張衛(wèi)東

（西安工程大學(xué) 人事處，陜西 西安710048）

0 引 言

國外學(xué)者對區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的研究主要采用實證研究的方法，如文獻(xiàn)［1］通過構(gòu)建區(qū)域互動平臺、提升跨區(qū)域合作，將各區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)聯(lián)動，整合成一個具有國家性的創(chuàng)新系統(tǒng).隨著理論研究的不斷深入，研究方法也越來越復(fù)雜，Anselin Varga和Acs（1997）首次將空間經(jīng)濟(jì)學(xué)分析工具引入經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的研究領(lǐng)域，利用空間計量分析工具研究區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新；文獻(xiàn)［2］應(yīng)用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)和面板數(shù)據(jù)模型，從空間和時間兩個維度研究區(qū)域的創(chuàng)新活動，分析了西班牙區(qū)域創(chuàng)新的空間模式，空間依賴性及其在區(qū)域創(chuàng)新中的重要性.國內(nèi)，文獻(xiàn)［3］首次較為全面地提出了跨行政區(qū)創(chuàng)新系統(tǒng)的理論，歸納總結(jié)出跨行政區(qū)創(chuàng)新系統(tǒng)的特征、基本建設(shè)框架、建設(shè)障礙與問題，各地區(qū)創(chuàng)新系統(tǒng)的融合過程，以及建立跨行政區(qū)創(chuàng)新系統(tǒng)的主要措施；文獻(xiàn)［4］基于1998～2008年中國各地專利申請量的面板數(shù)據(jù)，擴展知識生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)面板單位根、面板協(xié)整及空間計量研究了中國區(qū)域知識溢出的空間距離問題；文獻(xiàn)［5］對我國1997～2009年期間31個省域創(chuàng)新的空間差異和演進(jìn)特征進(jìn)行廣泛測度和探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA），分別用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的Moran′s I和LISA分析各省創(chuàng)新的空間依賴性和各地創(chuàng)新的局部空間模式；文獻(xiàn)［6］利用中國各省區(qū)1995～2008年創(chuàng)新產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)，分別用Moran′s I和空間滯后模型，分析了中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的空間特性和主要影響因素.

可見，目前國內(nèi)外對區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的研究面局限于長三角、珠三角、臺灣省等創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，研究結(jié)論因區(qū)域創(chuàng)新的“根植性”、“路徑依賴”而不完全適用于欠發(fā)達(dá)地區(qū).為此，文中以北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)六市（南寧、北海、防城港、欽州、玉林、崇左）的地理數(shù)據(jù)和在2009～2013年的創(chuàng)新投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，用Moran′I和Moran散點圖來分析北部灣近年創(chuàng)新產(chǎn)出的空間布局，并利用時間維度的空間計量模型來評估北部灣各市創(chuàng)新活動的協(xié)同程度，并得出相應(yīng)的對策.

1 創(chuàng)新產(chǎn)出的空間相關(guān)性

空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)指出，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或者空間自相關(guān)特征，也就是說一個地區(qū)單元的某種經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象與鄰近地區(qū)空間單元的同一現(xiàn)象是相關(guān)的［7］.用空間計量方法能很好地完成對區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的實證研究.

要研究區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新，首先要分析區(qū)域創(chuàng)新的現(xiàn)有空間布局.文中運用ArcMAP、GeoDA軟件，通過Moran′s I和Moran散點圖分析2010～2013年六市創(chuàng)新產(chǎn)出的全局空間相關(guān)性、局部相關(guān)性及其變化.

1.1 空間相關(guān)性理論

空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)引入空間權(quán)重矩陣的概念來定義空間對象的相互鄰接關(guān)系，在此基礎(chǔ)上計算Moran指數(shù)，度量空間的全局自相關(guān)性.

空間權(quán)重矩陣的形式為

式中，wij表示區(qū)域i與j的臨近關(guān)系，可以根據(jù)鄰接標(biāo)準(zhǔn)或距離標(biāo)準(zhǔn)來度量.在距離標(biāo)準(zhǔn)下：

式中，d0為某個標(biāo)準(zhǔn)距離值，一個地區(qū)與其自身的空間權(quán)重為0.全局Moran指數(shù)I的計算公式為

全局Moran′s I的取值范圍為［－1，1］，大于0表示觀測值水平相近的區(qū)域在空間上集聚，小于0表示相鄰區(qū)域的觀測值有差異，水平相近的區(qū)域在空間上分散分布.全局Moran′s I反映了經(jīng)濟(jì)活動在空間上的平均差異程度.以（z，Wz）為坐標(biāo)點的Moran散點圖，對Wz和z數(shù)據(jù)進(jìn)行可視化的二維圖示，進(jìn)一步表示經(jīng)濟(jì)活動的局部空間自相關(guān)情況.Moran散點圖的4個象限，分別對應(yīng)于區(qū)域單元與其鄰居之間4種類型的空間聯(lián)系形式.第一象限代表高觀測值的區(qū)域單元被同是高觀測值的區(qū)域所包圍（H－H）；第二角限低觀測值的區(qū)域單元被高觀測值的區(qū)域所包圍（L－H）；第三象限代表代表低觀測值的區(qū)域單元被同是低觀測值的區(qū)域所包圍（L－L）；第四象限代表高觀測值的區(qū)域單元被低觀測值的區(qū)域所包圍（H－L）.

1.2 Moran′s I和 Moran散點圖應(yīng)用

運用GeoDA軟件，通過南寧、北海、防城港、欽州、玉林和崇左在2010～2013年的專利授權(quán)量（PAT）［8－10］的Moran′s I分析各地創(chuàng)新產(chǎn)出的全局空間相關(guān)性，并繪制這4年Moran散點圖，Moran散點圖的4個象限分別對應(yīng)于區(qū)域單元與其鄰居之間4種類型的空間聯(lián)系形式，結(jié)果如圖1所示.其中，2010年與2011年的Moran散點圖布局基本相同，2012年與2013年的布局也基本相同.

從圖1可知，Moran′s I對應(yīng)的值 依 次 為 －0.295，－0.288，－0.279，－0.289，北部灣六市近4年的創(chuàng)新產(chǎn)出在空間上維持負(fù)相關(guān)狀態(tài)，負(fù)相關(guān)程度基本不變.

圖1 六市2010～2013年P(guān)AT的Moran′s I與Moran散點圖Fig.1 Moran′s Iscatter diagram of PAT during 2010～2013

南寧、玉林是北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)穩(wěn)定的創(chuàng)新高產(chǎn)出城市，優(yōu)勢明顯，但兩個城市不鄰近.南寧作為北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展龍頭，集聚了全區(qū)的大部分科技資源，創(chuàng)新產(chǎn)出在全區(qū)遙遙領(lǐng)先，專利授權(quán)量占全區(qū)總量的54%以上.玉林市是北部灣經(jīng)濟(jì)相對比較發(fā)達(dá)的地區(qū)，人力、科技資源豐富，有一定的經(jīng)濟(jì)實力，有玉柴等大企業(yè)和一批外向型的民營企業(yè)作支撐，創(chuàng)新產(chǎn)出水平居全區(qū)的第二級別.

與南寧相鄰的崇左、防城港連續(xù)4年為北部灣專利授權(quán)量最少的兩個城市.崇左是后期成立的城市，起步晚，科技資源匱乏，專利授權(quán)量持續(xù)處于全區(qū)的最低級別.從2010～2013年，防城港的經(jīng)濟(jì)還處于起步期，投資主要集中在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上，科技人才不足，專利授權(quán)量與崇左相近，但通過不斷的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，創(chuàng)新產(chǎn)出在2012年實現(xiàn)大幅度提升，由全區(qū)的第四級別上升到第三級別.

北海、欽州的專利授權(quán)量在六市中的排名穩(wěn)居第3和第4，但目前尚未良好整合科技資源，高科技企業(yè)處于起步階段，創(chuàng)新能力與南寧、玉林差距很大，與低產(chǎn)出城市崇左、防城港相近，創(chuàng)新產(chǎn)出水平低于全區(qū)平均水平.北海雖與玉林相鄰，但因玉林的創(chuàng)新輻射力較低.原因除了南寧專利授權(quán)量的穩(wěn)步提高外，更重要的是相鄰城市防城港的專利授權(quán)量在2012年大幅度增加.

總體來看，北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)六市的創(chuàng)新產(chǎn)出呈全局的空間負(fù)相關(guān)，水平較高的南寧與玉林分散分布，二者的輻射力有待提高.

2 區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的空間計量模型

為了研究北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)六市創(chuàng)新系統(tǒng)在空間上的依賴性，構(gòu)建基于創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)的空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，對近年北部灣六市的創(chuàng)新活動進(jìn)行連續(xù)時間段內(nèi)的空間計量分析，評估各因素在北部灣創(chuàng)新中的作用與影響，探討六市創(chuàng)新活動的協(xié)同程度.

2.1 知識生產(chǎn)函數(shù)與創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)

知識生產(chǎn)函數(shù)（Knowledge Production Function，KPF）是目前國際上研究知識生產(chǎn)、技術(shù)創(chuàng)新、區(qū)域創(chuàng)新及其決定因素的重要理論.Griliches－Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)，表達(dá)式為

式中，Y為知識產(chǎn)出，R為投入變量（即研發(fā)資本投入或人力投入），Z代表反映其他額外影響的一系列經(jīng)濟(jì)社會變量，ε為隨機擾動項.

以知識生產(chǎn)函數(shù)為模板，文中提出基本的創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)：

式中，P為專利授權(quán)量，代表創(chuàng)新產(chǎn)出量；H為人力資本，常用區(qū)域內(nèi)信息軟件業(yè)、科技服務(wù)業(yè)和教育3大行業(yè)的從業(yè)人員表示，代表創(chuàng)新的投入量；G等于政府一年的科技教育支出與財政總支出的比值，代表政府對創(chuàng)新的重視程度；L為公共圖書館數(shù)量，代表城市創(chuàng)新系統(tǒng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，反映區(qū)域環(huán)境對創(chuàng)新的支持力；政府重視度G和基礎(chǔ)設(shè)施L是創(chuàng)新的外部影響變量.實際上經(jīng)費投入也是創(chuàng)新投入的重要組成，之所以單選人力資本H作為創(chuàng)新的投入變量，是因為二者具有較大的相關(guān)性.

2.2 空間計量經(jīng)濟(jì)模型

創(chuàng)新產(chǎn)出不僅受到本地研發(fā)活動的影響，還會受到周邊地區(qū)的研發(fā)活動產(chǎn)生的溢出效應(yīng)及政策的影響.傳統(tǒng)回歸分析方法（OLS）未考慮創(chuàng)新活動的技術(shù)擴散效應(yīng)，這可以通過納入空間效應(yīng)的空間計量模型—空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）來改進(jìn).

2.2.1 空間滯后模型（SLM）SLM主要探討某變量在一地區(qū)是否有擴散現(xiàn)象，模型表達(dá)式為

式中，X為因變量；X為n×k的外生解釋變量矩陣；W 為上文所提到的n階空間權(quán)重矩陣；XY為空間滯后因變量；ρ為空間回歸系數(shù)，反映樣本的空間依賴性，即相鄰區(qū)域的觀測值WY對本地觀測值Y的影響程度；α反映了自變量X對因變量Y的影響；ε為隨機誤差.

2.2.2 空間誤差模型（SEM）SEM主要度量鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地觀測值的影響程度，模型表達(dá)式為

式中，λ為空間誤差系數(shù)，反映了樣本觀測值的空間依賴性，即相鄰地區(qū)的誤差擾動Wε對本地的誤差沖擊影響；ε和μ為隨機誤差.

在空間計量模型中，為避免結(jié)果的有偏或者不一致，SLM和SEM均采用極大似然法（ML）進(jìn)行估計參數(shù).

Moran′s I近似服從與樣本數(shù)據(jù)相對應(yīng)的正態(tài)分布，常用Moran′s I檢驗判斷空間自相關(guān)性的顯著性.在SLM和SEM的選擇上，Anselin等（2004）提出了通過拉格朗日乘數(shù)檢驗法.檢驗值有LM（lag）、LM（error）、R－LM（lag）和 R－LM（error）.若在空間依賴性檢驗中LM（lag）較LM（error）更顯著，且 R－LM（lag）顯著而R－LM（error）不顯著，則可判定適合的模型為SLM，反之即為SEM.除了擬合優(yōu)度R2外，還有對數(shù)似然值（LogL）、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）可用于比較OLS估計的經(jīng)典線性回歸模型和SLM、SEM的擬合效果.LogL越大，AIC和SC越小，擬合效果就越好.

2.3 模型改進(jìn)

空間計量模型運用截面數(shù)據(jù)建立單個時間點的空間分析，面板數(shù)據(jù)模型則納入時間序列數(shù)據(jù)，能對不同時刻的截面?zhèn)€體進(jìn)行連續(xù)觀測.眾多學(xué)者將二者有機結(jié)合，構(gòu)建出綜合考慮變量時空二維特征的空間面板模型，完成對某一連續(xù)時間段內(nèi)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的面分析.

若將一地在若干個時間點上的4個觀測值看作若干個樣本的觀測值，將六市一個時間段內(nèi)的創(chuàng)新活動面板數(shù)據(jù)輸入GeoDA軟件，該軟件依據(jù)六市經(jīng)緯度坐標(biāo)自動生成空間權(quán)重矩陣W，不同年份的兩個地理相鄰的城市間的權(quán)重仍可能為1.本文對W矩陣進(jìn)行手動修改，剔除不同年份間區(qū)際的空間權(quán)重.此方法有兩大優(yōu)點：第一，將樣本容量由6擴大到24，使計量模型的回歸估計可行；第二，以空間計量模型為主體，同樣將時間維度納入空間計量模型，其一大特點是能完成以空間效應(yīng)為重點的面分析，且簡便易行.

3 數(shù)據(jù)選擇與驗證

3.1 數(shù)據(jù)選擇

假定創(chuàng)新從投入到產(chǎn)出有一年的時滯，以H，G，L為解釋變量，以P為被解釋變量，收集北部灣六市在2009～2012年的創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)和2010～2013年的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)，將4年的截面數(shù)據(jù)直接融合成一個容量為24的觀測樣本.具體數(shù)據(jù)包括南寧、北海、防城港、欽州、玉林、崇左在2009～2012年的信息軟件業(yè)、科技服務(wù)業(yè)和教育從業(yè)人員數(shù)（H），政府財政總支出、科技支出、教育支出（G），公共圖書館數(shù)量（L），以及2010～2013年各年專利授權(quán)量（P）.數(shù)據(jù)來源于《廣西2010年統(tǒng)計年鑒》、《廣西2011年統(tǒng)計年鑒》、《廣西2012年統(tǒng)計年鑒》、《廣西2013年統(tǒng)計年鑒》和廣西知識產(chǎn)權(quán)門戶網(wǎng)站.六市的地理信息來自谷歌地圖網(wǎng).

3.2 實證估計及結(jié)果分析

對北部灣六市四年的創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)先后進(jìn)行OLS估計、SLM估計和SEM估計.傳統(tǒng)創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)（OLS）為lnP＝C＋β1ln H＋β2lnG＋β3lnL＋ε.則空間滯后創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)（SLM）為

空間誤差創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)（SEM）為

估計結(jié)果如表1所示.

Moran′s I統(tǒng)計值在5%水平下顯著，表明北部灣六市的創(chuàng)新產(chǎn)出在空間分布上具有明顯的負(fù)相關(guān)，水平較高的南寧與玉林分散分布，二者的輻射力有待提高，以推動創(chuàng)新活動、技術(shù)進(jìn)步的空間集聚.

SLM和SEM的擬合優(yōu)度檢驗值R2（86.7%，87.4%）明 顯 高 于 OLS 模 型（83.8%），LogL 大于 OLS，AIC、SC 小 于OLS，各個系數(shù)的顯著度高于OLS，因此空間計量模型的擬合效果比OLS好.在空間計量模型的具體選擇上，LM（error）較 LM（lag）更顯著，但 R－LM（lag）、R－LM（error）均極不顯著，無法明確判定SLM和SEM模型哪個能更好地評估六市創(chuàng)新的協(xié)同.

3個模型的估計結(jié)果的共性有：ln H的系數(shù)最顯著，是3個解釋變量中唯一的正彈性變量，且彈性的絕對值最大，表明區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新人力資源增加1%，可帶來超過2%創(chuàng)新產(chǎn)出增長，人力資本對近年北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻(xiàn)顯著；G有顯著的負(fù)彈性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于起步階段、創(chuàng)新產(chǎn)出低的城市如崇左，財政能力有限，用于基礎(chǔ)科技教育的財政支出占總財政支出較大比重，創(chuàng)新高產(chǎn)出城市如南寧，教育研發(fā)由于地方政府的早期扶持已逐步步入正軌，因此政府將財政重心轉(zhuǎn)向新興產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域；公共圖書館數(shù)量（lnL）的系數(shù)相對不顯著（僅通過5%水平的顯著性檢驗）且為負(fù)，北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)的創(chuàng)新活動目前比較封閉于科研機構(gòu)、高校和企業(yè)內(nèi)部，很少利用公共圖書館等資源，創(chuàng)新活動與公共基礎(chǔ)設(shè)施無太大關(guān)聯(lián)，北部灣的創(chuàng)新產(chǎn)出水平并未隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善而提高.

綜上所述，空間回歸系數(shù)ρ和空間誤差系數(shù)λ都通過5%的顯著性檢驗，且二者都為正，表明北部灣區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新機制已初步形成，這與上文得出的負(fù)值Moran′s I并不矛盾.Moran′s I是對不同城市創(chuàng)新產(chǎn)出的現(xiàn)有空間相關(guān)性的靜態(tài)分析，空間回歸系數(shù)ρ和空間誤差系數(shù)λ則代表不同區(qū)域創(chuàng)新活動、產(chǎn)出變化等動態(tài)現(xiàn)象的空間相關(guān)性.以專利授權(quán)量為衡量指標(biāo)，現(xiàn)有創(chuàng)新能力相近的區(qū)域在北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)分散分布，但區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)活動存在顯著的正向空間相關(guān)效應(yīng)，一個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出在一定程度上依賴于相鄰地區(qū)的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，此即區(qū)域間的協(xié)同創(chuàng)新.空間回歸系數(shù)ρ的估計值為0.348，意味著在其他條件不變的前提下，相鄰地區(qū)的專利授權(quán)量每增加1%，將帶來本地專利授權(quán)量約0.35%的增加.

表1 創(chuàng)新產(chǎn)出函數(shù)估計結(jié)果Table 1 Estimation results of innovation output function

從LogL看，SEM的擬合效果優(yōu)于SLM，且λ較ρ更顯著，因此用SEM分析北部灣的創(chuàng)新因素更加客觀.SEM估計的H 彈性系數(shù)（2.047）小于OLS估計的H 彈性系數(shù)（2.088），表明若忽略區(qū)域間創(chuàng)新活動的協(xié)同效應(yīng)，會高估人力資本投入在北部灣創(chuàng)新活動中的作用.

4 結(jié) 論

（1）鑒于人力資本對北部灣創(chuàng)新產(chǎn)出的重要性及經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)人才、知識分布不平衡的現(xiàn)狀，應(yīng)共同打造北部灣城市群通學(xué)圈，促進(jìn)多邊學(xué)術(shù)交流，整合和發(fā)展區(qū)內(nèi)教育和文化資源；加大就業(yè)信息的公開透明度，利用計算機技術(shù)與通訊技術(shù)建立地區(qū)工作崗位數(shù)據(jù)庫，搭建北部灣信息共享平臺；通過科學(xué)的北部灣規(guī)劃，消除行政壁壘和地方保護(hù)主義，簡化人才引進(jìn)手續(xù)，建立北部灣人才共享機制.

（2）增強南寧和玉林的創(chuàng)新的輻射帶動能力.南寧加快發(fā)展南寧國家級高新技術(shù)開發(fā)區(qū)，進(jìn)一步完善以生物工程與制藥、機電一體化、電子信息為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)體系，通過會展業(yè)提高科技龍頭的綜合服務(wù)和文化功能以及要素集聚能力，以城際快速交通為紐帶帶動其他城市的科研創(chuàng)新.玉林將其工業(yè)與南寧的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)有機整合，建設(shè)具有地區(qū)特色的、共享共用的科技創(chuàng)新基礎(chǔ)條件平臺，發(fā)展成為北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)的技術(shù)研發(fā)和擴散基地.

（3）增強北海、欽州、防城港、崇左的技術(shù)吸收與應(yīng)用能力.政府和企業(yè)出臺鼓勵性政策與措施，鼓勵外地人才和研發(fā)資金向本地流動，用高新技術(shù)重點改造港口物流、臨海工業(yè)等優(yōu)勢產(chǎn)業(yè).

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