蘭飛 孫莉

摘要：本文結(jié)合廣義虛擬經(jīng)濟(jì)時(shí)代的特征，探討虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，基于2006-2016年31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，通過空間杜賓模型來(lái)分析虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的溢出效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)及周邊地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出均有明顯的正向促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：廣義虛擬經(jīng)濟(jì);虛擬經(jīng)濟(jì);區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出;空間杜賓模型

中圖分類號(hào)：F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)：A 文章編號(hào)：1674-9448（2018）03-0023-07

一、引言

世界經(jīng)濟(jì)和人類文明的不斷發(fā)展，使人們?cè)谖镔|(zhì)需求得到滿足的前提下，更多地追求心理和精神需求的滿足，廣義虛擬經(jīng)濟(jì)便應(yīng)勢(shì)而生。林左鳴（2010）[1]將廣義虛擬經(jīng)濟(jì)定義為將同時(shí)滿足人的物質(zhì)需求和心理需求，以及只滿足人的心理需求的經(jīng)濟(jì)的總和。廣義虛擬經(jīng)濟(jì)深刻地分析了當(dāng)代經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)規(guī)律，它正逐漸成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要來(lái)源，改變著現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)著區(qū)域創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的建立。

隨著科學(xué)技術(shù)和知識(shí)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，創(chuàng)新已經(jīng)成為國(guó)家和地區(qū)取得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)鍵因素。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，隨著交通網(wǎng)絡(luò)和信息技術(shù)的發(fā)展，技術(shù)、知識(shí)和資本的流動(dòng)速度加快，創(chuàng)新要素在區(qū)域之間擴(kuò)散和集聚，使得區(qū)域之間的創(chuàng)新勢(shì)差縮小或者擴(kuò)大，因此，空間相關(guān)性成為研究區(qū)域創(chuàng)新不可忽視的一個(gè)問題。吳玉鳴（2006）[2]認(rèn)為在研究區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)問題而不考慮空間相關(guān)性的因素會(huì)使得結(jié)果出現(xiàn)偏差。越來(lái)越多的學(xué)者在研究區(qū)域創(chuàng)新問題時(shí)考慮到空間相關(guān)性和異質(zhì)性。

廣義虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。企業(yè)和高校以及科研機(jī)構(gòu)之間的創(chuàng)新聯(lián)動(dòng)關(guān)系帶來(lái)更大程度和更大范圍的創(chuàng)新活動(dòng)，使得地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出得到提升，創(chuàng)新活動(dòng)的溢出會(huì)進(jìn)一步影響周邊地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)。周寧（2014）[3]認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新的目的是為了滿足人們需求，提高生活水平。在廣義虛擬經(jīng)濟(jì)時(shí)代，技術(shù)創(chuàng)新不僅需要關(guān)注于技術(shù)本身，還要關(guān)注目標(biāo)受眾的物質(zhì)和心理需求，反過來(lái)人們對(duì)于消費(fèi)品的要求為企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新提供了動(dòng)力，拉動(dòng)創(chuàng)新需求。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

目前國(guó)內(nèi)對(duì)虛擬經(jīng)濟(jì)還沒有統(tǒng)一的定義。一般認(rèn)為虛擬經(jīng)濟(jì)是廣義虛擬經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，是廣義虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展基礎(chǔ)之一，它是經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物。袁潮清（2014）[4]認(rèn)為虛擬經(jīng)濟(jì)是以金融平臺(tái)為主要依托的各種活動(dòng)。胡曉（2015）[5]選擇虛擬資產(chǎn)的規(guī)模來(lái)衡量虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。秦權(quán)利（2017）[6]根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀和虛擬經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)將虛擬經(jīng)濟(jì)界定為金融和房地產(chǎn)行業(yè)為主的經(jīng)濟(jì)總量。本文綜合考慮我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和金融市場(chǎng)等因素，參考秦權(quán)利的界定方法，將虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模界定為金融和房地產(chǎn)行業(yè)的產(chǎn)值。

虛擬經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象較明顯。金融行業(yè)是虛擬經(jīng)濟(jì)的重要支柱之一，該產(chǎn)業(yè)的集聚現(xiàn)象比較明顯。Thrift（1994）[7]提出的“信息腹地論”證明金融產(chǎn)業(yè)的集聚效果明顯。Zhao（2003）[8]認(rèn)為由于信息不對(duì)稱性，金融部門會(huì)盡量靠近信息源以獲得更多有價(jià)值信息，在信息源地形成集聚現(xiàn)象。金融行業(yè)集聚會(huì)產(chǎn)生外溢效應(yīng)，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成更為復(fù)雜的影響。李林（2011）[9]認(rèn)為金融集聚會(huì)在空間上產(chǎn)生地區(qū)輻射。余泳澤（2013）[10]進(jìn)一步提出金融集聚可帶來(lái)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、集體學(xué)習(xí)效應(yīng)、外溢效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)。

虛擬經(jīng)濟(jì)能較好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。虛擬經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)集聚了大量人才和知識(shí)，擁有豐富的隱形資源，相比較于其他資源而言，隱形資源的傳遞不需要成本。王愛儉（2002）[11]提出虛擬經(jīng)濟(jì)本身具有“報(bào)酬遞增”和“溢出效應(yīng)”的特點(diǎn)，降低經(jīng)濟(jì)活動(dòng)運(yùn)行成本，優(yōu)化資源配置。宣燁（2012）[12]認(rèn)為隱形資源傳播包括人與人之間的面對(duì)面?zhèn)鞑ズ托畔⒕W(wǎng)絡(luò)傳播等途徑。信息和知識(shí)傳播直接服務(wù)于其他行業(yè)，促進(jìn)其他地區(qū)虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)，虛擬經(jīng)濟(jì)的知識(shí)和信息與其他行業(yè)相輔相成，進(jìn)一步促進(jìn)本地和周邊地區(qū)的發(fā)展。

虛擬經(jīng)濟(jì)通過分散創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和降低創(chuàng)新成本，提升區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展通過豐富企業(yè)融資渠道，降低融資約束和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，提高并促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。以金融業(yè)為例，Levine（1998）[13]提出完善的金融市場(chǎng)可以分散投資風(fēng)險(xiǎn)，提高技術(shù)創(chuàng)新效率。Tadesse（2002）[14]認(rèn)為良好運(yùn)行的金融體系為技術(shù)創(chuàng)新提供穩(wěn)定的長(zhǎng)久的支持，促使技術(shù)創(chuàng)新者產(chǎn)生持續(xù)的創(chuàng)新行為。曹霞（2017）[15]通過空間杜賓模型證實(shí)金融支持的存在直接影響了區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。金融產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、集體學(xué)習(xí)效應(yīng)、外溢效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)降低創(chuàng)新成本，提高技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，營(yíng)造創(chuàng)新環(huán)境，使得虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)于周邊地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的開展起到了較大的促進(jìn)作用。

基于以上分析，虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出有明顯的影響作用。目前，廣義虛擬經(jīng)濟(jì)的研究主要集中在理論層面的探索，而相關(guān)的實(shí)證分析較少，很少有文獻(xiàn)將虛擬經(jīng)濟(jì)和區(qū)域創(chuàng)新聯(lián)系起來(lái)。因此，本文基于廣義虛擬經(jīng)濟(jì)的視角，探討虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新是否存在溢出效應(yīng)。利用空間杜賓模型，就我國(guó)31省市的虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

三、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

本文從知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)、空間計(jì)量模型和空間權(quán)重矩陣三個(gè)方面說明關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出空間杜賓模型的構(gòu)建。

1.知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)

知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)是研究區(qū)域創(chuàng)新及其影響因素的重要理論模型。本文參考Griliches-Jaffe[16][17]知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，修正的Griliches-Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)形式為：

式（1）中Q為創(chuàng)新產(chǎn)出，K為R&D支出，Z為其他影響創(chuàng)新產(chǎn)出的社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量，e為隨機(jī)誤差，i表示研究單位。

2.空間計(jì)量模型

空間計(jì)量模型分為三種，即空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。相比較于SLM和SEM模型，SDM模型同時(shí)引入了解釋變量和被解釋變量的空間滯后項(xiàng)。李靖（2010）在進(jìn)行中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的計(jì)量分析時(shí)提出我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)存在明顯的空間集聚現(xiàn)象，考慮到我國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)，理論上選擇空間杜賓模型更合適一些，為了進(jìn)一步確定適用模型，還需要進(jìn)行檢驗(yàn)。LeSage（2009）[18]以及Elhorst（2010）[19]的研究表明可以通過Wald檢驗(yàn)和口之檢驗(yàn)來(lái)判斷SDM模型能否退化為SLM模型和SEM模型，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Wald檢驗(yàn)值和曰3檢驗(yàn)分別為14.76和20.90，均在5%水平下顯著，拒絕原假設(shè)，即SDM模型不能退化為SLM模型和SEM模型，因此，選擇空間面板杜賓模型是最合適的。

由于SDM模型同時(shí)引入了解釋變量和被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，原本的回歸系數(shù)不能再理解為解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響。為了解決這一問題，LeSage（2008）[20]等人采用偏微分的方法將被解釋變量的總效應(yīng)劃分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來(lái)更好地描述變量的空間交互作用，直接效應(yīng)是指當(dāng)某個(gè)地區(qū)的某一解釋變量變化所引起的該地區(qū)被解釋變量的變化，間接效應(yīng)則是某地區(qū)某一解釋變量的變化所引起的其他地區(qū)的被解釋變量的變化。本文通過由這種方式界定的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來(lái)糾正空間溢出效應(yīng)解釋存在的偏差。

基于Griliches Jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)和本文的研究目的，構(gòu)建關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間面板杜賓模型：

其中：Y是被解釋變量，各省市專利申請(qǐng)量，i表示省市區(qū)域，t表示年份，Vir表示虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模沐dhum表示各省市R&D人員投入、Rdexp表示R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出，Gover表示政府財(cái)政科學(xué)撥款占比，Human表示各省市人力資本。W為空間權(quán)重矩陣，W*Y_it表示被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，α_i表示空間效應(yīng)，v_t表示時(shí)間效應(yīng)，ε_it表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

一般來(lái)說，空間位置較近的兩個(gè)區(qū)域之間的聯(lián)系更為緊密，而傳統(tǒng)的鄰接矩陣使得任意兩個(gè)相鄰區(qū)域的聯(lián)系相同，這顯然是不符合事實(shí)的，因此，本文利用省會(huì)城市之間的直線距離構(gòu)建地理空間權(quán)重矩陣：

其中：d表示各個(gè)省市省會(huì)城市經(jīng)緯度計(jì)算出的直線距離。

此外，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头€(wěn)健性，本文運(yùn)用空間鄰接權(quán)重矩陣代替地理空間權(quán)重矩陣對(duì)實(shí)證分析結(jié)果再檢驗(yàn)。空間鄰接權(quán)重矩陣的對(duì)角線元素為0，其他元素滿足：

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

考慮到區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的空間和時(shí)間滯后效應(yīng)，本文參考李靖（2010）[21]構(gòu)建的是解釋變量滯后一期的空間杜賓模型。各解釋變量選取2006-2015年度31個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，被解釋變量選取2007-2016年度31個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及查閱部分省市《國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》相關(guān)數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，經(jīng)過平減處理?yè)Q算成2005年可比數(shù)據(jù)。

本文參照以往文獻(xiàn)的做法，選取區(qū)域?qū)＠跈?quán)量作為區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的代替變量。將各省市金融業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的行業(yè)產(chǎn)值作為替代指標(biāo)衡量虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模。此外，本文具體變量說明見表1。

四、實(shí)證分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

1.全局相關(guān)性檢驗(yàn)在進(jìn)行實(shí)證分析前先要進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，需要判斷變量是否具有空間相關(guān)性。一般通過Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)變量的空間相關(guān)性，Moran'sI指數(shù)的絕對(duì)值表示觀測(cè)變量空間相關(guān)性的強(qiáng)弱，絕對(duì)值越大表示空間相關(guān)性越強(qiáng)，反之則越弱。2007-2016中國(guó)專利授權(quán)量的Moran's I指數(shù)計(jì)算結(jié)果如表2所示，2007-2016年中國(guó)專利申請(qǐng)量的Morans I指數(shù)值均大于0.2，且z值均大于2.576，在1%水平下顯著，表明專利申請(qǐng)量存在明顯的正向空間相關(guān)性。這說明這10年間我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)不是隨機(jī)發(fā)生的，而是受到鄰近省市創(chuàng)新

活動(dòng)的影響，表現(xiàn)出明顯的空間依賴性。

2.局部相關(guān)性檢驗(yàn)

Morans I指數(shù)可以從全局上檢驗(yàn)全國(guó)范圍創(chuàng)新產(chǎn)出的相關(guān)性，為了更為直觀看到創(chuàng)新產(chǎn)出在全國(guó)分布特征，還需要進(jìn)行局部相關(guān)性的檢驗(yàn)來(lái)分析創(chuàng)新產(chǎn)出集聚狀況。本文采用Moran散點(diǎn)圖來(lái)分析局部相關(guān)性，Moran散點(diǎn)圖的橫軸為變量，縱軸為其空間滯后項(xiàng)，第一象限為田1象限，處于該象限的空間單元自身是高值，周邊單元也是高值;第三象限則相反，自身及周邊單元的都屬于低值，故稱之為L(zhǎng)L象限;第二象限為L(zhǎng)H象限，低值單元被高值單元包圍;第四象限為HL象限，高值單元被低值單元包圍。

本文選擇了2007年、2010年、2013年及2016年專利申請(qǐng)量的Moran散點(diǎn)圖來(lái)描述樣本期間我國(guó)專利申請(qǐng)量的空間變化趨勢(shì)。如圖1所示，我國(guó)專利申請(qǐng)量呈現(xiàn)出明顯的空間聚集性，創(chuàng)新活動(dòng)的分布有明顯的集聚現(xiàn)象。大部分省市分布在第一和第三象限。在HH象限，呈現(xiàn)出“高一高”特征，處在該象限的省市自身創(chuàng)新產(chǎn)出量高，周邊省市的創(chuàng)新產(chǎn)出量也高，形成高值集聚區(qū)，在LL象限，呈現(xiàn)出“低—低”特征，處在該象限的省市自身創(chuàng)新產(chǎn)出量低，周邊省市的創(chuàng)新產(chǎn)出量也低，形成低值集聚區(qū)。

（二）杜賓模型實(shí)證分析結(jié)果

本文通過Stata軟件實(shí)現(xiàn)空間杜賓模型的估計(jì)。Hausman檢驗(yàn)值為22.51且p值小于0.05，拒絕原假設(shè)，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)又分為空間固定效應(yīng)模型，時(shí)間固定效應(yīng)模型和雙固定效應(yīng)模型，三種模型的各固定效應(yīng)模型的計(jì)量結(jié)果如表3所示。

從R2、Log-likelihood來(lái)看，三種固定效應(yīng)模型的擬合度都比較好，其中雙固定效應(yīng)模型擬合優(yōu)度最佳。綜合顯著性和擬合度來(lái)看，應(yīng)選擇雙固定效應(yīng)模型。雙固定效應(yīng)模型考慮了時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，選擇雙固定效應(yīng)模型是符合實(shí)際情況的。

從表2可知，虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的回歸系數(shù)和滯后項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，這說明虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)不僅能促進(jìn)本地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)，而且對(duì)于周邊地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出也能起到顯著的促進(jìn)作用。要進(jìn)一步分析各解釋變量對(duì)于被創(chuàng)新產(chǎn)出的影響還需要分析模型的直接、間接和總效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果如表4所示。

結(jié)果顯示，從直接效應(yīng)來(lái)看，虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的直接效應(yīng)在1%的水平下顯著為正，說明虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響。虛擬經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以促進(jìn)企業(yè)融資環(huán)境，緩解金融約束，降低創(chuàng)新成本和拉動(dòng)創(chuàng)新需求，從而有益于地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的開展。從間接效應(yīng)來(lái)看，虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的間接效應(yīng)在1%的水平下顯著，表明虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)于周邊地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出也存在顯著促進(jìn)。虛擬經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的集聚和外溢使得周邊地區(qū)可以從本地區(qū)的虛擬經(jīng)濟(jì)發(fā)展中收益，本地區(qū)的知識(shí)技術(shù)溢出以及示范作用帶動(dòng)了周邊創(chuàng)新活動(dòng)，產(chǎn)生“擴(kuò)散作用”。

從控制變量來(lái)看，R&D人員的直接效應(yīng)在1%的水平下顯著，說明對(duì)于本地區(qū)具有顯著的促進(jìn)作用。R&D經(jīng)費(fèi)支出的直接、間接效應(yīng)均不顯著，說明R&D經(jīng)費(fèi)支出對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)并沒有明顯的促進(jìn)作用，這與胡義東和仲偉?。?011）以及劉艷春（2016）[23]的結(jié)論是一致的，過多或者不當(dāng)?shù)腞&D經(jīng)費(fèi)支出并不能有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)。此外，可以看到政府的財(cái)政科學(xué)撥款對(duì)于本地區(qū)和鄰近地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出都有顯著的正向影響，財(cái)政補(bǔ)款對(duì)周邊地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生顯著的正向溢出。地區(qū)人力資本的直接效應(yīng)在1%的水平下顯著為正，說明人力資本水平對(duì)本地區(qū)的創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但是其間接效應(yīng)顯著為負(fù)，說明存在明顯的“虹吸效應(yīng)”，地區(qū)人力資本水平的增長(zhǎng)會(huì)占用鄰近地區(qū)的創(chuàng)新資源，導(dǎo)致鄰近地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)受阻。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)于創(chuàng)新產(chǎn)出影響的穩(wěn)健性，本文利用空間鄰接權(quán)重矩陣代替地理空間權(quán)重矩陣對(duì)實(shí)證分析結(jié)果再檢驗(yàn)。鄰接矩陣通過Geoda軟件生成，并出于現(xiàn)實(shí)考慮設(shè)定海南省和廣西相鄰，最終估計(jì)結(jié)果如表5所示，空間鄰接權(quán)重矩陣與表3、表4中空間距離矩陣下各變量的符號(hào)和顯著性是基本一致的，僅有部分系數(shù)顯著性有所提高或降低，說明前文關(guān)于虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)于我國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)證分析結(jié)果和相關(guān)結(jié)論是有可靠性的。

五、結(jié)束語(yǔ)

本文基于2006-2016年31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型來(lái)分析虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果顯示：創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著的空間相關(guān)性，虛擬經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)和周邊地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出都有顯著正向影響。除此之外，R&D人員和政府的財(cái)政科學(xué)撥款對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響為正，R&D經(jīng)費(fèi)支出對(duì)于本地區(qū)和其他地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生阻礙作用，而地區(qū)人力資本水平存在“掠奪”效應(yīng)，有益于本地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)但是會(huì)阻礙其他地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為發(fā)展虛擬經(jīng)濟(jì)對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的提高具有重要的意義，在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的政策指導(dǎo)下，在新時(shí)代下的背景下，虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是一種必然且有利的選擇，這種有利不僅局限于一地一城，而且能產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)，也利于周邊地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)。此外，增加政府財(cái)政撥款是有“利己利他”的，而對(duì)于研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出需要合理分配，高效使用，盲目地投入而不進(jìn)行規(guī)劃會(huì)造成資源的浪費(fèi)，并不能促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)。

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