王琴梅 趙婧如

（陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院，陜西西安 710119）

在中國特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代的大背景下，創(chuàng)新已經(jīng)成為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的第一動(dòng)能。從黨的十八大明確提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，到“十三五”規(guī)劃將創(chuàng)新擺在五大發(fā)展理念之首，再到黨的十九大把創(chuàng)新視為建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐，我國已經(jīng)開啟了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新時(shí)代。今后我國各地區(qū)只有轉(zhuǎn)變發(fā)展模式，提升區(qū)域創(chuàng)新能力，從依靠以往的要素投入轉(zhuǎn)變?yōu)橛蓜?chuàng)新驅(qū)動(dòng)、科技驅(qū)動(dòng)的發(fā)展，才能增強(qiáng)地區(qū)整體實(shí)力，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)高質(zhì)量的發(fā)展。我國幅員遼闊，創(chuàng)新要素的不均衡分布使得各省域創(chuàng)新能力大相徑庭。而創(chuàng)新能力的非均衡發(fā)展無疑會(huì)導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。因此，要促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，必須要縮小區(qū)域創(chuàng)新能力的差距。發(fā)明專利作為科技創(chuàng)新活動(dòng)的產(chǎn)物，其與技術(shù)進(jìn)步和自主創(chuàng)新能力關(guān)系最為密切，能很好體現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)新能力，是衡量一個(gè)地區(qū)科研產(chǎn)出質(zhì)量和創(chuàng)新能力水平的綜合指標(biāo)。本文在充分考慮我國各省域創(chuàng)新能力時(shí)空演變非均衡性的基礎(chǔ)上，研究我國30個(gè)省域創(chuàng)新能力時(shí)空格局演變及其影響因素，為實(shí)施針對性的創(chuàng)新優(yōu)化布局政策、促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與問題的提出

國內(nèi)外學(xué)者對創(chuàng)新能力問題已經(jīng)進(jìn)行了深入研究和探索，成果主要集中在以下4個(gè)方面：①創(chuàng)新能力的內(nèi)涵。區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)最早于2001年由Cooke[1]提出，認(rèn)為創(chuàng)新能力形成于企業(yè)、高校和科研所等一系列密切關(guān)聯(lián)的不同創(chuàng)新主體之間的良性互動(dòng)合作，同時(shí)特定的創(chuàng)新環(huán)境和資源會(huì)對創(chuàng)新能力產(chǎn)生重要影響。在國內(nèi)研究中，和亞民[2]曾對創(chuàng)新能力進(jìn)行了探討，他認(rèn)為永無止境的好奇心和永不滿足的求解欲望是創(chuàng)新能力的重要前提。隨后，學(xué)者們將其拓展到區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中。甄峰等[3]認(rèn)為創(chuàng)新能力內(nèi)涵是在創(chuàng)新活動(dòng)過程中，創(chuàng)新主體充分運(yùn)用現(xiàn)代通信技術(shù)，持續(xù)把知識(shí)、信息等創(chuàng)新要素引入到社會(huì)生產(chǎn)過程中的一種能力，反映了區(qū)域的知識(shí)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步的綜合概況。②創(chuàng)新能力的評價(jià)體系構(gòu)建及測度。創(chuàng)新能力的測度較為復(fù)雜，測量指標(biāo)在學(xué)術(shù)界并未形成共識(shí)。在評價(jià)體系構(gòu)建方面主要分成單指標(biāo)體系和多指標(biāo)體系兩種類型。Hagedoorn等[4]從專利量、專利引證、研發(fā)與實(shí)驗(yàn)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)出對創(chuàng)新能力進(jìn)行評價(jià)。在《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報(bào)告》中，構(gòu)建的指標(biāo)體系主要包括知識(shí)創(chuàng)造、知識(shí)獲取、企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新績效五大方面在內(nèi)的共百余個(gè)指標(biāo)，揭示了不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)因，具有全面性和科學(xué)性。③創(chuàng)新能力的空間分布特征。創(chuàng)新活動(dòng)在地理位置分布上表現(xiàn)出高度非均衡性，且出現(xiàn)空間互相關(guān)聯(lián)的現(xiàn)象，創(chuàng)新能力高的地帶一般都集中在少數(shù)的發(fā)達(dá)中心地區(qū)。Lim[5]利用專利數(shù)據(jù)集實(shí)證分析了美國大都市帶創(chuàng)新能力的時(shí)空模式，表明創(chuàng)新能力較強(qiáng)的活躍地帶位于加利福尼亞州及南部沿海都市區(qū)。魏守華等[6]研究發(fā)現(xiàn)，我國區(qū)域創(chuàng)新能力在空間上存在顯著正相關(guān)性，且東部地區(qū)表現(xiàn)更為明顯。④創(chuàng)新能力的影響因素。對于創(chuàng)新能力影響因素及驅(qū)動(dòng)機(jī)制的研究，在構(gòu)建模型方面基本上使用了知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)[7]。Riddel等[8]依據(jù)內(nèi)生增長模型，利用廣義兩階段隨機(jī)效應(yīng)模型分析影響美國創(chuàng)新能力的因素，研究發(fā)現(xiàn)高科技就業(yè)量對創(chuàng)新的影響作用最大。國內(nèi)研究者基于國外相關(guān)理論，結(jié)合我國實(shí)際情況，納入制度因素和環(huán)境因素。在有關(guān)被解釋變量的選擇上，主要采用了專利申請量、專利授權(quán)數(shù)、科研論文數(shù)量、科技成果數(shù)量和新產(chǎn)品市場價(jià)值等指標(biāo)。

綜上所述，學(xué)術(shù)界對創(chuàng)新能力問題進(jìn)行了多角度的探討，為本文的研究奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。但現(xiàn)有研究仍存在一些不足：一是在研究內(nèi)容方面，現(xiàn)有的關(guān)于創(chuàng)新能力研究成果大多為靜態(tài)分析，往往采用某一年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究[9]，由于涉及時(shí)空動(dòng)態(tài)分析的文獻(xiàn)不多，無法很好地體現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力的動(dòng)態(tài)變化。二是在研究方法方面，大多是進(jìn)行經(jīng)典計(jì)量模型回歸[10]，而基于面板數(shù)據(jù)對因變量的影響因素進(jìn)行研究的過程中，忽視了空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)有所偏差[11]，因此有必要在檢驗(yàn)空間效應(yīng)是否存在的基礎(chǔ)上決定是否引入空間計(jì)量模型。

針對上述不足，本文將基于我國30個(gè)省域創(chuàng)新能力現(xiàn)狀，采用萬人發(fā)明專利授權(quán)量衡量各省域創(chuàng)新能力水平，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度動(dòng)態(tài)分析創(chuàng)新能力演變情況，綜合運(yùn)用基尼系數(shù)、集中度指數(shù)和Moran’s I空間分析及空間計(jì)量模型方法，探究省域創(chuàng)新能力的空間分布格局、時(shí)空轉(zhuǎn)移特征以及影響創(chuàng)新能力的因素，并進(jìn)一步對我國東中西部三大地帶創(chuàng)新能力的差異及其影響因素進(jìn)行深入分析，提出有針對性的優(yōu)化建議。

2 我國省域創(chuàng)新能力的時(shí)間序列演變狀況

2.1 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

目前，學(xué)術(shù)界對創(chuàng)新能力的測度并未形成統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，有的采用創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出等多方面指標(biāo)構(gòu)建創(chuàng)新能力評價(jià)體系，有的采用專利數(shù)量來衡量創(chuàng)新能力。方法各有利弊，有學(xué)者指出構(gòu)建綜合評價(jià)體系在要素疊加上容易存在數(shù)據(jù)匹配能力缺失及計(jì)算重復(fù)的局限性[12]，所以專利數(shù)據(jù)仍是衡量區(qū)域創(chuàng)新能力的有效指標(biāo)[13-14]，且專利與創(chuàng)新呈高度相關(guān)[15]。我國專利數(shù)據(jù)分為發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利3種，不同類型的專利審批難度、技術(shù)含量等有所差別，其中發(fā)明專利體現(xiàn)的技術(shù)含量、創(chuàng)新價(jià)值更高，能較好反映地區(qū)自主創(chuàng)新能力。因此，本文選取萬人發(fā)明專利授權(quán)量作為衡量各省創(chuàng)新能力水平的指標(biāo)。

綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲取性與準(zhǔn)確性，鑒于西藏自治區(qū)及香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺(tái)灣省數(shù)據(jù)缺失較多，暫不納入本研究的范圍。因此，本文將以我國30個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的創(chuàng)新能力為研究對象。數(shù)據(jù)來源為2008—2019年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

2.2 時(shí)序演變及特征

2.2.1 總體趨勢及差異情況

為分析我國省域創(chuàng)新能力的總體時(shí)間演變趨勢及差異特征，本文比較了我國30個(gè)省份2007年、2013年和2018年發(fā)明專利授權(quán)量的總量及年均增長率，如表1所示。

表1顯示：①我國各省域的發(fā)明專利授權(quán)量在絕對值上都有大幅提高，說明各地區(qū)創(chuàng)新能力的總體趨勢是都有較大程度的提升。2007年到2018年期間，發(fā)明專利授權(quán)量年均增長較快的省份有安徽、福建、寧夏、廣西和重慶，全國各地年均增長率都在10%以上，整體發(fā)展勢頭良好。②我國各省域創(chuàng)新能力水平存在明顯差異。發(fā)明專利授權(quán)量排名較前的省份基本都穩(wěn)定在北京、廣東、安徽、江蘇、浙江和山東6個(gè)東部省域，屬于創(chuàng)新能力高水平地區(qū)。創(chuàng)新能力較低的地區(qū)則主要集中于西部地區(qū)，如2018年發(fā)明專利授權(quán)量不足1 000件的有內(nèi)蒙古、海南、青海、寧夏和新疆等省份，屬于創(chuàng)新貧瘠地區(qū)，說明我國創(chuàng)新能力水平存在省域不平衡的特點(diǎn)。

表1 2007—2018年我國省域創(chuàng)新能力整體差異

2.2.2 集聚趨勢變化

為反映我國區(qū)域創(chuàng)新能力在集聚上的演變特征，本文利用區(qū)位基尼系數(shù)（Gini，G）和集中度指數(shù)（Concentration Ratio，CRn）定量衡量創(chuàng)新能力的空間集聚水平[16]，反映空間差異情況。區(qū)位基尼系數(shù)（G）的計(jì)算公式如下：

其中，n 表示省域數(shù)目，X 是整個(gè)研究區(qū)域用于衡量創(chuàng)新能力的萬人發(fā)明專利授權(quán)量平均值，Xi、 Xj表示省域i或省域j的萬人發(fā)明專利授權(quán)量。

集中度指數(shù)（CRn）的計(jì)算公式為：

其中，Si為第i名省域萬人發(fā)明專利授權(quán)量占整個(gè)研究范圍萬人發(fā)明專利授權(quán)量的份額。本文采用前5位，即CR5。

為更好地體現(xiàn)時(shí)空集聚性變化，本文通過繪制趨勢圖來更直觀體現(xiàn)其變化情況，如圖1所示。

圖1顯示：①我國省域創(chuàng)新能力集聚水平變化存在明顯集聚態(tài)勢。2007年的區(qū)位基尼系數(shù)和集中度指數(shù)分別為0.50和0.62，到2018年則分別為0.37和0.60，說明我國的專利產(chǎn)出只是集中在少數(shù)省域，創(chuàng)新能力水平呈現(xiàn)不均衡態(tài)勢。②兩個(gè)指數(shù)均呈下降趨勢，說明集聚強(qiáng)度隨時(shí)間推移緩慢減小?？臻g集中程度有所下降，說明我國各省份創(chuàng)新能力在空間上呈現(xiàn)擴(kuò)散趨勢，基本處于穩(wěn)定態(tài)勢。

圖1 2007—2018年我國省域創(chuàng)新能力基尼系數(shù)和集中度指數(shù)變化趨勢

3 我國省域創(chuàng)新能力的空間演變格局

3.1 空間演變可視化分析

區(qū)位基尼系數(shù)和集中度指數(shù)雖能從總體上反映我國創(chuàng)新能力的空間集中程度，但并未直觀、清晰地展現(xiàn)各省域創(chuàng)新能力在空間上的位置關(guān)系和分布情況。為充分刻畫我國各省域創(chuàng)新能力空間格局的演變特征，本文結(jié)合ArcGIS 10.2，采用萬人發(fā)明專利授權(quán)量對我國各省域創(chuàng)新能力的時(shí)空演變格局進(jìn)行可視化分析。通過自然斷裂法將創(chuàng)新能力水平分為低水平區(qū)域、中低水平區(qū)域、中高水平區(qū)域和高水平區(qū)域4個(gè)等級，繪制出2007年、2013年和2018年我國省域范圍創(chuàng)新能力水平空間分異圖，如圖2所示。

圖2 2007年、2013年和2018年我國省域創(chuàng)新能力水平空間分異圖

圖2顯示：①從全國總體來說，相比于2007年、2013年和2018年我國省域的創(chuàng)新能力有所提高，高水平及中高水平的省域數(shù)量明顯增多，說明各地區(qū)實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展有所成效。②創(chuàng)新能力強(qiáng)的省份在空間上形成集聚發(fā)展趨勢，東部地區(qū)一直保持著創(chuàng)新能力高地的領(lǐng)先優(yōu)勢，沿海地區(qū)呈帶狀集聚發(fā)展，而中西部地區(qū)的創(chuàng)新能力水平較為薄弱，西部創(chuàng)新極輻射帶動(dòng)能力不強(qiáng)。③目前我國創(chuàng)新能力時(shí)空格局已逐步穩(wěn)定，特別是從2013年到2018年，創(chuàng)新能力水平呈現(xiàn)較為穩(wěn)定的時(shí)空演化特征，表明創(chuàng)新發(fā)展具有鎖定性和路徑依賴性[17]。

3.2 空間關(guān)聯(lián)特征分析

3.2.1 全局自相關(guān)檢驗(yàn)

為判斷我國30個(gè)省域創(chuàng)新能力是否存在空間相關(guān)性，本文引入全局空間自相關(guān)分析，采用全局Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)所有省域之間的整體空間關(guān)聯(lián)程度。計(jì)算公式如下：

本文測算了2007—2018年萬人發(fā)明專利授權(quán)量的全局Moran’s I 指數(shù)以分析我國創(chuàng)新能力的空間關(guān)聯(lián)特征，結(jié)果如表2所示。

表2顯示：①在地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，2007—2018年我國省域創(chuàng)新能力的全局莫蘭指數(shù)顯著為正，表明各省域的創(chuàng)新能力存在空間正相關(guān)關(guān)系。②從波動(dòng)情況來看，莫蘭指數(shù)呈下降趨勢，說明創(chuàng)新的空間集聚強(qiáng)度有所降低，其原因可能在于全國各省均加大了創(chuàng)新要素投入，各地區(qū)創(chuàng)新能力普遍提高，由此形成集聚程度有所下降的局面。

3.2.2 局部空間自相關(guān)分析

全局Moran’s I 指數(shù)只是探討研究區(qū)域總體空間差異的均值，并未很好地反映局部空間上的差異變化。為探究各省域與周邊省域的空間關(guān)聯(lián)特征，本文用Moran’s I散點(diǎn)圖來反映中國30個(gè)省域創(chuàng)新能力的局部關(guān)聯(lián)模式，如圖3所示。

圖3顯示：①從創(chuàng)新能力水平的集聚分布情況來看，大部分省域位于第一、三象限，即HH和LL區(qū)，這說明我國各省創(chuàng)新能力存在空間相關(guān)性，空間集聚特征顯著，區(qū)域差距也較為明顯。②較多省域分布在第三象限，說明這些地區(qū)自身及周邊的創(chuàng)新較弱，為創(chuàng)新低洼區(qū)。③從躍遷類型看，大部分省域基本維持相同水平類型，說明創(chuàng)新能力水平的局部集聚特征變化不大，存在一定的時(shí)空慣性[18]。

圖3 2007年和2018年我國省域創(chuàng)新能力莫蘭散點(diǎn)圖

時(shí)間/年 地理距離矩陣 經(jīng)濟(jì)距離矩陣Moran’s I Z值 P值 Moran’s I Z值 P值2007 0.256 4.135 0.000 0.693 8.248 0.000 2008 0.263 4.170 0.000 0.678 7.954 0.000 2009 0.211 3.495 0.000 0.661 7.887 0.000 2010 0.173 3.044 0.002 0.620 7.658 0.000 2011 0.153 2.829 0.005 0.592 7.516 0.000 2012 0.159 2.906 0.004 0.588 7.443 0.000 2013 0.140 2.755 0.006 0.545 7.308 0.000 2014 0.124 2.511 0.012 0.524 7.060 0.000 2015 0.117 2.318 0.020 0.511 6.656 0.000 2016 0.112 2.245 0.025 0.508 6.607 0.000 2017 0.099 2.155 0.031 0.475 6.546 0.000 2018 0.092 2.018 0.044 0.467 6.293 0.000

4 我國省域創(chuàng)新能力影響因素的實(shí)證分析

以上研究結(jié)果顯示，我國省域創(chuàng)新能力呈現(xiàn)高度集聚性和空間關(guān)聯(lián)性，因此在建立影響因素的計(jì)量模型時(shí)，除了考慮一般的影響因素外，還應(yīng)當(dāng)考慮空間效應(yīng)對各省域創(chuàng)新能力的影響，即本文將空間因素納入模型。

4.1 影響因素選取

遵循研究慣例，本文選取萬人發(fā)明專利授權(quán)量為創(chuàng)新指標(biāo)，已有研究從創(chuàng)新基礎(chǔ)、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新主體等多方面對創(chuàng)新能力影響因素進(jìn)行探索。基于現(xiàn)有研究成果并結(jié)合我國的實(shí)情，本文將經(jīng)濟(jì)水平、基礎(chǔ)設(shè)施、政府支持、教育水平、對外開放度、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新平臺(tái)作為影響因素，為進(jìn)一步提升創(chuàng)新能力、縮小地區(qū)差距提供科學(xué)依據(jù)。各指標(biāo)及其表示方法如表3所示。

表3 創(chuàng)新能力影響因素指標(biāo)選取及含義

4.2 模型構(gòu)建

創(chuàng)新依賴于知識(shí)生產(chǎn)活動(dòng)，大多將知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型用作研究創(chuàng)新活動(dòng)的主要理論模型。本文從Jaffe的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)分析框架出發(fā)，得到關(guān)于創(chuàng)新能力的一般表達(dá)式。為盡可能消除異方差，對指標(biāo)進(jìn)行取對數(shù)處理，構(gòu)造模型形式如下：

其中，i、t分別代表省域和年份，μζ、分別為省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為考慮空間相關(guān)性帶來的影響，本文引入空間計(jì)量模型，以空間權(quán)重矩陣表達(dá)各地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系，具體模型形式如下所示。

（1）空間滯后模型（SLM）

（2）空間誤差模型（SEM）

（3）空間杜賓模型（SDM）

構(gòu)建空間計(jì)量模型時(shí)需要設(shè)定相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣，用于反映個(gè)體在空間中的相互依賴關(guān)系。本文將設(shè)置地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣來表述區(qū)域間的相關(guān)關(guān)系。

4.3 回歸結(jié)果及分析

為分析模型差異性，本文首先構(gòu)建OLS模型，進(jìn)而構(gòu)建空間面板模型。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕使用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此采用固定效應(yīng)模型。如表4所示，回歸結(jié)果表明，在未考慮空間效應(yīng)情況時(shí)，本文所選取的變量對我國省域創(chuàng)新能力有較高的解釋力，模型擬合優(yōu)度均達(dá)到90%。但前文經(jīng)空間自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國省域創(chuàng)新能力存在顯著的空間正相關(guān)性，若在模型中忽略空間相關(guān)性的影響，易導(dǎo)致模型估計(jì)存在偏誤。因此，本文進(jìn)一步用空間計(jì)量模型進(jìn)行探究。

表4 OLS模型回歸結(jié)果

為比較不同空間權(quán)重矩陣對我國省域創(chuàng)新能力的影響，分別基于地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣進(jìn)行分析。在空間面板模型的選擇上，本文借助Anselin提出的篩選法則，利用LM檢驗(yàn)及Wald檢驗(yàn)對空間面板模型進(jìn)行篩選。結(jié)果表明拉格朗日乘數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，表明存在空間自相關(guān)。同時(shí)，在表5中，Wald檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕模型退化的原假設(shè)，說明SDM為最優(yōu)模型。

表5 Wald檢驗(yàn)結(jié)果

為比較兩種權(quán)重矩陣下空間杜賓模型的優(yōu)劣，對比擬合優(yōu)度及赤池信息準(zhǔn)則值，結(jié)果發(fā)現(xiàn)地理距離矩陣下的空間杜賓模型信息值最優(yōu)，說明地理距離更能決定空間溢出效應(yīng)的大小和方向，因此本文主要選用地理距離矩陣下的空間杜賓模型進(jìn)行分析（表6）。

表6顯示：①各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響創(chuàng)新能力的最主要因素。說明區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接掛鉤，發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)能為創(chuàng)新活動(dòng)帶來資金、設(shè)備、人才和環(huán)境等全方位的支持，同時(shí)也能為創(chuàng)新產(chǎn)出提供巨大的市場，促進(jìn)創(chuàng)新投入產(chǎn)出體系的良性循環(huán)。②基礎(chǔ)設(shè)施對創(chuàng)新能力有顯著促進(jìn)作用?；ヂ?lián)網(wǎng)用戶數(shù)作為代表基礎(chǔ)設(shè)施的變量，其影響系數(shù)為0.258，并在1%水平下顯著，說明完備的基礎(chǔ)設(shè)施能保障創(chuàng)新攻關(guān)工作的順利進(jìn)行。③政府支持、創(chuàng)新投入和對外開放度都對創(chuàng)新能力帶來不同程度的正向影響。一般來說，政府對創(chuàng)新活動(dòng)的支持體現(xiàn)在各項(xiàng)優(yōu)惠政策及加大科研經(jīng)費(fèi)投入，以鼓勵(lì)企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)進(jìn)行創(chuàng)新，對創(chuàng)新能力的發(fā)展起著重要作用；R&D經(jīng)費(fèi)作為創(chuàng)新的直接投入要素，也能在一定程度上提升地區(qū)的創(chuàng)新能力水平；對外開放能夠引進(jìn)國外先進(jìn)的管理方法和人才用于提升本地技術(shù)創(chuàng)新能力，從而拉動(dòng)地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。④在地理距離矩陣的空間杜賓模型下，基礎(chǔ)設(shè)施、教育水平、對外開放度及創(chuàng)新投入的空間滯后項(xiàng)均顯著。其中，基礎(chǔ)設(shè)施和創(chuàng)新投入的滯后項(xiàng)系數(shù)分別為0.856和0.092，表明周邊省域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及創(chuàng)新投入有利于本省域創(chuàng)新能力的提高，基礎(chǔ)設(shè)施完備的周邊地區(qū)可以通過搭建有效的平臺(tái)產(chǎn)生溢出，通過地區(qū)間的創(chuàng)新合作來提升本省域創(chuàng)新能力水平，R&D資本要素的流動(dòng)性越大，對周邊地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的影響越大；教育水平空間滯后項(xiàng)對本地區(qū)創(chuàng)新能力的影響為負(fù)，可能是由于高等教育對創(chuàng)新作用的邊際貢獻(xiàn)在遞減。

表6 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果

由前文對我國省域創(chuàng)新能力整體狀況及時(shí)空演變的分析結(jié)果可知，我國30個(gè)省域的創(chuàng)新能力水平呈現(xiàn)明顯的不均衡態(tài)勢，在分布趨勢上呈現(xiàn)明顯的東、中、西差異格局。為更有針對性地提出提升東、中、西部創(chuàng)新能力的建議，促進(jìn)三大地帶創(chuàng)新能力協(xié)調(diào)發(fā)展，本文將用基于地理權(quán)重矩陣的SDM模型依次對三大地帶創(chuàng)新能力的影響因素進(jìn)行分析（表7）。

從表7可以看出，我國當(dāng)前東中西部創(chuàng)新能力的影響因素存在一定差異：①東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平、創(chuàng)新投入和對外開放度有助于創(chuàng)新能力的提升。②中部地區(qū)則是教育水平、政府支持和R&D資本存量對其創(chuàng)新能力有顯著正向影響，其中教育水平的提升作用最為顯著，能給創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)輸送創(chuàng)新型研發(fā)人才，保證地區(qū)開展持續(xù)創(chuàng)新活動(dòng)。③西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施和政府支持有助于提升本地創(chuàng)新能力。

表7 東中西部回歸結(jié)果

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

本文以2007—2018年萬人發(fā)明專利授權(quán)量為衡量創(chuàng)新能力的指標(biāo)，運(yùn)用基尼系數(shù)、集中度指數(shù)及空間自相關(guān)方法研究我國30個(gè)省域創(chuàng)新能力的時(shí)空演變特征，并構(gòu)建空間計(jì)量模型分析其影響因素。

（1）從省域創(chuàng)新能力來看，2007—2018年我國30個(gè)省域創(chuàng)新能力水平均有所提高，萬人發(fā)明專利授權(quán)量的區(qū)位基尼系數(shù)和集中度指數(shù)的遞減趨勢表明創(chuàng)新能力的集中程度不斷下降，但我國三大地帶的創(chuàng)新能力總體上仍為東強(qiáng)西弱的階梯狀格局。

（2）從空間自相關(guān)性來看，由Moran’s I指數(shù)及散點(diǎn)圖可看出，創(chuàng)新能力在空間上呈現(xiàn)顯著的空間正相關(guān)性和集聚性。在影響創(chuàng)新能力的因素方面，模型結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)水平、基礎(chǔ)設(shè)施、對外開放度、政府支持及創(chuàng)新投入對我國省域創(chuàng)新能力具有顯著的正向促進(jìn)作用，其中基礎(chǔ)設(shè)施和創(chuàng)新投入也對鄰近省域有正向溢出作用，教育水平和對外開放度呈負(fù)向溢出作用。

（3）在東、中、西部三大地帶創(chuàng)新能力影響因素差異的實(shí)證分析中，三大地帶相關(guān)影響因素有所差別。東部地區(qū)創(chuàng)新能力受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響最大，中部地區(qū)的教育水平、政府支持及R&D資本存量給創(chuàng)新能力帶來顯著提升，西部地區(qū)創(chuàng)新能力受基礎(chǔ)設(shè)施和政府支持的影響較大。

5.2 對策建議

（1）針對我國30個(gè)省域的總體性建議：第一，加大創(chuàng)新要素投入，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境。經(jīng)濟(jì)發(fā)展及基礎(chǔ)設(shè)施的完善在一定程度上能優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，促進(jìn)創(chuàng)新溢出，各省需加大科技資源投入力度，加強(qiáng)科學(xué)技術(shù)的公共財(cái)政支出，保障創(chuàng)新研發(fā)的資金充足，制定合理政策吸引創(chuàng)新人才和資金等要素的流入。第二，加大政府扶持力度。政府的政策指導(dǎo)及資金支持是我國創(chuàng)新能力提升的關(guān)鍵。政府政策導(dǎo)向能推進(jìn)各地區(qū)創(chuàng)新要素的高效合理的配置，調(diào)配先進(jìn)設(shè)備，籌集足夠資金為各項(xiàng)科研攻關(guān)工作做好充足準(zhǔn)備。

（2）針對不同地帶的差別化建議：第一，對東部地區(qū)的建議。在率先發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，也要加大創(chuàng)新投入力度，為持續(xù)的高水平創(chuàng)新做好準(zhǔn)備。東部地區(qū)為我國創(chuàng)新能力龍頭，除自身創(chuàng)新發(fā)展外，還需通過創(chuàng)新開放共享等方式帶動(dòng)薄弱地區(qū)發(fā)展。第二，對中部地區(qū)的建議。注重教育提升，可通過設(shè)立大學(xué)科技園及產(chǎn)學(xué)研計(jì)劃，使校、企及科研院所聯(lián)合起來進(jìn)行科研攻關(guān)，同時(shí)政府要加大財(cái)政科技支出的力度，提供充足資金支撐創(chuàng)新研發(fā)。第三，對西部地區(qū)的建議。西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施不完備是制約其創(chuàng)新能力提升的重要因素，因此需著重完善基礎(chǔ)設(shè)施，營造良好的創(chuàng)新環(huán)境；政府要重視創(chuàng)新發(fā)展，制定西部傾斜政策，加大創(chuàng)新活動(dòng)的財(cái)政扶持力；要加強(qiáng)自身技術(shù)吸收能力，并發(fā)揮自身資源優(yōu)勢，將省會(huì)城市培育成創(chuàng)新增長極，提高本省的創(chuàng)新擴(kuò)散效應(yīng)，帶動(dòng)整個(gè)西部地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展，從而縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)的創(chuàng)新能力差異。