如果處于低水平發(fā)展地區(qū)，與低水平、中低水平、中高水平和高水平地區(qū)相鄰，其向中低水平趨同俱樂部部轉(zhuǎn)移的概率分別為0.009、0.083、0.071、0.017。表明鄰域水平等級越相近，地理臨近效應對低水平地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響并不明顯，這個結(jié)論與桂黃寶研究一致[6]。如果處于中高水平發(fā)展地區(qū)，以低水平、中低水平、中高水平和高水平地區(qū)相鄰，其向高水平趨同俱樂部部轉(zhuǎn)移的概率分別為0.786、0.900、0.778、0.895。這說明中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與越高發(fā)展水平為鄰，向高水平轉(zhuǎn)移概率越大，地理臨近正向溢出更明顯。這個結(jié)論與周明等[19]和王慶喜[20]研究結(jié)果一致?？傊?，區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)特征是鄰域的區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等級間越近，向更近區(qū)域趨同俱樂部轉(zhuǎn)移概率增加；鄰域的區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等級間越遠，向更遠的區(qū)域趨同俱樂部轉(zhuǎn)移概率減弱。

表3 中國各省域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移矩陣 (1995—2013年)

(4)不同區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型與不同鄰域類型的空間相互轉(zhuǎn)移演變不均衡。根據(jù)表4和表2對比可知:對于處于低水平的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)地區(qū)，以低水平區(qū)域相鄰時，其仍然停滯于落后狀況在1995—2002年的概率是0.986(見表4)，大于相同期間不考慮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)鄰域背景時概率的0.854 (見表2)；對于處于高水平的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)地區(qū)，在相同1995—2013年期間，以高水平區(qū)域為鄰，其中向高平趨同俱樂部轉(zhuǎn)移的概率分別為0.917(見表4)小于不考慮地理鄰近效應的轉(zhuǎn)移概率的0.983(見表2)，這說明鄰域背景對區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響不同。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

①區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異呈現(xiàn)出波浪式上升，差距在不斷縮小，但總體上仍保持緩慢擴大的演變趨勢。②區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在低水平、高水平、中高水平和中低水平4個較強穩(wěn)定的趨同俱樂部。其中低水平、高水平趨同俱樂部穩(wěn)定性更強，2003—2013年低水平俱樂部更為顯著，欠發(fā)達地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展很可能陷入 “貧困陷阱”，發(fā)展差異出現(xiàn)馬太效應。③區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)兩極空間分化加強的趨勢，趨同俱樂部總體呈現(xiàn)塊狀分布。高水平趨同俱樂部主要分布珠三角、長三角、環(huán)渤海地區(qū)，呈帶狀分布；低水平趨同俱樂部主要分布在西北地區(qū)，呈片狀分布，但出現(xiàn)由西北地區(qū)向東北地區(qū)、西南地區(qū)擴散趨勢；中高水平俱樂部主要分布高水平俱樂部周圍，西部的四川；中低水平主要分布在中部地區(qū)。④區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的兩個期間空間轉(zhuǎn)移都以穩(wěn)定期居多，主要分布在西北地區(qū)、西南地區(qū)。后期向上轉(zhuǎn)移有所下降，但主要分布中部地區(qū)，呈塊狀分布。⑤鄰域背景明顯影響區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的演變，但這種影響存在不對稱性。如果低水平地區(qū)與高水平發(fā)展類型相鄰，向上轉(zhuǎn)移概率非常小，如果中高水平地區(qū)與高水平發(fā)展類型相鄰，同步向上轉(zhuǎn)移概率明顯增大。⑥區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型發(fā)生轉(zhuǎn)移的特征是發(fā)展水平差距越小，發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率越來高；發(fā)展水平的差距越大，發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率越小。地理臨近效應在低水平、中低水平高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展地區(qū)表現(xiàn)不明顯，而在中高水平地區(qū)顯著 增加。

表4 中國各地區(qū)年均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值類型的空間馬爾可夫鏈轉(zhuǎn)移矩陣 (1995—2013年)

4.2 建議

①應該建立政策體系來提高中西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力。由于中西部地區(qū)處于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的低水平和中低水平俱樂部，產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎差，企業(yè)創(chuàng)新能力弱。為了縮小中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距，政府應該從財政、技術(shù)、人才和產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等全方位系統(tǒng)地支持中西地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。②應該推動高水平地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。高水平地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)基礎雄厚，產(chǎn)業(yè)吸收和創(chuàng)新能力強，但隨著全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)鏈向著高端化、信息化、網(wǎng)絡化發(fā)展，政府應該鼓勵高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)實現(xiàn)由高技術(shù)制造業(yè)為主向以高技術(shù)服務業(yè)為主轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)融合的產(chǎn)業(yè)升級，可進一步發(fā)揮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的高技術(shù)服務業(yè)具有高增值、低消耗、高輻射、集聚性強等特點，提升優(yōu)勢地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)國內(nèi)外競爭力。③應該鼓勵高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域間協(xié)同合作發(fā)展。由于地理鄰近效應會影響區(qū)域間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加強區(qū)域間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同合作與交流，有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需要的技術(shù)、知識、人才等創(chuàng)新資源在區(qū)域間的流動和優(yōu)化配置，更好地發(fā)揮優(yōu)勢地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)輻射帶動周邊區(qū)域發(fā)展的作用，推動中國區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]Elsie E Sofia G A.Wage Differentials and the Spatial Concentration of High-technology Industries[J].Regional Science，2009，88 (03):623-641.

[2]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].地理學報，2005，(04):567-576.

[3]梁曉艷，李志剛，湯書昆，趙林捷.中國高技術(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)值的空間計量分析[J].科學學研究，2007，(03):453-460.

[4]任啟平，梁俊啟.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間集聚實證研究[J].經(jīng)濟導刊，2007，S1:26-28.

[5]施海燕，宣勇，唐根年.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間集聚及其適度性檢驗[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2013，(05):59-68.

[6]桂黃寶.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率及其影響因素空間計量分析[J].經(jīng)濟地理，2014，(06):100-107.

[7]韓晶.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率研究——基于SFA方法的實證分析[J].科學學研究，2010，28(03):467-472

[8]張倩男，趙玉林.區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的比較分析[J].經(jīng)濟問題探索，2007，(12):60-65.

[9]曲婉，康小明.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率區(qū)域差異研究[J].中國科技論壇，2012，(08):70-74.

[10]馬永紅，張景明，王展昭.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量空間差異性分析[J].經(jīng)濟問題探索，2014，(09):89-95.

[11]朱有為，徐康寧.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的實證研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2006，(11):38-45.

[12]劉華軍，趙浩.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間非均衡與極化研究[J].研究與發(fā)展管理，2013，(05):44-53.

[13]孫翊，王錚，熊文，姚梓璇，夏崔粹，薛俊波.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間轉(zhuǎn)移模式及動力機制研究[J].科研管理，2010，(03): 99-105.

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

[15]王書華，王元.中國高技術(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.

[16]Fosfuri A，Ronde T.High-tech Clusters，Technology Spillovers，and Trade Secret Laws[J].International Journal of Industrial Organization.2004，(22):45-65.

[17]許簫迪，王子龍，譚清美.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)演化的時空分異測度研究[J].科學學研究，2007，25(06):1095-1103.

[18]龔小彪，彭莉莎.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的時空演變[J].特區(qū)經(jīng)濟，20011，(12):265-267.

[19]周明、李宗植.中國省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力分析—基于產(chǎn)業(yè)集聚的視角[J].科學學研究，2009，(02):518-52.

[20]王慶喜.多維鄰近與中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域知識溢出——項空間面板數(shù)據(jù)分析(1995—2010)[J].科學學研究，2013，(07): 1068-1076.

(責任編輯 譚果林)

The Temporal and Spatial Evolution of Regional High-Tech Industry Development Differences in China

Xiao Gang1，Du Debin1，Dai Qiwen2，Hu Shuhong1
(1.Science and technology innovation and development strategy research center，East China Normal University，Shanghai 200241，China；2.The Center of Modern Chinese City Studies，East China Normal University，Shanghai 200241，China)

In total output value of high-tech industry as the main indicator，it uses the coefficient of variation and the space Markov chains method from the time，temporal and space to explore regional high-tech industry development differences in China during 1995—2013.The study finds:differences of regional high-tech industry development continues to slowly expand as a whole，and presents two high-level and low-level convergence reinforcement；regional space metastases are type of high technology industry development is development level disparity is smaller，the higher the probability of the shift，the greater the gap of development level，shift the lower probability.The neighborhood background significantly affect the evolution of the differences in regional high technology industry development，At a low level，low level of high technology industry development area，the geographical proximity effect is not obvious，and in high level increased significantly.Finally，the development of regional high technology industry development policy recommendations on this basis.

book=95,ebook=96

High technology industry；Space Markov chain；Regional development difference；Temporal pattern

F062.9

A

國家自然基金面上項目 “全球創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)移的空間過程、格局與機制研究”課題 (41471108)，上海市科技發(fā)展基金軟科學研究項目“企業(yè)、大學及政府在 ‘具有全球影響力的科技創(chuàng)新中心’建設中的作用及互動關(guān)系研究”課題 (15692180300)。

2015-05-04

肖剛 (1977-)，男，江西上饒人，華東師范大學博士研究生；研究方向:城市與區(qū)域創(chuàng)新。