李四維，傅 強，劉 珂

創(chuàng)新驅(qū)動空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂：基于空間計量分析

李四維，傅 強*，劉 珂

（重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044）

本文分析了創(chuàng)新驅(qū)動與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的理論機(jī)理，構(gòu)建了創(chuàng)新驅(qū)動的評價指標(biāo)體系，對中國31個省份2005年到2015年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了空間靜態(tài)和空間動態(tài)研究，以及分時段和分區(qū)域驗證，實證考察了創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的空間溢出效應(yīng)及其形成機(jī)制，得出主要研究結(jié)論：地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)性，使得創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂形成正向直接效應(yīng)的同時，也產(chǎn)生積極的空間溢出效應(yīng)，這種溢出效應(yīng)波及其他區(qū)域后又反作用于本區(qū)域，即形成累積效應(yīng)，創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟(jì)收斂的空間作用在這樣的動態(tài)調(diào)整中，出現(xiàn)直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的長期效應(yīng)大于短期效應(yīng)的特征。還得出：全國范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既存在條件β收斂，也存在俱樂部收斂；自2012年明確提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略以來，中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂速度明顯加快。據(jù)此建議：在制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略時，有必要考慮空間相關(guān)性的作用機(jī)理，積極搭建共享發(fā)展合作平臺，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)與共享發(fā)展，逐步實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。

創(chuàng)新驅(qū)動；經(jīng)濟(jì)收斂；空間溢出；空間計量分析

0 引言

中國經(jīng)濟(jì)在保持持續(xù)增長的同時，發(fā)展非均衡矛盾仍然比較突出，區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂愈來愈成為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要目標(biāo)。依靠創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展是近年來中國宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要舉措。然而，我國領(lǐng)土廣闊，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動能力存在較大差異，發(fā)達(dá)地區(qū)在人才資源、創(chuàng)新體系以及科技環(huán)境等方面具有明顯優(yōu)勢，創(chuàng)新驅(qū)動是否具有空間溢出效應(yīng)，從而對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂產(chǎn)生影響？利用空間計量技術(shù)考察創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的空間溢出效應(yīng)及其形成機(jī)制，有助于深化有關(guān)兩者關(guān)系機(jī)理的研究，對制定經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策具有重要參考價值。

新古典增長理論在完全競爭及規(guī)模收益不變的假設(shè)下，較少考慮不同區(qū)域間的空間相關(guān)性。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)與新增長理論的結(jié)合，使空間溢出在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中的作用得到了有效詮釋，推動了空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與方法在區(qū)域經(jīng)濟(jì)問題探討中的應(yīng)用。林光平等[1]、張曉旭等[2]、潘文卿[3]通過空間計量技術(shù)研究了中國31個省區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異和趨同特征；吳玉鳴[4]利用空間計量模型考察了中國2800多個縣市經(jīng)濟(jì)增長的集聚與差異問題。這些研究成果對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異問題進(jìn)行了有益探索，也帶來很多啟發(fā)，但他們少有關(guān)注區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的原因。

本文研究創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出與經(jīng)濟(jì)收斂的關(guān)系，研究思路為：基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異明顯的特征，在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型中引入空間相關(guān)因素，對2005年到2015年中國31省市進(jìn)行空間計量分析，實證考察創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出與經(jīng)濟(jì)收斂的關(guān)系。在已有研究基礎(chǔ)上，本文主要從三方面展開：第一，隨著中國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施，創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究日益豐富，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出效應(yīng)，本文考慮了創(chuàng)新驅(qū)動可能存在的直接和溢出效應(yīng)，并進(jìn)行空間靜態(tài)和動態(tài)實證研究，從而使估計結(jié)果更加貼近客觀現(xiàn)實；第二，為更好地說明兩者的空間相關(guān)性，本文通過分時段和分區(qū)域的方式進(jìn)行驗證；第三，為了對創(chuàng)新驅(qū)動進(jìn)行相對全面的評價，建立了相對完整的評估指標(biāo)體系，克服了以往研究片面采用R&D經(jīng)費或發(fā)明專利數(shù)表征創(chuàng)新驅(qū)動的缺陷。本文不僅拓展了經(jīng)濟(jì)收斂的研究視角，從政策層面來講，提供了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施與區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)均衡發(fā)展的理論支持。

后文結(jié)構(gòu)安排是：第一部分簡要回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)；第二部分相關(guān)理論分析；第三部分空間相關(guān)性分析；第四部分構(gòu)建空間動態(tài)模型，解釋相關(guān)變量、數(shù)據(jù)并分析和討論實證結(jié)果；第五部分給出主要研究結(jié)論并提出政策建議。

1 研究文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)收斂概念源于Solow新古典增長模型。對經(jīng)濟(jì)收斂問題的經(jīng)驗分析，始于Baumol的研究。Baumol[5]采用16個工業(yè)化國家1870-1978年的人均收入數(shù)據(jù)，回歸分析發(fā)現(xiàn)這些國家具有顯著的經(jīng)濟(jì)收斂現(xiàn)象。Barro和Sala-i-Martin[6]對不同發(fā)展水平國家的檢驗表明，最富裕國家之間以及最貧窮國家之間存在絕對收斂。Barro[7] [8]利用發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家在內(nèi)的跨國數(shù)據(jù)，證實了條件收斂的存在。Mankiw、 Romer和Weil[9]通過實證方法也分析了存在條件收斂的可能性，簡稱MRW分析框架。Galor[10]的研究表明，經(jīng)濟(jì)較為落后的國家集團(tuán)和經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的國家集團(tuán)，各自在內(nèi)部條件收斂，但兩個集團(tuán)之間卻趨于分散，證明了俱樂部收斂的存在。Lucas[11]和Romer[12]從古典生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，加上一個因素，即人力資本（Lucas）或者知識積累（Romer），研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域比經(jīng)濟(jì)落后區(qū)域，由于具有更豐富的知識積累或人力資本，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度更快，這一理論奠定了之后學(xué)者研究條件收斂以及俱樂部收斂的基石。

國外早期大多數(shù)實證分析采用的是截面數(shù)據(jù)回歸法。Islam[13]認(rèn)為截面數(shù)據(jù)分析很好地解決了Barro[7]回歸方程和MRW[9]分析框架估計結(jié)果有偏的問題，并同時驗證了新古典增長理論的收斂機(jī)制。Bernard和Darlauf[14]認(rèn)為如果人均產(chǎn)出時序列具有單位根，但時序列之間存在協(xié)整向量為[1,-1]的協(xié)整關(guān)系，則收斂成立。很顯然，截面數(shù)據(jù)回歸法和時間序列分析法都忽略了經(jīng)濟(jì)體之間的空間效應(yīng)，不適合作為檢驗經(jīng)濟(jì)收斂性的有效方法（傅強等[15]）。國內(nèi)早期研究經(jīng)濟(jì)收斂性問題的學(xué)者多堅持新古典增長模型在中國的適用性。魏后凱[16]對人均GDP、人均國民收入、居民人均收入三個指標(biāo)展開回歸分析，認(rèn)為各地區(qū)人均GDP增長趨于收斂，即越是相對富裕地區(qū)，人均GDP增長越緩慢。申海[17]采用Barro和Sala-i-Martin的新古典模型，通過非線性最小二乘法，證明了1978至1996年中國經(jīng)濟(jì)增長的確存在β收斂。蔡昉等[18]、劉強[19]、沈坤榮[20]使用新古典增長理論對中國經(jīng)濟(jì)的俱樂部收斂進(jìn)行了研究。李四維等[21]采用單位根、協(xié)整檢驗和格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗，驗證了中國社會融資結(jié)構(gòu)的變遷與經(jīng)濟(jì)收斂存在格蘭杰因果關(guān)系，社會融資結(jié)構(gòu)的變遷促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)收斂趨勢。

隨著經(jīng)濟(jì)收斂性問題在我國研究的發(fā)展和深入，區(qū)域之間的空間關(guān)聯(lián)性得到更全面的考量。林光平等[22]通過空間經(jīng)濟(jì)計量模型，實證研究發(fā)現(xiàn)我國存在區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)收斂趨勢,但收斂速度越來越慢。吳玉鳴[23]采用空間自相關(guān)性最顯著的第一階鄰接矩陣作為空間計量模型中的空間權(quán)值矩陣，發(fā)現(xiàn)省際經(jīng)濟(jì)增長確實存在條件收斂趨勢。潘文卿[24]采用空間相關(guān)Moran's I指數(shù)測度了中國省際經(jīng)濟(jì)增長的空間相關(guān)性，研究表明東部與中部的俱樂部收斂顯著。史修松等[25]通過空間滯后模型（SLM）與空間誤差模型（SEM），實證研究了中國經(jīng)濟(jì)收斂的條件是物質(zhì)資本積累和勞動效率改善，而人力資本和技術(shù)進(jìn)步使經(jīng)濟(jì)發(fā)散。何天祥等[26]構(gòu)建動態(tài)經(jīng)濟(jì)權(quán)重模型考察了城市群經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，認(rèn)為地理鄰近、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和市場潛能的交互影響對經(jīng)濟(jì)收斂影響很大。

國內(nèi)外學(xué)者對創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)收斂的關(guān)系展開了大量探索。Schumpeter[27]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)在因素之一，是“生產(chǎn)要素重新組合”。Lewis[28]的拐點理論認(rèn)為在邊際報酬遞減規(guī)律的作用下，只有創(chuàng)新才能使經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。Cabrer－Borrás[29]的實證研究發(fā)現(xiàn)鄰近區(qū)域的創(chuàng)新對該區(qū)域經(jīng)濟(jì)會產(chǎn)生影響。Seck[30]的研究表明，發(fā)達(dá)國家對發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了科技溢出效應(yīng)。李婧等[31]認(rèn)為創(chuàng)新投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的空間正相關(guān)性。龐瑞芝等[32]指出省際創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)偏低。范柏乃[33]、洪銀興[34]、許慶瑞[35]等認(rèn)為創(chuàng)新驅(qū)動通過改善創(chuàng)新環(huán)境、重新組合創(chuàng)新投入要素、提高創(chuàng)新成效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。王家庭[36]指出鄰近區(qū)域的科技投入溢出效應(yīng)大于本區(qū)域科技投入的直接效應(yīng)。張志強[37]的研究表明研發(fā)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)收斂具有空間溢出效應(yīng)。鐘祖昌[38]驗證了省域間R&D投入存在明顯的溢出效應(yīng)，且這種溢出效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂具有積極作用。林毅夫等[39]、任玲玉等[40]的研究也表明創(chuàng)新對促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂具有顯著的正向作用。楊朝峰等[41]研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長在考慮空間效應(yīng)后既有條件收斂特征，也有絕對收斂特征，且在創(chuàng)新能力的驅(qū)動下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂速度更快，但未對創(chuàng)新驅(qū)動的溢出效應(yīng)進(jìn)行足夠的關(guān)注和分析，在對創(chuàng)新驅(qū)動的衡量指標(biāo)上也欠妥，僅采用發(fā)明專利申請量進(jìn)行表征，這已不符合我國現(xiàn)階段創(chuàng)新驅(qū)動能力發(fā)展的現(xiàn)狀。本文將根據(jù)國家統(tǒng)計局社科文司相關(guān)界定和報告對創(chuàng)新驅(qū)動進(jìn)行較為全面的建構(gòu)。白俊紅等[42]認(rèn)為創(chuàng)新驅(qū)動對全國和東、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)收斂有促進(jìn)作用，但我們認(rèn)為選取空間距離權(quán)重矩陣有失偏頗，已不適合現(xiàn)有社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征，本文將選用空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，并對創(chuàng)新驅(qū)動的溢出效應(yīng)進(jìn)行考察。

綜上所述，空間關(guān)聯(lián)性愈來愈成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂問題的研究熱點，對經(jīng)濟(jì)收斂影響因素的研究也可謂汗牛充棟，然而對創(chuàng)新驅(qū)動與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂關(guān)系的研究卻寥寥無幾，研究也有待深入，本文在以下幾個方面區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)：第一，盡管創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究日益豐富，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的空間溢出效應(yīng)，本文采用空間經(jīng)濟(jì)距離作為權(quán)重矩陣的空間計量模型，通過Moran’s I指數(shù)的全局和局域空間相關(guān)性檢驗判斷區(qū)域空間關(guān)聯(lián)性，然后分析創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，從而使估計結(jié)果更加貼近客觀現(xiàn)實；第二，結(jié)合動態(tài)空間面板模型進(jìn)行分時段、分區(qū)域兩種視角共24個方面的檢驗，計算創(chuàng)新驅(qū)動空間溢出水平，并比較創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的長期與短期的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，彌補以往研究視角較為單一的不足；第三，為了對創(chuàng)新驅(qū)動進(jìn)行相對全面的測度，建立了相對完整的評估指標(biāo)體系，克服了以往研究片面采用R&D經(jīng)費或發(fā)明專利數(shù)表征創(chuàng)新驅(qū)動的缺陷。

2 相關(guān)理論分析及創(chuàng)新驅(qū)動指標(biāo)體系構(gòu)建

2.1 理論分析

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論，技術(shù)是內(nèi)生的，內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長起決定性作用。創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的直接效應(yīng)主要體現(xiàn)在通過提高全要素生產(chǎn)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。技術(shù)創(chuàng)新推動要素使用率的提高和克服要素收益的遞減，提升創(chuàng)新績效，改善創(chuàng)新產(chǎn)出，產(chǎn)生各種各樣的新產(chǎn)品、新服務(wù)、新技術(shù)，從而成為經(jīng)濟(jì)長期增長的核心驅(qū)動力。

按照空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一個區(qū)域與鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)活動通常相關(guān)聯(lián)。區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為顯著的空間相關(guān)性和依賴性（Qin Cheng lin[43]）。以Krugman[44]為代表的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)派，將報酬遞增和不完全競爭理論假設(shè)作為基礎(chǔ)，通過區(qū)位聚集中“路徑依賴”現(xiàn)象，建立一個動態(tài)的多區(qū)域模型，對空間結(jié)構(gòu)均衡和經(jīng)濟(jì)活動中的空間集聚問題進(jìn)行了解釋。Martin和Sunley[45]認(rèn)為，區(qū)域經(jīng)濟(jì)體是一個開放系統(tǒng)，區(qū)域之間存在各種物質(zhì)和非物質(zhì)的聯(lián)系，導(dǎo)致區(qū)域之間相互影響，一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長不僅依賴于自身初始條件，也取決于與之相聯(lián)系的其它區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長，特別是相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長狀況。Yu和Lee[46]認(rèn)為由于各地經(jīng)濟(jì)互動產(chǎn)生空間效應(yīng)，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)收斂。這種空間效應(yīng)可分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者繆爾達(dá)爾[47]在其《經(jīng)濟(jì)理論與不發(fā)達(dá)地區(qū)》一書中提出了“擴(kuò)散效應(yīng)”理論。該理論認(rèn)為一國（或地區(qū)）由于某種經(jīng)濟(jì)、技術(shù)或政策原因而興建了大量企業(yè)，逐步形成了一個經(jīng)濟(jì)中心。這一經(jīng)濟(jì)中心不可避免地會將技術(shù)知識向臨近區(qū)域擴(kuò)散和輻射，臨近區(qū)域因為這種擴(kuò)散或溢出效應(yīng)受益而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，反過來臨近區(qū)域又促進(jìn)經(jīng)濟(jì)中心的發(fā)展。創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在創(chuàng)新推動知識溢出和創(chuàng)新擴(kuò)散，這種擴(kuò)散波及其它區(qū)域后再反作用于本區(qū)域，形成循環(huán)累積效應(yīng)，正好符合“擴(kuò)散效應(yīng)”理論的動態(tài)調(diào)整特征，由此，我們提出創(chuàng)新驅(qū)動影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的路徑圖（圖1），其中虛線表示空間溢出效應(yīng)。后文第四部分將對創(chuàng)新驅(qū)動和區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂是否存在空間相關(guān)性，以及創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行實證分析。

備注：代表創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)

Figure 1 The path diagram of Innovation-driven's influence on regional economic convergence

2.2 創(chuàng)新驅(qū)動指標(biāo)體系構(gòu)建

為了對創(chuàng)新驅(qū)動進(jìn)行相對全面的測度，建立相對完整的評估指標(biāo)體系，克服以往研究片面采用R&D經(jīng)費或發(fā)明專利數(shù)表征創(chuàng)新驅(qū)動的缺陷，本文借鑒國家統(tǒng)計局社科文司《中國創(chuàng)新指數(shù)（CII）研究》關(guān)于創(chuàng)新指標(biāo)體系和INSEAD2013創(chuàng)新指標(biāo)構(gòu)架，選取創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新成效四大方面作為創(chuàng)新驅(qū)動的一級指標(biāo)，通過主成分分析法用四個一級指標(biāo)對創(chuàng)新驅(qū)動進(jìn)行表征。

表1 指標(biāo)設(shè)置及描述

創(chuàng)新驅(qū)動的一級指標(biāo)為創(chuàng)新投入水平、產(chǎn)出水平、創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新績效。第一，創(chuàng)新投入為創(chuàng)新驅(qū)動提供要素支持，是創(chuàng)新生產(chǎn)的前提。創(chuàng)新投入水平較高區(qū)域，自身創(chuàng)新資源豐富，創(chuàng)新性強，有利于吸引更多要素資源流入，強化區(qū)域優(yōu)勢。比如上海、浙江、江蘇在考察期2005-2015年間均具有較強的創(chuàng)新投入水平，這些區(qū)域具有吸引要素資源流入的優(yōu)勢。第二，創(chuàng)新產(chǎn)出體現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平，創(chuàng)新產(chǎn)出水平高的地區(qū)其生產(chǎn)率水平也較高，落后區(qū)域若能加快科技成果轉(zhuǎn)化吸收，提升創(chuàng)新發(fā)展水平，便有可能實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂（林毅夫等[39]）。第三，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境包含人力、物力、財力和相關(guān)政策對創(chuàng)新的支持力度。第四，創(chuàng)新績效更是對創(chuàng)新驅(qū)動的直接反映，創(chuàng)新績效高說明創(chuàng)新投入水平和創(chuàng)新產(chǎn)出水平的綜合效果高，對經(jīng)濟(jì)具有正向作用。創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟(jì)收斂的空間溢出效應(yīng)主要通過創(chuàng)新擴(kuò)散來體現(xiàn)。由于相鄰地區(qū)存在的共通性與相似性，使創(chuàng)新驅(qū)動在相鄰區(qū)域間擴(kuò)散，逐漸減少創(chuàng)新驅(qū)動的“潛在差異”，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。例如福建和天津的創(chuàng)新產(chǎn)出水平不夠高，但鄰近創(chuàng)新產(chǎn)出高水平的廣東、上海、北京等區(qū)域，因此如能加快轉(zhuǎn)化吸收，便能提高本區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出水平，為實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂提供條件。

3 空間相關(guān)性分析

在采用空間計量模型之前，首先需要判斷區(qū)域經(jīng)濟(jì)間是否存在空間相關(guān)性，通常采用Moran最早提出的體現(xiàn)區(qū)域空間相關(guān)程度的Moran's I指數(shù)進(jìn)行檢驗。

3.1 全局空間相關(guān)性檢驗及權(quán)重選擇

Moran’s I指數(shù)表達(dá)式為：

式中

從圖2可以看出，實際人均GDP的Moran's I值都通過了1%水平下的顯著性檢驗，且都大于0.3，表明空間正相關(guān)性顯著，區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動聯(lián)系緊密。創(chuàng)新驅(qū)動的Moran's I值均大于實際人均GDP的Moran's I值，空間正相關(guān)性更為顯著。因此，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)新驅(qū)動的空間分布并非完全隨機(jī)，而呈現(xiàn)顯著的空間相關(guān)性，符合理論分析部分有關(guān)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)提出區(qū)域經(jīng)濟(jì)具有空間相關(guān)性和依賴性的觀點。區(qū)域經(jīng)濟(jì)受空間相關(guān)性因素的影響顯著，忽視空間因素會導(dǎo)致模型估計與實證結(jié)論的偏誤。

圖2 2005-2015年基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的全局Moran's I指數(shù)

Figure 2 The Global Moran's I index based on the economic distance weight matrix from 2005 to 2015

3.2 局域空間相關(guān)性檢驗

局域空間相關(guān)性分析用于檢驗各區(qū)域?qū)儆诟咚竭€是低水平區(qū)域，能對觀測區(qū)域及鄰近區(qū)域之間的差異程度進(jìn)行衡量。通常采用Moran's I散點圖法進(jìn)行檢驗。若觀測值分布在第一象限，表明創(chuàng)新驅(qū)動高水平的省份被高集聚水平的其他省份包圍（HH）；分布在第二象限，表明低水平的省份被高集聚水平的其他省份包圍（LH）；分布在第三象限，表明低水平的省份被低集聚水平的其他省份包圍（LL）；分布在第四象限，表明高水平的省份被低集聚水平的其他省份包圍（HL）。分布在第一、第三象限說明觀測值存在空間正相關(guān)性；分布在第二、第四象限表示觀測值存在空間負(fù)相關(guān)性；在四個象限分布，則說明不存在空間相關(guān)性。

通過對空間權(quán)重矩陣賦值，可以得到實際人均GDP和創(chuàng)新驅(qū)動能力Moran散點圖。隨著創(chuàng)新驅(qū)動能力的加強，落在第一、三象限呈現(xiàn)空間同質(zhì)性的省份越來越多，說明創(chuàng)新驅(qū)動的空間輻射呈逐漸增強趨勢，2015年創(chuàng)新驅(qū)動水平具有空間正相關(guān)性的省份達(dá)到70%以上。創(chuàng)新驅(qū)動高水平區(qū)域主要分布在環(huán)渤海區(qū)域、長三角區(qū)域、珠三角區(qū)域，如在研究時間段內(nèi)，廣東、江蘇、浙江的創(chuàng)新驅(qū)動水平均落在第一象限，說明三省的創(chuàng)新驅(qū)動水平高，因為深圳、廣州、蘇州、杭州作為全國創(chuàng)新中心，對拉動所在省域創(chuàng)新驅(qū)動水平發(fā)揮了重要作用，同時對周邊省份的創(chuàng)新驅(qū)動水平也有明顯的溢出效應(yīng)。

圖3 2005年創(chuàng)新投入Moran’s I 散點圖

Figure 3 Moran scatter plots for innovation investment in 2005

圖4 2015年創(chuàng)新投入Moran’s I 散點圖

Figure 4 Moran scatter plots for innovation investment in 2015

圖5 2005年創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I 散點圖

Figure 5 Moran Scatter Plots for innovation output in 2005

圖6 2015年創(chuàng)新產(chǎn)出Moran’s I 散點圖

Figure 6 Moran scatter plots for innovation output in 2015

圖7 2005年創(chuàng)新環(huán)境Moran’s I 散點圖

Figure 7 Moran scatter plots for innovation environment in 2005

那么創(chuàng)新驅(qū)動空間溢出效應(yīng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂之間是怎樣的聯(lián)系？根據(jù)前文分析，本文研究假設(shè)：由于鄰近區(qū)域具有相似性和共通性，創(chuàng)新驅(qū)動在相鄰區(qū)域間輻射和擴(kuò)散，逐漸縮小創(chuàng)新驅(qū)動的區(qū)域差異，并在一定條件下促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨于收斂。本文后續(xù)部分將對此進(jìn)行實證檢驗。

圖8 2015年創(chuàng)新環(huán)境Moran’s I 散點圖

Figure 8 Moran scatter plots for innovation environment in 2015

圖9 2005年創(chuàng)新成效Moran’s I 散點圖

Figure 9 Moran scatter plots for innovation effect in 2005

圖10 2015年創(chuàng)新成效Moran’s I 散點圖

Figure 10 Moran scatter plots for innovation effect in 2015

4 創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟(jì)收斂的空間計量分析

4.1 動態(tài)空間杜賓計量模型

本文在空間面板基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，加入被解釋變量的滯后項構(gòu)建動態(tài)空間面板模型：

進(jìn)一步改寫為：

Lesage和Page通過可以避免偏誤產(chǎn)生的偏微分矩陣，運算解釋變量空間溢出效應(yīng)。直接效應(yīng)體現(xiàn)自變量對本區(qū)域的平均效應(yīng)，空間溢出效應(yīng)體現(xiàn)自變量對其它區(qū)域的的平均效應(yīng)。在特定時間上，從空間單位1到的對應(yīng)的的期望值的偏導(dǎo)數(shù)矩陣可以寫為：

它表示特定空間單位中的隨時間變化而對所有空間單位的影響。

4.2 實證檢驗

4.2.1 模型設(shè)定

根據(jù)Anselin（1988）在杜賓殘差自相關(guān)時間序列模型基礎(chǔ)上推導(dǎo)的杜賓空間計量模型及已有研究，設(shè)定基本模型為：

為了從時間和空間兩個維度刻畫創(chuàng)新驅(qū)動能力對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的效應(yīng)，更清楚地反映自變量對因變量的溢出效應(yīng)，本文構(gòu)建動態(tài)空間杜賓模型：

4.2.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文對中國31個省市2005-2015年的面板數(shù)據(jù)（由于數(shù)據(jù)缺失，西藏自治區(qū)、臺灣省、香港和澳門特別行政區(qū)在研究中均未包括在內(nèi)）進(jìn)行空間相關(guān)性分析和實證研究，各主要變量及數(shù)據(jù)說明如下：

各省份人均實際GDP：GDP無疑是體現(xiàn)一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最具代表性也是最經(jīng)常被使用的指標(biāo)，本文采用人均實際GDP的增長率為被解釋變量，以2005年作為基期。數(shù)據(jù)來自各年份《中國統(tǒng)計年鑒》。

創(chuàng)新驅(qū)動（Nov）：該變量指標(biāo)體系的建構(gòu)在3.2部分進(jìn)行了闡述。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》等。

4.2.3 實證結(jié)果及分析

首先不考慮空間效應(yīng)，根據(jù)Anselin和Lorax（1995）的檢驗方法，利用基于無空間效應(yīng)的傳統(tǒng)面板模型殘差LM方法來檢驗空間計量模型的適用性。從整體看，三種矩陣下的混合（無固定效應(yīng)）、空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和雙向固定效應(yīng)模型的LM檢驗值均為正值，大部分通過了10％的顯著性檢驗，即LM在空間滯后與空間誤差的大部分檢驗均拒絕了原假設(shè)，由此確定存在模型估計的殘差空間自相關(guān)性。此時，僅利用簡單的OLS可能出現(xiàn)模型估計的偏差，納入空間效應(yīng)是非常有必要的。

表2 模型檢驗及估計

接下來根據(jù)LM檢驗結(jié)果確定SDM模型是否可以簡化為SLM和SEM模型。根據(jù)Anselin和Florax[40]提出的判別準(zhǔn)則：如果LM-LAG比LM-ERR顯著，且前者顯著后者不顯著，便可選用SLM；如果LM-ERR比LM-LAG顯著，且前者顯著后者不顯著，便選用SEM。由LM-LAG、LM-ERR、Robust LM-LAG及Robust LM-ERR檢驗統(tǒng)計量均顯著可以看出，應(yīng)當(dāng)拒絕不考慮空間效應(yīng)模型的原假設(shè)，而選擇空間計量模型。然后，用LR統(tǒng)計量檢驗?zāi)姆N空間計量模型更優(yōu)。根據(jù)LR-SD-LAG、LR-SD-ERR兩個似然比均在統(tǒng)計上顯著，表明SDM 模型具有最優(yōu)的擬合效果。再者，Hanusman檢驗不接受隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型一致的零假設(shè)，故使用固定效應(yīng)空間杜賓模型。

估計靜態(tài)空間杜賓模型如表3中第(2)列所示。經(jīng)濟(jì)收斂的空間滯后變量ρ顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)收斂具有顯著的正相關(guān)空間關(guān)系，R-sq較普通面板模型也高，說明引入空間效應(yīng)是合乎情理的。由于模型引入空間滯后變量WNov，所以創(chuàng)新驅(qū)動不僅會影響該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長（直接效應(yīng)），也會影響到其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長（空間溢出效應(yīng)）。結(jié)果表明，直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)都顯著為正。一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長往往會與本地區(qū)及其周邊地區(qū)前一期的經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)，也就是說，既有空間相關(guān)性（空間效應(yīng)），又有時間相關(guān)性（動態(tài)效應(yīng)）。因而，有必要在靜態(tài)空間杜賓模型基礎(chǔ)上進(jìn)行動態(tài)空間杜賓模型估計，以提高估計精度。對模型的LR聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果如表3所示，Nov（－1）和W* Nov（－1）兩個變量均為正且顯著，說明經(jīng)濟(jì)收斂受到上一期該地區(qū)和其他地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動的正向影響，動態(tài)空間杜賓模型調(diào)整的R2和LogL值比靜態(tài)空間杜賓模型更大，故采用動態(tài)空間杜賓模型是合理且必要的。

表3 模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為顯著性概率P值，*、**、***分別代表1%、5%、10%水平下顯著；空白項表示此項為空。

表3表明，創(chuàng)新驅(qū)動長期的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)都比短期大。創(chuàng)新驅(qū)動帶來投資結(jié)構(gòu)的改善、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、人力資本的遷入等等，導(dǎo)致未來幾年資本投入和人力資本投資規(guī)模較大，所以長期直接效應(yīng)比短期大。同時，鄰近地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動帶來的環(huán)境改善由于長期累積效應(yīng)而變得更加明顯。因此，創(chuàng)新驅(qū)動長期空間溢出效應(yīng)也大于短期。

4.2.4 穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)將從分時段討論、分區(qū)域討論等方面考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

為進(jìn)一步考察2012年作為中國正式實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的啟動年份對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，本文以此作為分時段研究的時間節(jié)點，分別考察2005-2015年、2005-2011年以及2012-2015年創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟(jì)收斂的空間效應(yīng)，而現(xiàn)有文獻(xiàn)中大多以2008年金融危機(jī)或者2000年加入WTO作為實證研究分段點。檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4估計結(jié)果看出，考慮創(chuàng)新驅(qū)動情況下，2005-2011年區(qū)域經(jīng)濟(jì)未呈現(xiàn)收斂趨勢，2012-2015年和全時段收斂系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下都顯著，并且創(chuàng)新驅(qū)動具有顯著為正的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，同時2012-2015年研究時間段的長期與短期的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)均大于另外兩個時段的對應(yīng)值，說明2012年創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略具有了初步成效，創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)在2012年后更明顯，加快了區(qū)域收斂速度。

基于創(chuàng)新驅(qū)動在各個區(qū)域存在差異性的考量，進(jìn)一步地，本文按照前文3.2部分關(guān)于Moran’I值散點圖各省份所在象限，劃分創(chuàng)新驅(qū)動空間相關(guān)性強度不同的區(qū)域進(jìn)行考察。分析發(fā)現(xiàn)北京、上海、江蘇、浙江、廣東、遼寧6省多數(shù)年份都落在第一象限HH（以下簡稱Ⅰ區(qū)），天津、福建、內(nèi)蒙古3省落在第二象限LH（以下簡稱Ⅱ區(qū)）的年份最多，山東、湖北、四川3省居第四象限HL（以下簡稱Ⅳ區(qū)）的年份最多，其余18個省份落在第三象限LL（以下簡稱Ⅲ區(qū)）的年份最多。結(jié)果如表5所示。

由表5估計結(jié)果可知，當(dāng)創(chuàng)新驅(qū)動被納入主要控制變量時，Ⅰ區(qū)、Ⅲ區(qū)估計值是積極的，該區(qū)域存在俱樂部收斂。這表明創(chuàng)新驅(qū)動因素有助于Ⅰ區(qū)和Ⅲ區(qū)的經(jīng)濟(jì)收斂，但對Ⅱ區(qū)和Ⅳ區(qū)的影響并不明顯。這或許與Ⅰ區(qū)、Ⅲ區(qū)有較活躍的創(chuàng)新活動和較頻繁的交流合作有關(guān)。而Ⅱ區(qū)和Ⅳ區(qū)則相反，創(chuàng)新活動較為閉塞，創(chuàng)新知識溢出效果較差，導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)散。Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)、Ⅲ區(qū)、Ⅳ區(qū)與全國的創(chuàng)新驅(qū)動直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)均顯著為正，說明本文結(jié)論的穩(wěn)健性。同時，進(jìn)一步比較可知，創(chuàng)新驅(qū)動動態(tài)情況的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)比靜態(tài)效應(yīng)均更明顯，說明從長期來看，創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施對本區(qū)域以及鄰近區(qū)域均具有顯著的積極作用，提升了經(jīng)濟(jì)收斂速度，縮短了半衰期，例如Ⅲ區(qū)在考慮創(chuàng)新驅(qū)動因素后，經(jīng)濟(jì)收斂速度分別上升3.9和3.1個百分點，半衰期分別下降38年和68年。

表4 分時段的經(jīng)濟(jì)條件收斂檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別代表1%、5%和10%水平下顯著；空白項表示此項為空。

表5 分區(qū)域的經(jīng)濟(jì)條件收斂檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別代表1%、5%和10%水平下顯著；空白項表示此項為空；限于篇幅，控制變量的回歸結(jié)果予以略去。

5 主要研究結(jié)論和啟示

本文基于2005-2015年31個省際區(qū)域數(shù)據(jù)，構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動指標(biāo)體系，采用空間經(jīng)濟(jì)距離作為權(quán)重矩陣的空間計量模型，通過Moran’s I指數(shù)的全局和局域空間相關(guān)性檢驗判斷區(qū)域空間關(guān)聯(lián)性，分析創(chuàng)新驅(qū)動能力對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)，并結(jié)合動態(tài)空間面板模型進(jìn)行分時段、分區(qū)域驗證，計算創(chuàng)新驅(qū)動能力空間溢出水平，判定區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂性。研究結(jié)果表明：通過對創(chuàng)新驅(qū)動直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的實證分析，得出創(chuàng)新活動及其創(chuàng)新成果的擴(kuò)散不僅促進(jìn)了本區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂，對鄰近區(qū)域間即俱樂部經(jīng)濟(jì)收斂也有溢出作用；通過空間計量分析以及兩種不同視角共24方面的檢驗，得出全國范圍內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既存在條件β收斂，也存在俱樂部收斂，彌補了以往研究中研究視角較為單一的不足；2012年后，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂趨勢愈發(fā)明顯，但以往研究較少以2012年實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略作為分界點，豐富了以往研究有關(guān)經(jīng)濟(jì)收斂影響機(jī)制的研究。

從實證檢驗結(jié)果的分析來看，創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出效應(yīng)促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。創(chuàng)新資源較為豐富的區(qū)域，創(chuàng)新活動及其創(chuàng)新成果的擴(kuò)散增強了區(qū)域的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。具有相似發(fā)展水平或資源稟賦的區(qū)域，更易獲得相似區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動的帶動影響，形成俱樂部收斂趨勢，即發(fā)展水平較高的區(qū)域較發(fā)展水平較低的區(qū)域?qū)⒁暂^快的速度實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)合作、交流與共享。中國目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高區(qū)域與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低區(qū)域之間存在組間發(fā)散現(xiàn)象和多個穩(wěn)態(tài)共存現(xiàn)象，在全國范圍內(nèi)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出俱樂部收斂趨勢。這與Solow模型相符合，當(dāng)給定其他條件不變時，經(jīng)濟(jì)落后區(qū)域的邊際報酬更高，經(jīng)濟(jì)增長速度更快，從而推進(jìn)區(qū)域收斂實現(xiàn)。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)體是一個開放系統(tǒng)。創(chuàng)新資源較為豐富的區(qū)域，創(chuàng)新驅(qū)動的溢出作用更明顯，創(chuàng)新活動及其創(chuàng)新成果的擴(kuò)散促使該區(qū)域內(nèi)省份的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系加強。例如江蘇和廣東兩省是全國技術(shù)創(chuàng)新的領(lǐng)頭羊，創(chuàng)新驅(qū)動能力明顯高于全國平均水平，以兩省為中心輻射開來形成經(jīng)濟(jì)收斂俱樂部區(qū)域。再如北京和上海，是全國科技研發(fā)中心，具有高出全國平均水平的研發(fā)能力和技術(shù)輸出能力，以兩省為中心輻射開來也形成經(jīng)濟(jì)收斂俱樂部區(qū)域。地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)性，使得創(chuàng)新驅(qū)動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂形成正向直接效應(yīng)的同時，產(chǎn)生積極的空間溢出效應(yīng)，這種溢出效應(yīng)波及其他區(qū)域后又反作用于本區(qū)域，即形成累積效應(yīng)，創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟(jì)收斂的空間作用在這樣的動態(tài)調(diào)整中，出現(xiàn)直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)的長期效應(yīng)大于短期效應(yīng)的特征。這一過程可以看作中國創(chuàng)新驅(qū)動推動經(jīng)濟(jì)收斂的路徑。

中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級關(guān)鍵時期，在實現(xiàn)持續(xù)增長的同時，如何降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，是中國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要內(nèi)容。制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略時，應(yīng)注重空間相關(guān)性的相互作用機(jī)理，發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動能力較強區(qū)域的創(chuàng)新引領(lǐng)、帶動和示范功能，充分發(fā)揮區(qū)域創(chuàng)新資源稟賦優(yōu)勢和創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略對全國范圍內(nèi)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域的影響深度和廣度，積極搭建創(chuàng)新驅(qū)動的區(qū)域協(xié)調(diào)共享發(fā)展合作平臺，促進(jìn)區(qū)域合作與交流，通過傾向性發(fā)展策略，挖掘落后地區(qū)發(fā)展?jié)摿?，大力發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，縮小落后區(qū)域和先進(jìn)區(qū)域的發(fā)展差距，逐步實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。

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Innovation-driven spatial spillover effect and regional economic convergence:Based on spatial measurement analysis

LI Siwei, FU Qiang*, LIU Ke

（School of Economics and Business Administration, Chongqing University, Chongqing 400044, China）

While China's economy maintains sustained growth, the development of non-equilibrium contradictions is still prominent, and regional economic convergence has become an important goal of macroeconomic regulation. Relying on innovation to drive development is an important measure for China's macroeconomic regulation and control in recent years. China has a vast territory, and there are quite differences in the level of regional economic development and regional innovation driving capabilities.

Based on panel data from 31 provinces in China from 2005 to 2015, this paper uses spatial econometric techniques, including global and local spatial autocorrelation tests of Moran's I index, spatial static and spatial dynamic analysis, and time-phased and sub-regional verification, and empirically examine the spatial spillover effect and formation mechanism of innovation drive on regional economic convergence. First, the theoretical mechanism of innovation drive and regional economic convergence are analyzed. Then, an evaluation index system of innovation drive is constructed. Third, the spatial correlation of innovation drive through the global and local spatial autocorrelation test of Moran's I index is analyzed; Fourth, through the dynamic spatial Dubin model we conduct spatial econometric analysis of innovation-driven and economic convergence, and take a consideration of the direct effects and spillover effects of innovation-driven. Finally, the time-phased and sub-region verification is conducted.

The main empirical conclusion is that the spatial correlation of economic development between regions makes the innovation drive a positive direct effect on regional economic convergence, but also produces a positive spatial spillover effect. This spillover effect affects other regions and then reacts to the region itself, that is, the cumulative effect. In such dynamic adjustments, the long-term effects of direct effects and spatial spillover effects are greater than those of short-term effects. This process can be seen as a path for China's innovation to drive economic convergence. In addition, it is concluded that there is both conditional β convergence and club convergence in economic development across the country. Since the innovation-driven development strategy was clearly proposed in 2012, China's regional economic convergence has accelerated significantly.

Based on the empirical results, some advice on China’s regional economic convergence and innovation-driven development strategies are provided: when formulating regional development strategies, it is necessary to pay attention to the interaction mechanism of spatial correlation and fully consider the depth and breadth of the impact of innovation-driven strategies on regions with different economic development levels nationwide. Therefore, in order to gradually achieve regional economic convergence, it is very important to actively build an innovation-driven regional coordinated and shared development cooperation platform to promote regional economic coordination and shared development.

Innovation driven; Economic convergence; Space overflow; Space econometric analysis

F061

A

1004-6062(2020)06-0191-011

10.13587/j.cnki.jieem.2020.06.020

2018-07-21

2019-01-09

Supported by the Youth Project of National Social Science Foundation(14CJY021), the Basic scientific research business projects of central universities(2017 CDJSK01XK18) and the Humanities and Social Science Fund of Education Ministry(12YJCZH123)

2018-07-21

2019-01-09

國家社會科學(xué)基金資助青年項目（14CJY021）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)項目（2017 CDJSK01XK18）；教育部人文社會科學(xué)項目（12YJCZH123）

傅強（1963—），男，重慶人，重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，教授，博士生導(dǎo)師；研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)管理、金融系統(tǒng)動力學(xué)與風(fēng)險投資理論。

中文編輯：杜 ??；英文編輯：Boping Yan