知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)時空分布及影響因素研究
——以黃河流域為例

孫 勇,樊 杰，張亞峰，張思慧

(1.中國科學院 科技戰(zhàn)略咨詢研究院，北京 100190；2.中國科學院大學 公共政策與管理學院，北京 100049；3.中南民族大學 管理學院，湖北 武漢 430074)

0 引言

知識產(chǎn)權(quán)已成為經(jīng)濟發(fā)展過程中的重要生產(chǎn)要素和區(qū)域競爭力的關(guān)鍵來源，國家和區(qū)域?qū)用娑荚絹碓街匾曋R產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)是將知識產(chǎn)權(quán)進行市場化轉(zhuǎn)化的一種產(chǎn)業(yè)組織形態(tài)，具有知識技術(shù)密集度高、創(chuàng)新性強、附加值高與成長性大等多維特征，是區(qū)域經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展的重要支撐[1]。黨的十九大肯定了知識在經(jīng)濟發(fā)展中的巨大推動作用。本文將以黃河流域地級市為研究樣本，采用知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)測度知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平，研究知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)空間格局變化及其影響因素。其創(chuàng)新點主要是：一是創(chuàng)新性使用新注冊企業(yè)數(shù)作為測度知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平的變量，能較好地反映區(qū)域創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)的綜合特征，同時，新注冊企業(yè)數(shù)增量能在很大程度上反映區(qū)域創(chuàng)業(yè)整體發(fā)展?jié)摿εc動態(tài)變化；二是黃河流域是中國區(qū)域發(fā)展的重要支撐點，但該區(qū)域的創(chuàng)業(yè)研究相對薄弱。本文利用空間計量經(jīng)濟學模型研究黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)時空分布及其影響因素，有助于深化對區(qū)域創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的認識，為黃河流域經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供科學參考。

1 文獻綜述

(1)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)研究。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)概念最早出現(xiàn)于《知識產(chǎn)權(quán)和美國經(jīng)濟：聚焦產(chǎn)業(yè)》，該報告強調(diào)了知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)在解決就業(yè)和推動經(jīng)濟發(fā)展方面的重要貢獻[2]；2012年歐盟發(fā)布的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)報告也顯示知識產(chǎn)權(quán)對經(jīng)濟有重大貢獻[3]。國內(nèi)相關(guān)研究主要涉及知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新范式[4]、產(chǎn)權(quán)保護[5]、經(jīng)濟貢獻[6]、創(chuàng)新績效[7]等?；诎l(fā)展視角，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟的持續(xù)拉動作用受到諸多學者的關(guān)注。如劉海波等[8]將測算知識產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟價值的方法分為5個層面，并對北京、上海的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)進行研究；李黎明[9]使用北京市相關(guān)數(shù)據(jù)，將知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)分為專利、版權(quán)和商標密集型產(chǎn)業(yè)以探討其經(jīng)濟貢獻。由于企業(yè)是知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)的基本單元，因此也成為研究重點。有研究者提出，該類企業(yè)不僅對知識產(chǎn)權(quán)有大量需求，還會產(chǎn)出大量知識產(chǎn)權(quán)[10]，企業(yè)的高成長性能夠有效提高生產(chǎn)率和推動經(jīng)濟增長[11]。

(2)區(qū)域創(chuàng)業(yè)與知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動研究。一般創(chuàng)業(yè)是指個體或組織發(fā)現(xiàn)、評估和利用那些能創(chuàng)造商品或服務(wù)機會的過程[12]。從地理視角看，創(chuàng)業(yè)活動是一種區(qū)域現(xiàn)象，具有明顯的空間集聚特征。一方面，企業(yè)家成長與地區(qū)文化、社會資本關(guān)系密切。因此，企業(yè)家精神具有本地根植性，致使創(chuàng)業(yè)活動具有很強的區(qū)域特征[13]；另一方面，由于空間要素具有關(guān)聯(lián)性，企業(yè)家選擇創(chuàng)業(yè)區(qū)位會受到鄰近地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響，表現(xiàn)出空間依賴性[13-14]。因此，本地創(chuàng)業(yè)活動不僅會對鄰近地區(qū)創(chuàng)業(yè)集聚產(chǎn)生影響，還會對鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展造成影響[15]。由于創(chuàng)新性強、附加值高，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動對創(chuàng)業(yè)要素的空間集聚更敏感，因此其空間依賴特征也更顯著[16]，但是關(guān)于上述現(xiàn)象的研究并不多。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)有助于加快知識創(chuàng)造、傳播和使用，促進經(jīng)濟快速發(fā)展[17]，是區(qū)域經(jīng)濟實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級和獲取競爭優(yōu)勢的重要抓手，因此值得進行區(qū)域?qū)用娴纳钊胗懻摗?/p>

(3)創(chuàng)業(yè)活動影響因素研究。已有研究對創(chuàng)業(yè)影響因素進行了多方面探討[18]，從宏觀和微觀層面重點關(guān)注了創(chuàng)業(yè)集聚[19]、創(chuàng)業(yè)績效及相關(guān)因素[20]。創(chuàng)業(yè)影響因素一般可以分為創(chuàng)業(yè)機會、創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)要素。創(chuàng)業(yè)機會受市場需求的影響較大，市場規(guī)模越大的地區(qū)，其市場需求也越大；創(chuàng)業(yè)環(huán)境是一個復雜因素，它是不同創(chuàng)業(yè)要素互動、創(chuàng)業(yè)要素與空間載體互動的結(jié)果，主要與地區(qū)經(jīng)濟活力、人力資本、創(chuàng)新水平、創(chuàng)業(yè)資本等相關(guān)。具體來看，創(chuàng)業(yè)影響因素一般包括市場規(guī)模、創(chuàng)新水平、人均經(jīng)濟水平、人力資本水平、金融資本、風險投資、資源集聚、創(chuàng)業(yè)政策等[21-22]。

2 研究設(shè)計

2.1 研究區(qū)域

本文以黃河流域為研究背景，分析該區(qū)域地級市層面的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平。2019年9月，習近平總書記在黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展座談會上提出黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的重大國家戰(zhàn)略，并明確黃河流域作為我國重要經(jīng)濟地帶的地位[23]。本研究關(guān)注的黃河流域是指其流經(jīng)的青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、山西、山溪、河南、山東等9個省(區(qū))[24]，如圖1所示，具體范圍以行政邊界為標準，共包括115個市級行政單元(萊蕪市按照行政區(qū)劃合并到濟南市)。

圖1 黃河流域行政區(qū)域范圍

黃河流域是我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重點區(qū)域。流域總面積為361萬km2，占全國總面積的37.60%；2019年底流域總?cè)丝跒?.22億人，占全國總?cè)丝诘?0.05%；地區(qū)生產(chǎn)總值達24.74萬億元，占全國生產(chǎn)總值的25.11%?！笆奈濉睍r期，面對國際國內(nèi)環(huán)境的深刻變化，為適應(yīng)新經(jīng)濟格局發(fā)展需要，黃河流域成為我國撬動內(nèi)需和推動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要空間載體。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)作為創(chuàng)新性強和附加值高的一門產(chǎn)業(yè)，其涵蓋許多戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，是推動黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2018年黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)171 668家，占流域內(nèi)新注冊企業(yè)總量的9.86%。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文將以知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)測度區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平。首先，需要明確知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)界定。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)是指發(fā)明專利密集度與規(guī)模達到規(guī)定標準，依靠知識產(chǎn)權(quán)參與市場競爭，符合創(chuàng)新發(fā)展導向的產(chǎn)業(yè)集合。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)的界定依據(jù)是國家統(tǒng)計局發(fā)布的《知識產(chǎn)權(quán)(專利)密集型產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類(2019)》，該分類以《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2017)為基礎(chǔ)，充分考慮了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展導向和國際通行分類標準(如表1)。本文認為，根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類劃定的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)量能夠較好地表征區(qū)域內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平。

表1 知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類

本文使用的新注冊企業(yè)數(shù)據(jù)來源于企查查數(shù)據(jù)平臺，該平臺數(shù)據(jù)來自國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)，并提供了基于年份和產(chǎn)業(yè)的檢索通道。本文使用的專利數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺CNRDS，使用的風險投資數(shù)據(jù)來自清科私募通數(shù)據(jù)庫，其它數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

2.3 變量界定

本文的被解釋變量是知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力。張曉波[25]認為，新注冊企業(yè)是一個地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的重要成果，能夠有效表征區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動水平。創(chuàng)業(yè)一般是指創(chuàng)業(yè)者利用商業(yè)機會創(chuàng)建法人實體，并通過法人實體向市場提供產(chǎn)品、服務(wù)以及創(chuàng)造價值。本文構(gòu)建了“地級市—知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)—年份”變量，按照企業(yè)注冊時間，將當年注冊成立的企業(yè)界定為新注冊企業(yè)，用于測量區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動水平。一般地，創(chuàng)業(yè)活動水平測度方法包括總量指標和平均指標兩種[26]。本文認為，要準確刻畫地區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)展水平，需要對比考慮總量和平均兩種指標，它們分別反映一個地區(qū)的創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力，本文用知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)總數(shù)(家)測量創(chuàng)業(yè)規(guī)模，用每萬人口知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)(家/萬人)測量創(chuàng)業(yè)活力。

結(jié)合文獻分析，本文選取市場規(guī)模、富裕程度、工資溢價、教育水平、創(chuàng)新水平和創(chuàng)業(yè)資本可獲得性6個指標作為核心解釋變量。創(chuàng)業(yè)在很大程度上受到預期盈利空間的影響，而預期盈利空間與市場規(guī)模有關(guān)，地區(qū)生產(chǎn)總值越高意味著需求更大、總體購買力更強[27]，因此用GDP規(guī)模測度市場規(guī)模。清華大學的《中國創(chuàng)業(yè)觀察報告》顯示，浙江、廣東等沿海地區(qū)在創(chuàng)業(yè)活動指數(shù)上遙遙領(lǐng)先于西部與東北地區(qū)[28]，這些沿海城市更為富裕。由此可見，富裕度對創(chuàng)業(yè)活動有正向影響，人均GDP能較好地體現(xiàn)地區(qū)富裕程度[29]。因此，本文選取人均GDP作為富裕度代理指標。有文獻證明，工資具有溢價效應(yīng)，大城市里較高的工資水平吸引了大量高端人才[30]，有效促進了地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展，因此本文使用平均工資水平測度工資溢價。高端人才是知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的重要主體，地區(qū)教育水平對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)提供了人才支撐，本文采用在校大學生數(shù)量測度教育水平。一個地區(qū)的知識儲備量決定了該地區(qū)創(chuàng)新活動水平，較高的知識儲備意味著產(chǎn)生新想法的概率更高，新想法的誕生與傳播會推動更多人創(chuàng)業(yè)[31]，因此本文采用發(fā)明專利數(shù)量測量創(chuàng)新水平。知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)對資本的依附度較高[32]，一個地區(qū)的資本可獲得性對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有正向影響，因此本文采用區(qū)域風險投資事件數(shù)測量創(chuàng)業(yè)資本可獲得性。

表2 變量定義及單位

此外，本文在以上核心解釋變量的基礎(chǔ)上，選取地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政支出占比、住宅價格等指標作為控制變量，以降低遺漏變量對模型估計結(jié)果的影響。

2.4 研究方法

2.4.1 空間相關(guān)性分析

為檢測和判斷黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)空間分布與鄰近區(qū)域是否存在顯著相關(guān)性，進一步為空間計量模型選擇提供依據(jù)，本研究將使用全局Moran′s I指數(shù)檢測知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模與創(chuàng)業(yè)活力在黃河流域的分布態(tài)勢及空間集聚特征。計算公式為：

(1)

式中，n為空間樣本量，即黃河流域研究樣本數(shù)；Wij為空間權(quán)重矩陣，表示i地區(qū)與j地區(qū)之間的空間關(guān)系，yi、yj為觀測值，y為平均值。

2.4.2 回歸分析

基于以上分析，構(gòu)建本文模型。

(1)基準模型。

(2)

(3)

(2)空間面板模型。根據(jù)文獻綜述和空間自相關(guān)分析，黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有顯著空間自相關(guān)性，因此需要進一步考察空間相關(guān)性對區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響。本文將運用空間面板模型進一步測度黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)影響因素及其空間溢出效應(yīng)，因此構(gòu)建空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。

第一，空間滯后模型。

(4)

(5)

式中，W為空間權(quán)重矩陣，W*IPEit和W*PIPEit分別為因變量(創(chuàng)業(yè)規(guī)模、創(chuàng)業(yè)活力)的空間滯后變量，即i地區(qū)鄰近地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)水平觀察值；ρ為空間回歸系數(shù)，反映樣本觀察值間的空間依賴性，即鄰近地區(qū)觀察值對本地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響方向和程度。

第二，空間誤差模型。

(6)

(7)

εit=λW*εit+μit

(8)

式中，W為空間權(quán)重矩陣，W*εit為空間滯后誤差項，即i地區(qū)鄰近地區(qū)影響知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的不可觀測因素或隨機沖擊。λ為空間回歸系數(shù)，反映樣本觀察值之間的空間依賴性，即鄰近地區(qū)的不可觀測影響因素或隨機沖擊對本地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響方向和程度。

第三，空間杜賓模型。

(9)

(10)

3 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)時空分布格局

3.1 時序特征與趨勢

如圖2所示，在研究時段內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動呈現(xiàn)出明顯的分段特征。2005-2013年黃河流域的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)和萬人新注冊企業(yè)數(shù)呈波動的略微下降態(tài)勢；2013-2018年則呈快速線性增長趨勢。

圖2 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)演變趨勢

根據(jù)圖2，進一步選取2005年、2013年和2018年3個節(jié)點，針對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)指標進行描述性統(tǒng)計。由表3的數(shù)據(jù)顯示，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)標準差和基尼系數(shù)均呈增長態(tài)勢，標準差從2005年的576.47增加到2018年的2 828.72；基尼系數(shù)從2005年的0.610 9增加到2018年的0.673 8；從絕對值看，2005-2013年的年均增長率為-1.46%，2013-2018年的年均增長率為71.03%。同時，平均每萬人知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)標準差和基尼系數(shù)均呈現(xiàn)先減小后變大的趨勢，標準差從2005年的0.91增長到2018年的3.04；基尼系數(shù)從2005年的0.464 1降低到2018年的0.456 5；從創(chuàng)業(yè)數(shù)量絕對值看，2005-2013年的年均增長率為-2.66%，2013-2018年的年均增長率為59.29%。

表3 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動描述性統(tǒng)計結(jié)果

上述數(shù)據(jù)表明， 2005-2013年黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)減少速度低于平均每萬人知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)減少速度，至2013年以后呈現(xiàn)相反趨勢，即2013年以后知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)每年新注冊企業(yè)數(shù)快速增加。此外，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)空間差距不斷擴大，而萬人知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)空間差距在略微縮小后出現(xiàn)逐年擴大。

3.2 空間格局及演變

進一步對黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平的空間自相關(guān)性進行檢驗，利用Moran's I指數(shù)對空間自相關(guān)性進行測度，如圖3所示。由圖可知，黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)空間格局具有明顯集聚特征，創(chuàng)業(yè)活力的空間集聚性比創(chuàng)業(yè)規(guī)模更顯著，其中，2005-2018年呈現(xiàn)波動降低態(tài)勢，且均通過10%的顯著性水平檢驗，創(chuàng)業(yè)活力Moran′s I指數(shù)的P值持續(xù)低于創(chuàng)業(yè)規(guī)模指數(shù)，由此可以判斷，創(chuàng)業(yè)活力具有更加顯著的空間自相關(guān)性?？臻g自相關(guān)性檢驗結(jié)果表明，黃河流域的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動受到區(qū)位的影響，呈現(xiàn)出發(fā)展水平較高地區(qū)相互鄰近以及發(fā)展水平較低地區(qū)也相互鄰近的特征。

圖3 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)Moran′s I指數(shù)及變化

進一步以黃河流域116個地級市為基本空間分析單元，繪制2005—2018年知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)空間布局格局，如圖4、圖5所示。由圖可知，黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)空間布局具有顯著集聚特征，且創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力呈現(xiàn)顯著的分異特征。總體來看，3個觀測年度內(nèi)黃河流域超過88%的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)處于八大城市群內(nèi)，同時，城市群地區(qū)的萬人新注冊企業(yè)數(shù)約為1.21家，非城市群地區(qū)約為0.50家，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)顯著集聚于城市化地區(qū)，其中，城市化地區(qū)的省會城市具有明顯優(yōu)勢，是引領(lǐng)地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)展的核心和支點。

圖4 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模時空格局

圖5 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力時空格局

從創(chuàng)業(yè)規(guī)?？?，2005年知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)新注冊企業(yè)數(shù)最高的2個地區(qū)分別是青島和成都，此外，西安、鄭州、濟南、濰坊和煙臺也較高，青海全省域均位于規(guī)模水平最低地區(qū)；到2018年，成都、西安、鄭州、濟南和青島均進入最高水平，山東半島城市群形成較廣泛的高值連片區(qū)?？梢钥闯?，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)顯著聚集于典型的城市化地區(qū)，且這種規(guī)模集聚特征顯著，高度聚集于城市化水平較高的地區(qū)，并圍繞核心城市向外圍快速遞減。青島、濟南、鄭州、西安和成都等核心城市在市場規(guī)模、資本可獲得性、創(chuàng)新水平和創(chuàng)業(yè)試錯機會等方面均擁有突出優(yōu)勢，是催生知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的“溫床”。

從創(chuàng)業(yè)活力看，2005年黃河流域萬人知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)高值區(qū)分布于山東半島城市群、鄭州以北大同以南的連片區(qū)、呼包鄂榆城市群、寧夏沿黃城市群及阿拉善，其中，成都、西安、蘭州和海西州形成地區(qū)性高值飛地，而周邊地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力較低；到2018年，黃河流域萬人知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)高值區(qū)從收縮態(tài)勢轉(zhuǎn)為擴散發(fā)展格局，如下游地區(qū)的山西、河南和山東省形成連片發(fā)展格局，同時，研究區(qū)的內(nèi)蒙、甘肅和青海等邊緣區(qū)域形成了較顯著的高值連片區(qū)，如錫林郭勒、包頭、鄂爾多斯、阿拉善、酒泉、海西等地市均為國內(nèi)重要的資源型城市和工業(yè)城市，這類城市的產(chǎn)業(yè)下游發(fā)展對創(chuàng)新的需求較突出，伴隨區(qū)域產(chǎn)業(yè)不斷升級，浙西地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力不斷提升。

4 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)影響因素

4.1 描述性統(tǒng)計

回歸估計前，先進行數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計和共線性檢驗。表4報告了各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果和方差膨脹因子值。結(jié)果顯示，所有變量不存在極端異常值情況，數(shù)據(jù)波動正常，平穩(wěn)性較好，且所有變量的方差膨脹因子均值均小于10，說明解釋變量之間不存在嚴重的共線性問題。

表4 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

4.2 回歸結(jié)果

空間自相關(guān)性分析結(jié)果顯示，黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)具有顯著的空間相關(guān)性，因此進行影響因素分析還需考慮空間依賴性。為進一步判別SAR模型、SEM模型和SDM模型估計效果，使用Wald檢驗和LR檢驗進行模型選擇，如表5所示。結(jié)果顯示，Wald檢驗和LR檢驗均顯著拒絕原假設(shè)，表明空間杜賓模型具有更好的擬合效果。同時，Hausman檢驗結(jié)果顯示，P值均在1%的水平下顯著，因此拒絕固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)估計無差別的假設(shè)。綜上所述，本文利用空間杜賓模型進行估計，為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，將同時對比其它模型分析結(jié)果。

表5 普通面板模型檢驗結(jié)果

表6顯示了知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力影響因素的估計結(jié)果。其中，模型1和模型4采用空間誤差模型(SEM)，模型2和模型5采用空間滯后模型(SAR)，模型3和模型6采用空間杜賓模型(SDM)，同時，分別對文中考慮的控制變量進行控制。由表6可以看出：

表6 黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)影響因素估計結(jié)果

(1)從調(diào)整的R2來看，模型1-模型6均具有較好的擬合度?？臻g面板優(yōu)于普通面板，表明空間計量模型對黃河流域地市知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的擬合效果更優(yōu)，更加有助于識別影響因素。從空間誤差模型(模型1、模型4)來看，Spatial λ均為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗，充分說明知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和活力均存在顯著的正向空間效應(yīng)，表明一個地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平在一定程度上依賴于鄰近地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動水平。從空間滯后模型(模型2、模型5)和空間杜賓模型(模型3、模型6)來看，Spatial ρ均為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗，充分說明知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和活力均受到相鄰地區(qū)的影響，即鄰近地區(qū)多因素的空間格局與形成過程會對本地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生空間溢出作用。

(2)從市場規(guī)模(MS)看，基準回歸模型和空間面板模型估計結(jié)果均顯示，采用GDP作為代理變量的市場規(guī)模對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力均有顯著正向影響，可以認為，市場規(guī)模促進了知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)集聚，其原因可能是市場規(guī)模為創(chuàng)業(yè)者帶來更大可期收益和更加豐富的創(chuàng)業(yè)機會。市場規(guī)模對黃河流域知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)具有較顯著的負向空間溢出效應(yīng)，即一個地區(qū)周邊城市的市場規(guī)模較大，會對該地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，創(chuàng)業(yè)者會優(yōu)先選擇市場規(guī)模大的地區(qū)開展創(chuàng)業(yè)活動。

(3)從富裕程度(AFF)看，以人均GDP作為代理變量的地區(qū)富裕程度對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模具有顯著負向影響，但對創(chuàng)業(yè)活力的影響不顯著?？赡艿脑蚴?，富裕程度越高，創(chuàng)業(yè)者受到的生存壓力越小，創(chuàng)業(yè)動力相對缺乏，所以整體上會對創(chuàng)業(yè)規(guī)模形成負向影響，但同時富裕程度越高，創(chuàng)業(yè)原始資本投入更大，用地區(qū)人口對創(chuàng)業(yè)規(guī)模進行均值化后，大量不參與創(chuàng)業(yè)的群體削弱了這種整體性差異，因此富裕程度對創(chuàng)業(yè)活力的影響相對不顯著。富裕程度對創(chuàng)業(yè)規(guī)模的空間溢出效應(yīng)顯著為正，主要是因為鄰近地區(qū)較高的富裕程度可能會導致本地創(chuàng)業(yè)者形成生存競爭。

(4)從工資溢價(WP)看，以平均工資作為代理變量的黃河流域不同城市工資溢價對地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力產(chǎn)生顯著正向影響。這是因為高工資有助于吸引高端人才，從而為創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生提供企業(yè)家精神和知識基礎(chǔ)，促進創(chuàng)業(yè)集聚形成和生產(chǎn)率提升。工資溢價對鄰近地區(qū)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響并不顯著，但對創(chuàng)業(yè)活力的負向影響顯著，可以認為是因為鄰近地區(qū)的高工資吸引了更多人才，導致本地企業(yè)家精神流失，因此會對本地知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)活力產(chǎn)生負面影響。

(5)從創(chuàng)新水平(INN)看，采用發(fā)明專利申請量作為代理變量的創(chuàng)新水平對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力均具有顯著正向影響，說明創(chuàng)新水平提高能夠促進知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)新是創(chuàng)業(yè)的重要源泉，而創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的重要途徑，尤其是知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)受到創(chuàng)新的影響更顯著。創(chuàng)新水平的空間溢出效應(yīng)并不顯著，說明在城市尺度上知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的創(chuàng)新依賴性更多發(fā)生在城市內(nèi)部，對周邊地區(qū)創(chuàng)新水平的依賴性并不顯著。

(6)從創(chuàng)業(yè)資本可獲性(VC)看，用風險投資事件數(shù)度量的創(chuàng)業(yè)資本可獲性對黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力具有顯著正向影響，對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響不顯著，從一定程度上反映出風險投資能夠促進地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)生和創(chuàng)業(yè)活動聚集。風險投資作為向初創(chuàng)企業(yè)提供資金支持的一種重要方式是吸引區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的基本引力。鄰近地區(qū)創(chuàng)業(yè)資本的可獲得性對本地知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的空間溢出效應(yīng)并不顯著，且在10%的水平上對本地知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力的正向影響也不顯著?？赡艿脑蚴牵L險投資大多聚集在一線城市，作為外來資本，其在黃河流域城市間的流動并不突出，而鄰近地區(qū)的風險投資事件規(guī)模能在一定程度上對本地區(qū)企業(yè)家精神產(chǎn)生正向激勵作用。

(7)在其它方面，用在校大學生人數(shù)作為代理變量的地區(qū)教育水平(EDU)對黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響結(jié)果顯示，用不同方法得到的估計結(jié)果的穩(wěn)健性不高，且顯著性水平較低。原因可能是，黃河流域大量技術(shù)人才流向京津冀和東南沿海地區(qū)，因此教育水平對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響不突出，但空間杜賓模型的估計結(jié)果顯示，鄰近地區(qū)每萬人在校大學生數(shù)對本地知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向影響，從一定程度上反映出教育水平的正向空間溢出效應(yīng)。

4.3 空間異質(zhì)性分析

為進一步認識黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)影響因素的空間異質(zhì)性，對黃河流域分上中下游分別進行回歸分析。由上文分析可知，空間杜賓模型擬合效果最好，因此進一步使用空間杜賓模型進行空間異質(zhì)性分析和穩(wěn)健性分析。

結(jié)果如表7所示，在空間效應(yīng)估計方面，在上游地區(qū)，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模的空間溢出效應(yīng)在10%的水平上顯著為負，表明黃河流域上游地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)的空間效應(yīng)表現(xiàn)為虹吸效應(yīng)；中游和下游地區(qū)的空間溢出效應(yīng)不顯著；在上中下游地區(qū)，知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)活力的空間溢出效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，即本地創(chuàng)業(yè)活力高，對周邊創(chuàng)業(yè)活力具有溢出效應(yīng)和帶動作用。在影響因素估計方面，中下游地區(qū)的回歸結(jié)果與整體結(jié)果較吻合，即知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模受到市場規(guī)模、富裕程度、工資溢價和風險投資正向影響的結(jié)論較穩(wěn)健，但富裕程度、工資溢價和風險投資的影響在上游地區(qū)并不顯著。此外，教育水平、創(chuàng)新水平的差異較大。其中，教育水平對上游和中游地區(qū)主要表現(xiàn)為負向影響，對下游地區(qū)表現(xiàn)為正向影響；創(chuàng)新水平對上游地區(qū)為正向影響，對中游地區(qū)為負向影響，對下游地區(qū)的影響不顯著。知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)活力受到工資溢價和風險投資正向影響的結(jié)論較穩(wěn)健，其中，風險投資對上游地區(qū)的影響不顯著。此外，市場規(guī)模、富裕程度、教育水平和創(chuàng)新水平對黃河流域知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)活力的影響具有一定空間異質(zhì)性。

表7 黃河流域上中下游地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)影響因素估計結(jié)果

根據(jù)上述結(jié)果可以驗證本文影響因素分析結(jié)果的穩(wěn)健性以及黃河流域上中下游地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)影響因素存在的空間異質(zhì)性，其中，在下游地區(qū)驅(qū)動因素的識別效果最佳?？赡艿脑蚴?，下游地區(qū)創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟發(fā)展活躍，受到市場因素的影響更顯著，而上游地區(qū)創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟的發(fā)展相對緩慢。整體擬合結(jié)果顯示，市場規(guī)模、工資溢價、創(chuàng)新水平和風險投資的影響較顯著。

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

本研究以年度新注冊企業(yè)總數(shù)和人均數(shù)量作為核心指標測量區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動水平，對黃河流域2005—2018年間知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)時空格局及其演變進行研究，并通過空間計量模型探討了影響城市知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的因素。得到以下主要結(jié)論：

(1)研究時段內(nèi)黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和活力均大幅提升，其中，2005-2013年呈現(xiàn)略微波動下降趨勢，2013-2018年呈現(xiàn)集聚線性增長趨勢。創(chuàng)業(yè)規(guī)模在研究時段內(nèi)的標準差和基尼系數(shù)均呈增長趨勢，說明空間差異不斷擴大；而創(chuàng)業(yè)活力在研究時段內(nèi)的標準差和基尼系數(shù)均呈先減小后增長的趨勢，說明空間差異在略微縮小后又開始擴大。

(2)2005—2018年黃河流域地級市知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模與創(chuàng)業(yè)活力的空間分布呈現(xiàn)明顯的東高西低格局，其中，創(chuàng)業(yè)規(guī)模的東西差距更顯著，高值區(qū)域主要集中在典型的城市化地區(qū)，包括山東半島城市群、中原城市群以及西安、成都、太原等省會城市。2005-2010年，創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活力的空間自相關(guān)性都隨時間變化呈現(xiàn)快速降低態(tài)勢，2010年以后逐步趨緩。同時，創(chuàng)業(yè)活力相比創(chuàng)業(yè)規(guī)模具有更顯著的空間自相關(guān)性，集聚特征更突出。

(3)影響黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和活力的影響因素很多，其中，市場規(guī)模、工資溢價、創(chuàng)新水平、創(chuàng)業(yè)資本可獲得性等對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)規(guī)模和活力均具有較顯著的正向影響；富裕程度對創(chuàng)業(yè)規(guī)模具有顯著負向影響，但對創(chuàng)業(yè)活力影響不顯著；教育水平的影響并不穩(wěn)健?？臻g計量結(jié)果還顯示，這些影響機制具有明顯的空間溢出效應(yīng)，本地的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)不僅受到鄰近地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)展水平的影響，還受到鄰近地區(qū)相關(guān)因素的影響。這些因素對知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響存在較顯著的空間異質(zhì)性，其中，在中下游地區(qū)的影響更顯著，與整體估計結(jié)果較吻合。

5.2 政策建議

黃河流域發(fā)展事關(guān)中華民族偉大復興，在我國經(jīng)濟社會發(fā)展中具有重要地位，其高質(zhì)量發(fā)展需要更多市場力量參與，需要關(guān)注創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟發(fā)展，尤其是推進知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)。根據(jù)本文研究，提出以下建議：

(1)依托區(qū)域中心城市，打造流域內(nèi)創(chuàng)業(yè)增長極。創(chuàng)業(yè)依賴于豐富的創(chuàng)業(yè)要素，往往在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更加活躍，而知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)相比一般創(chuàng)業(yè)具有更大風險和更高收益，對市場要素的豐裕程度有更高要求。經(jīng)濟發(fā)達的大城市相對中小城市，其市場規(guī)模更大，創(chuàng)業(yè)資源更富集，對創(chuàng)業(yè)者具有更強的吸引力。因此在與東南沿海的競爭中，黃河流域需進一步發(fā)揮本地優(yōu)勢和創(chuàng)造規(guī)模優(yōu)勢，打造流域內(nèi)創(chuàng)業(yè)增長極，在山東半島城市群及鄭州、西安等具有更多要素集聚的地區(qū)發(fā)揮優(yōu)勢，促進高質(zhì)量知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)。

(2)營造良好創(chuàng)業(yè)氛圍，打造有利于企業(yè)家精神發(fā)揮作用的市場環(huán)境。本文研究表明，黃河流域知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)業(yè)受到地區(qū)創(chuàng)新水平、風險投資的顯著影響。黃河流域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟的發(fā)展，尤其是知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要強化地區(qū)創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)資本吸納能力，進一步優(yōu)化西安、鄭州、濟南和青島等創(chuàng)新和風險投資相對密集地區(qū)的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。同時，這些城市周邊地區(qū)也要充分吸納區(qū)域中心城市的創(chuàng)業(yè)資源，大力開展創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育和龍頭企業(yè)培育，以帶動地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)展。

(3)協(xié)調(diào)推進上中下游創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟發(fā)展，將知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)作為黃河流域?qū)崿F(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和轉(zhuǎn)型升級的重要方向。流域經(jīng)濟發(fā)展的一大核心問題是上中下游地區(qū)協(xié)調(diào)，盡管黃河中上游地區(qū)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境相對落后，但中上游地區(qū)可以充分吸納下游地區(qū)及東南部沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，尤其是其中的知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)。同時，還可以結(jié)合本地優(yōu)勢，與下游地區(qū)開展產(chǎn)業(yè)合作，借助這些力量有效盤活中上游地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)資源，推進黃河流域知識產(chǎn)權(quán)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)的進一步集聚和發(fā)展。