眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新的空間影響及耦合協(xié)調(diào)性分析

作者簡(jiǎn)介： 李鑫（1987—），男，湖南澧縣人，博士，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)在站博士后，湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)政金融學(xué)院講師，研究方向：數(shù)字金融與商業(yè)模式創(chuàng)新；通信作者：朱琳琳（1992—），女，廣西桂林人，長沙理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，研究方向：金融科技與創(chuàng)新管理。

摘 要：基于熵權(quán)法測(cè)算2016—2020年我國30個(gè)?。▍^(qū)、市）眾創(chuàng)空間發(fā)展水平和科技創(chuàng)新水平，構(gòu)建耦合系統(tǒng)測(cè)度眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)同效應(yīng)，并進(jìn)一步使用空間自回歸模型探究眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新的空間影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：區(qū)域科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值；眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新，并對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。鑒于此，應(yīng)完善眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)環(huán)境、樹立戰(zhàn)略目標(biāo)、提升區(qū)域協(xié)同意識(shí)、優(yōu)化資源空間布局，達(dá)到實(shí)現(xiàn)區(qū)域發(fā)展均衡的目的。

關(guān)鍵詞： 眾創(chuàng)空間；科技創(chuàng)新；空間效應(yīng)；耦合協(xié)調(diào)

中圖分類號(hào)：F124.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2024）06-0111-11

一、引 言

眾創(chuàng)空間是我國實(shí)施“雙創(chuàng)”計(jì)劃的踐行者，也是《十四五規(guī)劃》“堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢(shì)”的先行者。眾創(chuàng)空間作為新時(shí)代中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的空間經(jīng)濟(jì)景觀^［1］，對(duì)促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和提升區(qū)域科技創(chuàng)新水平具有重要的作用。但是我國不同區(qū)域的眾創(chuàng)空間發(fā)展質(zhì)量參差不齊，出現(xiàn)區(qū)域間科技創(chuàng)新水平失衡和部分區(qū)域科技創(chuàng)新效率低等問題^［2］，導(dǎo)致我國整體科技創(chuàng)新效率長期處于較低水平，更是阻礙了區(qū)域協(xié)同發(fā)展和建設(shè)創(chuàng)新型國家目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。因此，從眾創(chuàng)空間發(fā)展視角深入研究我國省域科技創(chuàng)新水平，探究眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新水平的空間影響效應(yīng)，衡量眾創(chuàng)空間發(fā)展程度與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)，對(duì)全面提升我國科技創(chuàng)新水平，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前國內(nèi)外學(xué)者從以下幾個(gè)方面進(jìn)行了相關(guān)研究：一是對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的研究。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的研究從不同的視角進(jìn)行，有學(xué)者從高校主導(dǎo)型、園區(qū)依托型、企業(yè)服務(wù)型等維度對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展水平進(jìn)行評(píng)價(jià)^［3-5］；也有學(xué)者對(duì)安徽省、廣東省、長江中下游省市以及雄安新區(qū)和粵港澳大灣區(qū)等不同的區(qū)域進(jìn)行分析^［6-10］；還有學(xué)者基于能力成熟度模型，將眾創(chuàng)空間發(fā)展水平分為初期創(chuàng)意階段、體系初建階段、戰(zhàn)略發(fā)展階段、升級(jí)發(fā)展階段、最佳成熟階段等五個(gè)階段^［11］，并結(jié)合智能化創(chuàng)新系統(tǒng)分析了提升眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的對(duì)策^［12］。二是對(duì)眾創(chuàng)空間科技創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)的研究。眾創(chuàng)空間作為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺(tái)^［13］，聚集大量的科技創(chuàng)新人才和先進(jìn)技術(shù)，加快科技創(chuàng)新要素的自由流動(dòng)，逐漸形成了高科技企業(yè)集群^［14］。尤其是在科研經(jīng)費(fèi)的投入和政策支持^［15］加大方面，眾創(chuàng)空間進(jìn)一步擴(kuò)大了科技創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出，促進(jìn)了相鄰區(qū)域的創(chuàng)新活動(dòng)。此外，眾創(chuàng)空間發(fā)展需要與不同城市的資源稟賦和產(chǎn)業(yè)分工相結(jié)合，形成創(chuàng)新主體之間創(chuàng)新要素的高效流動(dòng)機(jī)制，進(jìn)而激發(fā)其科技創(chuàng)新的空間溢出^［16］。三是對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合關(guān)系分析。在全球疫情和未來創(chuàng)新全球化的背景下，Kamaruzaman等^［17］提出以共享、協(xié)作、制造作為眾創(chuàng)空間運(yùn)營核心，形成線上創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺(tái)，可以營造良好的共享氛圍^［18］，進(jìn)一步延伸眾創(chuàng)空間的可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，使不同的用戶接觸數(shù)字智能技術(shù)^［19］，提升其科技創(chuàng)新能力及成果轉(zhuǎn)化能力，進(jìn)而與區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展之間形成正相關(guān)關(guān)系^［20-22］。此外，眾創(chuàng)空間能夠?yàn)閰^(qū)域科技創(chuàng)新提供吸引科技人才的環(huán)境和技術(shù)，提出了解決科技創(chuàng)新過程中出現(xiàn)問題的創(chuàng)造性方案^［23］，為區(qū)域科技創(chuàng)新提供了直接的現(xiàn)實(shí)依據(jù)^［24］。

由上可見，學(xué)者探究了眾創(chuàng)空間與區(qū)域科技創(chuàng)新能力的互動(dòng)機(jī)制與內(nèi)在矛盾，提供解決兩者內(nèi)在矛盾的具體方案。然而，目前關(guān)于眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的研究多從單向視角研究?jī)烧叩挠绊戧P(guān)系，較少關(guān)注眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的互動(dòng)作用?，F(xiàn)有研究樣本較多集中在特定城市和特定區(qū)域，著重聚焦于眾創(chuàng)空間的微觀主體，未能較好突顯總體區(qū)域差異；且對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的客觀測(cè)度較少，一定程度上難以契合雙循環(huán)新發(fā)展格局下所強(qiáng)調(diào)的發(fā)揮海量創(chuàng)新資源優(yōu)勢(shì)的目標(biāo)，忽視了由區(qū)域差異所導(dǎo)致的我國在實(shí)現(xiàn)眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新邁向更高層次目標(biāo)上受阻的因素。因此，依據(jù)2016—2020年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，擬通過構(gòu)建指標(biāo)體系以評(píng)價(jià)我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的程度，利用空間計(jì)量模型探究眾創(chuàng)空間對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新的影響效應(yīng)，結(jié)合耦合協(xié)調(diào)度模型、泰爾指數(shù)和變異系數(shù)，明析兩個(gè)系統(tǒng)層的內(nèi)在邏輯和互動(dòng)關(guān)系，為我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新水平的提升、耦合協(xié)調(diào)度的提高、路徑的優(yōu)化，提出可實(shí)施的相關(guān)建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

彼德·德魯克（Peter Fuddruckers）在知識(shí)管理概念中強(qiáng)調(diào)，知識(shí)管理的任務(wù)是對(duì)企業(yè)的顯性知識(shí)和隱性知識(shí)進(jìn)行處理，從而實(shí)現(xiàn)知識(shí)共享與創(chuàng)新的目標(biāo)^［25］。眾創(chuàng)空間作為知識(shí)型企業(yè)，其在知識(shí)管理的過程中，不僅僅是幫助創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺(tái)吸納科研人員、技術(shù)、資金等科研要素，更多是使得這些科研要素能夠通過創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺(tái)實(shí)現(xiàn)共享并進(jìn)一步革新，形成一個(gè)良性發(fā)展的知識(shí)鏈，并在區(qū)域創(chuàng)新企業(yè)間形成交流互鑒的發(fā)展模式，進(jìn)而反過來幫助眾創(chuàng)空間成為一個(gè)具有競(jìng)爭(zhēng)力的知識(shí)型組織。眾創(chuàng)空間作為區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的微生態(tài)環(huán)境，為知識(shí)和信息在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)者之間擴(kuò)散提供載體，極大有利于創(chuàng)業(yè)者的集成創(chuàng)新和協(xié)同創(chuàng)新，從而促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新^［26］。由此提出：

假設(shè)1 眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新。

企業(yè)得以永續(xù)發(fā)展的重要因素是形成區(qū)域范圍內(nèi)的規(guī)模效應(yīng)。眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的提升，一定程度上能夠在區(qū)域內(nèi)達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)，為科技創(chuàng)新創(chuàng)造必不可少的發(fā)展條件，以達(dá)到眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)鄰近區(qū)域科技創(chuàng)新的溢出效果。眾創(chuàng)空間發(fā)展帶來的區(qū)域科技創(chuàng)新項(xiàng)目增多、專業(yè)運(yùn)營管理人才匯集、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)服務(wù)人員素質(zhì)整體提升、戰(zhàn)略規(guī)劃有效實(shí)施等是科研發(fā)展所需要的優(yōu)勢(shì)；反過來，完備的科技創(chuàng)新平臺(tái)要素構(gòu)建，對(duì)眾創(chuàng)空間發(fā)展進(jìn)一步作用于鄰近區(qū)域科技創(chuàng)新具有空間溢出效應(yīng)。主要表現(xiàn)為，一方面，區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平較高，其人才和技術(shù)可以在區(qū)域間形成交流互動(dòng)，處于眾創(chuàng)空間發(fā)展占優(yōu)的區(qū)域能夠通過示范效應(yīng)，激勵(lì)鄰近區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平向先發(fā)地區(qū)靠攏，為發(fā)展科技創(chuàng)新積蓄力量；另一方面，眾創(chuàng)空間所倡導(dǎo)的信息共享、創(chuàng)新產(chǎn)品與產(chǎn)業(yè)融合等理念，能夠在區(qū)域間形成產(chǎn)業(yè)整合發(fā)展的態(tài)勢(shì)，營造區(qū)域間創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，進(jìn)一步產(chǎn)生對(duì)鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)。由此提出：

假設(shè)2 眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)科技創(chuàng)新具有空間溢出效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)眾創(chuàng)空間發(fā)展的時(shí)間點(diǎn)，將時(shí)間跨度限定為2016—2020年。由于西藏自治區(qū)與港澳臺(tái)地區(qū)部分指標(biāo)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失，因此，選取我國其余30個(gè)省（區(qū)、市）（以下以省份代稱）作為研究樣本。所使用的指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于2017—2021年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國火炬統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒》等年鑒。為保證不同年份數(shù)據(jù)的可比性，對(duì)涉及價(jià)格度量的指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減處理，以消除物價(jià)因素的影響。

（二）眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建

在構(gòu)建被解釋變量科技創(chuàng)新水平（lsti）指標(biāo)體系時(shí)，參照我國科學(xué)技術(shù)部發(fā)布的《中國區(qū)域創(chuàng)新能力檢測(cè)報(bào)告2019》中對(duì)全國各子系統(tǒng)創(chuàng)新能力檢測(cè)指標(biāo)的選取標(biāo)準(zhǔn)，以科技創(chuàng)新的投入^［27］、產(chǎn)出^［28］、人力及儲(chǔ)備4個(gè)維度構(gòu)建評(píng)價(jià)科技創(chuàng)新水平綜合指標(biāo)體系。

在構(gòu)建解釋變量眾創(chuàng)空間發(fā)展水平（ldm）指標(biāo)體系時(shí)，根據(jù)科學(xué)技術(shù)部印發(fā)的《發(fā)展眾創(chuàng)空間工作指引》，提煉出“從要素融合、建設(shè)條件、服務(wù)功能、保障措施等方面指導(dǎo)和推動(dòng)眾創(chuàng)空間科學(xué)構(gòu)建、健康發(fā)展”的宗旨，從發(fā)展能力、服務(wù)能力、集聚能力和孵化績(jī)效4個(gè)維度^{［3，11，29］}構(gòu)建評(píng)價(jià)眾創(chuàng)空間發(fā)展運(yùn)行要素的wUcTgBiOnGC8qBeuoHI2UK/ui0u7OPqRvGvBhmhBvwQ=指標(biāo)體系。解釋變量與被解釋變量評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取如表1所示。

在控制變量的選取中，為更好地解釋眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)科技創(chuàng)新的影響，選取對(duì)外開放水平（open）、基礎(chǔ)設(shè)施水平（infra）、金融發(fā)展水平（finan）作為控制變量。其中，對(duì)外開放水平由外商投資總額來表示；基礎(chǔ)設(shè)施水平則在由供水總量（萬立方米）、用電總量（億千瓦/時(shí)）、人均綠地面積（平方米）、每千人醫(yī)院床位數(shù)（張）、人均道路面積（平方米）和每萬人擁有公共交通車輛數(shù)（標(biāo)臺(tái)）6個(gè)變量組成指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，利用熵權(quán)法進(jìn)行衡量；金融發(fā)展水平由年末金融機(jī)構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示。

為綜合評(píng)估眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新水平以及兩者的耦合協(xié)調(diào)度，首先，采用標(biāo)準(zhǔn)化對(duì)兩系統(tǒng)層原始數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理；其次，為避免主觀因素的干擾，客觀反映各項(xiàng)指標(biāo)的重要性，采用熵權(quán)法^［30-32］對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行確權(quán)（如表1所示），并計(jì)算系統(tǒng)層的綜合得分。

R=rijm×j×s （1）

式中，R為加權(quán)標(biāo)準(zhǔn)化矩陣；rijs=wjbijs，即為標(biāo)準(zhǔn)化矩陣bijs與權(quán)重wj的乘積；bijs為第i個(gè)省份在第j個(gè)指標(biāo)第s年的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)。

（三）空間自相關(guān)分析

利用全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)的方法揭示區(qū)域科技創(chuàng)新的空間分布特征。計(jì)算公式如下：

I=∑ni=1∑nj=1wijxi－xj－S²∑ni=1∑nj=1wij （2）

ZI=I－EIVARI （3）

Ii=xi－∑nj=1wijxj－

/S² （4）

ZIi=I－EIiVARIi （5）

式中，wij為空間權(quán)重矩陣；n為區(qū)域數(shù)量；I和Ii分別為全局和局部Moran’s I，取值區(qū)間為-1至1；若Moran’s I顯著為正，則表示科技創(chuàng)新水平較高（或較低）的區(qū)域在空間上具有集聚特征，若Moran’s I顯著為負(fù)，則表示科技創(chuàng)新發(fā)展水平較高（或較低）的區(qū)域在空間上較為分散；空間自相關(guān)的顯著性水平通過標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z值進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)Z＞1.96或P＜0.05時(shí)，表明通過顯著性水平檢驗(yàn)，研究對(duì)象存在空間自相關(guān)；xi和xj分別表示區(qū)域i和區(qū)域j的觀測(cè)值；表示樣本均值；S²表示樣本方差。

（四）空間計(jì)量模型

在進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)后，若Moran’s I顯著異于0，則表示區(qū)域科技創(chuàng)新具有明顯的空間效應(yīng)，可進(jìn)一步進(jìn)行空間計(jì)量模型估計(jì)。因此，將區(qū)域科技創(chuàng)新作為被解釋變量，構(gòu)建空間誤差模型和空間自回歸模型。

空間誤差模型（SEM）包含誤差項(xiàng)之間的交互效應(yīng)，在模型中加入誤差滯后項(xiàng)，主要描述空間擾動(dòng)相關(guān)。具體模型為：

lnlstiit=β0+Wuit+βXit+εit （6）

空間自回歸模型（SAR）包含內(nèi)生交互項(xiàng)，在模型中加入被解釋變量的滯后項(xiàng)，主要描述空間實(shí)質(zhì)相關(guān)。具體模型為：

lnlstiit=β0+ρWlnlstiit+βXit+εit （7）

以上模型中，lnlstiit表示第i個(gè)省份在第t年的科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值，Wuit為空間誤差項(xiàng)，Xit為解釋變量，W為空間權(quán)重矩陣（若兩區(qū)域相鄰，則W=1，反之W=0），ρ為空間自回歸系數(shù)，Wlnlstiit為被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，模型中的被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的數(shù)值取對(duì)數(shù)。

（五）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)同效應(yīng)

“耦合”一詞來源于物理學(xué)，表示兩個(gè)及以上系統(tǒng)相互影響或作用的關(guān)系，耦合度反映多個(gè)系統(tǒng)間的相互依賴程度，而協(xié)調(diào)度反映多個(gè)系統(tǒng)間良性耦合的程度。耦合度模型多被學(xué)者用于研究多系統(tǒng)之間的協(xié)同發(fā)展?fàn)顩r^{［33，34］}。物理學(xué)中對(duì)耦合度的計(jì)算方法存在一定不足，如當(dāng)子系統(tǒng)水平均為低值時(shí)，得出的耦合度可能出現(xiàn)高值。為避免這種情形，研究人員對(duì)耦合度計(jì)算方法進(jìn)行改進(jìn)，構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度模型，得出各子系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)度。協(xié)調(diào)度的取值為[0，1]，協(xié)調(diào)度越接近1，說明各子系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平越高；協(xié)調(diào)度越接近0，說明各子系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)程度越低。將科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展分為兩個(gè)子系統(tǒng)，建立耦合度模型如下：

C=2×lsti×ldm¹²lsti+ldm（8）

其中，C為耦合度，lsti、ldm分別表示由熵權(quán)法計(jì)算出的科技創(chuàng)新、眾創(chuàng)空間發(fā)展的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。由此，進(jìn)一步構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度模型：

D=C×T （9）

T=αlsti+βldm （10）

其中，D表示耦合協(xié)調(diào)度，T表示兩個(gè)子系統(tǒng)綜合評(píng)價(jià)指數(shù)；α、β均為待定系數(shù)，本研究所測(cè)度的科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展的兩個(gè)子系統(tǒng)發(fā)展水平評(píng)價(jià)值處于同等重要的地位，因此，令α=β=0.5。耦合協(xié)調(diào)度是耦合相互關(guān)系中良性耦合程度的大小。耦合度越大，則表明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的耦合協(xié)調(diào)性越好；耦合度越小，則表明各評(píng)價(jià)維度之間的耦合協(xié)調(diào)性越差。

（六）不同區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的子系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度差異測(cè)度

泰爾系數(shù)常用于衡量個(gè)體或者地區(qū)間的不平等度，其優(yōu)點(diǎn)在于可以進(jìn)行空間分解，進(jìn)而比較區(qū)域組間差異和區(qū)域組內(nèi)差異，實(shí)現(xiàn)組間和組內(nèi)差異對(duì)總體差異貢獻(xiàn)程度的測(cè)量^［35］，幫助進(jìn)一步測(cè)度眾創(chuàng)空間發(fā)展與不同區(qū)域科技創(chuàng)新子系統(tǒng)協(xié)調(diào)性差異。變異系數(shù)是衡量各觀測(cè)值變異程度的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，可以考察眾創(chuàng)空間發(fā)展與不同區(qū)域科技創(chuàng)新子系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度偏離整體協(xié)調(diào)性的情況。因此，分別計(jì)算泰爾系數(shù)、變異系數(shù)，以衡量不同區(qū)域的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新子系統(tǒng)協(xié)調(diào)度差異情況，評(píng)價(jià)兩者在環(huán)境建設(shè)方面的異同。其中，泰爾系數(shù)計(jì)算方法如下（本文采取協(xié)同度比重加權(quán)方式）：

Ts=∑ni=1yislogyispis （11）

其中，Ts表示s時(shí)刻的泰爾系數(shù)，yis表示i省份在s時(shí)刻的眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)同度，n表示總省份數(shù)，pis表示i省份在s時(shí)刻的人口數(shù)量與整體總數(shù)量之比。此外，根據(jù)東、中、西區(qū)域的劃分，對(duì)泰爾系數(shù)進(jìn)行分解，分別計(jì)算組內(nèi)差距（區(qū)域內(nèi)部協(xié)同度差距）與組間差距（區(qū)域間協(xié)同度差距）。

變異系數(shù)計(jì)算方法如下：

CVs=∑ni=1yis－s²ns （12）

其中，CVs表示s時(shí)刻的變異系數(shù)，yis表示i省份在s時(shí)刻的眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)同度，s表示s時(shí)刻樣本協(xié)同度均值。

四、實(shí)證分析

（一）整體評(píng)價(jià)

根據(jù)科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展運(yùn)行指標(biāo)要素體系，采用熵權(quán)法得到各級(jí)指標(biāo)的權(quán)重（如表1所示），并進(jìn)一步測(cè)算出我國眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值和區(qū)域科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值（如表2所示）。

由表2可知，在觀測(cè)期內(nèi)的科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值與眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值均呈現(xiàn)出波動(dòng)增長的趨勢(shì)，科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值，但眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值的增長速度快于科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值。就區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值而言，北京、廣東、江蘇等地具有較好的眾創(chuàng)空間發(fā)展平臺(tái)，具有較強(qiáng)的眾創(chuàng)空間發(fā)展、服務(wù)、集聚和孵化能力。天津眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值在2016年位居第5，但2017年之后排名出現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)，至2020年排名降至第16名，說明天津在初期具有較好的眾創(chuàng)空間發(fā)展基礎(chǔ)并且眾創(chuàng)空間建設(shè)也處于全國領(lǐng)先地位，但之后其眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值呈明顯的下降態(tài)勢(shì)。湖南2016年眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值為0.0557，在30個(gè)省份中排第22名，但至2020年，其眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值實(shí)現(xiàn)66.10%的增長。在觀測(cè)期內(nèi)，眾創(chuàng)空間發(fā)展的集聚能力和孵化績(jī)效的發(fā)揮可能存在一定的時(shí)滯性，使得眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值呈現(xiàn)波動(dòng)增長的趨勢(shì)。就區(qū)域科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值而言，廣東、江蘇、山東等地具有較好的科技創(chuàng)新基礎(chǔ)，其在科技創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、人力輸入、創(chuàng)新儲(chǔ)備等方面的要素投入存在絕對(duì)優(yōu)勢(shì)。青海的科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值處于30個(gè)省份的末位，但其2016—2020年的增長速度為95.45%，是被觀測(cè)省份中增速最快的省份。天津和黑龍江在2016—2020年的科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值增速為負(fù)，且兩者2020年的評(píng)價(jià)值在30個(gè)省份中的排名較2016年有所下降。

（二）眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新空間影響因素的效應(yīng)評(píng)估

構(gòu)建全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)是建立空間計(jì)量模型估計(jì)的前提。由表3可知，區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的全局Moran’s I均為正，且所有年份的Moran’s I在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說明區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展具有空間正相關(guān)性。

為進(jìn)一步測(cè)度科技創(chuàng)新在空間上的集聚情況并呈現(xiàn)出區(qū)域間的異質(zhì)性，研究利用局部Moran’s I進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。其中2016年、2018年和2020年區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的局部空間集聚模式如圖1所示。

通過圖1可直觀觀測(cè)區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的空間集聚特征?？傮w來看，在觀測(cè)期內(nèi)區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的聚集性沒有發(fā)生明顯的變化，總體呈現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展局勢(shì)；省份主要分布于第一、三象限，表明變量相似值集聚呈現(xiàn)空間極化態(tài)勢(shì)，具有正的空間自相關(guān)性。進(jìn)一步地，湖南、安徽、上海、河南、浙江、山東、江蘇和湖北位于第一象限，表明科技創(chuàng)新程度高的省份被其他具有科技創(chuàng)新發(fā)展優(yōu)勢(shì)的地區(qū)所包圍，呈現(xiàn)出“高—高”集聚的空間特征。這些地區(qū)影響了周邊區(qū)域在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的投入、產(chǎn)出、人力分配、創(chuàng)新儲(chǔ)備等方面的提升；重慶、陜西、貴州、云南、吉林、內(nèi)蒙古、甘肅、青海、寧夏、新疆、黑龍江、遼寧和陜西位于第三象限，表明這些地區(qū)的科技創(chuàng)新發(fā)展水平較低，呈現(xiàn)出“低—低”集聚的空間特征，難以帶動(dòng)周邊區(qū)域科技創(chuàng)新的發(fā)展。其中，“高—高”集聚區(qū)域數(shù)量相較于“低—低”集聚區(qū)域數(shù)量較少，且具有“高—高”集聚特征的省份主要集中于東部和中部地區(qū)。我國東部和中部地區(qū)具有較好的科技創(chuàng)新基礎(chǔ)、較為合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系，在科技創(chuàng)新投入、人才培養(yǎng)等方面具有先發(fā)優(yōu)勢(shì)。而科技創(chuàng)新水平相對(duì)較低的西部地區(qū)，由于受到地理?xiàng)l件制約、科技創(chuàng)新資源錯(cuò)配、人文發(fā)展差異等因素的影響，其科技創(chuàng)新提升受限。

為進(jìn)一步確定被解釋變量的模型，需要對(duì)一般性空間計(jì)量模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)、R-LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選取合適的模型。首先，對(duì)模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)和R-LM檢驗(yàn)（如表4所示）。結(jié)果表明，SEM模型未通過兩種檢驗(yàn)；SLM模型則在10%顯著性水平下通過LM檢驗(yàn)，在5%顯著性水平下通過R-LM檢驗(yàn)。因此，選擇SLM模型。其次，對(duì)SLM模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)（如表5所示），以判定選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman檢驗(yàn)值與P值為17.27（0.004），表明通過顯著性檢驗(yàn)，因此，選擇固定效應(yīng)模型。最后，對(duì)模型進(jìn)行LR檢驗(yàn)，以判定固定效應(yīng)模型的類別。表5結(jié)果顯示，空間固定效應(yīng)模型和雙固定效應(yīng)模型均未通過顯著性檢驗(yàn)，時(shí)間固定效應(yīng)模型則表現(xiàn)為在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。因此，選擇時(shí)間固定效應(yīng)的空間自回歸模型來評(píng)估區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的影響因素及其大小。

空間計(jì)量模型自變量的效應(yīng)評(píng)估是空間計(jì)量分析的重要內(nèi)容，包括直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)三個(gè)方面的評(píng)估結(jié)果。其中，直接效應(yīng)表示本地區(qū)的解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響大小，間接效應(yīng)表示臨近地區(qū)的解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響情況，總效應(yīng)表示直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的影響之和。表6結(jié)果顯示，眾創(chuàng)空間發(fā)展水平對(duì)科技創(chuàng)新的直接效應(yīng)在1%的顯著性水平上為正，說明隨著眾創(chuàng)空間服務(wù)能力、集聚能力、孵化水平的提升，一定程度上為科技創(chuàng)新營造了良好的發(fā)展氛圍。眾創(chuàng)空間的間接效應(yīng)在5%的顯著性水平上為正，一方面說明眾創(chuàng)空間發(fā)展水平較高的區(qū)域，能夠通過眾創(chuàng)空間的人才、技術(shù)等要素向周邊地區(qū)溢出，形成對(duì)周邊地區(qū)的示范效應(yīng)；另一方面說明，在周邊地區(qū)眾創(chuàng)空間發(fā)展水平提升的情況下，本地區(qū)會(huì)進(jìn)一步優(yōu)化眾創(chuàng)空間發(fā)展環(huán)境，通過比較優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮推動(dòng)本地區(qū)科技創(chuàng)新水平的提升，形成競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。因此，從核心解釋變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的顯著性可以證實(shí)假設(shè)1和假設(shè)2成立。

從控制變量來看，對(duì)外開放水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著。對(duì)外開放水平的提高，一定程度上能夠利用外部資源，提供科技創(chuàng)新所必要的人力、物力資源，增加區(qū)域科技創(chuàng)新產(chǎn)出；相應(yīng)地，周邊地區(qū)對(duì)外開放水平的提升能夠吸收更多先進(jìn)的技術(shù)和管理理念，形成示范作用并能夠被周邊地區(qū)學(xué)習(xí)和借鑒。基礎(chǔ)設(shè)施水平的直接效應(yīng)顯著，但間接效應(yīng)不顯著?；A(chǔ)設(shè)施水平的提升為科技創(chuàng)新的發(fā)展提供優(yōu)質(zhì)的硬環(huán)境，一定程度上能夠滿足科技創(chuàng)新所需要的基礎(chǔ)設(shè)施完備性要求；但基礎(chǔ)設(shè)施往往服務(wù)于本地區(qū)，具有不可遷移的特征，因此間接效應(yīng)難以發(fā)揮。金融發(fā)展水平的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)但不顯著。一方面，金融投資項(xiàng)目通常以投資收益最大化作為投資的目標(biāo)，而科技創(chuàng)新具有成本高、風(fēng)險(xiǎn)大、周期長等投資弊端，并不利于吸納投資型資金要素在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的投入；另一方面，市場(chǎng)上金融資源配置不均會(huì)導(dǎo)致現(xiàn)有金融結(jié)構(gòu)未能有效配置科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)，因此，受制于投資偏好和金融資源的配置效率，金融投資水平對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響^［36］。而周邊地區(qū)金融投資資金，更傾向于流向當(dāng)?shù)匕l(fā)展前景較優(yōu)的項(xiàng)目，使得間接效應(yīng)不顯著。

（三）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空分析

根據(jù)余永琦等^［37］、劉苗苗等^［38］、高志遠(yuǎn)等^［39］學(xué)者對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的類型劃分，將耦合協(xié)調(diào)度劃分為10個(gè)等級(jí)（如表7所示）。

為觀測(cè)眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)同水平的時(shí)空演變趨勢(shì)，采用ArcGIS 10.2分別繪制2016年、2018年和2020年眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)情況示意圖①，以進(jìn)一步呈現(xiàn)出二者在觀測(cè)期初期、中期和末期耦合協(xié)調(diào)度的變化趨勢(shì)①。

基于時(shí)間維度，眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度呈總體上升的趨勢(shì)。在觀測(cè)期內(nèi)，全國范圍內(nèi)的耦合協(xié)調(diào)等級(jí)為4，程度為輕度失調(diào)，處于勉強(qiáng)接受區(qū)間。東部地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度處于等級(jí)5向等級(jí)6的躍升，中部地區(qū)和西部地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度分別處于等級(jí)4和等級(jí)3。東部地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)程度較好，西部地區(qū)除重慶、四川和陜西外，其他省份的耦合協(xié)調(diào)程度均處于不可接受的區(qū)間。這說明東部地區(qū)擁有較好的科技創(chuàng)新資源和較完善的眾創(chuàng)空間平臺(tái)，科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層通過不斷的內(nèi)部調(diào)整，協(xié)調(diào)程度逐漸得到優(yōu)化。從區(qū)域角度而言，廣東眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度處于全國領(lǐng)先水平，耦合協(xié)調(diào)等級(jí)從2016年的等級(jí)7逐漸躍升至2020年的等級(jí)9。北京、江蘇和浙江的耦合協(xié)調(diào)程度均從2016年的勉強(qiáng)接受區(qū)間提高至可接受區(qū)間。其中，浙江在觀測(cè)期內(nèi)的耦合協(xié)調(diào)度增幅達(dá)到24.81%，高于全國總體水平。天津、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江和甘肅的耦合協(xié)調(diào)度在觀測(cè)期內(nèi)存在負(fù)增長的趨勢(shì)，主要原因是這些省份的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展側(cè)重點(diǎn)有所不同，科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層的相互影響條件尚未成熟。

基于空間維度，我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度存在顯著的空間差異，整體上呈現(xiàn)為從東至西、從沿海至內(nèi)陸逐漸降低的演變趨勢(shì)。從整體上看，東部地區(qū)除廣西和海南外，其余省份的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度較早進(jìn)入勉強(qiáng)接受區(qū)間，而中部和西部地區(qū)的吉林、黑龍江、貴州、甘肅、青海、寧夏和新疆的耦合協(xié)調(diào)度則在觀測(cè)期內(nèi)一直處于不可接受區(qū)間。沿海地區(qū)的江蘇、浙江和廣東的耦合協(xié)調(diào)度在2020年處于可接受區(qū)間。遼寧、河北、天津、山東、上海和福建的耦合協(xié)調(diào)度處于勉強(qiáng)接受區(qū)間。相較于長期處于極度失調(diào)的青海和嚴(yán)重失調(diào)的寧夏而言，沿海區(qū)域的科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層能夠不斷產(chǎn)生相互作用，并形成正向反饋，促進(jìn)兩個(gè)系統(tǒng)層的良性互動(dòng)。

為進(jìn)一步分析2016—2020年我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)效應(yīng)，采用上述30個(gè)省份的耦合協(xié)調(diào)度均值進(jìn)行分析。由圖2可知，30個(gè)省份眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度整體穩(wěn)步提升，但提升幅度較小，僅從0.3445上升至0.3990，與耦合協(xié)調(diào)度較高的北京、廣東、江蘇、浙江等地形成較大差距。這說明我國各省份眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)效應(yīng)呈現(xiàn)出較明顯的地區(qū)失衡特征。

（四）耦合協(xié)調(diào)度的差異性分析

為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，采用泰爾系數(shù)反映眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)效應(yīng)的差異性，并利用變異系數(shù)進(jìn)行收斂性分析。圖3顯示出2016—2020年我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度的泰爾指數(shù)及分解結(jié)果，圖4顯示出變異系數(shù)與總泰爾指數(shù)的變化趨勢(shì)。

由圖3可知，2016—2020年總泰爾指數(shù)在0.0421至0.0472之間波動(dòng)，并呈現(xiàn)出波動(dòng)下降的趨勢(shì)，說明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的區(qū)域差距存在波動(dòng)幅度縮小的發(fā)展態(tài)勢(shì)。進(jìn)一步地，根據(jù)我國三大經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分方法，分別測(cè)度我國東部、中部和西部三大經(jīng)濟(jì)帶之間的泰爾指數(shù)組內(nèi)差距和組間差距。其中，組內(nèi)差距反映三大經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)各省份之間耦合協(xié)調(diào)度差異，組間差距反映三大經(jīng)濟(jì)帶之間的耦合協(xié)調(diào)度差異。圖3顯示，組內(nèi)差距明顯大于組間差距，說明總泰爾指數(shù)主要受組內(nèi)差距影響。相較于三大經(jīng)濟(jì)帶間的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度的差異，區(qū)域內(nèi)各省份之間耦合協(xié)調(diào)度存在的差異更為明顯。結(jié)合上文耦合協(xié)調(diào)的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，即使同為東部經(jīng)濟(jì)帶，2020年北京耦合協(xié)調(diào)等級(jí)為8，而海南和廣西的等級(jí)分別為2級(jí)和3級(jí)，即耦合協(xié)調(diào)度在區(qū)域內(nèi)存在較大差異，一定程度上反映出眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的協(xié)調(diào)程度存在空間失衡的情況。

由圖4變異系數(shù)和總泰爾指數(shù)的對(duì)比情況可知，兩者呈反向發(fā)展的趨勢(shì)。對(duì)變異系數(shù)進(jìn)一步分析可以發(fā)現(xiàn)，整體的變異系數(shù)從2016年的0.4342增長到2020年的0.4567，保持向上增長的趨勢(shì)。其中2017—2019年的增長速度較快，說明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度存在區(qū)域差異，且差異在觀測(cè)期內(nèi)逐漸增大。對(duì)總泰爾指數(shù)進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，總泰爾指數(shù)具有明顯的波動(dòng)下降特征，且2016—2017年的下降速度高于2019—2020年，在整個(gè)觀測(cè)期間呈現(xiàn)出先降后升再降的趨勢(shì)，說明耦合協(xié)調(diào)度在區(qū)域間的差異波動(dòng)在減小。

五、結(jié)論與建議

依據(jù)我國30個(gè)省份2016—2020年數(shù)據(jù)，基于熵權(quán)法，測(cè)量區(qū)域科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值和眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值，運(yùn)用控制時(shí)間效應(yīng)的空間自回歸模型，考量眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新的空間影響，結(jié)合眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度，分析耦合協(xié)調(diào)的差異性和時(shí)空分布特征。結(jié)果顯示：（1）區(qū)域科技創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值，而眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)值提升速度更快。（2）眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接作用于區(qū)域科技創(chuàng)新，并對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。（3）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)度呈總體上升的趨勢(shì)，耦合協(xié)調(diào)度總體屬于輕度失調(diào)，并存在較明顯的由東至西、從沿海至內(nèi)陸逐漸降低的地區(qū)失衡特征。（4）科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)度演變趨勢(shì)主要受到組間差異影響，且差異波動(dòng)在減小。

建議：（1）完善眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)環(huán)境，強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)激勵(lì)手段與政策導(dǎo)向措施。一方面，提升科技創(chuàng)新水平，營造眾創(chuàng)空間基礎(chǔ)環(huán)境，需要輸入穩(wěn)定的投資資金，采取必要的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)手段，鼓勵(lì)多渠道資金的流入，滿足科技創(chuàng)新發(fā)展過程中對(duì)專項(xiàng)資金的需求。另一方面，通過完善政府政策導(dǎo)向措施，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鼓勵(lì)高校重視創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，營造萬眾創(chuàng)新的市場(chǎng)氛圍。 （2） 確立眾創(chuàng)空間對(duì)科技創(chuàng)新戰(zhàn)略目標(biāo)，發(fā)揮科技創(chuàng)新對(duì)現(xiàn)代化發(fā)展的推動(dòng)作用。一方面，推動(dòng)眾創(chuàng)空間內(nèi)部企業(yè)的業(yè)務(wù)對(duì)接，構(gòu)建區(qū)域間相互聯(lián)動(dòng)的創(chuàng)業(yè)生態(tài)圈，在眾創(chuàng)空間可持續(xù)發(fā)展過程中，催生出科技創(chuàng)新的新增長發(fā)展模式。另一方面，發(fā)揮眾創(chuàng)空間的科創(chuàng)文化精神，擴(kuò)大優(yōu)勢(shì)地區(qū)眾創(chuàng)空間的輻射作用，進(jìn)一步激發(fā)出眾創(chuàng)空間的空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)周邊區(qū)域創(chuàng)新資源流通與擴(kuò)散。（3）提升眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的協(xié)同意識(shí)，注重系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展。一方面，貫徹落實(shí)創(chuàng)新發(fā)展理念，把提高區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力放在首位，以建設(shè)高質(zhì)量眾創(chuàng)空間為目標(biāo)，總體上提升眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調(diào)效應(yīng)。另一方面，引導(dǎo)科技創(chuàng)新技術(shù)與眾創(chuàng)空間平臺(tái)對(duì)接，為眾創(chuàng)空間平臺(tái)建設(shè)提供技術(shù)支撐，從而優(yōu)化眾創(chuàng)空間的服務(wù)能力，延伸眾創(chuàng)空間的影響范圍，助力西部地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)共享眾創(chuàng)空間資源，最終實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)兩者系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展。（4）優(yōu)化科技創(chuàng)新與眾創(chuàng)空間平臺(tái)建設(shè)的空間布局，實(shí)現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。一方面，我國中西部及內(nèi)陸地區(qū)通過優(yōu)化人才引進(jìn)政策，吸引科技人才落戶、提升區(qū)域科技人才儲(chǔ)備的數(shù)量和質(zhì)量；加快造就大批德才兼?zhèn)涞母咚刭|(zhì)人才，完善本土人才戰(zhàn)略布局。另一方面，合理分配科技創(chuàng)新與眾創(chuàng)空間建設(shè)資源，避免耦合協(xié)調(diào)度高的地區(qū)出現(xiàn)眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的無序化競(jìng)爭(zhēng)；借助區(qū)域內(nèi)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，形成特色產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的良性互動(dòng)，催生區(qū)域經(jīng)濟(jì)新增長模式。

注釋：

① 限于篇幅，相關(guān)示意圖未顯示，備索。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 羅靜，陳潔，蔣亮，等.中國眾創(chuàng)空間的空間演化及影響因素研究［J］.華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2021，55（5）：741-754.

［2］ 李鑫，陳銀娥.中國眾創(chuàng)空間科技創(chuàng)新效率的區(qū)域差異及空間分布［J］.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2023，44（2）：88-95.

［3］ 朱建勇，朱蘇芃，戰(zhàn)炤磊.高校主導(dǎo)型眾創(chuàng)空間高質(zhì)量發(fā)展：動(dòng)因、績(jī)效與路徑［J］.貴州社會(huì)科學(xué)，2021（11）：105-112.

［4］ 李愷侖，王興平.園區(qū)依托型眾創(chuàng)空間發(fā)展特征與規(guī)劃策略研究——以金雞湖創(chuàng)業(yè)長廊為例［J］.上海城市規(guī)劃，2022（6）：146-152.

［5］ 陳通，喬云雁，王雙明.基于生態(tài)位理論的龍頭骨干企業(yè)專業(yè)化眾創(chuàng)空間發(fā)展策略研究［J］.科技管理研究，2020，40（13）：234-239.

［6］ 姚登寶，秦國汀.安徽省金融支持眾創(chuàng)空間發(fā)展的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2020，34（9）：12-22.

［7］ 林妙昕，楊詩煒，陳修德，等.廣東省眾創(chuàng)空間的發(fā)展政策及發(fā)展現(xiàn)狀評(píng)價(jià)［J］.科技管理研究，2021，41（4）：32-42.

［8］ 王君華，張心懿.長江中下游省市眾創(chuàng)空間運(yùn)行效率評(píng)價(jià)及創(chuàng)新溢出研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2023，40（2）：41-49.

［9］ 徐永利，徐正夫.雄安新區(qū)創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)發(fā)展與核心競(jìng)爭(zhēng)力培育——基于程序員、眾創(chuàng)空間和教育特區(qū)三個(gè)維度［J］.河北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2019，44（6）：55-61.

［10］王亞煦.粵港澳大灣區(qū)建設(shè)背景下高校眾創(chuàng)空間的發(fā)展策略研究［J］.科技管理研究，2019，39（24）：72-77.

［11］林鵬，李麗紅，郝生躍.眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評(píng)價(jià)研究——基于能力成熟度模型［J］.科技管理研究，2020，40（17）：61-67.

［12］朱懿.基于智能化創(chuàng)新系統(tǒng)的我國眾創(chuàng)空間發(fā)展對(duì)策研究［J］.領(lǐng)導(dǎo)科學(xué)，2019（12）：118-120.

［13］王節(jié)祥，田豐，盛亞.眾創(chuàng)空間平臺(tái)定位及其發(fā)展策略演進(jìn)邏輯研究——以阿里百川為例［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2016，33（11）：1-6.

［14］李紅錦，曾敏杰.新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出效應(yīng)研究——?jiǎng)?chuàng)新要素與集聚效應(yīng)雙重視角［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2019，36（1）：67-73.

［15］張靜進(jìn)，陳光華.基于DEA模型的眾創(chuàng)空間創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效率及投入冗余比較研究［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2019，38（9）：26-34.

［16］丁煥峰，張育廣.粵港澳大灣區(qū)“雙創(chuàng)”空間協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展研究［J］.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，35（5）：80-88.

［17］Kamaruzaman A F，Ismail A R， Daud K A M， et al. Innovation dissemination in online makerspace learning［C］// Proceedings of 8th International Conference on Advanced Materials Engineering & Technology （ICAMET 2020）. 2021.

［18］Zhang S ， Jing S T ， Economicsamp S O ， et al. Study of the knowledge ecosystem modeland knowledge sharing mechanism for maker space［J］. Information Science， 2017.

［19］Klemichen A ， Peters I ， Stark R ， et al. Sustainable in action： from intention to environmentally friendly practices in makerspaces based on the theory of reasoned action［J］. Frontiers in Sustainability， 2022（2）：1-15.

［20］宋宏，張璐.眾創(chuàng)空間投入與區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展關(guān)系實(shí)證研究［J］.科技管理研究，2018，38（12）：15-21.

［21］王君華，張心懿.長江中下游省市眾創(chuàng)空間運(yùn)行效率評(píng)價(jià)及創(chuàng)新溢出研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2023，40（2）：41-49.

［22］Browder R E， Crider C J， Garrett R P. Hybrid innovation logics： Exploratory product development with users in a corporate makerspace［J］． Journal of Product Innovation Management， 2023， 40（4）：451-474.

［23］Soomro S A， Casakin H， Georgiev G V， et al. A systematic review on FabLab environments and creativity：implications for design［J］. Buildings， 2022， 12（6）：804-804.

［24］裴蕾，王金杰.眾創(chuàng)空間嵌入的多層次創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)：概念模型與創(chuàng)新機(jī)制［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2018，35（6）：1-6.

［25］趙志軍，趙瀚清.中外管理思想［M］.長春：吉林人民出版社，2010：437.

［26］黃世芳.眾創(chuàng)空間與區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的構(gòu)建——基于欠發(fā)達(dá)地區(qū)的視角［J］.廣西民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016，38（1）：156-160.

［27］鄒小偉，陳福時(shí)，張永薇，等.長江經(jīng)濟(jì)帶科技創(chuàng)新與可持續(xù)發(fā)展耦合協(xié)調(diào)——基于74個(gè)國家級(jí)可持續(xù)發(fā)展實(shí)驗(yàn)區(qū)的實(shí)證分析［J］.財(cái)會(huì)月刊，2022（11）：131-137.

［28］劉靜，王寶林，劉朝峰.科技創(chuàng)新與旅游高質(zhì)量發(fā)展的時(shí)空耦合協(xié)調(diào)——以京津冀為例［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2022（6）：41-46.

［29］許亞楠，黃鐘儀，王藝，等.中國眾創(chuàng)空間運(yùn)營效率評(píng)價(jià)及影響因素研究［J］.科技管理研究，2020，40（4）：80-87.

［30］賴一飛，葉麗婷，謝潘佳，等.區(qū)域科技創(chuàng)新與數(shù)字經(jīng)濟(jì)耦合協(xié)調(diào)研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2022，39（12）：31-41.

［31］陽海鷗，廖玲莉，冷清明.江西省城市化與大氣顆粒物污染的時(shí)空特征及耦合協(xié)調(diào)關(guān)系［J］.長江流域資源與環(huán)境，2022，31（4）：890-902.

［32］蒲甘霖.中國數(shù)字經(jīng)濟(jì)與科技創(chuàng)新耦合協(xié)調(diào)發(fā)展測(cè)度［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2022（4）：25-29.

［33］譚燕芝，李云仲，葉程芳.省域數(shù)字普惠金融與鄉(xiāng)村振興評(píng)價(jià)及其耦合協(xié)同分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2021，41（12）：187-195，222.

［34］魏鴻雁，陶卓民，潘坤友.城市濱水區(qū)游憩空間與游憩活動(dòng)的空間耦合特征及影響機(jī)制——以南京秦淮河為例［J］.長江流域資源與環(huán)境，2022，31（4）：840-850.

［35］郭付友，侯愛玲，劉志剛，等.吉林省松花江流域經(jīng)濟(jì)時(shí)空格局演變的產(chǎn)業(yè)響應(yīng)研究［J］.東北師大學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2022，54（2）：123-131.

［36］藺鵬，孟娜娜，褚席，等.金融結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)——不同金融發(fā)展模式對(duì)比分析［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2020，37（14）：21-30.

［37］余永琦，余艷鋒，彭柳林，等.長江流域農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)關(guān)系評(píng)價(jià)及其差異化分析［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022，43（12）：235-247.

［38］劉苗苗，潘佩佩，任佳璇，等.京津冀糧食安全與農(nóng)業(yè)用水安全耦合協(xié)調(diào)研究［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2023，44（2）：170-182.

［39］高志遠(yuǎn)，程柳，張小紅.黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展-生態(tài)環(huán)境-水資源耦合協(xié)調(diào)水平評(píng)價(jià)［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2022，38（9）：123-127.

（責(zé)任編輯：鐘瑤，鄒彬）

Spatial Impact of the Development of Makerspace

on Regional Science and Technology Innovation and Its

Coupling and Coordination Analysis

LI Xin^1，2，ZHU Linlin3

（1. Wenlan School of Business， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan，Hubei 430073， China；

2. School of Finance & Economics， Hunan University of Finance and Economics， Changsha， Hunan 410205， China;

3. School of Economic & Management， Changsha University of Science & Technology， Changsha， Hunan 410076， China）

Abstract：Based on the entropy weight method， the development level of mass maker space and the level of scientific and technological innovation in 30 provinces （autonomous regions and municipalities） in China from 2016 to 2020 are measured. A coupled system is constructed to measure the coupling synergistic effect between mass maker space development and regional scientific and technological innovation， and the spatial auto regressive model is further used to explore the spatial impact of mass maker space development on regional scientific and technological innovation. The results show that the evaluation value of regional scientific and technological innovation level is generally higher than that of the development level of mass maker space. The development of mass maker space can directly promote regional scientific and technological innovation， and produce spatial spillover effects on scientific and technological innovation. In view of this， it is necessary to improve the basic environment for the development of mass maker space and scientific and technological innovation， establish strategic goals， enhance regional synergy awareness， optimize the spatial distribution of resources， and achieve the purpose of achieving balanced regional development.

Key words：mass maker space; scientific and technological innovation; spatial effect; coupling coordination