長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應(yīng)研究

徐 丹，于 渤

(哈爾濱工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

在科技創(chuàng)新發(fā)展進程不斷加快的全球背景下，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級必須更加依靠創(chuàng)新。城市是各項創(chuàng)新資本的集聚地，是產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的重要載體。從我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展分化態(tài)勢明顯、部分區(qū)域發(fā)展面臨較大困難的現(xiàn)實情況看，城市群是促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要空間形態(tài)，以城市群為核心的區(qū)域協(xié)同發(fā)展是新時期總體發(fā)展戰(zhàn)略中不可或缺的一部分[1]。習近平總書記在2019年8月中央財經(jīng)委員會第五次會議講話中指出，中心城市與城市群正在成為承載發(fā)展要素的主要空間形式。近年來，國家出臺一系列城市群發(fā)展規(guī)劃，表明城市群發(fā)展逐漸成為經(jīng)濟發(fā)展的推動力量。因此，提升城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新能力，實現(xiàn)城市群中各城市聯(lián)動發(fā)展，進而提升區(qū)域整體創(chuàng)新能力與水平尤為重要。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是知識和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，是以高端技術(shù)進行產(chǎn)品生產(chǎn)與技術(shù)研發(fā)的企業(yè)集合[2]。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的主動力，且高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在一定區(qū)域內(nèi)呈現(xiàn)出明顯集聚趨勢。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群因產(chǎn)品附加值高、產(chǎn)業(yè)輻射面廣、滲透性和帶動性強，迅速成為引領(lǐng)城市群創(chuàng)新發(fā)展的增長極。由于創(chuàng)新具有外部性，城市內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新存在溢出現(xiàn)象[3]，即城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新不僅受本地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚以及本地區(qū)創(chuàng)新投入的影響，同時可能受城市群內(nèi)其它城市創(chuàng)新溢出的影響。因此，納入空間地理因素，考察城市間創(chuàng)新溢出與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出，對充分發(fā)揮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，增強城市群內(nèi)各城市聯(lián)動性和協(xié)同性，進而提升城市群整體創(chuàng)新能力具有重要意義。

長三角城市群是全球具有影響力的科技創(chuàng)新高地，也是中國最具活力的創(chuàng)新發(fā)展前沿陣地。長三角城市群內(nèi)匯聚大量人力資本與資源，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展提供保障。長三角地區(qū)已初步形成高技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶，并形成相應(yīng)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)[4]。城市群中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚在城市創(chuàng)新發(fā)展中起至關(guān)重要的作用。但長三角城市群也存在區(qū)域內(nèi)發(fā)展不平衡問題，中心城市與邊緣城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和創(chuàng)新能力仍存在較大差異。例如，2018年中心城市上海人均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值達31 215.7元，處于城市群邊緣的安慶人均高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值則為17 183.9元。上海每萬人專利申請量為62，而滁州每萬人專利申請量為34，安慶僅為20。因此，對長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)進行研究，探討長三角城市群內(nèi)各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平等對本城市與其它城市創(chuàng)新的影響機制以及城市環(huán)境變量的調(diào)節(jié)機制，對于發(fā)揮城市群中核心城市的帶動作用，實現(xiàn)各城市協(xié)調(diào)創(chuàng)新發(fā)展，提升長三角城市群整體創(chuàng)新能力與綜合實力具有重要意義。同時，可為其它城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展與創(chuàng)新能力培育提供借鑒和依據(jù)。

1 文獻綜述

產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)概念最初來源于馬歇爾對產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象的研究，其將特定區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚定義為“產(chǎn)業(yè)區(qū)”，并發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)在空間地理范圍內(nèi)的專業(yè)化集聚能夠加速區(qū)域內(nèi)知識傳播[5]?？唆敻衤黐6]進一步從空間視角研究產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象。對于產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新研究，大多數(shù)學者肯定了產(chǎn)業(yè)集聚是創(chuàng)新的源泉和動力[7]。波特[8]、巴杰拉[9]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚可以提升區(qū)域創(chuàng)新能力，產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的知識和技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新具有正向影響[10-11]。在不同空間地理范圍視閾下，梅加[12]研究認為，產(chǎn)業(yè)集聚對印度地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著影響；Luo等[13]對中國武漢制造業(yè)集聚與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進行研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新是影響制造業(yè)集聚與空間布局的重要因素；Jo 等[14]研究指出,韓國地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚可提升新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率與創(chuàng)新能力，進而使區(qū)域獲得持續(xù)性創(chuàng)新績效；Yang 等[15]從全球價值鏈角度探討發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與全球價值鏈對區(qū)域創(chuàng)新績效具有積極協(xié)同效應(yīng)。國內(nèi)學者大多從省域視角出發(fā)，探討高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系。在肯定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對省際創(chuàng)新績效與技術(shù)創(chuàng)新[16]具有顯著影響的同時，還指出這種影響存在明顯區(qū)域差異[17]與行業(yè)差異[18]，相較于工業(yè)制造業(yè)集聚與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚更能推動區(qū)域創(chuàng)新體系形成[16]。近年來，部分學者開始關(guān)注城市群產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力的互動協(xié)調(diào)關(guān)系[19-20]。也有學者就此得出不同的結(jié)論，例如，Blance對歐洲250個地區(qū)的制造業(yè)集聚進行研究，發(fā)現(xiàn)該地區(qū)制造業(yè)集聚度對區(qū)域創(chuàng)新能力沒有顯著影響；熊璞和李超民[21]基于我國省際面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在單一門檻效應(yīng)。

由于創(chuàng)新外部性及其空間溢出效應(yīng)[22-24]，學者們將空間因素引入到知識生產(chǎn)函數(shù)中，研究區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出[25]。Anselin & Varga[26]、Autant-bernard & Lesage[27]通過構(gòu)建空間計量模型測度區(qū)域創(chuàng)新空間溢出強度，分析創(chuàng)新溢出的空間效應(yīng);Qiu等[28]探究中國海洋產(chǎn)業(yè)集聚機制及空間溢出效應(yīng)；Mendez-ortega 等[29]對巴塞羅那地區(qū)創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚進行研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的一系列溢出效應(yīng)可以促進當?shù)馗呒夹g(shù)水平提升；Kekezi[30]研究指出，知識密集型產(chǎn)業(yè)可通過集聚產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，進而促進產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。國內(nèi)學者研究發(fā)現(xiàn)，中國省際創(chuàng)新產(chǎn)出存在空間相關(guān)性[31-33]，鄰近省份創(chuàng)新具有正向空間溢出效應(yīng)，且溢出程度表現(xiàn)出區(qū)域差異性[34]。與此同時，中國城市間[35-36]、長三角地區(qū)城市間[37]創(chuàng)新活動存在顯著空間溢出效應(yīng)。隨著研究進一步深入，學者們開始關(guān)注各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)[38-40]，發(fā)現(xiàn)我國各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)集聚分布特征，并且對省域創(chuàng)新能力具有顯著空間溢出效應(yīng)。盛彥文等[41]研究指出，我國東部沿海城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和集聚經(jīng)濟對城市群創(chuàng)新效率具有溢出效應(yīng)。但呂承超[39]研究指出，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚并不具備顯著空間溢出效應(yīng)。

通過梳理國內(nèi)外文獻發(fā)現(xiàn)，首先，現(xiàn)有研究集中于探討各省域范圍內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系，但對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)揮的創(chuàng)新效應(yīng)尚未得出統(tǒng)一結(jié)論，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)研究相對匱乏。其次，目前研究大多將環(huán)境因素作為控制變量，探討其對區(qū)域創(chuàng)新的直接影響，區(qū)域環(huán)境因素會在一定程度上對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生直接影響。但從環(huán)境因素的調(diào)節(jié)作用視角出發(fā)，探討其在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)更具價值。最后，已有文獻運用空間計量方法對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)開展研究，但未從空間維度上探討環(huán)境變量在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新之間的空間調(diào)節(jié)作用。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對特定區(qū)域內(nèi)城市創(chuàng)新產(chǎn)出是否存在直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)？環(huán)境因素能否對上述空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用？本文以長三角城市群為研究對象，運用空間計量方法就長三角城市群內(nèi)各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出影響的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)進行研究，并探討相關(guān)環(huán)境因素在上述直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，研究框架如圖1所示。本文旨在豐富區(qū)域創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應(yīng)研究，為發(fā)揮我國城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，帶動城市群創(chuàng)新系統(tǒng)內(nèi)部各城市聯(lián)動發(fā)展，驅(qū)動整個城市群創(chuàng)新能力水平提升提供參考。

本文主要思路是從投入—產(chǎn)出視角結(jié)合知識生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建計量分析理論模型，進一步構(gòu)建長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)空間計量模型，并對實證結(jié)果進行解讀與分析，最后得出結(jié)論和研究啟示。

圖1 研究理論框架

2 模型設(shè)定與選擇

2.1 計量模型設(shè)定

知識生產(chǎn)函數(shù)[26]可對區(qū)域創(chuàng)新溢出及其影響因素進行有效測度與分析。本文主要研究長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚以及相關(guān)環(huán)境因素對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)，這與知識生產(chǎn)函數(shù)的本質(zhì)相契合。因此，選擇知識生產(chǎn)函數(shù)作為研究理論模型，對長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)進行實證研究具有合理性。

知識生產(chǎn)函數(shù)主要從投入與產(chǎn)出視角刻畫創(chuàng)新產(chǎn)出，但城市創(chuàng)新產(chǎn)出除受創(chuàng)新投入的影響外，城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間集聚也是其重要影響因素。據(jù)此，通過加入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚變量得到擴展的城市創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=A·Kα·Lβ·Hγ·Zφ·ε

(1)

其中，Y表示城市創(chuàng)新產(chǎn)出，A表示常數(shù)，投入指標包括物質(zhì)資本(K)與人力資本(L)投入，H表示核心變量城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，Z表示環(huán)境調(diào)節(jié)變量，本文主要考慮城市經(jīng)濟發(fā)展水平與外商直接投資水平。城市經(jīng)濟發(fā)展為創(chuàng)新提供基礎(chǔ)性條件，外商直接投資體現(xiàn)了城市對外開放與交流程度。α、β、γ、φ分別為物質(zhì)資本投入、人力資本投入、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平和環(huán)境調(diào)節(jié)變量的彈性系數(shù)，ε為隨機誤差項。為消除各變量異方差或偏態(tài)，對各變量取自然對數(shù)并對相應(yīng)變量符號進行替換，得到實證模型如下：

lnCINNOi,t=C+αlnRDi,t+βlnPDi,t+γlnHLQi,t+φlnHLQi,t×μ+ε

(2)

其中，CINNO代表城市創(chuàng)新產(chǎn)出， RD代表科技經(jīng)費投入，PD代表科研人員投入，HLQ代表城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，μ代表城市創(chuàng)新環(huán)境，包括PGDP(城市經(jīng)濟發(fā)展水平)和FDI(外商直接投資)。lnHLQi,t×μ表示分別加入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平與創(chuàng)新環(huán)境因素μ(PGDP、FDI)的交叉項，代表創(chuàng)新環(huán)境調(diào)節(jié)項，i與t分別表示城市和年份。

2.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

(1)被解釋變量：城市創(chuàng)新能力(CINNO)。研究者主要從創(chuàng)新投入與產(chǎn)出兩個方面衡量城市創(chuàng)新能力，區(qū)域?qū)＠闆r能夠相對真實地反映該區(qū)域創(chuàng)新能力[42]。研究者一般采用專利申請量與專利授權(quán)量衡量區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，鑒于數(shù)據(jù)可獲性、真實性與通用性，考慮到城市專利申請量受人為因素與政策因素的影響較小，更能體現(xiàn)長三角城市群創(chuàng)新產(chǎn)出水平，因而本文選取城市專利申請受理量代表長三角城市群各城市創(chuàng)新能力。

(2)核心解釋變量：城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚(HLQ)。區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)鍵在于發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的本地創(chuàng)新效應(yīng)與創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)意義重大，采用區(qū)位熵對長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平進行測算，具體計算如下：

(3)

(3)解釋變量：科研經(jīng)費投入(RD)與科研人員投入(PD)。城市創(chuàng)新的資金投入與人力資本投入是影響區(qū)域創(chuàng)新的兩種要素，因而有必要加入城市科研經(jīng)費投入和科研人員投入?？紤]到財政科技支出是城市創(chuàng)新資金的主要來源，因而采用財政科技支出衡量城市創(chuàng)新科技經(jīng)費投入。對于科研人員投入，本文選取科研、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)從業(yè)人員作為城市科研人員投入衡量指標。

(4)調(diào)節(jié)變量：本研究主要探討城市創(chuàng)新環(huán)境要素在長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新產(chǎn)出之間的調(diào)節(jié)作用。環(huán)境調(diào)節(jié)變量主要包括城市經(jīng)濟發(fā)展水平與外商直接投資。

城市經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)。城市經(jīng)濟發(fā)展為長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)創(chuàng)新提供優(yōu)良的環(huán)境基礎(chǔ)。城市經(jīng)濟發(fā)展水平高，才能支撐城市創(chuàng)新，同時對鄰近城市產(chǎn)生一定影響。因此，城市經(jīng)濟基礎(chǔ)在城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響過程中發(fā)揮重要調(diào)節(jié)作用。本研究采用長三角城市群內(nèi)各城市人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量城市經(jīng)濟發(fā)展水平。

外商直接投資(FDI)?，F(xiàn)有外商直接投資對城市創(chuàng)新產(chǎn)出及創(chuàng)新溢出的影響存在不同研究結(jié)論，盡管如此，長三角城市群由于城市包容性強、對外開放程度高，可以肯定各城市外商直接投資對其發(fā)展產(chǎn)生了影響。因此，本文將外商直接投資作為長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新產(chǎn)出的重要調(diào)節(jié)變量，以實際利用外商直接投資衡量。

實證分析以長三角城市群為對象，選取2010-2018年城市群內(nèi)26個城市面板數(shù)據(jù)，各城市專利申請受理量數(shù)據(jù)以及其它數(shù)據(jù)來源于上海市、江蘇省、浙江省以及安徽省統(tǒng)計年鑒以及《中國城市統(tǒng)計年鑒》。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)數(shù)據(jù)來源于長三角地區(qū)各省市科技局統(tǒng)計文件、統(tǒng)計年鑒以及《中國統(tǒng)計年鑒》，各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

2.3 空間計量分析準備

在利用空間計量模型分析城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)前，本文利用Moran's I指數(shù)對長三角城市群各城市創(chuàng)新能力空間相關(guān)性進行檢驗，在計算 Moran's I 指數(shù)前，需構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。

第一種空間權(quán)重矩陣是地理鄰接矩陣，將0-1空間權(quán)重中的元素定義為：空間相鄰時wij=1，空間不相鄰時wij=0。第二種是地理距離矩陣，以城市間地理距離倒數(shù)的平方建立地理距離矩陣。

(4)

式(4)中，dij為長三角城市群各城市之間的地理中心距離，計算公式為：

dij=R·arccos(sinxisinxj+cosxicosxjcos

(yj-yi))

(5)

式(5)中，R代表地球半徑，x和y分別代表城市中心的緯度與經(jīng)度。此處選用地理鄰接矩陣進行長三角城市群創(chuàng)新產(chǎn)出空間自相關(guān)檢驗。利用Stata15.0軟件得到2010—2018年長三角城市群各城市創(chuàng)新產(chǎn)出全局Moran's I指數(shù)值，如表2所示。

可以看出，2010—2018年長三角城市群各城市創(chuàng)新產(chǎn)出全局Moran's I指數(shù)均顯著為正，呈現(xiàn)顯著正空間自相關(guān)性，表明長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新活動并不是孤立存在的，區(qū)域內(nèi)某一城市創(chuàng)新會受鄰近城市的顯著影響，初步表明長三角城市群各城市創(chuàng)新存在空間溢出。因此，需在空間維度下，運用空間計量模型就長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響進行研究。

表2 長三角城市群創(chuàng)新產(chǎn)出Moran's I指數(shù)

2.4 空間計量模型設(shè)定與模型形式選擇

前文利用空間自相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，各城市創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著空間自相關(guān)性，因而初步考慮使用空間計量模型開展實證研究。根據(jù)式(2)的實證模型，引入空間效應(yīng)，構(gòu)建空間滯后模型(SAR)。

lnCINNOit=ρwijlnCINNOit+αlnHLQit+β1lnRDit+β2lnPDit+φlnHLQi,t×μ+εit

(6)

ρ代表被解釋變量城市創(chuàng)新的空間自回歸系數(shù)，反映被解釋變量的空間溢出效應(yīng)。wij代表鄰接權(quán)重矩陣，α代表核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平的彈性系數(shù)，β1、β2代表其它影響因素的彈性系數(shù)，其余符號解釋與式(2)相同。構(gòu)建空間誤差模型(SEM)如下：

lnCINNOit=αlnHLQit+β1lnRDit+β2lnPDit+φlnHLQi,t×μ+εit

(7)

εit=λwij+μit

(8)

式(8)中，λ代表空間誤差的自相關(guān)系數(shù)。進一步構(gòu)建空間杜賓模型(SDM)，同時納入因變量和自變量的空間滯后項為：

lnCINNOit=ρwijlnCINNOit+αlnHLQit+β1lnRDit+β2lnPDit+φlnHLQi,t×μ+γ1wijlnHLQit+γ2wijlnRDit+γ3wijlnPDit+φ1lnHLQi,t×μ+εit

(9)

式(9)中，ρ代表長三角城市群創(chuàng)新產(chǎn)出的空間回歸系數(shù)，γ1代表核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間回歸系數(shù)，反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出，γ2、γ3代表其它影響因素的空間回歸系數(shù)，φ1代表環(huán)境調(diào)節(jié)變量的空間回歸系數(shù)。

對于選用何種形式的空間計量模型，要對空間效應(yīng)存在形式進行檢驗。首先，通過LM檢驗(拉格朗日乘數(shù)檢驗)對空間效應(yīng)形式進行檢驗[43]，結(jié)果見表3。LM lag與Robust LM lag統(tǒng)計量均在1%的水平下顯著，說明存在被解釋變量的空間滯后項。LM error與Robust LM error統(tǒng)計量均在1%的水平下顯著，說明存在誤差項的空間滯后項。由此表明，選擇空間杜賓模型[44]分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的本地影響與空間溢出效應(yīng)較為合適。接下來，開展 Wald 檢驗和LR檢驗，進一步說明選擇SDM的適宜性，結(jié)果見表3?？臻g滯后模型和空間誤差模型的Wald與LR 檢驗均在1%的水平下顯著，可以認為SDM不能簡化為SAR與SEM，說明選擇SDM更為適宜[45]。結(jié)合上述分析，本文選擇空間杜賓模型(SDM)對長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應(yīng)開展實證研究。

表3 LM、Wald及LR檢驗結(jié)果

3 實證結(jié)果與分析

3.1 SDM估計結(jié)果與討論

首先對兩種形式下(固定效應(yīng)與隨機效應(yīng))的空間杜賓模型進行估計，此部分模型估計主要考慮核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)，因而未加入環(huán)境調(diào)節(jié)變量，模型估計結(jié)果如表4所示。Hausman檢驗結(jié)果表明，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型對長三角城市群中各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)進行分析。表4中，空間個體固定效應(yīng)模型估計結(jié)果顯示：

(1)長三角城市群中各城市創(chuàng)新產(chǎn)出空間溢出系數(shù)在5%的顯著性水平下為0.196，本城市創(chuàng)新產(chǎn)出增加1%，鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.196%。表明長三角城市群中地理鄰近城市間創(chuàng)新活動具有顯著正向空間相關(guān)性。其原因在于：鑒于地理位置的鄰近性，創(chuàng)新資源與人力資本在鄰近城市間流動更加自由，創(chuàng)新合作更加頻繁，促使各城市創(chuàng)新產(chǎn)生空間上的正向溢出效應(yīng)。但是空間溢出系數(shù)并不高，可能是由于長三角城市群內(nèi)邊緣城市自身創(chuàng)新能力與水平不高，而創(chuàng)新能力較強的中心城市對邊緣城市的溢出與帶動效應(yīng)是一個循序漸進的過程。因此，現(xiàn)階段長三角城市群各城市之間的創(chuàng)新活動具有正向空間溢出效應(yīng)，但溢出程度不高，長三角城市群要充分重視提升邊緣城市的創(chuàng)新能力，補足其創(chuàng)新短板，充分發(fā)揮中心城市和省會城市的輻射帶動效應(yīng)。

(2)核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對本城市創(chuàng)新具有顯著正向影響，城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平提升1%，本地創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.524%，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是推動城市創(chuàng)新發(fā)展的主干力量，可通過高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚形成競合效應(yīng)與學習示范效應(yīng)，促進本地區(qū)創(chuàng)新活動，提升本地區(qū)創(chuàng)新能力。

表4 SDM估計結(jié)果

對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間滯后項系數(shù)表示空間溢出大小，本城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平提升1%，鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出反而減少0.372%，表明長三角城市群內(nèi)某一城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新具有顯著負向空間溢出效應(yīng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚所體現(xiàn)的空間溢出效果為抑制。原因可能在于：其一，長三角城市群內(nèi)各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與集聚水平存在較大差異。例如，杭州高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較高，但與其相鄰的紹興和金華高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低。合肥、蕪湖高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較高，而安慶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低。這表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在長三角部分城市內(nèi)集中度較高，導致上述城市對鄰近城市各種創(chuàng)新資源的虹吸效應(yīng)要高于對后者的正向溢出效應(yīng)，進而造成長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的負向溢出；其二，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在長三角城市群內(nèi)發(fā)展水平較高、創(chuàng)新活力較強的城市集聚，可能導致在某些城市過度集聚，而過度集聚不僅會降低城市自身創(chuàng)新產(chǎn)出，甚至會產(chǎn)生負向空間溢出效應(yīng)，阻礙鄰近城市創(chuàng)新；其三，本文主要研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚空間溢出效應(yīng)，不同高技術(shù)產(chǎn)業(yè)間存在眾多經(jīng)濟技術(shù)聯(lián)系，會形成高技術(shù)產(chǎn)業(yè)多樣化集聚。因此，長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的正向空間溢出可能更多來源于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的多樣化集聚。

(3)在其它影響因素中，城市科技經(jīng)費投入對本城市創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響，表明科技經(jīng)費要素投入增加可提升本城市創(chuàng)新能力。因為只有創(chuàng)新資金投入水平不斷提升，為城市創(chuàng)新發(fā)展提供基礎(chǔ)性支撐，各城市才有能力和動力促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新，實現(xiàn)城市創(chuàng)新能力提升。同時，城市創(chuàng)新經(jīng)費投入會對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生正向空間溢出。原因在于，較高的創(chuàng)新經(jīng)費投入水平在促進本城市創(chuàng)新產(chǎn)出的同時，也為城市間創(chuàng)新合作以及區(qū)域創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建提供雄厚的物質(zhì)基礎(chǔ)，進而帶動鄰近城市創(chuàng)新能力提升。

城市科研人員投入對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下為-0.182，但并不代表長三角城市群內(nèi)城市科研人員投入對本城市創(chuàng)新產(chǎn)出具有反向作用。原因之一可能是，由于科研人員的異質(zhì)性，長三角城市群內(nèi)各城市科研人員整體水平與素質(zhì)不高，創(chuàng)新活動需要更高素質(zhì)的核心人員，而非科研人員的低效聚集[37]。原因之二可能是，許多高端人才會流入長三角城市群內(nèi)經(jīng)濟相對發(fā)達的城市，對鄰近城市產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，導致人才流動未能發(fā)揮出互通共享效應(yīng)。原因之三可能是，近年來，超大型城市人才嚴重流失帶來的負向影響顯著，雖然長三角城市群中許多城市出臺了高端科研人才引進政策，但短期內(nèi)不足以有效調(diào)整長三角城市群當前科研人員人才結(jié)構(gòu)。城市科技人員投入的空間滯后系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明目前長三角城市群中城市科技人員投入對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)微弱。但高素質(zhì)創(chuàng)新型科研人員必然會提升長三角城市群各城市創(chuàng)新產(chǎn)出，只是目前來看其影響程度不足。

由于空間杜賓模型的解釋變量所對應(yīng)的回歸系數(shù)包括空間溢出效應(yīng)和反饋效應(yīng)，需利用分解效應(yīng)(直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng))進一步反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。長三角城市群內(nèi)城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚和其它影響因素對本城市創(chuàng)新的影響即為直接效應(yīng)，本城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚和其它影響因素對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響即為間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))，進一步效應(yīng)分解結(jié)果如表5所示。

表5 SDM效應(yīng)分解結(jié)果

長三角城市群內(nèi)各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對本地與鄰近城市創(chuàng)新均具有顯著影響，但影響方向與強度存在差異。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的直接效應(yīng)顯著為正，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平每提升1%，本城市創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.515%，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟效應(yīng)使得企業(yè)間交流更加頻繁，合作網(wǎng)絡(luò)更加復雜與緊密，并降低了知識交流成本，促使企業(yè)在競爭與合作中產(chǎn)生創(chuàng)新溢出，促進本地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))顯著為負，本地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平每提升1%，鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出減少0.328%。同時，長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的直接效應(yīng)系數(shù)高于間接效應(yīng)系數(shù)，說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)小于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的本地創(chuàng)新效應(yīng)。

城市科研經(jīng)費投入對本地和相鄰城市創(chuàng)新均具有顯著促進作用。城市科研經(jīng)費投入每增加1%，本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.290%，鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.737%，表明本地區(qū)經(jīng)費投入不僅可以提升本地區(qū)創(chuàng)新能力，而且能夠產(chǎn)生正的空間溢出效應(yīng)，進而提升周邊城市創(chuàng)新能力。城市科技經(jīng)費的間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，表明科技經(jīng)費投入對相鄰城市創(chuàng)新的推動作用較大。科研人員投入對本地區(qū)創(chuàng)新的直接效應(yīng)顯著為負，而間接效應(yīng)不顯著，這可能與城市內(nèi)科研人員基數(shù)較小且流動性較強有關(guān)。

3.2 不同空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述估計結(jié)果的穩(wěn)健性，利用不同空間權(quán)重矩陣進行模型估計，結(jié)果見表6。對比基于地理鄰接矩陣與地理距離矩陣的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：①兩種空間權(quán)重矩陣下，長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)(ρ)系數(shù)顯著為正，與基于鄰接權(quán)重矩陣的估計結(jié)果是一致的，表明長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新存在正向空間溢出效應(yīng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性；②核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新的直接影響顯著為正，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間滯后系數(shù)符號方向在兩種空間權(quán)重下是一致的；③城市科技經(jīng)費投入、科研人員投入對城市創(chuàng)新的直接影響系數(shù)符號與顯著性是一致的，兩者空間滯后系數(shù)的符號方向與顯著性也保持一致。由以上對比分析可以看出，基于地理鄰接矩陣與地理距離矩陣的估計結(jié)果基本一致，表明本文對長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的本地創(chuàng)新效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)的估計結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

表6 兩種權(quán)重矩陣估計結(jié)果

3.3 長三角城市群創(chuàng)新環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

城市創(chuàng)新與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚都是在特定城市創(chuàng)新環(huán)境中產(chǎn)生并形成的，因此，長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新環(huán)境會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系產(chǎn)生一定影響。在上述分析的基礎(chǔ)上，納入城市經(jīng)濟發(fā)展水平與外商直接投資兩個創(chuàng)新環(huán)境變量，考察二者在長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與城市創(chuàng)新產(chǎn)出之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，反映到空間杜賓模型中，即分別加入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚變量與城市經(jīng)濟發(fā)展水平變量、城市外商直接投資變量的交互項，估計結(jié)果如表7所示。

表7 環(huán)境變量調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

(1)城市經(jīng)濟發(fā)展水平對本城市創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著促進作用，人均GDP每增加1%，本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.712%。城市經(jīng)濟發(fā)展水平在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對本城市創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響過程中發(fā)揮顯著負向調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)項(lnHLQ×lnPGDP)系數(shù)在1%的顯著性水平下為-0.466。也就是說，長三角城市群城市經(jīng)濟發(fā)展水平提升，反而會削弱高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新的正向影響。原因在于，城市經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提升，城市發(fā)展活力不斷增強，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平不斷提升，可能導致高技術(shù)產(chǎn)業(yè)過度集聚與低效集聚。關(guān)注高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴張而忽略效率提升，可能導致各企業(yè)間資源掠奪與過度競爭，破壞城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群的“生態(tài)平衡”。同時，某一高技術(shù)產(chǎn)業(yè)過度集聚可能會阻礙高技術(shù)產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。

城市經(jīng)濟發(fā)展水平對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)顯著為負，本城市經(jīng)濟發(fā)展水平每提升1%會使鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出減少1.964%。城市經(jīng)濟發(fā)展水平在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的溢出效應(yīng)中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)項(w·lnHLQ×lnPGDP)系數(shù)在1%的顯著性水平下為1.093。長三角城市群經(jīng)濟發(fā)展水平在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的負向空間溢出效應(yīng)中發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)作用，表明本城市經(jīng)濟發(fā)展水平提升可以削弱本地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新的負向影響。原因在于，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市雖然會產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，能夠吸引更多創(chuàng)新資源，但也可能造成城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)過度集聚，使得部分高技術(shù)產(chǎn)業(yè)向鄰近城市轉(zhuǎn)移與集聚。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來資源與人才流動，促進鄰近城市經(jīng)濟發(fā)展水平與創(chuàng)新能力提升，從而削弱并中和來自其它城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的負向溢出。

(2)長三角城市群各城市外商直接投資對本地創(chuàng)新產(chǎn)出具有微弱負向影響，但這種影響是不顯著的。其原因是外商企業(yè)的技術(shù)和資源封鎖[46]，可能對城市中高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)生逆向擠出作用。外商直接投資在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響過程中無顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。但外商直接投資對鄰近城市創(chuàng)新具有顯著正向空間溢出效應(yīng)，同時其在長三角城市群本地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出的負向空間溢出影響過程中發(fā)揮積極且顯著的調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)項(w·lnHLQ×lnFDI)系數(shù)在10%的顯著性水平下為0.235。這表明本地城市外商直接投資水平提升可以削弱本地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新的負向影響。原因在于，外商直接投資會為鄰近城市帶來大量資本和先進技術(shù)，通過示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、技術(shù)合作等促進鄰近城市創(chuàng)新并削弱本地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對鄰近城市創(chuàng)新的負向空間溢出效應(yīng)。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文以長三角城市群中26個城市為研究對象，運用空間計量模型對長三角各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)進行檢驗，并探討城市經(jīng)濟發(fā)展水平與外商投資水平兩個環(huán)境變量在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用，得到以下主要結(jié)論：

(1)長三角城市群各城市創(chuàng)新具有顯著正向空間關(guān)聯(lián)。從兩種空間權(quán)重矩陣下空間計量模型估計結(jié)果看，長三角城市群內(nèi)各城市間創(chuàng)新活動的正向空間溢出效應(yīng)具備穩(wěn)健性。

(2)核心解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響，并對鄰近城市創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著負向空間溢出效應(yīng)。其它影響因素中，科研經(jīng)費投入的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)均顯著為正；科研人員投入的直接效應(yīng)與總效應(yīng)顯著為負，其間接效應(yīng)不顯著。

(3)長三角城市群城市經(jīng)濟發(fā)展水平在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的影響過程中發(fā)揮負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用；長三角城市群外商直接投資水平僅在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

4.2 啟示

(1)長三角城市群是一個共同體，應(yīng)充分挖掘與利用各城市創(chuàng)新活動的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明，長三角城市群中某一城市創(chuàng)新不僅與本地區(qū)創(chuàng)新投入密切相關(guān)，還受鄰近城市創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響。長三角城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新能力存在差異，各城市發(fā)展不平衡。因此，應(yīng)重視各城市鄰近性，充分發(fā)揮創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)，突破各城市行政區(qū)劃，加強各城市間創(chuàng)新合作，構(gòu)建城市創(chuàng)新合作網(wǎng)絡(luò)。充分發(fā)揮中心城市的輻射與溢出作用，尤其應(yīng)充分發(fā)揮整個長三角城市群的中心城市——上海的輻射與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應(yīng)，利用政策優(yōu)勢和地理鄰近優(yōu)勢，在以上海為中心的大都市圈內(nèi)實現(xiàn)城市間創(chuàng)新聯(lián)動發(fā)展，進而以圈層力量帶動周邊后發(fā)城市發(fā)展。同時，重視區(qū)域性創(chuàng)新中心如南京、杭州、寧波、合肥等城市對各自圈層內(nèi)城市的創(chuàng)新溢出與輻射帶動作用，提升邊緣城市創(chuàng)新能力與水平，形成長三角城市群各城市協(xié)同創(chuàng)新格局。

(2)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚是提升長三角城市群創(chuàng)新水平的重要變量。要在合理范圍內(nèi)提升長三角城市群各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，發(fā)揮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對本地區(qū)創(chuàng)新的核心作用。長三角城市群各城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平參差不齊，上海、杭州、蕪湖、合肥等城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集中度較高，而鄰近的紹興、金華、安慶等城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低。因此，長三角城市群各城市要根據(jù)自身實際情況培育與發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，充分發(fā)揮自身區(qū)位優(yōu)勢，適度提升本城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，促進本地區(qū)發(fā)展。例如，上海高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與服務(wù)業(yè)發(fā)達，應(yīng)積極發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對高技術(shù)制造業(yè)的價值鏈延伸功能；江蘇省制造業(yè)發(fā)達，應(yīng)充分發(fā)該省城市高技術(shù)制造業(yè)集聚優(yōu)勢；浙江省數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)先，應(yīng)積極促進數(shù)字產(chǎn)業(yè)集聚，發(fā)展民營經(jīng)濟；安徽省發(fā)展后勁足，腹地廣闊，制造業(yè)特色鮮明，應(yīng)充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，強化高技術(shù)制造業(yè)集聚優(yōu)勢。同時，各省市應(yīng)重視高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量集聚，而不應(yīng)一味地追求城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)過度集聚反而會阻礙其正向空間溢出。長三角城市群內(nèi)各城市應(yīng)積極推進與鄰近城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)及整合，培育城市特色高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，避免無效集聚。完善城市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)鏈空間布局，更好地發(fā)揮長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，推進長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)聚集發(fā)展新格局形成，從而實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與長三角城市群創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。

(3)科技投入與創(chuàng)新環(huán)境在長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)揮本地創(chuàng)新效應(yīng)和創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)的過程中具有重要影響。首先，長三角城市群應(yīng)加大科研經(jīng)費投入力度，提升知識密集型人才核心能力與素質(zhì)，調(diào)整科研人力資本結(jié)構(gòu)，實施合理的人才戰(zhàn)略，依托高強度研發(fā)和高素質(zhì)人才提升自身創(chuàng)新能力。其次，長三角城市群應(yīng)不斷縮小各城市經(jīng)濟發(fā)展水平差距，注重區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，為城市創(chuàng)新與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚提供堅實的經(jīng)濟基礎(chǔ)。最后，長三角城市群內(nèi)各城市應(yīng)充分利用體制優(yōu)勢，以開放包容的態(tài)度吸引外商直接投資，引進高端技術(shù)。同時，提升自身對高端技術(shù)的學習吸收能力，破除技術(shù)低端鎖定，跨越技術(shù)模仿的鴻溝，提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)附加值，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力。

4.3 不足與展望

本研究存在以下不足之處：①重點關(guān)注長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的本地效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)，未來可繼續(xù)探討多種高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚方式下本地創(chuàng)新效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)；②主要研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對城市創(chuàng)新產(chǎn)出的線性空間溢出效應(yīng)，未來可繼續(xù)探討長三角城市群高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性空間溢出模式。