黃德森　楊朝峰

摘要：首先建立區(qū)域創(chuàng)新能力指標(biāo)體系對2006～2013年我國30個省份的創(chuàng)新能力進(jìn)行了評價，隨后采用探索性空間數(shù)據(jù)分析把30個省市按創(chuàng)新能力的空間相關(guān)性分為4組，并運(yùn)用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的收斂性進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明：2006～2013年我國絕大部分省份的創(chuàng)新能力都經(jīng)歷了一個上升的過程，但不同類別區(qū)域之間創(chuàng)新能力的差距越來越大；考慮空間效應(yīng)影響的俱樂部劃分方法使得組內(nèi)創(chuàng)新能力差異小而組間差異大，較傳統(tǒng)的區(qū)域創(chuàng)新能力俱樂部劃分更為合理；我國區(qū)域創(chuàng)新能力不存在整體上的β收斂，但存在著創(chuàng)新能力強(qiáng)的省份集群和創(chuàng)新能力弱的省份集群兩大俱樂部收斂現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞：區(qū)域創(chuàng)新能力；俱樂部收斂；空間效應(yīng)；探索性空間數(shù)據(jù)分析

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.01.10

中圖分類號：F127；F224 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）01-0044-05

Abstract： This paper firstly constructs an evaluation index system of regional innovation capacity and evaluates the innovation capacity of 30 provinces by exploratory spatial data analysis from 2006 to 2013. Then， it divides 30 provinces into four groups using ESDA according to the spatial relevance of innovation capacity. Finally， it explores the convergence of regional innovation capacity by spatial econometrics analysis method. Results show that， the innovation capacity of most regions experienced a rising process from 2006 to 2013， but the innovation capacity gap among different class of regions is becoming wider and wider； club division on regional innovation capacity considering spatial effects is superior to traditional ways in terms of smaller intraclass difference and bigger difference among class； the regional innovation capacity of China does not show β convergence， but showes two kinds of the club convergence （province cluster with high innovation capacity and province cluster with low innovation capacity）.

Key words：regional innovation capacity； club convergence； spatial effect； exploratory spatial data analysis

俱樂部收斂是指在經(jīng)濟(jì)增長的初始條件等方面都相似的一組區(qū)域的經(jīng)濟(jì)差距不斷縮小，而不同類別區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距則沒有縮小的趨勢[3]。

實(shí)際上，區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂僅僅是一種表象或者說是一種最終結(jié)果。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂背后，區(qū)域創(chuàng)新能力的收斂程度往往決定了區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂程度[4]。這一問題已經(jīng)引起了眾多學(xué)者的高度關(guān)注。Patel和Pavitt采用σ收斂對OECD國家技術(shù)創(chuàng)新活動的收斂或發(fā)散問題進(jìn)行了測算[5]。Furman等的研究則發(fā)現(xiàn)OECD國家的創(chuàng)新能力存在明顯的收斂性[6]。Jungmittag利用時間序列與面板數(shù)據(jù)的單位根方法研究了歐盟15個國家1963～1998年創(chuàng)新能力的收斂問題[7]。國內(nèi)學(xué)者陳向東和王磊研究發(fā)現(xiàn)我國東、中、西三大地區(qū)在1996～2005年沒有呈現(xiàn)顯著的俱樂部收斂趨勢[8]。魏守華等研究結(jié)果表明盡管東部和中部地區(qū)表現(xiàn)為收斂性，但我國區(qū)域創(chuàng)新能力在變化趨勢上總體表現(xiàn)為發(fā)散性[9]。孫建基于空間相關(guān)性分析對中國區(qū)域創(chuàng)新的收斂性進(jìn)行了研究，結(jié)果表明中國區(qū)域創(chuàng)新既存在絕對收斂，也存在條件收斂，而且中國區(qū)域創(chuàng)新呈現(xiàn)出東、中、西部三大俱樂部收斂現(xiàn)象[10]。許治等的研究發(fā)現(xiàn)21個國家級創(chuàng)新型城市可內(nèi)生區(qū)分為三個俱樂部[11]。潘雄鋒和楊越的研究結(jié)果表明，我國存在包括12個省份在內(nèi)的向以領(lǐng)先省市——北京為穩(wěn)態(tài)水平收斂俱樂部，并且對外開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本對俱樂部收斂將產(chǎn)生重要的影響[12]。已有研究雖然取得了豐富的成果，但還存在一些問題，主要體現(xiàn)在兩方面：一是雖然學(xué)者們已經(jīng)認(rèn)識到區(qū)域創(chuàng)新活動的空間相關(guān)性，但在實(shí)際建模分析過程中又往往忽略了這種影響。二是我國多數(shù)學(xué)者在研究區(qū)域收斂時一般選用東、中、西部三大地帶的區(qū)域分組方法，這種事先確定好區(qū)域分組方法是一種外生的區(qū)域分組方法，暗含著東、中、西部地區(qū)內(nèi)部各省份初始創(chuàng)新能力接近的假設(shè)。而事實(shí)上，我國西部一些省份（如陜西、四川）的創(chuàng)新能力還高于東部某些省份，東、中、西部三大地帶的分組方法排除了西部某些省份的創(chuàng)新能力跨地區(qū)向東部收斂的可能性。國外絕大多數(shù)學(xué)者均采用內(nèi)生的區(qū)域分組方法，主要有分類回歸樹分析（CART）、等級聚類分析、探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）等。在這些區(qū)域分組的方法中，只有ESDA方法考慮到了空間效應(yīng)的影響。此外ESDA分組方法不需要經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中樣本相互獨(dú)立的假設(shè)，使得其應(yīng)用范圍大大增加[13]?；谝陨峡紤]，本文采用ESDA進(jìn)行區(qū)域創(chuàng)新能力的俱樂部劃分并進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)。

1研究方法

11區(qū)域創(chuàng)新能力的測度

區(qū)域創(chuàng)新能力是指區(qū)域?qū)⑿轮R轉(zhuǎn)化為新工藝、新產(chǎn)品、新服務(wù)的能力。國內(nèi)外大部分學(xué)者們傾向于把區(qū)域創(chuàng)新能力看成是一種各項(xiàng)指標(biāo)的綜合能力，認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新能力取決于創(chuàng)新的基礎(chǔ)設(shè)施、支持創(chuàng)新的環(huán)境條件以及兩者互動的強(qiáng)度。國內(nèi)學(xué)者大多都從知識的生產(chǎn)、擴(kuò)散、應(yīng)用等方面來衡量區(qū)域創(chuàng)新能力。綜合國內(nèi)外學(xué)者的觀點(diǎn)，本文從科技創(chuàng)新過程的角度出發(fā)，將區(qū)域創(chuàng)新能力的基本構(gòu)成要素分為區(qū)域創(chuàng)新投入能力、產(chǎn)出能力、擴(kuò)散能力和支撐能力4個部分。在參考已有指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，本文初步構(gòu)建了包括29個指標(biāo)的區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系（見表1）。

主成分分析方法是綜合評價中常用的方法，但大多數(shù)關(guān)于主成分分析的應(yīng)用集中于降維或綜合評價。這些應(yīng)用主要是對某一時點(diǎn)截面數(shù)據(jù)的靜態(tài)評價，其評價結(jié)果無法反映評價對象的動態(tài)性，因而不適合于面板數(shù)據(jù)。采用主成分分析方法來確定區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系中各原始指標(biāo)的權(quán)重，能夠?qū)崿F(xiàn)對區(qū)域創(chuàng)新能力的動態(tài)評價。

12ESDA俱樂部劃分方法

ESDA區(qū)域分組方法以空間自相關(guān)測度為核心，能夠在考慮相鄰區(qū)域的創(chuàng)新能力對于本區(qū)域創(chuàng)新能力的影響的情況下實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新能力的區(qū)域劃分。用ESDA進(jìn)行區(qū)域創(chuàng)新能力分組主要有兩個步驟：

第一步，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。每一個區(qū)域都通過空間權(quán)重矩陣與一系列的鄰居區(qū)域聯(lián)系在一起。關(guān)于空間權(quán)重矩陣的定義有許多種，簡單的鄰近矩陣是最普遍的選擇。

第二步，測度空間自相關(guān)，進(jìn)行區(qū)域分組?？臻g自相關(guān)分析分為全局空間自相關(guān)分析與局部空間自相關(guān)分析，其計算公式分別為：

MoransI=∑ni=1∑nj=1Wij（yi-）（yj-）S2∑ni=1∑nj=1Wij（1）

Local Morans Ii=（yi-）∑nj=1Wij（yj-）S2（2）

式（1）和式（2）中，yi表示第i個區(qū)域的創(chuàng)新能力，n是指區(qū)域的樣本數(shù)，Wij為i區(qū)域和j區(qū)域的鄰近權(quán)重，和S2分別表示區(qū)域創(chuàng)新能力的均值和方差。Morans I取值在-1和1之間，當(dāng)其取值為正數(shù)時說明區(qū)域創(chuàng)新能力具有空間正自相關(guān)性；當(dāng)Morans I的取值為負(fù)數(shù)時說明區(qū)域創(chuàng)新能力具有空間負(fù)自相關(guān)性。Local Morans Ii為正數(shù)時，表示i區(qū)域與鄰近區(qū)域創(chuàng)新能力的特征值相似（“高-高”或“低-低”）；Local Morans Ii為負(fù)數(shù)時，表示i區(qū)域與鄰近區(qū)域的特征值不相似（“高-低”或“低-高”）。因此，局域空間自相關(guān)可以揭示區(qū)域創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)。

13收斂性檢驗(yàn)方法

與以往的經(jīng)濟(jì)收斂研究中所采用的模型類似，本文用區(qū)域創(chuàng)新能力替代Barro與Sala-I-Martin提出的經(jīng)典收斂性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械娜司鵊DP指標(biāo)并進(jìn)行簡化[14]，得到區(qū)域創(chuàng)新能力β收斂的檢驗(yàn)方程為：

1Tlnyi，t+Tyi，t=α+βln（yi，t）+εt（3）

式（3）中，yi，t是第i個地區(qū)第t年的創(chuàng)新能力，T為考察期長度，α是常數(shù)項(xiàng)，β是收斂系數(shù)，εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。當(dāng)收斂系數(shù)的估計值為負(fù)且顯著時就表明區(qū)域創(chuàng)新能力存在絕對β收斂。在估計出收斂系數(shù)β后還可以計算出區(qū)域創(chuàng)新能力的收斂速度θ，以及創(chuàng)新落后地區(qū)追趕上創(chuàng)新發(fā)達(dá)地區(qū)所需的收斂半生命周期τ：

θ=-ln（1+β）t（4）

τ=ln（2）θ（5）

俱樂部收斂是將整體樣本劃分為若干俱樂部，每一俱樂部內(nèi)部的成員均存在地理?xiàng)l件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制度環(huán)境等方面的共性。在根據(jù)這些特征將各區(qū)域劃分為不同的俱樂部之后，檢驗(yàn)這些俱樂部內(nèi)部是否出現(xiàn)了收斂，從而將研究視角深入到全樣本內(nèi)部去探尋更微觀層面的收斂狀況。

本文將在區(qū)域創(chuàng)新收斂性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭幸肟臻g計量分析中的空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）和空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）方法，以便將創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)考慮在內(nèi)。SEM模型度量了臨近區(qū)域因變量誤差沖擊對該區(qū)域的影響程度；SLM模型主要用于分析各變量在某地區(qū)是否具有溢出效應(yīng)。根據(jù)空間計量基本模型，區(qū)域創(chuàng)新能力 式（7）中，ρ是空間自相關(guān)參數(shù)，衡量區(qū)域之間的空間相互作用的程度?？紤]空間效應(yīng)的區(qū)域創(chuàng)新能力收斂檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒辉龠m合用OLS進(jìn)行估計，一般采用極大似然法（ML）進(jìn)行估計而得到可信的參數(shù)估計值。

2實(shí)證分析

21區(qū)域創(chuàng)新能力的測度結(jié)果

本文的區(qū)域創(chuàng)新能力分析主要以全國30個省、自治區(qū)、直轄市（由于缺乏數(shù)據(jù)，樣本未涵蓋西藏、香港、澳門及臺灣等地區(qū)）為分析單元，時間為2006～2013年。

首先根據(jù)前文所述方法計算出各年份各指標(biāo)的權(quán)重，為了使區(qū)域創(chuàng)新能力的得分不僅在橫向（各省份之間）可比，而且在縱向（同一省份在時間上）可比，采用各指標(biāo)2006～2013年權(quán)重的平均數(shù)作為各指標(biāo)的統(tǒng)一權(quán)重，在計算各指標(biāo)在各年份的得分時均以2006年指標(biāo)的平均值作為標(biāo)桿，經(jīng)過加權(quán)求和得到2006～2013年各省區(qū)域創(chuàng)新能力的綜合評價值，見表2。

從圖1中可以看出，無論是從基尼系數(shù)來看，還是從泰爾指數(shù)、變異系數(shù)來看，2006～2013年我國創(chuàng)新能力的區(qū)域差距總體上呈上升趨勢。這說明，盡管在此期間所有省份的創(chuàng)新能力都在上升，一些東部省份（如江蘇、浙江、北京、上海等）的創(chuàng)新能力提升較快，而大部分西部省份的創(chuàng)新能力提升較慢，使得區(qū)域之間的創(chuàng)新能力差距越來越大。這也從側(cè)面說明了進(jìn)行俱樂部收斂檢驗(yàn)的必要性。

22區(qū)域創(chuàng)新能力的空間效應(yīng)檢驗(yàn)及分組

運(yùn)用Geoda軟件，在鄰近矩陣的空間權(quán)重矩陣基礎(chǔ)上計算出Morans I指數(shù)（見表3）。

從表3中可以發(fā)現(xiàn)，Morans I值均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且所有年份的Morans I值都在02以上。由此可見，我國區(qū)域的創(chuàng)新活動存在著明顯的溢出性，使得區(qū)域創(chuàng)新能力在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)為一種集聚的傾向，這表明在進(jìn)行區(qū)域創(chuàng)新能力的收斂性檢驗(yàn)時空間效應(yīng)不容忽視。

表4給出了2007年、2009年、2011年及2013年Morans散點(diǎn)圖中HH組、LL組、HL組、LH組所覆蓋的省份數(shù)量的比重情況。結(jié)果顯示，HH組和LL組覆蓋了我國大部分省份，而且這其中的多數(shù)省份在表中列出的4個年份中分組屬性不變，表明HH組和LL組內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新能力極有可能形成了空間俱樂部收斂。

我國學(xué)者在分析中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部收斂時，大多數(shù)都是按照傳統(tǒng)的三大地帶，即東部、中部、西部來分組。但探索性空間數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，一些中西部省份（如湖北、陜西）的創(chuàng)新能力比部分東部省份（如河北、福建）還高。本文通過計算用于測度區(qū)域差異的統(tǒng)計指標(biāo)泰爾指數(shù)來對不同分組方法的優(yōu)劣進(jìn)行判斷，其判斷標(biāo)準(zhǔn)是組內(nèi)差異較小而組間差異較大，因?yàn)檫@樣的分組更符合俱樂部收斂的特點(diǎn)。三大地帶劃分與ESDA空間分組的泰爾指數(shù)計算結(jié)果見表5。

由表5可知，傳統(tǒng)的三大地帶劃分得到的區(qū)域組內(nèi)部的差異大于ESDA區(qū)域組內(nèi)部的差異，而其組間的差異又小于ESDA的組間差異。按照前面提到的判斷不同劃分方法科學(xué)性的標(biāo)準(zhǔn)，ESDA得到的4個空間區(qū)域組更加符合俱樂部趨同的特點(diǎn)。對比的結(jié)果表明，如果在有關(guān)收斂研究過程中不考慮我國各省份在創(chuàng)新能力方面差距較大這一事實(shí)，而人為地進(jìn)行區(qū)域劃分來進(jìn)行有關(guān)俱樂部問題分析，其結(jié)論的可靠性可能會受到一定的影響。

23區(qū)域創(chuàng)新能力的俱樂部收斂檢驗(yàn)

在空間計量模型的選擇上，目前通用的做法是先用OLS方法估計不考慮空間相關(guān)性的受約束模型，然后進(jìn)行拉格朗日乘子檢驗(yàn)，如果LMLAG檢驗(yàn)值比LMERR檢驗(yàn)值更顯著，那么恰當(dāng)?shù)哪Ｐ褪荢LM模型；如果LMERR檢驗(yàn)值比LMERR檢驗(yàn)值更顯著，那么恰當(dāng)?shù)哪Ｐ褪荢EM模型。空間計量模型檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

從表6可以發(fā)現(xiàn)，除了HL組以外，其余各組的LMERR檢驗(yàn)值均大于LMLAG檢驗(yàn)值，并且其顯著性程度較高，說明組間存在空間誤差，應(yīng)選擇SEM模型來進(jìn)行分析。HL組的LMLAG檢驗(yàn)值大于LMERR檢驗(yàn)值，說明最合適HL組的空間計量模型為SLM模型。此外，在對面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇上，常見方法是做Hausman檢驗(yàn)（Hausman，1978），即先估計一個隨機(jī)效應(yīng)，然后做檢驗(yàn)，如果拒絕零假設(shè)，則可以使用固定效應(yīng)，反之，則使用隨機(jī)效應(yīng)[15]。本文用R語言空間計量包splm中的sphtest函數(shù)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駪?yīng)該用固定效應(yīng)模型，計算結(jié)果表明，全國及各組的Hausman檢驗(yàn)的卡方值均高度顯著，說明應(yīng)該拒絕零假設(shè)，適宜采用固定效應(yīng)模型。因此，本文使用了空間固定效應(yīng)模型。全國以及分組區(qū)域創(chuàng)新能力β收斂檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

從表7中可以看出，盡管區(qū)域創(chuàng)新能力存在顯著的區(qū)域溢出（無論是全國還是分組模型中γ或者ρ的估計值均通過了1%或5%的顯著性水平檢驗(yàn)），但在不分組時，β估計值沒有通過5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明從全國范圍來看，區(qū)域創(chuàng)新能力是不收斂的。當(dāng)用ESDA對30個省份的創(chuàng)新能力進(jìn)行分組后，HH組和LL組模型的整體顯著性有了很大的提高，β估計值也分別通過了1%和5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明地理位置對地區(qū)間創(chuàng)新能力增長的收斂性確有影響。這說明，盡管從全國范圍來看，各省份的創(chuàng)新能力不收斂，但我國存在俱樂部收斂，其中LL組的收斂速度為452%，略高于HH組的372%，與之相對應(yīng)的創(chuàng)新能力收斂的半生命周期分別為153年和186年。

3研究結(jié)論與政策啟示

本文首先建立區(qū)域創(chuàng)新能力指標(biāo)體系對2006～2013年我國30個省份的創(chuàng)新能力進(jìn)行了評價，隨后采用探索性空間數(shù)據(jù)分析把30個省份按創(chuàng)新能力分為4組，并運(yùn)用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的收斂性進(jìn)行了檢驗(yàn)。

本文的研究結(jié)論一方面說明，創(chuàng)新要素天然地分配不均，而且隨著市場經(jīng)濟(jì)的不斷深化，創(chuàng)新要素跨區(qū)域、跨國家流動會越來越加速，創(chuàng)新要素的集聚在未來會進(jìn)一步強(qiáng)化，在這種情況下，區(qū)域創(chuàng)新能力之間差距的存在將是一個長期存在現(xiàn)象。因此，人為地采取均衡化發(fā)展策略違背了市場的規(guī)律，不僅享受不到創(chuàng)新要素集聚效應(yīng)所帶來的好處，而且最終會使得所有地區(qū)都得不到發(fā)展，陷入一種低水平的均衡。尤其是對于我國這樣一個區(qū)域差異大、創(chuàng)新資源又相對匱乏的國家，各區(qū)域要實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展幾乎是不可能的。采用非均衡發(fā)展策略并不意味著放棄了對區(qū)域均衡的追求。現(xiàn)階段雖然追求整體上的區(qū)域創(chuàng)新能力收斂是不切實(shí)際的，但可以通過推進(jìn)俱樂部收斂，使得更多的省份進(jìn)入高創(chuàng)新能力的行列，進(jìn)而帶動更多省份提高其創(chuàng)新能力。因此，一方面要通過加強(qiáng)俱樂部內(nèi)各區(qū)域產(chǎn)品、資本、技術(shù)、人才、信息的流動，提高俱樂部收斂的速度；另一方面國家要在研發(fā)項(xiàng)目的布局中，考慮不同俱樂部的特征，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)實(shí)力等方面進(jìn)行合理布局、錯位發(fā)展，發(fā)揮區(qū)域創(chuàng)新能力強(qiáng)的省份的引領(lǐng)、輻射作用，最終實(shí)現(xiàn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂。

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（責(zé)任編輯：李鏡）