創(chuàng)新同構(gòu)是否引致了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)
——基于復合重合度模型與面板因果檢驗方法對長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的分析

王志華，焦海霞

(1.江蘇理工學院商學院，江蘇 常州 213001；2.江蘇理工學院圖書館，江蘇 常州 213001)

一、引言

長三角不僅是我國重要的制造業(yè)基地，同時也是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚地。2015年，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務收入接近4萬億元，占全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入的比重接近30%。然而從增長速度看，近年來不論上海、江蘇還是浙江，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增速不僅明顯低于當?shù)谿DP的增速，而且也明顯低于同期全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)10%以上的平均增長水平[1]。盡管導致這一結(jié)果的原因有多種，但由于重復建設而產(chǎn)生的低端同構(gòu)被認為是重要的影響因素之一。事實上，近年來已經(jīng)有不少學者注意到了長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)問題，并對該現(xiàn)象進行了較為深入的研究[2]，但得到的結(jié)論卻不盡一致。之所以會產(chǎn)生這樣的結(jié)果，一個重要原因就是由于測算同構(gòu)水平時不同學者使用的方法或指標不一致引致的。與此同時，伴隨著長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的不斷擴大，技術(shù)創(chuàng)新也突飛猛進，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入由2000年23.18億元增加到了2015年的634.74億元，同時期的發(fā)明專利擁有數(shù)量也由244件增加到了43209件。正是緣于創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的快速增長，長三角兩省一市間出現(xiàn)了技術(shù)創(chuàng)新的趨同化發(fā)展[3]。由此，我們不禁要問，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的創(chuàng)新同構(gòu)與產(chǎn)業(yè)同構(gòu)究竟存在怎樣的關(guān)系？創(chuàng)新同構(gòu)是促進了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)還是緩解了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)呢？對此目前學界還未有明確回答?；诖?，本文將在構(gòu)建復合重合度模型的基礎上，使用多指標測度長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度和創(chuàng)新同構(gòu)度，并利用面板數(shù)據(jù)因果檢驗方法，分析兩者之間的關(guān)系，以期為更加全面和深入地認識長三角制造業(yè)的同構(gòu)現(xiàn)象提供依據(jù)。

二、相關(guān)研究的簡單回顧

1.關(guān)于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)測度方法研究的梳理

在測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的各種方法中，使用最普遍的當屬聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織(United Nations Industrial Development Organization，UNIDO)提出的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)[4]。保羅·克魯格曼(Paul Krugman)提出的產(chǎn)業(yè)分工系數(shù)也被不少學者使用[5]。聯(lián)合國歐洲經(jīng)濟委員會(United Nations Economic Commission for Europe，UNECE)提出的結(jié)構(gòu)差異系數(shù)[6]以及邁克爾·蘭德斯曼(Michael Landesmann)和伊斯特萬·塞克利(István Székely)提出的結(jié)構(gòu)差異系數(shù)[7]也曾被少數(shù)學者在研究中使用。除了直接使用國外學者提出的測度方法外，近年來國內(nèi)也有不少學者探索了新的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的測算方法。王志華等(2006)比較分析了上述各種測度方法的異同，基于對芬格和克萊寧(Finger and Kreinin)提出的出口產(chǎn)品相似度測算方法的改進，提出了測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的結(jié)構(gòu)重合度指數(shù)[8]，并通過證明給出了該指數(shù)與克魯格曼分工指數(shù)的數(shù)學關(guān)系[9]。尹希果(2010)提出了一種新的測度三次產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的方法。該方法的基本思想是：將包含若干地區(qū)的某一區(qū)域內(nèi)第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的比重視為一個均值，將區(qū)域內(nèi)各地區(qū)第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的比重視為變量，然后利用類似標準差的計算方法計算得到表征產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的系數(shù)[10]。石軍偉等(2013)構(gòu)建了分析工業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展變化的SIP分析框架結(jié)構(gòu)(Structure)-產(chǎn)業(yè)(Industry)-項目(Project)，基于UNIDO的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，提出了一個測度單個地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的可行方法[11]。該方法與以往測算地區(qū)間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度方法的最大區(qū)別在于，其是專門針對測度單個地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度而設計的方法。樊福卓(2013)通過分析評價，指出UNIDO提出的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)、王志華等提出的改進克魯格曼指數(shù)可能存在的用法陷阱，給出了更具一般性的可以測度多個地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)。該指數(shù)的提出，使測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的方法得到了進一步的豐富。同時，該學者還指出，在測算地區(qū)間產(chǎn)業(yè)分工水平時，必須要考慮地區(qū)間產(chǎn)業(yè)規(guī)模的影響，否則會高估分工水平[12]。何大義等(2014)基于信息熵原理，設計出了產(chǎn)業(yè)熵指數(shù)與產(chǎn)業(yè)相對熵指數(shù)。產(chǎn)業(yè)熵指數(shù)主要用來測度和表征某一地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異水平，而產(chǎn)業(yè)相對熵指數(shù)則主要用來表征兩個地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性，而且相對熵指數(shù)越大，表明地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異越大[13]。董春詩等(2015)認為，UNIDO提出的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)本質(zhì)上是根據(jù)相同產(chǎn)業(yè)在兩個不同地區(qū)比重的乘積來反映該產(chǎn)業(yè)在地區(qū)間的距離的，隨著產(chǎn)業(yè)的細分，比重必然會降低，由此計算得到的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)就會變小，因此該方法可能存在失真問題。同時，該學者認為克魯格曼提出的結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)采用了變量值“求差-取絕對值-求和”的計算邏輯，這就有可能出現(xiàn)盡管計算得到的指數(shù)值是相同的，但實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)卻未必相同的問題?；趯ψ畛Ｓ玫膬煞N方法所存不足的認識，該學者提出了新的測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的方法。該方法的基本思路是：先計算各地區(qū)各行業(yè)的區(qū)位熵，并按地區(qū)將各行業(yè)的區(qū)位商集結(jié)成集合，并以此代表各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，最后應用正態(tài)分布區(qū)間估計方法估計這些集合的相似性，從而實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的測算該方法強調(diào)了區(qū)位熵的優(yōu)越性，并據(jù)此設計出了估計方法，進一步拓展了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度的測算手段[14]。

2.關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)研究的梳理

李光(2001)針對武漢“中國光谷”建設問題，認為其與全國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在較為普遍的同構(gòu)現(xiàn)象，且集中度不高，并認為提高武漢高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)集中度和區(qū)域集中度是必須要選擇的路徑[15]。蔣金荷(2005)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，從20世紀90年代中期到本世紀初期，全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度是下降的，與此同時專業(yè)化趨勢是明顯增強的。注意內(nèi)部的均衡發(fā)展是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提質(zhì)增效的重要途徑[16]。王志華等(2006)測算了同時期長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)水平及其發(fā)展變化，結(jié)果表明，趨異化發(fā)展趨勢比較明顯。同時，與此相伴的是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在當?shù)刂圃鞓I(yè)中所占比重是逐年增加的，體現(xiàn)出了良好發(fā)展態(tài)勢[17]。徐霞等(2008)對東部9省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)水平進行了測度，結(jié)果表明，不僅同構(gòu)度很高，而且由此引發(fā)了地區(qū)間的惡性競爭，并從加強地區(qū)合作等方面給出了改進建議[18]。何靜等(2011)對珠三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的測算表明，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度高的地區(qū)呈現(xiàn)的是互補性同構(gòu)，且總體而言地區(qū)間同構(gòu)程度并不嚴重，產(chǎn)業(yè)有序的分工體系正在形成[19]。李晅煜等(2012)針對環(huán)渤海地區(qū)的實證研究表明，該地區(qū)在本世紀初高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度增加明顯，且表現(xiàn)出的是較強的非合意性，應該采取協(xié)同制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃、合力加大產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新投入等措施，來增加高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力[20]。蔣伏心等(2012)通過對長三角16個城市的測算表明，這些地區(qū)本世紀初高技術(shù)產(chǎn)業(yè)平均的同構(gòu)水平呈先微有下降而后有快速上升的發(fā)展過程，同時伴隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的趨同化發(fā)展，對當?shù)亟?jīng)濟也產(chǎn)生了正向的影響[2]。王志華等(2016)從低端性和同構(gòu)性入手，選擇幾個關(guān)鍵指標，從國際比較和國內(nèi)比較兩個視角論證了長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在的低端同構(gòu)這一客觀現(xiàn)實，并指出了促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的方向[21]。

3.關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新同構(gòu)研究的梳理

曹再興等(2009)以國家級高新區(qū)為對象分析了創(chuàng)新活動的同構(gòu)度，以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值為指標計算分析了創(chuàng)新成果的同構(gòu)度，結(jié)果表明，不論是創(chuàng)新活動還是創(chuàng)新成果全國均存在同構(gòu)現(xiàn)象[22]。潘雄鋒等(2012)以各省區(qū)市的專利數(shù)據(jù)為指標，利用空間Markov鏈方法對創(chuàng)新趨同問題進行了實證分析，結(jié)果表明，從20世紀90年代以來，我國一直存在區(qū)域創(chuàng)新的“俱樂部趨同”現(xiàn)象，這種“俱樂部趨同”導致東西部創(chuàng)新差距不斷擴大，進而影響了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展[23]。周秀紅(2015)基于完善現(xiàn)代企業(yè)制度的視角，從思想建設、組織建設、作風建設、制度建設、反腐倡廉建設等方面論述了國企黨建體系與文化體系的同構(gòu)化取向[24]。梅文文(2014)基于空間計量經(jīng)濟分析方法對中部6省的研究發(fā)現(xiàn)，自中部崛起戰(zhàn)略實施以來，中部地區(qū)的創(chuàng)新趨同明顯加快，尤其研發(fā)經(jīng)費的投入對此起到了關(guān)鍵作用[25]。姜磊等(2011)的研究表明，長三角地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新存在趨同發(fā)展趨勢，后續(xù)應當進一步完善區(qū)域科技合機制、資源共享機制，以不斷促進區(qū)域創(chuàng)新增長[26]。張虎等(2016)基于價值鏈理論，將創(chuàng)新劃分為知識創(chuàng)新、科研創(chuàng)新、產(chǎn)品轉(zhuǎn)化創(chuàng)新3個階段，通過Dagum基尼系數(shù)分解及空間Markov鏈的實證研究表明，三類創(chuàng)新活動都存在一定的高水平和低水平俱樂部趨同特征[27]。

綜上所述，如何測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)是研究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的一個基本問題，利用不同的測度方法，所得到的結(jié)果是有差異甚至是大相徑庭的。隨著國內(nèi)學界對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題研究的深入，已經(jīng)有部分學者開始對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)測度方法進行分析和討論，并提出了更具科學性與合理性的測度方法。當然，不可否認的是，盡管研究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的學者很多，但在測度方法上開展深入探討的還不多，使用已有方法是最普遍的做法。同時，包括上述文獻在內(nèi)的對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)測度方法進行探討的研究中，仍然沒有突破使用單一指標這種傳統(tǒng)做法，應用多指標開展產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平測度的研究幾乎難以見到。進一步，即使在使用單一指標開展產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平測度的研究中，國內(nèi)外學者在指標選擇的偏好上也存在著差異。國外學者多選擇“從業(yè)人數(shù)”這個指標，而國內(nèi)學者則多選擇“總產(chǎn)值”這個指標，尤其2009年以后公開的統(tǒng)計資料中不再公布行業(yè)增加值指標后，這種現(xiàn)象表現(xiàn)的更加突出。事實上，從產(chǎn)業(yè)實際運行角度看，表征其發(fā)展狀態(tài)的指標既可以從投入角度去設計，也可以從產(chǎn)出角度去考慮，僅使用單一指標來表征產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀態(tài)顯然是不夠全面的。

也正是緣于上述分析的原因，在現(xiàn)有關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題的研究文獻中，不同學者利用不同方法和數(shù)據(jù)進行實證分析得到的結(jié)論也是有差異的。尤其對長三角這一地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題的認識遠沒有達成一致，不僅在對同構(gòu)水平高低的判斷上因人而異，而且在對其發(fā)展變化趨勢究竟是趨同還是趨異的判斷上也存在不同觀點，這就給深入認識該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)問題帶來了困惑。同時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新最為集中的領(lǐng)域，但目前學界對其技術(shù)創(chuàng)新是否存在同構(gòu)的問題研究較少，大量文獻主要集中在技術(shù)創(chuàng)新水平的趨同方面。進一步，也少有文獻關(guān)注產(chǎn)業(yè)同構(gòu)與創(chuàng)新同構(gòu)的關(guān)系，對兩者之間動態(tài)關(guān)系的認識還不夠深入，這不能不說是一種缺憾。當然，這也為本文的開展提供了空間。

三、復合重合度測度模型構(gòu)建

為克服利用單一指標測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平時可能存在的不全面性，本文嘗試構(gòu)建基于多指標的復合重合度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平測度模型。實際上，多指標復合重合度測度模型的構(gòu)建是對傳統(tǒng)的單指標測度模型的拓展。單指標測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的結(jié)構(gòu)重合度模型如下：

(1)

假設用來測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的指標有n(j= 1, 2, …,n)個，將上述模型拓展，得到用多個指標測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的復合重合度模型：

(2)

式中的wj為權(quán)重，其計算步驟如下：

首先求均值：

(3)

其中：t= 1, 2, …,T。

其次求標準差：

(4)

然后求變異系數(shù)：

(5)

最后歸一化得到權(quán)重：

(6)

在利用上述模型測度得到表征同構(gòu)水平的復合重合度結(jié)果后，還需要對同構(gòu)與否以及同構(gòu)程度做出相對而言有一定區(qū)分度的判斷，如此才有利于對同構(gòu)現(xiàn)象的描述和分析。為此，依據(jù)0.667這個判斷產(chǎn)業(yè)同構(gòu)與否的標準[28]，在征詢專家建議的基礎上，本文定義了判斷同構(gòu)與否以及同構(gòu)程度高低的判斷準則，結(jié)果如表1所示。

如無特別說明，本文對同構(gòu)程度的判斷與表述將以表1為準。在以往關(guān)于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的測度研究中，對該方面的關(guān)注還不是很多。需要說明的是，0.667這一判斷標準僅適用于利用結(jié)構(gòu)重合度模型測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的情形。

表1 產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的判斷標準與相應稱謂

四、長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的測度分析

1.測度指標選擇

對于長三角這一區(qū)域，本文在分析時僅細分到省級層面。對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，按照國家統(tǒng)計局的分類標準包含有6個行業(yè)，即醫(yī)藥制造業(yè)、航空、航天器及設備制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、計算機及辦公設備制造業(yè)、醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)和信息化學品制造業(yè)。由于相關(guān)統(tǒng)計資料中并未給出信息化學品制造業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù)，因此在實際分析時剔除了該產(chǎn)業(yè)。

經(jīng)比較分析，本文選擇使用的測度高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的指標如表2所示。

表2 測度高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的指標

從投入角度看，選擇的是“年平均從業(yè)人數(shù)”，這項指標是表征企業(yè)生產(chǎn)投入的一個基礎性指標。從產(chǎn)出角度看，本文選擇的是總產(chǎn)值指標，這也是國內(nèi)大多數(shù)學者在研究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題時習慣選擇的指標。實際上除了總產(chǎn)值指標外，還有一個更能真實表征產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出水平的指標，即增加值這一指標，但本文并沒有將其列入。原因在于這一指標在2009年以后的各類統(tǒng)計資料中就不在公開披露，所以指標數(shù)據(jù)無法獲得只能舍棄。上述各項指標的數(shù)據(jù)均來源于相關(guān)年份《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)總產(chǎn)值指標數(shù)據(jù)，在2012—2015年是用主營業(yè)務收入數(shù)據(jù)來替代的，因為這些年份的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中沒有披露各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分行業(yè)的總產(chǎn)值數(shù)據(jù)。

2.測度結(jié)果與分析

在獲得長三角各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)歷年各項指標數(shù)據(jù)的基礎上，首先利用式(1)測度得到各單項指標的同構(gòu)度，結(jié)果如圖1、圖2所示。

圖1 用年均從業(yè)人數(shù)計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度

由圖1可以看出，用年均從業(yè)人數(shù)計算的上海與江蘇、上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度總體呈波動下降而后又上升的發(fā)展態(tài)勢，分別由2000年的0.965、0.888下降到了2013年的0.784、0.690，而后又上升到了2015年的0.902、0.804。觀察發(fā)現(xiàn)，上海與江蘇多數(shù)年份處于高度同構(gòu)狀態(tài)，上海與浙江多數(shù)年份處于中度同構(gòu)狀態(tài)。雖然，江蘇與浙江的同構(gòu)度總體也呈波動下降而后又波動上升得發(fā)展態(tài)勢，但其最低點出現(xiàn)的時間要早很多，由2000年的0.876下降到了2009年的0.742，然后又上升到了2015年的0.811，且多數(shù)年份處于低度同構(gòu)狀態(tài)。到2015年，上海與江蘇的同構(gòu)度最高，上海與浙江、江蘇與浙江的同構(gòu)度基本接近。

由圖2可以看出，用總產(chǎn)值計算的長三角各地區(qū)間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)水平的發(fā)展變化并不完全一致。上海與江蘇、上海與浙江的同構(gòu)度總體呈波動下降而后又急速躍升的發(fā)展態(tài)勢，分別由2000年的0.918、0.738下降到了2014年的0.690、0.540，2015年又上升到了0.822、0.702。上海與江蘇的同構(gòu)度由高度同構(gòu)發(fā)展變化到了中度同構(gòu)、低度同構(gòu)甚至是微度同構(gòu)。同時觀察發(fā)現(xiàn)，就多數(shù)年份而言，上海與浙江的同構(gòu)度已經(jīng)下降到了0.667以下，已不存在同構(gòu)現(xiàn)象，而其余年份也多處于低度同構(gòu)狀態(tài)。江蘇與浙江的同構(gòu)度總體呈波動上升的態(tài)勢，由2000年的0.750增加到了2015年的0.879，由低度同構(gòu)發(fā)展成了中度同構(gòu)。緣于這樣的發(fā)展變化，到2015年，同構(gòu)度最高的是江蘇與浙江，上海與江蘇居中，上海與浙江最低。

圖2 用總產(chǎn)值計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度

對比圖1和圖2發(fā)現(xiàn)，用年均從業(yè)人數(shù)計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度較高，而用總產(chǎn)值計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度較低。同時，用年均從業(yè)人數(shù)和總產(chǎn)值計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的發(fā)展變化也有一定差異，尤其江蘇與浙江同構(gòu)度的變化區(qū)別程度較大。由此可見，用單一指標來計算同構(gòu)度不僅可能會帶來同構(gòu)水平高低判斷上的差異，而且還可能會導致結(jié)構(gòu)趨同或趨異判斷上的不同。故而，基于多指標復合來計算同構(gòu)度是避免上述問題的手段之一?；诒疚奶岢龅膹秃现睾隙饶Ｐ?，利用上述兩項指標可計算得到長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度，結(jié)果如圖3所示。

圖3 用上述兩項指標計算得到長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度

由圖3可以看出，上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度從2000年開始總體呈波動下降的發(fā)展態(tài)勢，由高度同構(gòu)變化為中度同構(gòu)，繼而又發(fā)展為低度同構(gòu)，到2015年又產(chǎn)生了一個躍升，重新回到了中度同構(gòu)水平。上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度的變化由初始的低度同構(gòu)波動下降為微度同構(gòu)，而后又發(fā)展為非同構(gòu)狀態(tài)，直到2015年產(chǎn)生了較大變化并回到了低度同構(gòu)狀態(tài)。盡管上海與江蘇、上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度在水平高低上有差異，但其發(fā)展變化的軌跡非常近似，其形狀接近于一把“長柄湯匙”。江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合同構(gòu)度從2000年的低度同構(gòu)開始呈逐年下降，到2013年降到最低并處于微度同構(gòu)狀態(tài)，之后在波動中上升，到2015年發(fā)展成為了中度同構(gòu)?？傮w看，其變化軌跡接近于一個“長尾對號”。

五、長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)水平的測度分析

1.測度指標選擇

本文所指的創(chuàng)新實際上就是技術(shù)創(chuàng)新，并不包含其他方面的創(chuàng)新。對于產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的表征既可以從投入角度入手，也可以從產(chǎn)出角度考慮?；谶@樣的思路，本文經(jīng)過篩選，所確定的指標如表3所示。

表3 表征高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新因素的指標

從投入角度看，本文選擇的指標包括兩項：研發(fā)人員全時當量和研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出。之所以選擇這兩項指標的原因在于，前者體現(xiàn)的是創(chuàng)新的人員投入，后者體現(xiàn)的是創(chuàng)新的經(jīng)費投入?？梢哉f，這是最基本也是最主要的兩項創(chuàng)新投入。研發(fā)人員是指參與研究與試驗發(fā)展項目研究、管理和輔助工作的人員。其反映的是投入從事?lián)碛凶灾髦R產(chǎn)權(quán)的研究開發(fā)活動的人力規(guī)模。研發(fā)人員全時當量是指全時人員數(shù)加非全時人員按工作量折算為全時人員數(shù)的總和。該指標是國際上通用的用于比較科技創(chuàng)新人力投入的重要指標。研發(fā)經(jīng)費內(nèi)支出是指用于單位內(nèi)部開展研發(fā)活動的實際支出。從產(chǎn)出角度看，選擇的指標也包括兩項：新產(chǎn)品銷售收入和擁有發(fā)明專利數(shù)。所謂新產(chǎn)品是指采用新技術(shù)原理、新設計構(gòu)思研制、生產(chǎn)的全新產(chǎn)品，或在結(jié)構(gòu)、材質(zhì)、工藝等某一方面比原有產(chǎn)品有明顯改進，從而顯著提高了產(chǎn)品性能或擴大了使用功能的產(chǎn)品。新產(chǎn)品銷售收入是指報告期企業(yè)銷售新產(chǎn)品實現(xiàn)的銷售收入，體現(xiàn)出的是創(chuàng)新所取得的現(xiàn)實價值。發(fā)明專利是指對產(chǎn)品、方法或者其改進所提出的新的技術(shù)方案。該指標是國際通行的反映是否擁有自主知識產(chǎn)權(quán)技術(shù)的核心指標。

2.測度結(jié)果與分析

為了更加清晰地認識利用不同指標測算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)水平的差異，也將首先測算并分析利用單個指標測算得到的創(chuàng)新同構(gòu)度，然后再計算和分析利用各項創(chuàng)新指標測算的復合同構(gòu)度。各項指標的數(shù)據(jù)均來源于相關(guān)年份《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。利用式(1)計算得到的各項單一指標表征的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度如圖4、圖5、圖6和圖7所示。

圖4 用研發(fā)人員全時當量計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度

由圖4可以看出，若用研發(fā)人員全時當量來計算長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)水平，從2000至2015年，不論上海與江蘇、上海與浙江，還是江蘇與浙江，均呈波動上升的發(fā)展趨勢，呈現(xiàn)的是結(jié)構(gòu)趨同。上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.765上升到了2015年的0.870，上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.607上升到了2015年的0.890，江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.730上升到了2015年的0.910。由此表明，趨同速度最快的上海與浙江，由非同構(gòu)發(fā)展成了中度同構(gòu)；其次是江蘇與浙江，由低度同構(gòu)發(fā)展成了高度同構(gòu)；上海與江蘇的趨同速度最慢，由低度同構(gòu)發(fā)展成了中度同構(gòu)。比較發(fā)現(xiàn)，就多數(shù)年份而言，上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度最高，江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度居中，上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度最低。

圖5 用研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度

由圖5可以看出，若用研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出計算長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)水平，上海與江蘇、上海與浙江、江蘇與浙江的發(fā)展變化趨勢不盡相同：上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)度呈現(xiàn)的是在中度同構(gòu)區(qū)間內(nèi)波動發(fā)展的態(tài)勢，2000年其值為0.844，到2015年其值僅變化為0.862；上海與浙江、江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度的發(fā)展變化呈先波動上升，后波動下降，最后又波動上升的發(fā)展態(tài)勢，到2015年均已經(jīng)發(fā)展到了中度同構(gòu)甚至是接近高度同構(gòu)的狀態(tài)。比較發(fā)現(xiàn)，就多數(shù)年份而言，江蘇與浙江的同構(gòu)度最高，上海與江蘇同構(gòu)度居中、上海與浙江同構(gòu)度最低。

圖6 用新產(chǎn)品銷售收入計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度

由圖6可以看出，若用新產(chǎn)品銷售收入計算長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)水平，總體來看波動較為劇烈，但就趨勢而言，上海與江蘇、江蘇與浙江呈現(xiàn)的是波動下降的發(fā)展趨勢，表現(xiàn)出的是結(jié)構(gòu)趨異，而上海與浙江呈現(xiàn)的是波動上升的發(fā)展趨勢，表現(xiàn)出的是結(jié)構(gòu)趨同。上海與江蘇、江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)度分別由2000年的0.834和0.778下降到了2015年的0.730和0.729，處于低度同構(gòu)水平，當然有的年份甚至降到了非同構(gòu)狀態(tài)。上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)度由2000年的0.811上升到了2015年的0.913，形成了高度同構(gòu)。

圖7 用擁有發(fā)明專利件數(shù)計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)度

由圖7可以看出，若用擁有的發(fā)明專利數(shù)計算長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)水平，從2000至2015年，不論上海與江蘇、上海與浙江，還是江蘇與浙江，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度均呈波動上升的發(fā)展趨勢，呈現(xiàn)的是快速的結(jié)構(gòu)趨同。上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.366上升到了2015年的0.736，由非同構(gòu)變成了低度同構(gòu)；上海與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.438上升到了2015年的0.833，由非同構(gòu)變成了中度同構(gòu)；江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度由2000年的0.437上升到了2015年的0.815，也由非同構(gòu)變成了中度同構(gòu)。比較發(fā)現(xiàn)，就多數(shù)年份而言，江蘇與浙江的同構(gòu)度最高，上海與江蘇同構(gòu)度居中、上海與浙江同構(gòu)度最低。

在測度并分析了利用各項指標計算得到的長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)水平后，接下來將研發(fā)人員全時當量、研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出、新產(chǎn)品銷售收入、擁有發(fā)明專利數(shù)4個創(chuàng)新指標一并納入到本文的模型測度高技術(shù)產(chǎn)業(yè)復合創(chuàng)新同構(gòu)水平，結(jié)果如圖8所示。

圖8 用四項創(chuàng)新指標計算得到長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合創(chuàng)新同構(gòu)度

由圖8可以看出，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)復合創(chuàng)新同構(gòu)度的波動均較為劇烈，但總體呈現(xiàn)的是逐步增大的發(fā)展趨勢。上海與江蘇高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合創(chuàng)新同構(gòu)度由2000年0.640波動上升到了2015年的0.766，由非同構(gòu)發(fā)展成了低度同構(gòu)；上海與浙江、江蘇與浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的復合創(chuàng)新同構(gòu)度由2000年的0.607、0.618波動上升到了2015年的0.869、0.831，由非同構(gòu)變化為中度同構(gòu)。比較發(fā)現(xiàn)，在初始的2000年，復合創(chuàng)新同構(gòu)水平最高的是上海與江蘇。其次是江蘇與浙江，最低的是上海與浙江，到了2015年，最高變成了上海與浙江，江蘇與浙江次之，最低的是上海與江蘇。

六、長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)與產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的引致關(guān)系分析

1.面板數(shù)據(jù)因果檢驗的模型

從統(tǒng)計學意義上講，分析引致關(guān)系實際上就是分析因果關(guān)系，由于本文用到是面板數(shù)據(jù)，因此就有必要建立面板數(shù)據(jù)因果檢驗模型。面板數(shù)據(jù)因果檢驗的基本模型如下[29]：

(7)

(8)

式中，i為界面包含的個體數(shù)量，i= 1, 2, …,N；t表示時間，t= 1, 2, …,T；k為滯后階數(shù)，k= 1, 2, …,K。模型的基本原理是，當在yi,t的自回歸模型中，納入xi,t的滯后值后能顯著地提高模型的預測能力，則稱xi,t是yi,t的原因，反之亦然。

同時，當把面板數(shù)據(jù)看作是堆疊數(shù)據(jù)集，且假設和不隨截面的變化而變化，即：

α0,i=α0,j，α1,i=α1,j，…，αk,i=αk,j；β0,i=β0,j，β1,i=β1,j，…，βk,i=βk,j；?i,j

此時對上述模型進行檢驗，實際上就是格蘭杰因果檢驗。

而如果認為和是隨截面的變化而變化的，即：

α0,i≠α0,j，α1,i≠α1,j，…，αk,i≠αk,j；β0,i≠β0,j，β1,i≠β1,j，…，βk,i≠βk,j；?i,j

那么可用Dumitrescu-Hurlin方法進行因果關(guān)系檢驗[30]。

2.檢驗過程與結(jié)果

由于是面板數(shù)據(jù)，所以在進行因果檢驗之前首先必須判斷被檢驗對象的平穩(wěn)性[31]。對平穩(wěn)性進行檢驗最常用的方法就是單位根檢驗法，而單位根檢驗又有若干種實現(xiàn)方法。若用“CYTG”表示長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)復合同構(gòu)度，“CXTG”表示其創(chuàng)新復合同構(gòu)度，利用Eviews軟件，對圖3和圖8中的產(chǎn)業(yè)復合同構(gòu)度和創(chuàng)新復合同構(gòu)度面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 面板單位根檢驗結(jié)果

由表4中的檢驗數(shù)據(jù)可以看出，不論是長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)復合同構(gòu)度，還是其創(chuàng)新復合同構(gòu)度，利用表中所列示的方法進行檢驗發(fā)現(xiàn)，其原始數(shù)據(jù)、一階差分數(shù)據(jù)均是不平穩(wěn)的，而二階差分后均是平穩(wěn)的，說明這兩組面板數(shù)據(jù)均是二階單整的。依據(jù)面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟學的原理，即使原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，但若它們之間存在協(xié)整關(guān)系，則也可以進行因果檢驗且不會產(chǎn)生回歸上的謬誤。對上述兩組面板數(shù)據(jù)進行Fisher(Combined Johansen)協(xié)整檢驗，結(jié)果如表5、表6所示。

表5 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

表6 各截面協(xié)整檢驗結(jié)果

由表5可以看出，兩組面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。同時從表6可以看出，各截面間也存在協(xié)整關(guān)系，尤其是將顯著性檢驗水平放寬到10%時。既然兩組面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，那么就可以進行因果檢驗，檢驗結(jié)果如表7和表8所示。

表7 格蘭杰(Granger)面板因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表7中的F和P值可以判定，在5%的顯著性水平下，“CXTG”是“CYTG”的格蘭杰原因(Granger Cause)因，而“CYTG”不是“CXTG”的格蘭杰原因。即長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)是其產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的原因，而產(chǎn)業(yè)同構(gòu)卻不是創(chuàng)新同構(gòu)的原因。同時發(fā)現(xiàn)，即使在滯后4階的條件下該檢驗結(jié)果依然很顯著，表明檢驗具有很高的穩(wěn)健性。

表8 杜米特雷斯庫-赫林(Dumitrescu-Hurlin)面板因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由于在Dumitrescu-Hurlin方法中，滯后階數(shù)不能大于截面所包含的個體數(shù)，因此，由表8中的檢驗僅滯后了2階。由表中顯示的W、Zbar、P值可以判定，在10%在顯著性水平下，“CXTG”是“CYTG”的均質(zhì)化原因(homogeneously cause)，而反過來卻并不成立。盡管檢驗結(jié)果在5%的水平下不顯著，但這樣的結(jié)果，進一步增強了格蘭杰因果檢驗的說服力和可信度。

3.分析與討論

為什么在長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)新同構(gòu)會引致產(chǎn)業(yè)同構(gòu)，而反過來，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)卻不是創(chuàng)新同構(gòu)的原因，是由高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的特點決定的。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的特點在于其的高技術(shù)水平，而要實現(xiàn)高技術(shù)水平，就必須開展技術(shù)創(chuàng)新。當長三角各地在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的各行業(yè)競相開展技術(shù)創(chuàng)新活動時，不僅會直接引發(fā)創(chuàng)新同構(gòu)現(xiàn)象，同時也會導致整個產(chǎn)業(yè)從人員投入到最終產(chǎn)出的同構(gòu)。計算發(fā)現(xiàn)，從2000至2015年，就長三角平均而言，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)增長了4.45倍，總產(chǎn)出增長了14.25倍，而同時期，研發(fā)人員全時當量、研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出、新產(chǎn)品銷售收入和擁有的發(fā)明專利數(shù)分別增長了13.38、27.39、15.80和177.09倍。同時，不論上述哪個指標，江蘇與浙江的增長速度均明顯高于上海的增長速度，由此就形成了創(chuàng)新的趨同式發(fā)展，進而引致了結(jié)構(gòu)的趨同。計算表明，從2000至2015年，就高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員全時當量、研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出而言，江蘇與浙江的增長速度分別是上海增長速度的4.44倍、10.51倍和4.43倍、3.95倍，就高技術(shù)產(chǎn)業(yè)擁有發(fā)明專利數(shù)而言，江蘇與浙江的增長速度分別是上海增長速度的2.65倍和2.07倍。

對于由創(chuàng)新同構(gòu)而導致的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)化發(fā)展態(tài)勢要辯證看待，既要看到其積極的方面，又要看到其中可能存在的問題。一方面，不論原因是什么，大幅度地增加研發(fā)人員和研發(fā)經(jīng)費投入，實現(xiàn)更多的新產(chǎn)品銷售收入和獲得更多發(fā)明專利，這本身就是長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所取得的巨大進步和成績，體現(xiàn)出的是產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和與之相伴的轉(zhuǎn)型升級。從這個角度看，即使存在結(jié)構(gòu)上的同構(gòu)化，也是具有合意性的，是值得肯定和鼓勵的。當然，也要看到這種趨同化發(fā)展的非合意性[22]。長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)化的主要原因是創(chuàng)新同構(gòu)，但如果是低層次的創(chuàng)新同構(gòu)就會導致低端化趨同問題的出現(xiàn)。從長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀來看，由于自主創(chuàng)新能力薄弱導致的大而不強的問題比較突出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中還大量存在著以加工裝配為主要內(nèi)容的低端環(huán)節(jié)，處在全球價值鏈的低端。有資料表明，不論從研發(fā)投入強度和增加值率指標看，還是從萬名從業(yè)人員專利擁有數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入占主營業(yè)務收入的比重看，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的表現(xiàn)不僅與發(fā)達國家的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在巨大差距，而且甚至不及全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均水平[32]。可見，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的低端性特征很明顯。此外，從深層次原因來看，創(chuàng)新同構(gòu)又是長三角各地同質(zhì)化的創(chuàng)新戰(zhàn)略及在其指導下形成的同質(zhì)化的產(chǎn)業(yè)政策引致的結(jié)果。上?？萍紕?chuàng)新的戰(zhàn)略定位是“建設具有全球影響力的科技創(chuàng)新中心”，江蘇科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略定位是“建設具有全球影響力的產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新中心”，浙江科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略定位是“建設有全球影響力的先進制造基地”。由此可以看出，三地在科技與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略方面存在趨同化的定位。同時，長三角各地區(qū)均制定并實施了如“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃、中國制造2025行動綱要等產(chǎn)業(yè)政策，且包含的重點領(lǐng)域重復度很高。趨同的戰(zhàn)略與趨同的產(chǎn)業(yè)政策，必然會導致創(chuàng)新的趨同，由此驅(qū)動下形成的產(chǎn)業(yè)低端化結(jié)構(gòu)趨同，極有可能帶來分工弱化、同質(zhì)競爭等后果，應當盡力加以避免。

七、結(jié)論與建議

本文的研究表明，用不同指標計算得到的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)和創(chuàng)新同構(gòu)水平及其發(fā)展變化是有差異的。因此，若僅用單一指標來測度產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)度和創(chuàng)新的同構(gòu)度，就可能出現(xiàn)誤估計其同構(gòu)水平和誤判其發(fā)展變化趨勢的問題，進而對正確認識和判斷產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)新的同構(gòu)狀況及其變化形成影響。基于此，本文構(gòu)建了基于多指標的復合重合度測度模型，并對長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新同構(gòu)度和產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度進行了測算和分析，結(jié)果不僅印證了上述判斷，而且也為進一步豐富產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的測度方法提供了新的途徑。同時，利用面板數(shù)據(jù)因果檢驗方法，對長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同構(gòu)與產(chǎn)業(yè)同構(gòu)之間的因果關(guān)系進行了分析。結(jié)果表明，創(chuàng)新同構(gòu)是引致產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的原因，但反過來卻不成立。分析其中的原因發(fā)現(xiàn)，低端創(chuàng)新同構(gòu)所引發(fā)的產(chǎn)業(yè)低端同構(gòu)，是長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中必須要解決的問題?？梢哉f，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的現(xiàn)實背景下和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵發(fā)展時期，長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)比任何時候都急需要推進基于自主創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展，補上產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新的短板。

第一，進一步提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)人才質(zhì)量并優(yōu)化發(fā)展機制。人才是經(jīng)濟社會發(fā)展的第一資源，是強國之本和富國之基。對于長三角的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)而言當然也不例外，人才是必然是其發(fā)展的第一供給要素。前已述及，雖然近年來長三角各地在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員的投入方面，增長很快，甚至快于同時期產(chǎn)出的增長速度。但僅從數(shù)量上加大供給，還不能滿足產(chǎn)業(yè)發(fā)展與競爭的需要。因此，必須在保持數(shù)量增長的基礎上，進一步提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)人才質(zhì)量并優(yōu)化發(fā)展機制。就人才培養(yǎng)單位而言，要借鑒國際工程教育“目標導向、學生中心和持續(xù)改進”的先進理念，緊密結(jié)合經(jīng)濟社會發(fā)展的實際需要，合理確定人才培養(yǎng)目標與定位，基于深度的產(chǎn)學研合作與協(xié)同創(chuàng)新，科學制定人才培養(yǎng)方案并著力抓實人才培養(yǎng)過程，以進一步提升人才培養(yǎng)質(zhì)量。就人才的使用單位而言，要著力建立更加靈活有效的激勵機制，為研發(fā)人才得其所、盡其能、展其長創(chuàng)造環(huán)境和保障條件，確保能引得進、留得住、用得好，以最大限度發(fā)揮其積極性與創(chuàng)造性。

第二，進一步加大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入并提高使用效率。毋庸置疑，研發(fā)經(jīng)費也是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要供給要素。華為的實踐告訴我們[33]，要提升競爭力，就必須持續(xù)不斷地加大研發(fā)投入。前已述及，長三角各地在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)經(jīng)費的投入上雖然增長很快，但從投入強度上看，與發(fā)達國家比還存在巨大差距，甚至與國內(nèi)的部分地區(qū)比也存在差距。因此，要想提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展質(zhì)量，改變其競爭地位，就必須進一步加大研發(fā)經(jīng)費的投入力度并提高使用效率。長三角各地區(qū)的高技術(shù)企業(yè)應當利用改革開放以來，特別是加入世界貿(mào)易組織以來積累的資本優(yōu)勢，放眼全球與未來，以更加專注和執(zhí)著的精神，瞄準產(chǎn)業(yè)技術(shù)的前沿領(lǐng)域，持續(xù)不斷加大研發(fā)投入，以實現(xiàn)核心技術(shù)的突破。同時，長三角各地要著力提升研發(fā)經(jīng)費的使用效率，尤其財政支持的研發(fā)經(jīng)費使用，要改變重立項、輕管理，重申請，輕驗收的現(xiàn)象，盡快建立經(jīng)費使用上引入社會監(jiān)督、成果考核上以經(jīng)濟效益為依據(jù)的管理機制。

第三，進一步推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的政策創(chuàng)新與地區(qū)協(xié)同。已有研究表明，產(chǎn)業(yè)政策對產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響重大，尤其在推動產(chǎn)業(yè)增長方面更是如此。但傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)政策在促進增長的同時，對于產(chǎn)業(yè)效率的提升作用有限[34]。因此，長三角各地區(qū)應當進一步推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的政策創(chuàng)新與地區(qū)協(xié)同。對于以往過多使用的選擇性產(chǎn)業(yè)政策，要進行深入的評估與反思，并做出適應性修改。要從產(chǎn)業(yè)政策的制定、實施、效果等多環(huán)節(jié)進行優(yōu)化，以最大限發(fā)揮政策的導向功能。同時，要平衡好選擇性產(chǎn)業(yè)政策與功能型產(chǎn)業(yè)政策的關(guān)系，避免出現(xiàn)政府主導市場的局面，使產(chǎn)業(yè)發(fā)展遭受不應有的扭曲。江蘇近年來光伏產(chǎn)業(yè)的發(fā)展已經(jīng)證明了這一點。所以，產(chǎn)業(yè)政策的制定與實施必須回歸到市場主導、政策引導的軌道上來，以實現(xiàn)真正促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的目的。同時，為避免高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的而同質(zhì)化競爭，各地區(qū)應當利用長三角地區(qū)主要領(lǐng)導定期會晤機制(長三角地區(qū)主要領(lǐng)導座談會)、長三角地區(qū)合作與發(fā)展聯(lián)席會議及其重點專題合作組的溝通協(xié)商渠道，努力協(xié)調(diào)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的政策。

參考文獻：

[1]國家統(tǒng)計局.2015年國民經(jīng)濟運行穩(wěn)中有進、穩(wěn)中有好[EB/OL].[2016-01-19]. http://www.gov.cn/zhuanti/2016-01/-19/content_5034293.htm.

[2]蔣伏心,蘇文錦.長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的研究——基于空間計量經(jīng)濟的實證分析[J].江蘇社會科學,2012(3):77-82.

[3]姜磊,季民河.長三角區(qū)域創(chuàng)新趨同研究——基于專利指標[J].科學管理研究,2011(6):1-4.

[4] UNIDO. World industry since 1960: progress and prospects[M]. New York: United Nations, 1979.

[5] Krugman P. Geography and Trade[M]. MIT Press, 1991.

[6]UNECE. Economic survey of Europe in 1980[M]. New York: United Nations, 1981.

[7]Landesmann M, Székely I. Industrial restructuring and trade reorientation in Eastern Europe[M]. Cambridge: Cambridge University Press, 1995.

[8]Finger J M, Kreinin M E. A Measure of Export Similarity and Its Possible Uses[J]. the Economic Journal，1979,89:905-912.

[9]王志華,陳圻.測度長三角制造業(yè)同構(gòu)的幾種方法——基于時間序列數(shù)據(jù)的分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究,2006(4):35-41.

[10]尹希果,李后建.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同測度的一種新方法[J].統(tǒng)計與決策,2010(12):10-13.

[11]石軍偉,王玉燕.中國西部省份工業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)度測算及其決定因素——基于SIP框架的分析與實證檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2013(3):33-45.

[12]樊福卓.一種改進的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度測度方法[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2013(7):98-115.

[13]何大義,李冉,黃啟.基于信息熵的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)化程度的度量研究[J].資源與產(chǎn)業(yè),2014(10):107-114.

[14]董春詩,金龍濤.能源富集區(qū)域產(chǎn)業(yè)同構(gòu)測度研究——以環(huán)鄂爾多斯盆地陜甘寧晉蒙五省區(qū)為例[J].統(tǒng)計與信息論壇,2015(2):47-53.

[15]李光. 從“光谷熱”看高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的同構(gòu)化和集中度問題[J].學習月刊,2001(4):28-29.

[16]蔣金荷.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性與集聚的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2005(12):91-96.

[17]王志華,陳圻.長三角制造業(yè)高技術(shù)化與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的關(guān)系探析[J].科技進步與對策,2006(10):172 -173.

[18]徐俠,安同良.東部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度的測度與分析[J].科技進步與對策,2008(8):119-121.

[19]何靜,呂亮雯.珠江三角洲高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度和區(qū)域分工研究[J].科技管理研究,2011(3):96-98.

[20]李晅煜,孫洋,楊釗.環(huán)渤海地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)合意性分析[J].特區(qū)經(jīng)濟,2012(9):54-56.

[21]王志華,陸玉梅,劉文霞.長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)低端同構(gòu)現(xiàn)象的現(xiàn)實考查[J].科技管理研究,2016(7):99-102.

[22]曹再興,羅能生,黃艷艷.我國區(qū)域創(chuàng)新同構(gòu)的實證分析[J].科技進步與對策,2009(20):32-36.

[23]潘雄鋒,史曉輝,基于專利指標的中國區(qū)域創(chuàng)新趨同的時空演變特征分析[J].管理評論,2012(2):116-121.

[24]周秀紅.基于完善現(xiàn)代企業(yè)制度的國有企業(yè)黨建與企業(yè)文化創(chuàng)新系統(tǒng)同構(gòu)[J].遼寧工業(yè)大學學報(社會科學版), 2015(4):70-75.

[25]梅文文.中部六省區(qū)域創(chuàng)新能力趨同發(fā)展的空間計量經(jīng)濟分析[J].科技和產(chǎn)業(yè),2014(7):136-138.

[26]姜磊,季民河.長三角區(qū)域創(chuàng)新趨同研究——基于專利指標[J].科學管理研究,2011(6):1-4.

[27]張虎,周迪.創(chuàng)新價值鏈視角下的區(qū)域創(chuàng)新水平地區(qū)差距及趨同演變——基于Dagum基尼系數(shù)分解及空間Markov鏈的實證研究[J].研究與發(fā)展管理,2016(12):48-60.

[28]王志華,陳圻.長江三角洲地區(qū)制造業(yè)同構(gòu)若干問題研究[D].南京航空航天大學,2006.

[28]Granger C W J. Some aspects of causal relationships[J]. Journal of Econometrics, 2003,112, 69-71.

[30]Dumitrescu E I, Hurlin C.Testing for Granger non-causality in heterogeneous panels[J]. Economic Modelling, 2012,29:1450-1460.

[31]Phillips P C B, Moon H R. Linear Regression Limit Theory for Nonstationary Panel Data[J]. Econometrica, 1999,67:1057-1111.

[32]王志華,陸玉梅,劉文霞.長三角高技術(shù)產(chǎn)業(yè)低端同構(gòu)現(xiàn)象的現(xiàn)實考查[J].科技管理研究, 2016(7):99-103.

[33]徐上峰.華為:用今天的研發(fā)投入,構(gòu)建明天的競爭力[EB/OL]. [2017-04-16]. http://www.c114.net/news/126/a100349-8.html.

[34]肖澤磊,韓順法.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政策實施效果評估——以江蘇省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政策群為例(1998—2008)[J].科技進步與對策,2011(24):126-130.