張 睿，孫雨芹，于 渤

（1.桂林理工大學(xué) 旅游與風(fēng)景園林學(xué)院，廣西 桂林 541000；2.哈爾濱工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，哈爾濱 150000）

一、引言

《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出“堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢”的重大戰(zhàn)略舉措，堅(jiān)持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位。在我國新型舉國體制對技術(shù)創(chuàng)新的大力支持下，整體實(shí)力和水平取得了長足發(fā)展，創(chuàng)新成為推動新經(jīng)濟(jì)新動能發(fā)展的重要源泉。但南北經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距呈擴(kuò)大趨勢，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展成為我國“十四五”時期經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展主要目標(biāo)。

Myrdal 和Sitohang（1957）認(rèn)為當(dāng)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展超過起飛階段時會具有一種自我發(fā)展的能力，可以不斷地積累有利因素，為自己的進(jìn)一步發(fā)展創(chuàng)造條件；而落后地區(qū)難以依靠其自身力量實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)起飛。二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的梯度轉(zhuǎn)移理論、經(jīng)濟(jì)增長極理論都指出區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是非均衡的，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距必然隨著經(jīng)濟(jì)增長而擴(kuò)大，在此過程中政府的干預(yù)是必要的。為縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，從2000年“實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略”、2003 年“東北地區(qū)老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略”、2004 年“中部崛起戰(zhàn)略”開始，我國已制定多項(xiàng)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的規(guī)劃?！笆奈濉币?guī)劃更是將“推動西部大開發(fā)形成新格局，推動?xùn)|北振興取得新突破，促進(jìn)中部地區(qū)加快崛起，鼓勵東部地區(qū)加快推進(jìn)現(xiàn)代化”上升為國家戰(zhàn)略。

現(xiàn)有關(guān)于驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展的動力源泉研究主要包含勞動分工驅(qū)動模式、資本驅(qū)動模式、人力資本驅(qū)動模式、勞動生產(chǎn)率驅(qū)動模式、政府調(diào)控驅(qū)動模式及創(chuàng)新驅(qū)動模式（鄭世林和張美晨，2019；秦曉鈺，2020）。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)規(guī)模和發(fā)展水平的雙躍遷，競爭優(yōu)勢從基于要素稟賦尤其是勞動力稟賦形成的價格優(yōu)勢向基于產(chǎn)業(yè)體系形成的產(chǎn)業(yè)規(guī)模優(yōu)勢轉(zhuǎn)變，并進(jìn)入到創(chuàng)新優(yōu)勢轉(zhuǎn)變的起步階段（史丹和李鵬，2019），黨的十八大明確提出“著力增強(qiáng)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新動力，加快形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展新方式”，我國正面臨著由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動的重要階段，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不再是要素競爭而是區(qū)域創(chuàng)新能力的競爭。因此，我國多項(xiàng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展規(guī)劃均強(qiáng)調(diào)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省成長為全國重要創(chuàng)新策源地、地區(qū)經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展的重要增長極，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省對全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響力和帶動力，進(jìn)一步發(fā)揮經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的輻射帶動作用。由2020 年《中國創(chuàng)新能力評價報(bào)告》可知，我國許多經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也是創(chuàng)新強(qiáng)省，如廣東、江蘇、山東、浙江、湖北等高經(jīng)濟(jì)總量省份，其創(chuàng)新能力均居于全國首列。創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，區(qū)域創(chuàng)新績效是區(qū)域創(chuàng)新能力運(yùn)行結(jié)果的體現(xiàn)，區(qū)域創(chuàng)新績效的提升可有效推動本區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長（蘇屹和李丹，2021），區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向空間溢出時促進(jìn)鄰近區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，充分發(fā)揮在創(chuàng)新強(qiáng)省對經(jīng)濟(jì)總量較低省份的創(chuàng)新績效提升過程中的引領(lǐng)拉動作用是實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要路徑。

創(chuàng)新績效具有空間溢出效應(yīng)，創(chuàng)新資源具有稀缺性和追逐自身價值最大化的特點(diǎn)（楊省貴和顧新，2011），創(chuàng)新能力較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域有更大的能力從較弱地區(qū)吸引資本和人力資源（Capello，2006），創(chuàng)新資源的向好流動進(jìn)一步拉大區(qū)域之間創(chuàng)新績效的差距；另外，創(chuàng)新能力較強(qiáng)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新、模式創(chuàng)新等創(chuàng)新要素外溢均可以顯著提升鄰近區(qū)域創(chuàng)新績效（Deng et al，2019）。因此，我國省域創(chuàng)新績效究竟具有怎樣的空間影響關(guān)系？省際創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)的空間格局與發(fā)展變化如何？創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效是否具有正向空間溢出效應(yīng)？如何通過促進(jìn)創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效正向溢出引領(lǐng)拉動經(jīng)濟(jì)總量較低省份創(chuàng)新績效的提升？現(xiàn)有研究成果缺乏對上述問題深入分析與明確回答。因此，本文將分析我國省域創(chuàng)新績效發(fā)展的空間格局及發(fā)展變化過程，探索多維距離對省域創(chuàng)新績效空間溢出的影響，研究創(chuàng)新強(qiáng)省如何通過創(chuàng)新能力構(gòu)建提升其對經(jīng)濟(jì)總量較低省份創(chuàng)新績效空間正向溢出效應(yīng)。本文對增強(qiáng)創(chuàng)新強(qiáng)省對區(qū)域創(chuàng)新績效的輻射帶動作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量較低省份創(chuàng)新績效的提升，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）區(qū)域創(chuàng)新績效影響因素研究

創(chuàng)新是一個復(fù)雜的現(xiàn)象，創(chuàng)新績效受諸多因素影響，因而不能完全用創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的關(guān)系來衡量（Makkonen 和van der Have，2013）。因此，學(xué)者對區(qū)域創(chuàng)新績效影響因素展開了較為深入的研究。在政府政策對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響上，研究發(fā)現(xiàn)政府戰(zhàn)略引領(lǐng)、政府主導(dǎo)的資源配置、創(chuàng)新要素配置效率、技術(shù)中介數(shù)量、財(cái)政科技支出、財(cái)政科技支出競爭、適度稅收競爭、地方政府對外商直接投資的競爭及創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績效的提升（Paci et al，2014；Wu 和Xu，2013；卞元超等，2020；張娜和鄧金錢，2021；Wang 和Yang，2020）；政府支持會強(qiáng)化基礎(chǔ)研究強(qiáng)度對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的抑制作用（高麗娜和蔣伏心，2021）；成果轉(zhuǎn)化階段的政府干預(yù)在高知識資源區(qū)域比在低知識資源區(qū)域更有利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升（康淑娟和安立仁，2020）。在區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新對創(chuàng)新績效的影響上，區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新對于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升具有促進(jìn)作用（范斐等，2020），其中，科研人員投入、創(chuàng)新需求主體、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科研經(jīng)費(fèi)投入、創(chuàng)新市場環(huán)境、創(chuàng)新供給主體對周邊城市協(xié)同創(chuàng)新績效的影響顯著為正（趙濱元，2021a）；經(jīng)濟(jì)鄰近性和制度鄰近性能夠促進(jìn)協(xié)同創(chuàng)新績效的提升，認(rèn)知鄰近性與協(xié)同創(chuàng)新績效呈倒“U”形曲線的關(guān)系（吳和成和趙培皓，2020）。在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)各要素對創(chuàng)新績效的影響上，研究發(fā)現(xiàn)知識溢出、企業(yè)家精神（陳紅梅等，2021）、創(chuàng)新主體合作強(qiáng)度（蘇屹和李忠婷，2021）、區(qū)域數(shù)字化接入水平（周青等，2020）、區(qū)域數(shù)字化建設(shè)（李雪等，2021）、區(qū)域產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新知識網(wǎng)絡(luò)（劉友金等，2017）、信息擴(kuò)散與產(chǎn)業(yè)集聚（吳中超，2021）、企業(yè)所有權(quán)和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Li et al，2014）等要素對區(qū)域創(chuàng)新績效具有正向促進(jìn)作用。在多維距離對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響上，地理區(qū)位與社會經(jīng)濟(jì)特征對區(qū)域創(chuàng)新投入和產(chǎn)出間存在顯著的正向空間相關(guān)（李婧等，2010）；地理鄰近性、經(jīng)濟(jì)鄰近性、技術(shù)鄰近性和制度鄰近性均對省內(nèi)區(qū)域空間關(guān)聯(lián)產(chǎn)生顯著影響，而文化鄰近性對省內(nèi)區(qū)域空間關(guān)聯(lián)的影響并不顯著（邱洪全，2021）；城市間時間距離、技術(shù)距離等在科創(chuàng)中心輻射效應(yīng)對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響上呈負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)差距是影響科創(chuàng)中心輻射效應(yīng)的首要因素（許學(xué)國等，2021）。

（二）區(qū)域創(chuàng)新績效空間溢出研究

區(qū)域創(chuàng)新績效存在較大的空間不均衡性（范斐等，2020），從實(shí)踐角度來說，區(qū)域創(chuàng)新績效的提升路徑主要分為兩方面：一是依靠區(qū)域內(nèi)生創(chuàng)新努力，二是吸收其他區(qū)域的先進(jìn)技術(shù)與知識（蘇屹等，2021）。地理學(xué)第一定律指出“任何事物都是空間相關(guān)的”（Tobler，1970），但不同區(qū)域創(chuàng)新績效及其空間溢出效應(yīng)存在顯著差距（趙濱元，2021a）。因此，學(xué)者對區(qū)域創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)影響因素進(jìn)行了大量探索，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新群落的溢出效應(yīng)促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績效和創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)（王淑英等，2019），創(chuàng)新產(chǎn)出、研發(fā)投入和集聚經(jīng)濟(jì)促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新溢出（Song 和Zhang，2017），省域創(chuàng)新要素集聚與創(chuàng)新績效的溢出效應(yīng)呈現(xiàn)先增后減的倒“U”形趨勢，創(chuàng)新要素不同的集聚水平對創(chuàng)新績效的溢出效應(yīng)門檻值存在差異（吳衛(wèi)紅等，2020）；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)（王曉紅等，2021），同時，研發(fā)人員和研發(fā)資金等創(chuàng)新要素流動區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)，金融資源集聚對創(chuàng)新資源流動與鄰近地區(qū)創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的關(guān)系表現(xiàn)出顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用（Wang et al，2018）；數(shù)字經(jīng)濟(jì)增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新績效的空間溢出效應(yīng)，且東部溢出效果更強(qiáng)（李雪等，2021）；區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的創(chuàng)新投入及創(chuàng)新主體等因素對鄰近區(qū)域創(chuàng)新績效會產(chǎn)生正向空間溢出（趙濱元，2021b）；地方財(cái)政科技資助對鄰近區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著溢出（張雯和吳福象，2021）?？臻g距離對區(qū)域創(chuàng)新績效溢出的影響研究表明，地理距離與區(qū)域創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)呈反向關(guān)系（趙增耀等，2015）；地理區(qū)位特征與社會經(jīng)濟(jì)特征與區(qū)域創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)相關(guān)（李婧等，2010）；經(jīng)濟(jì)社會距離和地理距離通過促使知識溢出推動區(qū)域創(chuàng)新績效的空間溢出；經(jīng)濟(jì)距離對推動區(qū)域創(chuàng)新績效的空間溢出的作用強(qiáng)于地理距離；地理距離因素是知識溢出推動西部地區(qū)創(chuàng)新績效空間溢出的較大限制因素（李婧和何宜麗，2017）。

（三）研究評述

區(qū)域創(chuàng)新績效受諸多因素影響且存在空間溢出效應(yīng)，學(xué)者研究了政府政策、區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新、區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)各要素等對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，討論了創(chuàng)新群落的溢出效應(yīng)、創(chuàng)新要素集聚與流動、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素對創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的影響，分析了地理距離、區(qū)位特征和經(jīng)濟(jì)距離等空間距離與區(qū)域創(chuàng)新績效溢出的相關(guān)關(guān)系，但對多維距離下我國省際創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)的空間格局及發(fā)展變化過程未做深入分析；缺乏探索區(qū)域創(chuàng)新能力構(gòu)建對我國省域創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的影響。

Roper et al（2008）認(rèn)為由于日趨復(fù)雜和多樣化的創(chuàng)新活動，單個組織難以獨(dú)立完成創(chuàng)新全過程，不同組織在創(chuàng)新過程中分工與合作完成知識創(chuàng)造、技術(shù)創(chuàng)新并最終實(shí)現(xiàn)大規(guī)模市場應(yīng)用的全部創(chuàng)新活動。根據(jù)創(chuàng)新鏈的過程視角，區(qū)域中組織創(chuàng)新活動可分為三類：原始創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化，區(qū)域創(chuàng)新能力本質(zhì)上是區(qū)域內(nèi)各組織創(chuàng)新能力的集合。因此，根據(jù)區(qū)域創(chuàng)新活動的特征，區(qū)域創(chuàng)新能力可分為三個維度，即：區(qū)域中參與創(chuàng)新活動的組織體現(xiàn)出來的原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力和成果轉(zhuǎn)化力。

綜上，為了深刻理解區(qū)域不同類型創(chuàng)新活動和創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效溢出的影響，將在空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離下分析我國省域創(chuàng)新績效空間溢出格局，明確三維距離下創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效溢出的發(fā)展變化過程，探索創(chuàng)新強(qiáng)省成長各階段創(chuàng)新績效的回流效應(yīng)和正向溢出效應(yīng)，研究三維距離下區(qū)域原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力和成果轉(zhuǎn)化力對創(chuàng)新績效的間接效應(yīng)，從區(qū)域三種創(chuàng)新能力構(gòu)建視角探討如何增強(qiáng)創(chuàng)新強(qiáng)省對經(jīng)濟(jì)總量較低省份創(chuàng)新績效的正向空間溢出效應(yīng)。以期提高創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效正向溢出效應(yīng)，發(fā)揮創(chuàng)新強(qiáng)省對經(jīng)濟(jì)總量較低省份創(chuàng)新績效的輻射帶動作用，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

三、理論分析與研究假設(shè)

知識創(chuàng)造是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體創(chuàng)新績效的最強(qiáng)預(yù)測指標(biāo)，知識跨區(qū)域擴(kuò)散是為追求經(jīng)濟(jì)增長，是促進(jìn)知識在更大范圍流動和創(chuàng)新績效溢出的有效措施，是發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體創(chuàng)新績效的最強(qiáng)預(yù)測指標(biāo)（Robertson et al，2021）。知識溢出是指信息、技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等各類知識經(jīng)過交易、非交易的方式從原先擁有的主體向新?lián)碛械闹黧w流動的過程。知識密集型產(chǎn)業(yè)具有聚集傾向性，但外溢是創(chuàng)新的一個重要特征，創(chuàng)新要素的流動產(chǎn)生區(qū)域間創(chuàng)新溢出，地理位置和空間位置越鄰近，知識傳播的程度越高、技術(shù)溢出效應(yīng)越明顯（Petit et al，2009）。因此，區(qū)域間創(chuàng)新發(fā)展不具有獨(dú)立性，創(chuàng)新溢出具有空間相關(guān)性。De Noni et al（2018）指出經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)與知識密集型區(qū)域的合作創(chuàng)新可獲得更多知識溢出機(jī)會，對創(chuàng)新績效的貢獻(xiàn)大于區(qū)域創(chuàng)新本地化模式。因此，經(jīng)濟(jì)總量較低省份與創(chuàng)新強(qiáng)省的合作創(chuàng)新對創(chuàng)新績效的貢獻(xiàn)更大，知識溢出促進(jìn)了相鄰省域創(chuàng)新績效的提升。在舉國創(chuàng)新體制下，我國各省在科技創(chuàng)新各領(lǐng)域的合作不斷增強(qiáng)，同時，信息技術(shù)的快速發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施的日益完善、人才和資本等創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動使區(qū)域的空間互動聯(lián)系越發(fā)緊密，提升了區(qū)域創(chuàng)新績效的空間依存性

基于此，提出假設(shè)1：

我國省域創(chuàng)新績效具有空間溢出效應(yīng)，溢出效應(yīng)強(qiáng)弱受空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離影響（H1）。

創(chuàng)新合作的過程也是知識溢出與流動過程，地理鄰近可以促進(jìn)知識的傳播（楊博旭等，2019），隱性知識的擴(kuò)散與流動主要依賴于“面對面”交流（Rosenthal 和Strange，2004），形成創(chuàng)新所需的知識流會隨著相互之間地理距離的加大而呈現(xiàn)快速衰減（王嶠等，2021），即：知識溢出在地理上具有縮減效應(yīng)。因此，地理距離的鄰近可促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績效溢出（Hjaltadóttir et al，2020）?？臻g因素影響地區(qū)創(chuàng)新活動的轉(zhuǎn)移，高水平的鄰居更能促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新水平的提高（張虎和周迪，2016）而知識在區(qū)域間的空間溢出效應(yīng)會隨著空間距離的縮小而不斷增強(qiáng)（Cani?ls 和Verspagen，2001）。同時，省際知識溢出對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響顯著受限于區(qū)域消化吸收能力（蘇屹等，2021）。Adams et al（1968）對創(chuàng)新獲取過程的空間特征進(jìn)行深入探討，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的應(yīng)用成本更高，經(jīng)濟(jì)距離比地理距離對創(chuàng)新空間溢出的影響力更大。

基于此，提出假設(shè)2：

創(chuàng)新強(qiáng)省對空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近省份具有正向溢出效應(yīng)（H2）。

創(chuàng)新績效是創(chuàng)新能力的直接體現(xiàn)，區(qū)域創(chuàng)新活動具有明顯的“過程溢出”和“空間關(guān)聯(lián)”特征，使區(qū)域創(chuàng)新績效存在明顯的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系（張靜和李平，2017）。因此，區(qū)域創(chuàng)新活動的開展和區(qū)域創(chuàng)新能力的構(gòu)建不僅對創(chuàng)新績效具有直接效應(yīng)，還對其他區(qū)域產(chǎn)生間接效應(yīng)。地理空間不僅為創(chuàng)造新知識提供了平臺，而且作為溢出過程的結(jié)果，也為知識的商業(yè)化提供了平臺（Audretsch，2003）。同時，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好區(qū)域，一般都創(chuàng)新活力強(qiáng)，新產(chǎn)業(yè)、新經(jīng)濟(jì)快速成長，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了新的強(qiáng)勁動力，反之亦然（盛壘和張子彧，2021）。區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距反映了創(chuàng)新動能的差距。

基于此，提出假設(shè)3：

區(qū)域創(chuàng)新能力越強(qiáng)，區(qū)域創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)越大（H3）。

為了清晰描述區(qū)域不同類型創(chuàng)新活動和創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的影響，將從區(qū)域創(chuàng)新能力的原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力和成果轉(zhuǎn)化力三個維度展開研究.因此，假設(shè)H3 分為以下三個假設(shè)：

區(qū)域原始創(chuàng)新力越強(qiáng)，區(qū)域創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)越大（H3a）；

區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新力越強(qiáng)，區(qū)域創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)越大（H3b）；

區(qū)域成果轉(zhuǎn)化力越強(qiáng)，區(qū)域創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)越大（H3c）。

四、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）變量和數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來源為2011—2020 年國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和科技部與科技火炬中心發(fā)布的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，實(shí)際研究樣本時間為2010—2019 年?？紤]到數(shù)據(jù)的可得與完整性，研究樣本剔除了我國港、澳、臺、海南、西藏和青海等，即研究樣本為28 個省（市及自治區(qū)），下文統(tǒng)稱為省域，共280 個觀測樣本。

1.因變量

鑒于新產(chǎn)品銷售收入能夠反映創(chuàng)新績效的最終產(chǎn)出（Pellegrino et al，2012；陳勁等，2013；蘇屹和李忠婷，2021），選取各省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入以衡量創(chuàng)新績效，為因變量。

2.自變量

選取各省域原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力和成果轉(zhuǎn)化力三個核心解釋變量指標(biāo)。參考以往研究，以基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)衡量原始創(chuàng)新力（柳卸林和何郁冰，2011），考慮到基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)投入與知識創(chuàng)造之間存在時滯性，本文選取的有關(guān)基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)的時序數(shù)據(jù)都滯后三期（2007—2016 年）。專利指標(biāo)包含了大量關(guān)于技術(shù)、發(fā)明及發(fā)明者的信息（白俊紅和蔣伏心，2015），由于我國各省域三種產(chǎn)品專利申請數(shù)量數(shù)據(jù)較為連續(xù)完整、應(yīng)用廣泛且專利授權(quán)存在滯后效應(yīng)（李婧等，2010）。因此以我國三種產(chǎn)品專利申請數(shù)衡量技術(shù)創(chuàng)新力的指標(biāo)（徐寧等，2014）；以吸納技術(shù)成交額（王曉紅等，2021）衡量成果轉(zhuǎn)化力。

3.控制變量

創(chuàng)新型城市試點(diǎn)政策是我國政府為了培養(yǎng)新動能、建設(shè)創(chuàng)新輻射引領(lǐng)作用強(qiáng)的區(qū)域創(chuàng)新中心而做出的國家戰(zhàn)略（曾婧婧和周丹萍，2019）。創(chuàng)新型城市試點(diǎn)建設(shè)政策綜合反映了區(qū)域位置、金融發(fā)展、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及投融資水平（徐換歌和蔣碩亮，2020；胡兆廉等，2021）。金融資本活躍度指標(biāo)綜合體現(xiàn)了金融體系構(gòu)成、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度、政治法律因素等要素（紀(jì)志宏，2013）。以往研究表明創(chuàng)新績效還會受到區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新型城市建設(shè)政策（Wang，2013；王嶠等，2021）、金融資本活躍度（何宜慶等，2020）影響。為排除其他變量的影響（Anselin，2013）和避免相似類型的因素由于存在共線性使得結(jié)果產(chǎn)生偏差（陳依曼等，2020），結(jié)合既有對我國省域創(chuàng)新績效影響因素研究，本文采用區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新型城市建設(shè)政策和金融資本活躍度作為控制變量。區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新型城市建設(shè)政策用創(chuàng)新型城市數(shù)量衡量（郭豐等，2021），金融資本活躍度用年末金融機(jī)構(gòu)存貸比衡量。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

表1 變量說明表

（二）空間計(jì)量模型構(gòu)建

常見的空間計(jì)量模型主要有空間杜賓模型、空間誤差模型及空間自相關(guān)模型（Anselin，2013）。為保證計(jì)量結(jié)果穩(wěn)健性，采用likelihood ratio（LR）檢驗(yàn)分別檢驗(yàn)區(qū)域原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力、成果轉(zhuǎn)化力所適用的空間計(jì)量模型。根據(jù)LR 檢驗(yàn)與Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，選擇固定效應(yīng)模型，采用時間效應(yīng)與個體效應(yīng)雙效應(yīng)模型。據(jù)此，三個解釋變量的模型設(shè)定為

其中：i與t分別為考察樣本的省域與時間；lnSal-Incit、lnresit、lndealit及l(fā)nresit分別為省域i在t年的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售收入、基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)、吸納技術(shù)成交額的對數(shù)值及基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)對數(shù)值的平方；α為常數(shù)項(xiàng)；ρ為空間自相關(guān)系數(shù)；w為三種相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣；β1、β2及?為變量的回歸系數(shù)；X為兩個控制變量；μ為隨機(jī)擾動項(xiàng)；ε為不隨個體變化的時間效應(yīng)；φ為不隨時間變化的個體效應(yīng)。

（三）空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

旨在探究三種創(chuàng)新能力如何影響我國各省創(chuàng)新績效及其空間作用，通過構(gòu)建模型考察在空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離下區(qū)域創(chuàng)新績效的空間溢出效應(yīng)及區(qū)域創(chuàng)新能力構(gòu)建與創(chuàng)新績效溢出之間的空間關(guān)系。Anselin（1992）提出空間計(jì)量分析首先需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，據(jù)此從空間位置與經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩個角度引入空間鄰接矩陣、地理距離矩陣及經(jīng)濟(jì)距離矩陣，并對矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，構(gòu)建三類空間權(quán)重矩陣，和分別為i省域與j省域的空間鄰接矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣。

（1）空間鄰接矩陣。

（2）地理距離矩陣。

（3）經(jīng)濟(jì)距離矩陣。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）省域創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)分析

利用Moran’sI指數(shù)可以對空間自相關(guān)性進(jìn)行分析，是進(jìn)行空間分析的基礎(chǔ)（Anselin，2013）?；趕tata16.0 軟件，采用空三種空間權(quán)重矩陣對2010—2019 年我國各省創(chuàng)新績效空間相關(guān)性進(jìn)行分析?？紤]到標(biāo)準(zhǔn)化矩陣會使數(shù)據(jù)更加穩(wěn)健。因此文中所有矩陣均進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，全局Moran’sI指數(shù)結(jié)果見表2。

表2 三種矩陣下全局Moran’s I 指數(shù)結(jié)果表

橫向來看，創(chuàng)新績效指標(biāo)在三種權(quán)重矩陣下的Moran’sI指數(shù)值均顯著為正，說明省域創(chuàng)新績效在全國范圍內(nèi)呈現(xiàn)出明顯的空間依賴性，省際創(chuàng)新活動存在空間溢出效應(yīng)。因此，假設(shè)H1 成立。

縱向來看，創(chuàng)新績效在三種空間權(quán)重矩陣下的全局關(guān)系均呈現(xiàn)出從增長到減小的變動，省域創(chuàng)新績效空間集聚特征具有先增后減的趨勢，省域創(chuàng)新績效空間依存性在2010—2013 年呈逐年增強(qiáng)趨勢，在2014—2019 年緩慢減弱，這說明省域創(chuàng)新績效空間集聚優(yōu)勢存在一定的減弱趨勢。

由全局的Moran’sI指數(shù)值可以知道，區(qū)域創(chuàng)新績效在經(jīng)濟(jì)距離矩陣中表現(xiàn)出最明顯的空間依賴性波動并且在三個矩陣中都呈現(xiàn)先增后減的趨勢。據(jù)此，將其劃分為2010—2013 年與2014—2019 年兩個階段。此外，為了進(jìn)一步分析各省創(chuàng)新績效空間差異性及分布特征，利用經(jīng)濟(jì)距離矩陣做局部Moran’sI指數(shù)分析，2010—2019 年結(jié)果如圖1 所示。

由圖1 可知，在2010—2013 年，上海、浙江、江蘇和山東處于“熱點(diǎn)”空間聚集，說明這四個省域之間“熱點(diǎn)”聚集產(chǎn)生了創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)；安徽在此階段具有由第二象限移向第一象限的趨勢，說明長三角省域?qū)ζ洚a(chǎn)生正向溢出使其創(chuàng)新績效向高于均值的趨勢發(fā)展。廣東處于“熱-冷”集聚區(qū)域，即自身創(chuàng)新績效高于均值而周圍省域低于均值，且廣東的發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向空間溢出而產(chǎn)生回流效應(yīng)；該階段湖北從第三向第四象限移動，表明其創(chuàng)新績效由低向高發(fā)展且高于全國平均水平。湖南由第二向第一象限移動，表明由于其他省域?qū)险蛞绯鍪蛊鋭?chuàng)新績效發(fā)展高于平均水平；云、貴、川等西部省域在第三象限“冷點(diǎn)”空間聚集，各省創(chuàng)新績效低且無空間正向溢出效應(yīng)；東北三省亦在“冷點(diǎn)”空間聚集，各省創(chuàng)新績效低且無空間正向溢出效應(yīng)。在該階段，我國各省創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)呈現(xiàn)為：上海、浙江、江蘇與山東之間存在創(chuàng)新績效正向空間溢出。長三角省域?qū)︵徑∮虬不站哂姓蚩臻g效應(yīng)。廣東對鄰近省域具有回流效應(yīng)。湖北創(chuàng)新績效由低向高發(fā)展，對鄰近省域無空間正向溢出效應(yīng)。湖南受其他省域創(chuàng)新績效正向溢出效應(yīng)，創(chuàng)新績效發(fā)展趨勢向好。云、貴、川等西部省域“冷點(diǎn)”空間聚集且創(chuàng)新績效無正向空間溢出效應(yīng)；東北三省在“冷點(diǎn)”空間聚集且創(chuàng)新績效無正向空間溢出效應(yīng)。

圖1 2010—2019 年各省域局部Moran’s I 指數(shù)圖

在2014—2019 年，江蘇、浙江、上海、山東繼續(xù)位于第一象限，此外安徽移動至第一象限。安徽在第一階段開始處于第二象限，這表明安徽自身創(chuàng)新績效低，而周邊省域如浙江、江蘇創(chuàng)新績效高，安徽2014 年移動至第一象限，說明鄰近省域?qū)ζ鋭?chuàng)新績效產(chǎn)生正向空間溢出。湖北繼續(xù)延續(xù)第一階段向第四象限移動的趨勢，自2018 年移至第四象限，說明其創(chuàng)新績效高于平均水平，保持快速發(fā)展，且對鄰近省域存在負(fù)空間自相關(guān)特征，開始對周圍省域具有回流效應(yīng)。廣東創(chuàng)新績效持續(xù)高位發(fā)展仍對周圍省域回流效應(yīng)明顯。湖南自2016 年開始向第二象限方向移動，受廣東和湖北回流效應(yīng)影響創(chuàng)新績效相對于均值在下降，在2019 年低于均值。東北三省持續(xù)“冷點(diǎn)”空間聚集，云、貴、川等西部省域亦處于“冷點(diǎn)”空間聚集。該階段我國各省創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)呈現(xiàn)為：受空間異質(zhì)性顯著影響，泛長三角區(qū)域聯(lián)動發(fā)展優(yōu)勢增強(qiáng)并產(chǎn)生正向空間溢出。湖北創(chuàng)新績效提升且在2018 對鄰近省域產(chǎn)生回流效應(yīng)。廣東創(chuàng)新績效保持高位發(fā)展且對鄰近省域持續(xù)產(chǎn)生回流效應(yīng)。受廣東和湖北回流效應(yīng)影響，湖南創(chuàng)新績效相對于均值在下降并在2019 年低于均值。云、貴、川等西部省域繼續(xù)呈現(xiàn)“冷點(diǎn)”空間聚集且無創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)；東北三省持續(xù)在“冷點(diǎn)”空間聚集且無創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)。

研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新績效低的相鄰省域均在“冷點(diǎn)”空間聚集，且對鄰近省域創(chuàng)新績效無正向空間溢出。湖南創(chuàng)新績效水平的發(fā)展在兩個階段變化顯著：在第一階段，鄰近省域?qū)蟿?chuàng)新績效溢出效應(yīng)體現(xiàn)為正向拉動使其創(chuàng)新績效向好發(fā)展且高于全國平均水平；在第二階段，湖南受回流效應(yīng)影響，創(chuàng)新績效降至均值水平以下，這說明創(chuàng)新績效的擴(kuò)散效應(yīng)與回流效應(yīng)影響省域創(chuàng)新績效發(fā)展。湖北在第一階段創(chuàng)新績效由低向高增長，第二階段創(chuàng)新績效增長至較高水平后開始對鄰近省域開始產(chǎn)生回流效應(yīng)；長三角省域與廣東均為創(chuàng)新強(qiáng)省且在兩階段中創(chuàng)新績效均保持高位增長，長三角省域?qū)臻g鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近省域具有正向溢出效應(yīng)，其中，政策支持是長三角創(chuàng)新要素發(fā)揮區(qū)域空間溢出效應(yīng)的核心動力（胡兆廉等，2021），政府干預(yù)是創(chuàng)新強(qiáng)省正向空間溢出效應(yīng)主要推動力量；廣東對空間鄰接距離和地理距離鄰近、經(jīng)濟(jì)水平差距大的省域具有回流效應(yīng)。因此，假設(shè)H2 部分成立。

（二）省域創(chuàng)新能力對總體創(chuàng)新績效空間影響分析

1.模型與選擇檢驗(yàn)

為了得到統(tǒng)計(jì)可信的結(jié)果及確定具體的空間計(jì)量模型及是否需要選擇固定效應(yīng)模型，而LR 與Hausman檢驗(yàn)是空間計(jì)量研究中常用的處理方法（Anselin，2013）。因此在空間回歸之前進(jìn)行LR 與Hausman 檢驗(yàn)，分別對變量選取最適宜的估計(jì)模型，控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，進(jìn)行固定效應(yīng)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 各變量空間計(jì)量模型結(jié)果

續(xù)表3

由表3 可知，三個控制變量的空間自相關(guān)系數(shù)（pho）的值在三種空間權(quán)重矩陣下的值均大于0.19，均通過了5%的顯著檢驗(yàn)，說明區(qū)域原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力、成果轉(zhuǎn)化力在省域之間存在正向空間相關(guān)性。創(chuàng)新型城市建設(shè)與金融資本活躍度通過了顯著檢驗(yàn)，說明其該因素影響區(qū)域創(chuàng)新績效。因此，應(yīng)進(jìn)一步結(jié)合區(qū)域創(chuàng)新能力探究省域創(chuàng)新績效的空間影響。

2.空間權(quán)重矩陣下省域創(chuàng)新能力對總體創(chuàng)新績效的影響分析

由上表3 可知，各省域創(chuàng)新能力在同一空間權(quán)重矩陣對總體創(chuàng)新績效的貢獻(xiàn)均有顯著的正向空間效應(yīng)，但貢獻(xiàn)程度不同，在三種空間權(quán)重矩陣均穩(wěn)健體現(xiàn)為：原始創(chuàng)新力＞技術(shù)創(chuàng)新力＞成果轉(zhuǎn)化力。

原始創(chuàng)新力在三種空間權(quán)重矩陣下均表現(xiàn)為二次項(xiàng)為正、一次項(xiàng)為負(fù)，這說明各省域原始創(chuàng)新力與創(chuàng)新績效并非是線性增長關(guān)系而是存在曲線增長關(guān)系。進(jìn)一步結(jié)合R2、Log-L的值，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)距離矩陣對原始創(chuàng)新力的解釋最好，即：經(jīng)濟(jì)水平越發(fā)達(dá)的省域，基礎(chǔ)研究對總體創(chuàng)新績效的提升效果越顯著，這說明在全國層面，我國經(jīng)濟(jì)水平發(fā)達(dá)的省域，如廣東、江蘇、山東、浙江、湖北等省增加原始創(chuàng)新投入對全國總體創(chuàng)新績效的提升作用更強(qiáng)。同時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越接近的省域之間，原始創(chuàng)新投入產(chǎn)生的創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)越顯著。

對比分析技術(shù)創(chuàng)新力在三種空間權(quán)重矩陣下的結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在空間鄰接矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新力每增加1%，創(chuàng)新績效增長0.388%；在地理距離矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新力每增加1%，創(chuàng)新績效增長0.381%；在經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新力每增加1%，創(chuàng)新績效增長0.337%。進(jìn)一步結(jié)合R2、Log-L的值，三個矩陣對技術(shù)創(chuàng)新力的解釋均較強(qiáng)，這說明技術(shù)創(chuàng)新力對空間鄰近、地理距離相近和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省域之間的創(chuàng)新績效具有較強(qiáng)的空間正向溢出效應(yīng)。

對比分析成果轉(zhuǎn)化力在三種空間權(quán)重矩陣下的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，成果轉(zhuǎn)化力每增加1%，在空間鄰接矩陣中創(chuàng)新績效增長約為0.109%；在地理距離矩陣中創(chuàng)新績效增長約為0.183%；在經(jīng)濟(jì)距離矩陣下創(chuàng)新績效的增長約為0.105%。結(jié)合R2、Log-L的值，發(fā)現(xiàn)在地理距離矩陣下，成果轉(zhuǎn)化力對總體創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用最大，說明相較于經(jīng)濟(jì)水平差距，地理距離遠(yuǎn)近是成果轉(zhuǎn)化力促進(jìn)創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的關(guān)鍵因素。

（三）省域創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

為了探究各省域創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，依據(jù)LR 檢驗(yàn)與Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，分別選取最適宜的估計(jì)模型運(yùn)用偏微分法對其空間效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步分析，回歸估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 各變量直接效應(yīng)與間接效應(yīng)回歸結(jié)果

表4 顯示三種創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)呈現(xiàn)出：原始創(chuàng)新力＞技術(shù)創(chuàng)新力＞成果轉(zhuǎn)化力；三種矩陣下省域i的原始創(chuàng)新力對鄰近省域創(chuàng)新績效的間接影響均呈現(xiàn)倒U 型曲線趨勢。因此，假設(shè)H3a 部分成立。

當(dāng)省域i的技術(shù)創(chuàng)新力在空間鄰接、地理距離及經(jīng)濟(jì)距離空間矩陣下每增加1%，鄰近省域的創(chuàng)新績效分別增加0.126%、0.15%，0.041%，說明技術(shù)創(chuàng)新力對鄰近省域有正向空間溢出，當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新力提升，創(chuàng)新績效的溢出效應(yīng)增強(qiáng)，即假設(shè)H3b 成立。

對比技術(shù)創(chuàng)新力對創(chuàng)新績效影響的直接和間接效應(yīng)，在空間鄰接矩陣和地理距離矩陣下，技術(shù)創(chuàng)新力對創(chuàng)新績效影響的直接效應(yīng)為間接效應(yīng)的3.13 和2.57 倍，在經(jīng)濟(jì)距離矩陣下直接效應(yīng)為間接效應(yīng)的8.24 倍。這說明，省域與鄰近省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大，技術(shù)創(chuàng)新力的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)差值越大。

當(dāng)省域i成果轉(zhuǎn)化力增加1%，在空間鄰接權(quán)重矩陣下鄰近省域的創(chuàng)新績效增加0.255%，在地理距離矩陣下鄰近省域的創(chuàng)新績效增加0.184%，在經(jīng)濟(jì)距離矩陣中鄰近省域的創(chuàng)新績效增加0.197%。因此，假設(shè)H3c 成立。在空間鄰接矩陣下，成果轉(zhuǎn)化力的間接效應(yīng)最強(qiáng)，相較于經(jīng)濟(jì)差距，空間鄰近是成果轉(zhuǎn)化力對鄰近省域創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的關(guān)鍵因素。

六、結(jié)論

（一）結(jié)論與討論

（1）在三種空間權(quán)重矩陣下，創(chuàng)新績效在全國范圍內(nèi)呈現(xiàn)出明顯的空間依賴性，即：空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近促進(jìn)省域創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)。低創(chuàng)新績效的相鄰省域在“冷點(diǎn)”空間聚集，且對鄰近省域無創(chuàng)新績效正向溢出效應(yīng)。創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效正向溢出效應(yīng)可以拉動省域創(chuàng)新績效的提升；反之，回流效應(yīng)可導(dǎo)致鄰近省域創(chuàng)新績效的降低。省域創(chuàng)新績效由低向高增長階段對鄰近省域產(chǎn)生回流效應(yīng)；在高位增長階段對空間鄰接距離和地理距離鄰近、經(jīng)濟(jì)水平差距大的省域具有回流效應(yīng)；對空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近省域產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)，其中，政府干預(yù)通過發(fā)揮創(chuàng)新要素的區(qū)域空間溢出效應(yīng)（胡兆廉等，2021）推動創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效的正向空間溢出效應(yīng)。

（2）在三種空間權(quán)重矩陣下，省域原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力、成果轉(zhuǎn)化力對總體創(chuàng)新績效均有顯著的正向空間效應(yīng)，且在三種空間權(quán)重矩陣均穩(wěn)健體現(xiàn)為：三種能力對總體創(chuàng)新績效貢獻(xiàn)及其直接效應(yīng)的影響由高到低依次為：原始創(chuàng)新力、技術(shù)創(chuàng)新力和成果轉(zhuǎn)化力；經(jīng)濟(jì)水平越發(fā)達(dá)的省域，基礎(chǔ)研究投入對總體創(chuàng)新績效的提升效果越顯著。

（3）經(jīng)濟(jì)距離是原始創(chuàng)新力影響省域創(chuàng)新績效溢出的關(guān)鍵因素，經(jīng)濟(jì)水平差距越小的省域，基礎(chǔ)研究投入產(chǎn)生的創(chuàng)新績效溢出效應(yīng)越明顯，且呈現(xiàn)倒“U”型曲線趨勢。這說明省域i 在曲線的拐點(diǎn)之前增加基礎(chǔ)研究投入對于鄰近省域創(chuàng)新績效有正向促進(jìn)作用，超過拐點(diǎn)之后省域i 原始創(chuàng)新能力增強(qiáng)對鄰近省域創(chuàng)新績效存在回流效應(yīng)。即：省域i 原始創(chuàng)新能力很強(qiáng)時，具有較強(qiáng)的創(chuàng)新資源集聚能力，利用與鄰近省域之間的空間優(yōu)勢吸納其技術(shù)創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化資源的加入。此時，對鄰近省域創(chuàng)新績效存在負(fù)向空間溢出。

（4）三種空間權(quán)重矩陣對技術(shù)創(chuàng)新力解釋均較強(qiáng)，即：區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新力對空間鄰近、地理距離相近和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省域之間的創(chuàng)新績效具有較強(qiáng)的空間正向溢出效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的鄰近省域更應(yīng)開展跨區(qū)域的協(xié)調(diào)與合作，聯(lián)合開展技術(shù)創(chuàng)新研究，促進(jìn)創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動，在技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域利用區(qū)位優(yōu)勢實(shí)現(xiàn)成果共享、優(yōu)勢互補(bǔ)，對鄰近省域創(chuàng)新績效的促進(jìn)效果將更為顯著。

經(jīng)濟(jì)距離差距是省域技術(shù)創(chuàng)新力直接效應(yīng)與間接效應(yīng)差距的關(guān)鍵因素，例如：廣東技術(shù)創(chuàng)新力的提升對自身創(chuàng)新績效影響顯著，廣西雖然與其鄰近，但是由于二者經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，廣東技術(shù)創(chuàng)新力的提升對廣西創(chuàng)新績效的空間溢出效應(yīng)較低。

（5）空間鄰接矩陣和地理距離矩陣對成果轉(zhuǎn)化力解釋較強(qiáng)，即：空間鄰接和地理距離鄰近是區(qū)域成果轉(zhuǎn)化力促進(jìn)創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的關(guān)鍵因素。因此，在空間鄰接和地理距離鄰近且經(jīng)濟(jì)水平差距較大的省域間，加強(qiáng)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化活動的聯(lián)系是發(fā)揮創(chuàng)新強(qiáng)省創(chuàng)新績效正向空間溢出效應(yīng)的關(guān)鍵促使。增加技術(shù)成果轉(zhuǎn)化力是提升新興經(jīng)濟(jì)體區(qū)域創(chuàng)新績效的有效手段（Wang et al，2020），知識溢出往往發(fā)生在具有技術(shù)關(guān)聯(lián)性的產(chǎn)業(yè)間。因此，在技術(shù)創(chuàng)新成果大規(guī)模產(chǎn)業(yè)化擴(kuò)散階段，經(jīng)濟(jì)總量較低省域通過承接創(chuàng)新強(qiáng)省的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與創(chuàng)新強(qiáng)省分工合作、優(yōu)勢互補(bǔ)，創(chuàng)新強(qiáng)省知識溢出與經(jīng)濟(jì)總量較低省域自有知識的有效協(xié)同（蘇屹和林周周，2021）可促進(jìn)其正向空間溢出效應(yīng)。

（二）啟示

（1）在2010—2013 年，長三角省域高創(chuàng)新績效對安徽產(chǎn)生正向空間效應(yīng)使其創(chuàng)新績效由低向高發(fā)展；在2014—2019 年，長三角省域的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)保持平穩(wěn)增強(qiáng)，安徽在該階段創(chuàng)新績效高于全國平均水平且保持高位增長，長三角創(chuàng)新績效整體提升體現(xiàn)出了區(qū)域聯(lián)動發(fā)展的優(yōu)勢。自2004 年國家提出中部崛起戰(zhàn)略后，安徽開始加強(qiáng)與中部地區(qū)多維度合作和承接其產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速較快。同時，由于安徽長期以來受惠于上海、江蘇和浙江，特別是2008 年安徽加入長三角合作機(jī)制以來，與長三角省域在科技創(chuàng)新各領(lǐng)域的合作不斷增強(qiáng)，安徽通過國家科學(xué)中心、科學(xué)城、自主創(chuàng)新示范區(qū)、兩心共創(chuàng)等平臺建設(shè)推進(jìn)區(qū)域間基礎(chǔ)研究和技術(shù)創(chuàng)新合作。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移上，以2016—2018 年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為例，滬蘇浙在皖億元以上在建項(xiàng)目投資15654.7 億元，占全省利用省外資金48%，其中新建10 億元以上大項(xiàng)目270 個，占全省38.5%，為加快推進(jìn)長三角一體化發(fā)展，2019 年和2020 年滬蘇浙在皖投資繼續(xù)保持高位增長，安徽深入?yún)⑴c到長三角發(fā)展分工合作，成為滬蘇浙地區(qū)產(chǎn)業(yè)、資本等向中部轉(zhuǎn)移的重點(diǎn)省域。由于空間、地理和經(jīng)濟(jì)距離的鄰近，滬蘇浙與安徽在區(qū)域原始創(chuàng)新活動、技術(shù)創(chuàng)新活動和成果轉(zhuǎn)化活動中保持緊密聯(lián)系，這些省域與安徽之間創(chuàng)新要素頻繁流動，滬蘇浙創(chuàng)新績效對安徽的發(fā)展具有較強(qiáng)的空間正向溢出效應(yīng)。因此，創(chuàng)新強(qiáng)省滬蘇浙對安徽的輻射和帶動作用進(jìn)一步顯現(xiàn)。

（2）當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過了起飛階段，會具有自我發(fā)展能力，湖北在邁向創(chuàng)新強(qiáng)省的過程中創(chuàng)新績效逐年增長，但自2018 年開始湖北創(chuàng)新績效的提高對鄰近省域開始產(chǎn)生回流效應(yīng)，這表明，該階段湖北處于增長極的極化效應(yīng)階段，該階段的主要特征是科技進(jìn)步、社會變遷、知識進(jìn)化這些要素使發(fā)達(dá)區(qū)域有更大的能力從較弱地區(qū)吸引資本和勞動力（Capello，2006），極化效應(yīng)使創(chuàng)新要素從鄰近省域不斷流向增長極，加大了湖北與鄰近省域創(chuàng)新績效和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩極分化。市場力的作用通常是傾向于擴(kuò)大區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，長三角一體化發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)顯示，政府干預(yù)通過發(fā)揮創(chuàng)新要素的區(qū)域空間溢出效應(yīng)（胡兆廉等，2021）推動創(chuàng)新強(qiáng)省發(fā)揮創(chuàng)新績效的擴(kuò)散作用。因此，為促進(jìn)湖北發(fā)揮創(chuàng)新增長極的擴(kuò)散作用，推動湖北與空間鄰接、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近省域開展原始創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化活動的合作與交流；與空間鄰接、地理距離鄰近且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距大的省域合作開展科技成果的市場化擴(kuò)散與應(yīng)用活動，鼓勵創(chuàng)新要素在區(qū)域間流動，促進(jìn)知識溢出，提高湖北區(qū)域創(chuàng)新績效空間正向溢出效應(yīng)，帶動鄰近省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（3）廣東的經(jīng)濟(jì)總量和創(chuàng)新能力均居全國首位，2010—2019 年廣東創(chuàng)新績效一直保持高位發(fā)展但對鄰近省域卻始終具有回流效應(yīng)，其鄰近省域創(chuàng)新績效一直低位發(fā)展，廣東與鄰近省域之間發(fā)展格局體現(xiàn)為強(qiáng)者越強(qiáng)、弱者越弱的局面。雖然湖南、江西、廣西諸省與廣東地域相連、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系密切、人力資源和資本區(qū)域間流動頻繁，但產(chǎn)業(yè)布局關(guān)聯(lián)度不高，廣東的高勞均產(chǎn)出和收入懸殊讓優(yōu)勢資源進(jìn)一步向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的核心地帶流動，而這進(jìn)一步加劇區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不平衡（吳立軍和李佛關(guān)，2015）。地理距離遠(yuǎn)近是成果轉(zhuǎn)化力促進(jìn)創(chuàng)新績效空間溢出效應(yīng)的關(guān)鍵因素，為發(fā)揮廣東作為創(chuàng)新強(qiáng)省的區(qū)域輻射帶動作用，可將成果轉(zhuǎn)化力的構(gòu)建作為突破口，在廣東與鄰近省域之間合作開展創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化活動，提高省際產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度。技術(shù)創(chuàng)新成果的大規(guī)模商業(yè)化應(yīng)用能力在區(qū)域創(chuàng)新績效中起到更重要的作用（Chen 和Guan，2012），政府支持是提高經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)域創(chuàng)新績效的核心條件（Zhang et al，2020），經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)域創(chuàng)新應(yīng)用初期的成本高于收益，支持創(chuàng)新應(yīng)用的公共成本較高，此刻，支持技術(shù)引進(jìn)的公共政策非常重要（Camagni 和Capello，1998）。因此，在該過程中政府應(yīng)起到重要的協(xié)調(diào)促進(jìn)作用并承擔(dān)公共成本。

（三）不足

①本研究省域創(chuàng)新強(qiáng)省對經(jīng)濟(jì)總量較低省域的創(chuàng)新績效溢出影響，數(shù)據(jù)顆粒度較大，未來應(yīng)以城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證研究結(jié)論；②提出空間鄰接距離、地理距離和經(jīng)濟(jì)距離鄰近促進(jìn)省域創(chuàng)新績效溢出，但是沒有明確三種距離對省域創(chuàng)新績效溢出影響的具體閾值，未來可繼續(xù)討論區(qū)域創(chuàng)新績效空間溢出是否受經(jīng)濟(jì)特征距離、社會文化距離等多維距離的影響及影響閾值；③提出創(chuàng)新強(qiáng)省通過區(qū)域創(chuàng)新三種能力的構(gòu)建提升創(chuàng)新績效對經(jīng)濟(jì)總量較低省域的正向空間溢出效應(yīng)，但未涉及創(chuàng)新強(qiáng)省與不同多維距離省域間區(qū)域聯(lián)合創(chuàng)新的具體路徑策略，這些研究不足有待進(jìn)一步拓展和深化。