長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新空間效應(yīng)研究

作為經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)的中心，城市的發(fā)展對(duì)于界定了重要的問(wèn)題。城市化在給經(jīng)濟(jì)注入活力的同時(shí),規(guī)模的快速擴(kuò)張導(dǎo)致了“城市病”的凸顯和蔓延。因此,城市發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變迫在眉睫。同時(shí),城市作為創(chuàng)新集聚與擴(kuò)散的中心,其創(chuàng)新能力的強(qiáng)弱直接影響著整個(gè)經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新發(fā)展。創(chuàng)新成為了城市發(fā)展的主要驅(qū)動(dòng)力和競(jìng)爭(zhēng)焦點(diǎn)?；诖吮尘?城市發(fā)展的根本出路就在于創(chuàng)新。創(chuàng)新與其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)最大的區(qū)別就在于互動(dòng)學(xué)習(xí)和鄰近性,因此,它決定了其對(duì)空間的敏感性,尤其是在知識(shí)經(jīng)濟(jì)和信息時(shí)代,創(chuàng)新資源的流動(dòng)更加頻繁,城市的空間聯(lián)系和互動(dòng)作用對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響更是不容忽視。20世紀(jì)90年代發(fā)達(dá)國(guó)家的城市衰退現(xiàn)象觸發(fā)城市去尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn),城市創(chuàng)新的相關(guān)研究便應(yīng)運(yùn)而生。自新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)家Krugman等將空間因素納入到主流經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架以來(lái),空間作用在經(jīng)濟(jì)中的作用越來(lái)越被學(xué)者所重視,尤其是在區(qū)域經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)新系統(tǒng)中?？臻g效應(yīng)理論伴隨著空間擴(kuò)散、技術(shù)創(chuàng)新及擴(kuò)散、溢出效應(yīng)等系列理論而發(fā)展。早期的學(xué)者一致認(rèn)為空間距離是區(qū)域創(chuàng)新的重要影響因素,地理鄰近和技術(shù)鄰近是空間溢出效應(yīng)存在的關(guān)鍵條件。Jaffe較早對(duì)空間溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析,他在Griliche知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上加入了空間溢出效應(yīng),對(duì)模型進(jìn)行修正,結(jié)果表明,地理鄰近性的確會(huì)引起空間溢出效應(yīng),但是只有在技術(shù)發(fā)達(dá)區(qū)域這一結(jié)果才顯著國(guó)內(nèi)學(xué)者隋映輝目前,國(guó)內(nèi)外對(duì)創(chuàng)新的研究主要集中在國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)層面,城市層面相對(duì)滯緩。相當(dāng)一部分研究認(rèn)為城市創(chuàng)新只是區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)地理邊界的縮小,將各個(gè)城市的創(chuàng)新活動(dòng)歸因于城市內(nèi)部因素的影響,磨滅了城市的空間特性———城市間的空間聯(lián)系與互動(dòng),創(chuàng)新資源的交流頻率明顯增加在信息和物流技術(shù)的支持下,忽視空間效應(yīng)的城市創(chuàng)新研究必定與實(shí)際情況存在偏誤。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的戰(zhàn)略區(qū),囊括城市數(shù)量之多,流域內(nèi)各城市在創(chuàng)新資源密集度、創(chuàng)新能力、經(jīng)濟(jì)開放度等方面具有明顯的梯度性。因此,長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新問(wèn)題的研究兼具典型性和示范性。當(dāng)前對(duì)于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新的空間效應(yīng)研究還未展開,相關(guān)研究的局限性也十分明顯。一方面,研究區(qū)域主要集中在長(zhǎng)三角城市群;另一方面,主要研究了區(qū)際之間的空間溢出效應(yīng),是否存在空間收斂效應(yīng)未曾涉及。因此,從空間視角采用空間面板模型對(duì)整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的城市創(chuàng)新進(jìn)行研究,剖析其空間相互作用及影響因素,為流域的協(xié)調(diào)發(fā)展提供更具針對(duì)性和可行性的政策參考十分必要。1構(gòu)建模型的方法論長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新的空間效應(yīng)研究實(shí)質(zhì)就是分析流域內(nèi)各城市的創(chuàng)新是否存在空間收斂和空間溢出效應(yīng)。因此,構(gòu)建模型時(shí)的關(guān)鍵點(diǎn)有兩個(gè):選取適用的變量和空間面板模型。一方面,將城市創(chuàng)新的主要因素盡可能地反映在回歸模型中;另一方面,選用恰當(dāng)?shù)哪Ｐ?在反映空間作用的同時(shí)控制變量的內(nèi)生性,保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性和準(zhǔn)確性。1.1基本模型1.1.1經(jīng)濟(jì)收斂的基礎(chǔ)模型目前創(chuàng)新收斂主要建立在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂理論基礎(chǔ)之上,經(jīng)濟(jì)水平的收斂其實(shí)只是一種外在表現(xiàn),技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新才是導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的真正原因關(guān)于β趨同的檢驗(yàn),經(jīng)典模型為:式中:y1.1.2研發(fā)成果,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出是區(qū)域之間空間相互作用的重要方式,區(qū)域間“通過(guò)信息交流、相互學(xué)習(xí),‘搭便車’來(lái)獲取研發(fā)成果,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”溢出效應(yīng)的一般模型:式中:Y1.2變量選擇依據(jù)創(chuàng)新產(chǎn)出y:專利是創(chuàng)新能力最具代表性的指標(biāo),與創(chuàng)新之間相關(guān)性極高,反映了新技術(shù)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化潛力人力資本水平x教育投入水平x科技投入水平x經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平x信息化水平x工業(yè)化水平x自變量的選擇依據(jù)主要有以下幾點(diǎn):(1)從擬分析的關(guān)鍵問(wèn)題出發(fā),同時(shí)為了滿足模型擬合和自由度的要求,在對(duì)一系列變量進(jìn)行篩選的基礎(chǔ)上選擇了以上影響城市創(chuàng)新的重要變量;(2)變量?jī)蓛芍g相關(guān)性的最大值為0.4463,最大的方差膨脹因子(VIF)為1.63,說(shuō)明選擇的變量之間不存在多重共線性,符合建立模型的統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)則。1.3空間測(cè)量模型1.3.1區(qū)域集聚的相關(guān)空間相關(guān)性檢驗(yàn)是進(jìn)行空間效應(yīng)分析的前提,選用最常用的MoranI指數(shù)對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的城市創(chuàng)新的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。計(jì)算公式如下:式中:n為地理單元的個(gè)數(shù);xMoran’sI的取值介于-1~1之間,其絕對(duì)值越接近1,表明研究單元之間的空間相關(guān)性越顯著,發(fā)展趨勢(shì)相同的區(qū)域集聚。當(dāng)該值為正時(shí)表示正相關(guān),反之為負(fù)的空間自相關(guān)。當(dāng)該值為0時(shí),不存在空間相關(guān)性,觀測(cè)變量呈隨即分布的狀態(tài)。而空間權(quán)重矩陣的選擇和建立是空間相關(guān)性分析的關(guān)鍵所在,反映了研究對(duì)象的空間依賴性。空間權(quán)重主要有距離指標(biāo)和鄰近指標(biāo)兩種。距離指標(biāo)是一種絕對(duì)距離,最初是通過(guò)測(cè)度任意兩個(gè)空間單元之間的空間距離所得,但兩個(gè)在地理位置上接近的地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并不一定強(qiáng),相互影響可能很小,越是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度低的地區(qū)這一弊端越明顯。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶是一條狹長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)帶,地理距離會(huì)忽略掉很多空間相互依賴作用,而鄰近指標(biāo)則是相對(duì)空間距離,所以本文采用顯著性最高的一階鄰接矩陣,并按照鄰近指標(biāo)中的queen’s原則建立了空間權(quán)重矩陣W。當(dāng)區(qū)域i和區(qū)域j相鄰為1,不相鄰則為0。W是一個(gè)N×N的對(duì)稱矩陣,本研究共包括126個(gè)城市,故形成了一個(gè)126×126的二進(jìn)制空間矩陣。1.3.2空間面板效應(yīng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)城市創(chuàng)新的空間異質(zhì)性和相關(guān)性顯著,而且不論是創(chuàng)新的收斂還是創(chuàng)新的溢出都對(duì)空間距離極其敏感,因此需要引入空間計(jì)量模型對(duì)傳統(tǒng)經(jīng)典模型進(jìn)行修正,提高研究的準(zhǔn)確性和實(shí)際解釋能力。同時(shí),研究時(shí)段為2006—2013年,要運(yùn)用空間面板計(jì)量模型?？臻g面板計(jì)量模型主要有空間滯后面板模型、空間誤差面板模型和空間杜賓面板模型3種。至于到底選擇哪種模型要依面板數(shù)據(jù)的空間效應(yīng)類型?？臻g滯后模型主要強(qiáng)調(diào)鄰近效應(yīng),如果一個(gè)城市的創(chuàng)新能力受鄰近城市創(chuàng)新觀測(cè)值的影響,說(shuō)明跨地域單元的被解釋變量之間存在空間溢出效應(yīng)?？臻g誤差效應(yīng)則考慮的是被認(rèn)為忽略掉的重要誤差項(xiàng)在模型中的作用,對(duì)于城市創(chuàng)新來(lái)講,長(zhǎng)三角地區(qū)和長(zhǎng)江中上游地區(qū)因位置不同空間的相互作用對(duì)城市創(chuàng)新的影響也不盡相同。而空間杜賓模型的適用要同時(shí)達(dá)到兩個(gè)方面的條件:鄰近地區(qū)的被解釋變量對(duì)本地區(qū)的被解釋變量存在空間溢出效應(yīng),鄰近地區(qū)的解釋變量也是本地區(qū)被解釋變量的重要影響因素。根據(jù)城市創(chuàng)新的影響因素,3種空間面板效應(yīng)公式為:(1)空間滯后面板模型。式中:w(2)空間誤差面板模型。公式(6)中與公式(5)中相同的變量代表的意思完全相同,φ(3)空間杜賓面板模型。公式(7)與公式(5)的不同之處在于加入了空間權(quán)重矩陣的解釋變量,說(shuō)明了一個(gè)城市的創(chuàng)新產(chǎn)出不僅和本地區(qū)的創(chuàng)新投入相關(guān),還受其他地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出和的創(chuàng)新投入的影響。1.4以其他主要城市為單元的城市分布和經(jīng)濟(jì)總量上的比較研究區(qū)域?yàn)殚L(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶范圍內(nèi)的上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、湖北省、江西省、湖南省、重慶市、四川省和貴州省9省2市的126個(gè)主要城市。有3點(diǎn)需要特別說(shuō)明:(1)因?yàn)榘不帐〕埠行姓^(qū)劃的改變,所以對(duì)2011年之前的巢湖市數(shù)據(jù)按現(xiàn)行行政區(qū)劃做了拆分和歸并;(2)湖北省的神農(nóng)架林區(qū)及四川省的阿壩藏族羌族自治州、甘孜藏族自治州、梁山彝族自治州部分?jǐn)?shù)據(jù)無(wú)法獲取,但是都分布在湖北省和四川省的邊緣地區(qū),對(duì)整個(gè)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的空間地理上的連續(xù)性并無(wú)影響,故將其剔除;(3)重慶市和上海市雖然其行政地位要比其他主要城市高一級(jí),但是從空間范圍及經(jīng)濟(jì)總量上來(lái)說(shuō),差距并不十分明顯,而湖北省的仙桃市、天門市和潛江市雖然是縣級(jí)市,但屬于省直管單元,經(jīng)濟(jì)實(shí)力并不遜色于其他主要城市。以2006—2013年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶126個(gè)主要城市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本,數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007—2014)、《中國(guó)城市年鑒》(2007—2014)以及長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶9省2市省(直轄市)的城市統(tǒng)計(jì)年鑒,部分缺失數(shù)據(jù)來(lái)自城市的國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。為了消除異方差,使數(shù)據(jù)平穩(wěn),對(duì)所有變量都進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理,進(jìn)行預(yù)處理。2空間效應(yīng)模型的建立空間面板計(jì)量模型的選擇步驟主要有4步:首先,驗(yàn)證城市創(chuàng)新在空間上是否有空間相關(guān)性,在前文中通過(guò)Moran’sI值(表1)已經(jīng)證明存在相關(guān)性,除此之外,比較常用的還有拉格朗日乘子。然后,確定空間效應(yīng)的類型,拉格朗日乘子不僅可以檢驗(yàn)空間相關(guān)性,還能用來(lái)判斷采用空間誤差還是空間滯后效應(yīng)。同時(shí)對(duì)拉格朗日乘子及其穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn),當(dāng)空間滯后的拉格朗日乘子和空間誤差的拉格朗日乘子都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)時(shí),進(jìn)一步比較空間滯后效應(yīng)的穩(wěn)健拉格朗日乘子空間誤差效應(yīng)的穩(wěn)健拉格朗日乘子,當(dāng)其中一個(gè)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)而另一個(gè)未通過(guò)時(shí),則選用通過(guò)檢驗(yàn)的效應(yīng)。第三,判斷非觀測(cè)效應(yīng),確定到底是空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和是空間時(shí)間雙固定效應(yīng)。主要采用似然比檢驗(yàn)(LR)和拉格朗日乘子檢驗(yàn)(LM)。最后,還要確定面板數(shù)據(jù)模型的類型,采用Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷選用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng),當(dāng)Hausman通過(guò)顯著性檢驗(yàn)時(shí),選用固定效應(yīng)運(yùn)用Matlab軟件對(duì)公式(5)~公式(7)進(jìn)行估算,混合效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、空間時(shí)間雙固定效應(yīng)這4種不含空間效應(yīng)的模型計(jì)算結(jié)果如表2所示。發(fā)現(xiàn)這4種非空間效應(yīng)模型的空間誤差和空間滯后的拉格朗日乘子和穩(wěn)健的拉格朗日都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),表示單純的空間滯后和空間誤差并不能完全解釋城市之間依賴性,需要結(jié)合空間杜賓模型進(jìn)行進(jìn)一步分析,說(shuō)明研究區(qū)域的創(chuàng)新不僅受到鄰近地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響,而且還受到鄰近地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素的作用。至于選擇哪種空間杜賓模型要采用沃爾德(Wald)檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)(LR)。其中,空間杜賓面板與空間滯后面板的檢驗(yàn)用Waldspatiallag與LRspatiallag,空間杜賓面板與空間誤差面板則用Waldspatialerror和LRspatialerror。通過(guò)估算,長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新的空間固定效應(yīng)的LR值為800.3722(P=0.0000),時(shí)期固定效應(yīng)的LR值為17.705(P=0.0134)。表明要采用空間時(shí)間雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型(表3)。Hausman檢驗(yàn)值為10.2601,P值為0.8031>0.05,接受了原假設(shè):空間效應(yīng)與解釋變量無(wú)關(guān)的原假設(shè),估應(yīng)選用隨機(jī)效應(yīng)。而且Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)均5%顯著性水平的檢驗(yàn),說(shuō)明模型不能簡(jiǎn)化為空間滯后或者空間誤差模型結(jié)果表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)的城市在創(chuàng)新產(chǎn)出方面存在著顯著的空間溢出效應(yīng)(ρ=0.165),同時(shí)還存在明顯的條件β趨同現(xiàn)象(β=-0.057<0),創(chuàng)新在城市之間有明顯的空間收斂效應(yīng),收斂速度為7.274%。但同時(shí)泰爾系數(shù)的增大趨勢(shì)表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)的城市創(chuàng)新不存在δ趨同。總的來(lái)說(shuō),長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市創(chuàng)新條件收斂卻不強(qiáng)收斂.簡(jiǎn)而言之,各城市在創(chuàng)新產(chǎn)出的增長(zhǎng)率趨同,都有相同程度的提升,但是各個(gè)城市的絕對(duì)創(chuàng)新水平差異卻仍然突出。3創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)與科技之間的溢出效應(yīng)實(shí)驗(yàn)明顯通過(guò)實(shí)證分析可得:人力資本水平、教育投入水平、信息化水平、工業(yè)化水平對(duì)城市創(chuàng)新有正向促進(jìn)作用,各種影響因素的作用程度各不相同。(1)在其他影響因素不變的情況下,每萬(wàn)人大學(xué)生數(shù)代表的人力資本水平每提高一個(gè)百分點(diǎn),城市創(chuàng)新也會(huì)相應(yīng)提升0.0353個(gè)百分點(diǎn),進(jìn)一步證明了人力資本對(duì)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用。(2)教育投入水平對(duì)城市創(chuàng)新的敏感系數(shù)為0.0649,說(shuō)明教育支出在財(cái)政總支出中的比重每提高1個(gè)單位,將會(huì)對(duì)城市創(chuàng)新產(chǎn)生0.0649個(gè)單位的貢獻(xiàn),教育作為我國(guó)的一項(xiàng)基本國(guó)策,提高人才素質(zhì),為創(chuàng)新提供人力支持,尤其是在“大眾創(chuàng)新,萬(wàn)眾創(chuàng)業(yè)”的創(chuàng)新時(shí)代,教育支出水平也是政府落實(shí)創(chuàng)新政策的一個(gè)重要著力點(diǎn)。(3)在選用的面板數(shù)據(jù)中,科技支出水平對(duì)城市創(chuàng)新的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn),這意味著現(xiàn)階段科學(xué)技術(shù)支出對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出并沒(méi)有明顯的推動(dòng)作用或抑制作用,一方面,科學(xué)技術(shù)的財(cái)政支出并不完全用在技術(shù)研究與開發(fā)、應(yīng)用研究等于創(chuàng)新直接相關(guān)的領(lǐng)域,還包括管理實(shí)務(wù)、基礎(chǔ)研究、科學(xué)技術(shù)普及等方面;另一方面,創(chuàng)新產(chǎn)出的傳導(dǎo)機(jī)制冗長(zhǎng)且復(fù)雜,科技活動(dòng)的成效具有滯后性,科技支出轉(zhuǎn)化為商業(yè)化的效率較低,短期內(nèi)的投入不能產(chǎn)生立竿見影的效果。(4)現(xiàn)階段,長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)展水平不僅對(duì)周圍城市創(chuàng)的新產(chǎn)出不存在空間溢出效應(yīng),而且與本地的創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸關(guān)系也不明確。也就是說(shuō),創(chuàng)新作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要要素,對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用是毋庸置疑的,但反過(guò)來(lái)卻不一定成立,不能說(shuō)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)創(chuàng)新一定會(huì)有積極影響。回顧我國(guó)的發(fā)展歷程,主要還是依靠“要素驅(qū)動(dòng)”和“投資驅(qū)動(dòng)”,傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式導(dǎo)致了作為創(chuàng)新主體的企業(yè)創(chuàng)新能力不強(qiáng),政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的行為也削弱了創(chuàng)新的積極性,雖然在短期來(lái)看,GDP增速較高,但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏后勁,這也正是我國(guó)大力倡導(dǎo)深化體制機(jī)制改革,向創(chuàng)新型經(jīng)濟(jì)過(guò)度的一個(gè)重要原因。(5)城市創(chuàng)新有賴于信息化水平的提高,當(dāng)創(chuàng)新水平提高一個(gè)單位的時(shí)候,信息化的貢獻(xiàn)率為3.04%,說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)等基礎(chǔ)設(shè)施的完善有助于創(chuàng)新水平的提升,增加地區(qū)之間的科技交流與合作。(6)工業(yè)化水平對(duì)城市創(chuàng)新的拉動(dòng)作用最明顯,回歸系數(shù)為0.089,也就是說(shuō)工業(yè)化水平每提高1個(gè)百分點(diǎn),城市創(chuàng)新會(huì)