作者簡介： 李鑫（1987—），男，湖南澧縣人，博士，中南財經(jīng)政法大學應用經(jīng)濟學在站博士后，湖南財政經(jīng)濟學院財政金融學院講師，研究方向：數(shù)字金融與商業(yè)模式創(chuàng)新；通信作者：朱琳琳（1992—），女，廣西桂林人，長沙理工大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生，研究方向：金融科技與創(chuàng)新管理。

摘 要：基于熵權法測算2016—2020年我國30個?。▍^(qū)、市）眾創(chuàng)空間發(fā)展水平和科技創(chuàng)新水平，構建耦合系統(tǒng)測度眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)同效應，并進一步使用空間自回歸模型探究眾創(chuàng)空間發(fā)展對區(qū)域科技創(chuàng)新的空間影響。結果發(fā)現(xiàn)：區(qū)域科技創(chuàng)新水平評價值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值；眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接促進區(qū)域科技創(chuàng)新，并對科技創(chuàng)新產(chǎn)生空間溢出效應。鑒于此，應完善眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的基礎環(huán)境、樹立戰(zhàn)略目標、提升區(qū)域協(xié)同意識、優(yōu)化資源空間布局，達到實現(xiàn)區(qū)域發(fā)展均衡的目的。

關鍵詞： 眾創(chuàng)空間；科技創(chuàng)新；空間效應；耦合協(xié)調

中圖分類號：F124.3 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2024）06-0111-11

一、引 言

眾創(chuàng)空間是我國實施“雙創(chuàng)”計劃的踐行者，也是《十四五規(guī)劃》“堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展，全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢”的先行者。眾創(chuàng)空間作為新時代中國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的空間經(jīng)濟景觀^［1］，對促進我國經(jīng)濟高質量發(fā)展和提升區(qū)域科技創(chuàng)新水平具有重要的作用。但是我國不同區(qū)域的眾創(chuàng)空間發(fā)展質量參差不齊，出現(xiàn)區(qū)域間科技創(chuàng)新水平失衡和部分區(qū)域科技創(chuàng)新效率低等問題^［2］，導致我國整體科技創(chuàng)新效率長期處于較低水平，更是阻礙了區(qū)域協(xié)同發(fā)展和建設創(chuàng)新型國家目標的實現(xiàn)。因此，從眾創(chuàng)空間發(fā)展視角深入研究我國省域科技創(chuàng)新水平，探究眾創(chuàng)空間發(fā)展對區(qū)域科技創(chuàng)新水平的空間影響效應，衡量眾創(chuàng)空間發(fā)展程度與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調狀態(tài)，對全面提升我國科技創(chuàng)新水平，實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的現(xiàn)實意義。

目前國內外學者從以下幾個方面進行了相關研究：一是對眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的研究。國內外學者對眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的研究從不同的視角進行，有學者從高校主導型、園區(qū)依托型、企業(yè)服務型等維度對眾創(chuàng)空間發(fā)展水平進行評價^［3-5］；也有學者對安徽省、廣東省、長江中下游省市以及雄安新區(qū)和粵港澳大灣區(qū)等不同的區(qū)域進行分析^［6-10］；還有學者基于能力成熟度模型，將眾創(chuàng)空間發(fā)展水平分為初期創(chuàng)意階段、體系初建階段、戰(zhàn)略發(fā)展階段、升級發(fā)展階段、最佳成熟階段等五個階段^［11］，并結合智能化創(chuàng)新系統(tǒng)分析了提升眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的對策^［12］。二是對眾創(chuàng)空間科技創(chuàng)新的空間溢出效應的研究。眾創(chuàng)空間作為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺^［13］，聚集大量的科技創(chuàng)新人才和先進技術，加快科技創(chuàng)新要素的自由流動，逐漸形成了高科技企業(yè)集群^［14］。尤其是在科研經(jīng)費的投入和政策支持^［15］加大方面，眾創(chuàng)空間進一步擴大了科技創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出，促進了相鄰區(qū)域的創(chuàng)新活動。此外，眾創(chuàng)空間發(fā)展需要與不同城市的資源稟賦和產(chǎn)業(yè)分工相結合，形成創(chuàng)新主體之間創(chuàng)新要素的高效流動機制，進而激發(fā)其科技創(chuàng)新的空間溢出^［16］。三是對眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合關系分析。在全球疫情和未來創(chuàng)新全球化的背景下，Kamaruzaman等^［17］提出以共享、協(xié)作、制造作為眾創(chuàng)空間運營核心，形成線上創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺，可以營造良好的共享氛圍^［18］，進一步延伸眾創(chuàng)空間的可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，使不同的用戶接觸數(shù)字智能技術^［19］，提升其科技創(chuàng)新能力及成果轉化能力，進而與區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展之間形成正相關關系^［20-22］。此外，眾創(chuàng)空間能夠為區(qū)域科技創(chuàng)新提供吸引科技人才的環(huán)境和技術，提出了解決科技創(chuàng)新過程中出現(xiàn)問題的創(chuàng)造性方案^［23］，為區(qū)域科技創(chuàng)新提供了直接的現(xiàn)實依據(jù)^［24］。

由上可見，學者探究了眾創(chuàng)空間與區(qū)域科技創(chuàng)新能力的互動機制與內在矛盾，提供解決兩者內在矛盾的具體方案。然而，目前關于眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的研究多從單向視角研究兩者的影響關系，較少關注眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的互動作用?，F(xiàn)有研究樣本較多集中在特定城市和特定區(qū)域，著重聚焦于眾創(chuàng)空間的微觀主體，未能較好突顯總體區(qū)域差異；且對眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的客觀測度較少，一定程度上難以契合雙循環(huán)新發(fā)展格局下所強調的發(fā)揮海量創(chuàng)新資源優(yōu)勢的目標，忽視了由區(qū)域差異所導致的我國在實現(xiàn)眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新邁向更高層次目標上受阻的因素。因此，依據(jù)2016—2020年省級面板數(shù)據(jù)，擬通過構建指標體系以評價我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的程度，利用空間計量模型探究眾創(chuàng)空間對區(qū)域科技創(chuàng)新的影響效應，結合耦合協(xié)調度模型、泰爾指數(shù)和變異系數(shù)，明析兩個系統(tǒng)層的內在邏輯和互動關系，為我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新水平的提升、耦合協(xié)調度的提高、路徑的優(yōu)化，提出可實施的相關建議。

二、理論分析與研究假設

彼德·德魯克（Peter Fuddruckers）在知識管理概念中強調，知識管理的任務是對企業(yè)的顯性知識和隱性知識進行處理，從而實現(xiàn)知識共享與創(chuàng)新的目標^［25］。眾創(chuàng)空間作為知識型企業(yè)，其在知識管理的過程中，不僅僅是幫助創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺吸納科研人員、技術、資金等科研要素，更多是使得這些科研要素能夠通過創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)平臺實現(xiàn)共享并進一步革新，形成一個良性發(fā)展的知識鏈，并在區(qū)域創(chuàng)新企業(yè)間形成交流互鑒的發(fā)展模式，進而反過來幫助眾創(chuàng)空間成為一個具有競爭力的知識型組織。眾創(chuàng)空間作為區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的微生態(tài)環(huán)境，為知識和信息在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)者之間擴散提供載體，極大有利于創(chuàng)業(yè)者的集成創(chuàng)新和協(xié)同創(chuàng)新，從而促進區(qū)域科技創(chuàng)新^［26］。由此提出：

假設1 眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接促進區(qū)域科技創(chuàng)新。

企業(yè)得以永續(xù)發(fā)展的重要因素是形成區(qū)域范圍內的規(guī)模效應。眾創(chuàng)空間發(fā)展水平的提升，一定程度上能夠在區(qū)域內達到規(guī)模經(jīng)濟，為科技創(chuàng)新創(chuàng)造必不可少的發(fā)展條件，以達到眾創(chuàng)空間發(fā)展對鄰近區(qū)域科技創(chuàng)新的溢出效果。眾創(chuàng)空間發(fā)展帶來的區(qū)域科技創(chuàng)新項目增多、專業(yè)運營管理人才匯集、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)服務人員素質整體提升、戰(zhàn)略規(guī)劃有效實施等是科研發(fā)展所需要的優(yōu)勢；反過來，完備的科技創(chuàng)新平臺要素構建，對眾創(chuàng)空間發(fā)展進一步作用于鄰近區(qū)域科技創(chuàng)新具有空間溢出效應。主要表現(xiàn)為，一方面，區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平較高，其人才和技術可以在區(qū)域間形成交流互動，處于眾創(chuàng)空間發(fā)展占優(yōu)的區(qū)域能夠通過示范效應，激勵鄰近區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平向先發(fā)地區(qū)靠攏，為發(fā)展科技創(chuàng)新積蓄力量；另一方面，眾創(chuàng)空間所倡導的信息共享、創(chuàng)新產(chǎn)品與產(chǎn)業(yè)融合等理念，能夠在區(qū)域間形成產(chǎn)業(yè)整合發(fā)展的態(tài)勢，營造區(qū)域間創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，進一步產(chǎn)生對鄰近區(qū)域的空間溢出效應。由此提出：

假設2 眾創(chuàng)空間發(fā)展對科技創(chuàng)新具有空間溢出效應。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)眾創(chuàng)空間發(fā)展的時間點，將時間跨度限定為2016—2020年。由于西藏自治區(qū)與港澳臺地區(qū)部分指標統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，因此，選取我國其余30個?。▍^(qū)、市）（以下以省份代稱）作為研究樣本。所使用的指標數(shù)據(jù)來源于2017—2021年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國火炬統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》等年鑒。為保證不同年份數(shù)據(jù)的可比性，對涉及價格度量的指標數(shù)據(jù)進行平減處理，以消除物價因素的影響。

（二）眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的評價指標體系構建

在構建被解釋變量科技創(chuàng)新水平（lsti）指標體系時，參照我國科學技術部發(fā)布的《中國區(qū)域創(chuàng)新能力檢測報告2019》中對全國各子系統(tǒng)創(chuàng)新能力檢測指標的選取標準，以科技創(chuàng)新的投入^［27］、產(chǎn)出^［28］、人力及儲備4個維度構建評價科技創(chuàng)新水平綜合指標體系。

在構建解釋變量眾創(chuàng)空間發(fā)展水平（ldm）指標體系時，根據(jù)科學技術部印發(fā)的《發(fā)展眾創(chuàng)空間工作指引》，提煉出“從要素融合、建設條件、服務功能、保障措施等方面指導和推動眾創(chuàng)空間科學構建、健康發(fā)展”的宗旨，從發(fā)展能力、服務能力、集聚能力和孵化績效4個維度^{［3，11，29］}構建評價眾創(chuàng)空間發(fā)展運行要素的wUcTgBiOnGC8qBeuoHI2UK/ui0u7OPqRvGvBhmhBvwQ=指標體系。解釋變量與被解釋變量評價指標的選取如表1所示。

在控制變量的選取中，為更好地解釋眾創(chuàng)空間發(fā)展對科技創(chuàng)新的影響，選取對外開放水平（open）、基礎設施水平（infra）、金融發(fā)展水平（finan）作為控制變量。其中，對外開放水平由外商投資總額來表示；基礎設施水平則在由供水總量（萬立方米）、用電總量（億千瓦/時）、人均綠地面積（平方米）、每千人醫(yī)院床位數(shù)（張）、人均道路面積（平方米）和每萬人擁有公共交通車輛數(shù)（標臺）6個變量組成指標體系的基礎上，利用熵權法進行衡量；金融發(fā)展水平由年末金融機構存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示。

為綜合評估眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新水平以及兩者的耦合協(xié)調度，首先，采用標準化對兩系統(tǒng)層原始數(shù)據(jù)進行歸一化處理；其次，為避免主觀因素的干擾，客觀反映各項指標的重要性，采用熵權法^［30-32］對各指標進行確權（如表1所示），并計算系統(tǒng)層的綜合得分。

R=rijm×j×s （1）

式中，R為加權標準化矩陣；rijs=wjbijs，即為標準化矩陣bijs與權重wj的乘積；bijs為第i個省份在第j個指標第s年的標準化數(shù)據(jù)。

（三）空間自相關分析

利用全局空間自相關和局部空間自相關的方法揭示區(qū)域科技創(chuàng)新的空間分布特征。計算公式如下：

I=∑ni=1∑nj=1wijxi－xj－S²∑ni=1∑nj=1wij （2）

ZI=I－EIVARI （3）

Ii=xi－∑nj=1wijxj－

/S² （4）

ZIi=I－EIiVARIi （5）

式中，wij為空間權重矩陣；n為區(qū)域數(shù)量；I和Ii分別為全局和局部Moran’s I，取值區(qū)間為-1至1；若Moran’s I顯著為正，則表示科技創(chuàng)新水平較高（或較低）的區(qū)域在空間上具有集聚特征，若Moran’s I顯著為負，則表示科技創(chuàng)新發(fā)展水平較高（或較低）的區(qū)域在空間上較為分散；空間自相關的顯著性水平通過標準化統(tǒng)計量Z值進行檢驗，當Z＞1.96或P＜0.05時，表明通過顯著性水平檢驗，研究對象存在空間自相關；xi和xj分別表示區(qū)域i和區(qū)域j的觀測值；表示樣本均值；S²表示樣本方差。

（四）空間計量模型

在進行空間自相關檢驗后，若Moran’s I顯著異于0，則表示區(qū)域科技創(chuàng)新具有明顯的空間效應，可進一步進行空間計量模型估計。因此，將區(qū)域科技創(chuàng)新作為被解釋變量，構建空間誤差模型和空間自回歸模型。

空間誤差模型（SEM）包含誤差項之間的交互效應，在模型中加入誤差滯后項，主要描述空間擾動相關。具體模型為：

lnlstiit=β0+Wuit+βXit+εit （6）

空間自回歸模型（SAR）包含內生交互項，在模型中加入被解釋變量的滯后項，主要描述空間實質相關。具體模型為：

lnlstiit=β0+ρWlnlstiit+βXit+εit （7）

以上模型中，lnlstiit表示第i個省份在第t年的科技創(chuàng)新水平評價值，Wuit為空間誤差項，Xit為解釋變量，W為空間權重矩陣（若兩區(qū)域相鄰，則W=1，反之W=0），ρ為空間自回歸系數(shù)，Wlnlstiit為被解釋變量的空間滯后項，εit為隨機擾動項，模型中的被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的數(shù)值取對數(shù)。

（五）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)同效應

“耦合”一詞來源于物理學，表示兩個及以上系統(tǒng)相互影響或作用的關系，耦合度反映多個系統(tǒng)間的相互依賴程度，而協(xié)調度反映多個系統(tǒng)間良性耦合的程度。耦合度模型多被學者用于研究多系統(tǒng)之間的協(xié)同發(fā)展狀況^{［33，34］}。物理學中對耦合度的計算方法存在一定不足，如當子系統(tǒng)水平均為低值時，得出的耦合度可能出現(xiàn)高值。為避免這種情形，研究人員對耦合度計算方法進行改進，構建耦合協(xié)調度模型，得出各子系統(tǒng)間的協(xié)調度。協(xié)調度的取值為[0，1]，協(xié)調度越接近1，說明各子系統(tǒng)間的協(xié)調發(fā)展水平越高；協(xié)調度越接近0，說明各子系統(tǒng)間的協(xié)調程度越低。將科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展分為兩個子系統(tǒng)，建立耦合度模型如下：

C=2×lsti×ldm¹²lsti+ldm（8）

其中，C為耦合度，lsti、ldm分別表示由熵權法計算出的科技創(chuàng)新、眾創(chuàng)空間發(fā)展的綜合評價指數(shù)。由此，進一步構建耦合協(xié)調度模型：

D=C×T （9）

T=αlsti+βldm （10）

其中，D表示耦合協(xié)調度，T表示兩個子系統(tǒng)綜合評價指數(shù)；α、β均為待定系數(shù)，本研究所測度的科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展的兩個子系統(tǒng)發(fā)展水平評價值處于同等重要的地位，因此，令α=β=0.5。耦合協(xié)調度是耦合相互關系中良性耦合程度的大小。耦合度越大，則表明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的耦合協(xié)調性越好；耦合度越小，則表明各評價維度之間的耦合協(xié)調性越差。

（六）不同區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的子系統(tǒng)耦合協(xié)調度差異測度

泰爾系數(shù)常用于衡量個體或者地區(qū)間的不平等度，其優(yōu)點在于可以進行空間分解，進而比較區(qū)域組間差異和區(qū)域組內差異，實現(xiàn)組間和組內差異對總體差異貢獻程度的測量^［35］，幫助進一步測度眾創(chuàng)空間發(fā)展與不同區(qū)域科技創(chuàng)新子系統(tǒng)協(xié)調性差異。變異系數(shù)是衡量各觀測值變異程度的統(tǒng)計指標，可以考察眾創(chuàng)空間發(fā)展與不同區(qū)域科技創(chuàng)新子系統(tǒng)耦合協(xié)調度偏離整體協(xié)調性的情況。因此，分別計算泰爾系數(shù)、變異系數(shù)，以衡量不同區(qū)域的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新子系統(tǒng)協(xié)調度差異情況，評價兩者在環(huán)境建設方面的異同。其中，泰爾系數(shù)計算方法如下（本文采取協(xié)同度比重加權方式）：

Ts=∑ni=1yislogyispis （11）

其中，Ts表示s時刻的泰爾系數(shù)，yis表示i省份在s時刻的眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)同度，n表示總省份數(shù)，pis表示i省份在s時刻的人口數(shù)量與整體總數(shù)量之比。此外，根據(jù)東、中、西區(qū)域的劃分，對泰爾系數(shù)進行分解，分別計算組內差距（區(qū)域內部協(xié)同度差距）與組間差距（區(qū)域間協(xié)同度差距）。

變異系數(shù)計算方法如下：

CVs=∑ni=1yis－s²ns （12）

其中，CVs表示s時刻的變異系數(shù)，yis表示i省份在s時刻的眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)同度，s表示s時刻樣本協(xié)同度均值。

四、實證分析

（一）整體評價

根據(jù)科技創(chuàng)新和眾創(chuàng)空間發(fā)展運行指標要素體系，采用熵權法得到各級指標的權重（如表1所示），并進一步測算出我國眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值和區(qū)域科技創(chuàng)新水平評價值（如表2所示）。

由表2可知，在觀測期內的科技創(chuàng)新水平評價值與眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值均呈現(xiàn)出波動增長的趨勢，科技創(chuàng)新水平評價值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值，但眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值的增長速度快于科技創(chuàng)新水平評價值。就區(qū)域眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值而言，北京、廣東、江蘇等地具有較好的眾創(chuàng)空間發(fā)展平臺，具有較強的眾創(chuàng)空間發(fā)展、服務、集聚和孵化能力。天津眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值在2016年位居第5，但2017年之后排名出現(xiàn)明顯的下降趨勢，至2020年排名降至第16名，說明天津在初期具有較好的眾創(chuàng)空間發(fā)展基礎并且眾創(chuàng)空間建設也處于全國領先地位，但之后其眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值呈明顯的下降態(tài)勢。湖南2016年眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值為0.0557，在30個省份中排第22名，但至2020年，其眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值實現(xiàn)66.10%的增長。在觀測期內，眾創(chuàng)空間發(fā)展的集聚能力和孵化績效的發(fā)揮可能存在一定的時滯性，使得眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值呈現(xiàn)波動增長的趨勢。就區(qū)域科技創(chuàng)新水平評價值而言，廣東、江蘇、山東等地具有較好的科技創(chuàng)新基礎，其在科技創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、人力輸入、創(chuàng)新儲備等方面的要素投入存在絕對優(yōu)勢。青海的科技創(chuàng)新水平評價值處于30個省份的末位，但其2016—2020年的增長速度為95.45%，是被觀測省份中增速最快的省份。天津和黑龍江在2016—2020年的科技創(chuàng)新水平評價值增速為負，且兩者2020年的評價值在30個省份中的排名較2016年有所下降。

（二）眾創(chuàng)空間發(fā)展對區(qū)域科技創(chuàng)新空間影響因素的效應評估

構建全局空間自相關檢驗是建立空間計量模型估計的前提。由表3可知，區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的全局Moran’s I均為正，且所有年份的Moran’s I在5%顯著性水平下通過檢驗，說明區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展具有空間正相關性。

為進一步測度科技創(chuàng)新在空間上的集聚情況并呈現(xiàn)出區(qū)域間的異質性，研究利用局部Moran’s I進行自相關檢驗。其中2016年、2018年和2020年區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的局部空間集聚模式如圖1所示。

通過圖1可直觀觀測區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的空間集聚特征。總體來看，在觀測期內區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的聚集性沒有發(fā)生明顯的變化，總體呈現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展局勢；省份主要分布于第一、三象限，表明變量相似值集聚呈現(xiàn)空間極化態(tài)勢，具有正的空間自相關性。進一步地，湖南、安徽、上海、河南、浙江、山東、江蘇和湖北位于第一象限，表明科技創(chuàng)新程度高的省份被其他具有科技創(chuàng)新發(fā)展優(yōu)勢的地區(qū)所包圍，呈現(xiàn)出“高—高”集聚的空間特征。這些地區(qū)影響了周邊區(qū)域在科技創(chuàng)新領域的投入、產(chǎn)出、人力分配、創(chuàng)新儲備等方面的提升；重慶、陜西、貴州、云南、吉林、內蒙古、甘肅、青海、寧夏、新疆、黑龍江、遼寧和陜西位于第三象限，表明這些地區(qū)的科技創(chuàng)新發(fā)展水平較低，呈現(xiàn)出“低—低”集聚的空間特征，難以帶動周邊區(qū)域科技創(chuàng)新的發(fā)展。其中，“高—高”集聚區(qū)域數(shù)量相較于“低—低”集聚區(qū)域數(shù)量較少，且具有“高—高”集聚特征的省份主要集中于東部和中部地區(qū)。我國東部和中部地區(qū)具有較好的科技創(chuàng)新基礎、較為合理的產(chǎn)業(yè)結構體系，在科技創(chuàng)新投入、人才培養(yǎng)等方面具有先發(fā)優(yōu)勢。而科技創(chuàng)新水平相對較低的西部地區(qū)，由于受到地理條件制約、科技創(chuàng)新資源錯配、人文發(fā)展差異等因素的影響，其科技創(chuàng)新提升受限。

為進一步確定被解釋變量的模型，需要對一般性空間計量模型進行LM檢驗、R-LM檢驗、Hausman檢驗和LR檢驗，根據(jù)檢驗結果選取合適的模型。首先，對模型進行LM檢驗和R-LM檢驗（如表4所示）。結果表明，SEM模型未通過兩種檢驗；SLM模型則在10%顯著性水平下通過LM檢驗，在5%顯著性水平下通過R-LM檢驗。因此，選擇SLM模型。其次，對SLM模型進行Hausman檢驗（如表5所示），以判定選擇固定效應模型還是隨機效應模型。Hausman檢驗值與P值為17.27（0.004），表明通過顯著性檢驗，因此，選擇固定效應模型。最后，對模型進行LR檢驗，以判定固定效應模型的類別。表5結果顯示，空間固定效應模型和雙固定效應模型均未通過顯著性檢驗，時間固定效應模型則表現(xiàn)為在5%顯著性水平下通過檢驗。因此，選擇時間固定效應的空間自回歸模型來評估區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的影響因素及其大小。

空間計量模型自變量的效應評估是空間計量分析的重要內容，包括直接效應、間接效應和總效應三個方面的評估結果。其中，直接效應表示本地區(qū)的解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響大小，間接效應表示臨近地區(qū)的解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響情況，總效應表示直接效應與間接效應的影響之和。表6結果顯示，眾創(chuàng)空間發(fā)展水平對科技創(chuàng)新的直接效應在1%的顯著性水平上為正，說明隨著眾創(chuàng)空間服務能力、集聚能力、孵化水平的提升，一定程度上為科技創(chuàng)新營造了良好的發(fā)展氛圍。眾創(chuàng)空間的間接效應在5%的顯著性水平上為正，一方面說明眾創(chuàng)空間發(fā)展水平較高的區(qū)域，能夠通過眾創(chuàng)空間的人才、技術等要素向周邊地區(qū)溢出，形成對周邊地區(qū)的示范效應；另一方面說明，在周邊地區(qū)眾創(chuàng)空間發(fā)展水平提升的情況下，本地區(qū)會進一步優(yōu)化眾創(chuàng)空間發(fā)展環(huán)境，通過比較優(yōu)勢的發(fā)揮推動本地區(qū)科技創(chuàng)新水平的提升，形成競爭效應。因此，從核心解釋變量的直接效應和間接效應的顯著性可以證實假設1和假設2成立。

從控制變量來看，對外開放水平的直接效應和間接效應均顯著。對外開放水平的提高，一定程度上能夠利用外部資源，提供科技創(chuàng)新所必要的人力、物力資源，增加區(qū)域科技創(chuàng)新產(chǎn)出；相應地，周邊地區(qū)對外開放水平的提升能夠吸收更多先進的技術和管理理念，形成示范作用并能夠被周邊地區(qū)學習和借鑒?；A設施水平的直接效應顯著，但間接效應不顯著?；A設施水平的提升為科技創(chuàng)新的發(fā)展提供優(yōu)質的硬環(huán)境，一定程度上能夠滿足科技創(chuàng)新所需要的基礎設施完備性要求；但基礎設施往往服務于本地區(qū)，具有不可遷移的特征，因此間接效應難以發(fā)揮。金融發(fā)展水平的直接效應顯著為負，間接效應系數(shù)為負但不顯著。一方面，金融投資項目通常以投資收益最大化作為投資的目標，而科技創(chuàng)新具有成本高、風險大、周期長等投資弊端，并不利于吸納投資型資金要素在科技創(chuàng)新領域的投入；另一方面，市場上金融資源配置不均會導致現(xiàn)有金融結構未能有效配置科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)，因此，受制于投資偏好和金融資源的配置效率，金融投資水平對區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生顯著的負向影響^［36］。而周邊地區(qū)金融投資資金，更傾向于流向當?shù)匕l(fā)展前景較優(yōu)的項目，使得間接效應不顯著。

（三）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度的時空分析

根據(jù)余永琦等^［37］、劉苗苗等^［38］、高志遠等^［39］學者對耦合協(xié)調度的類型劃分，將耦合協(xié)調度劃分為10個等級（如表7所示）。

為觀測眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)同水平的時空演變趨勢，采用ArcGIS 10.2分別繪制2016年、2018年和2020年眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調情況示意圖①，以進一步呈現(xiàn)出二者在觀測期初期、中期和末期耦合協(xié)調度的變化趨勢①。

基于時間維度，眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度呈總體上升的趨勢。在觀測期內，全國范圍內的耦合協(xié)調等級為4，程度為輕度失調，處于勉強接受區(qū)間。東部地區(qū)的耦合協(xié)調度處于等級5向等級6的躍升，中部地區(qū)和西部地區(qū)的耦合協(xié)調度分別處于等級4和等級3。東部地區(qū)的耦合協(xié)調程度較好，西部地區(qū)除重慶、四川和陜西外，其他省份的耦合協(xié)調程度均處于不可接受的區(qū)間。這說明東部地區(qū)擁有較好的科技創(chuàng)新資源和較完善的眾創(chuàng)空間平臺，科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層通過不斷的內部調整，協(xié)調程度逐漸得到優(yōu)化。從區(qū)域角度而言，廣東眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度處于全國領先水平，耦合協(xié)調等級從2016年的等級7逐漸躍升至2020年的等級9。北京、江蘇和浙江的耦合協(xié)調程度均從2016年的勉強接受區(qū)間提高至可接受區(qū)間。其中，浙江在觀測期內的耦合協(xié)調度增幅達到24.81%，高于全國總體水平。天津、內蒙古、吉林、黑龍江和甘肅的耦合協(xié)調度在觀測期內存在負增長的趨勢，主要原因是這些省份的社會經(jīng)濟發(fā)展側重點有所不同，科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層的相互影響條件尚未成熟。

基于空間維度，我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度存在顯著的空間差異，整體上呈現(xiàn)為從東至西、從沿海至內陸逐漸降低的演變趨勢。從整體上看，東部地區(qū)除廣西和海南外，其余省份的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度較早進入勉強接受區(qū)間，而中部和西部地區(qū)的吉林、黑龍江、貴州、甘肅、青海、寧夏和新疆的耦合協(xié)調度則在觀測期內一直處于不可接受區(qū)間。沿海地區(qū)的江蘇、浙江和廣東的耦合協(xié)調度在2020年處于可接受區(qū)間。遼寧、河北、天津、山東、上海和福建的耦合協(xié)調度處于勉強接受區(qū)間。相較于長期處于極度失調的青海和嚴重失調的寧夏而言，沿海區(qū)域的科技創(chuàng)新系統(tǒng)層與眾創(chuàng)空間發(fā)展系統(tǒng)層能夠不斷產(chǎn)生相互作用，并形成正向反饋，促進兩個系統(tǒng)層的良性互動。

為進一步分析2016—2020年我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調效應，采用上述30個省份的耦合協(xié)調度均值進行分析。由圖2可知，30個省份眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度整體穩(wěn)步提升，但提升幅度較小，僅從0.3445上升至0.3990，與耦合協(xié)調度較高的北京、廣東、江蘇、浙江等地形成較大差距。這說明我國各省份眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調效應呈現(xiàn)出較明顯的地區(qū)失衡特征。

（四）耦合協(xié)調度的差異性分析

為保證結果的準確性，采用泰爾系數(shù)反映眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調效應的差異性，并利用變異系數(shù)進行收斂性分析。圖3顯示出2016—2020年我國眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度的泰爾指數(shù)及分解結果，圖4顯示出變異系數(shù)與總泰爾指數(shù)的變化趨勢。

由圖3可知，2016—2020年總泰爾指數(shù)在0.0421至0.0472之間波動，并呈現(xiàn)出波動下降的趨勢，說明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新之間的區(qū)域差距存在波動幅度縮小的發(fā)展態(tài)勢。進一步地，根據(jù)我國三大經(jīng)濟帶的經(jīng)濟區(qū)域劃分方法，分別測度我國東部、中部和西部三大經(jīng)濟帶之間的泰爾指數(shù)組內差距和組間差距。其中，組內差距反映三大經(jīng)濟帶內各省份之間耦合協(xié)調度差異，組間差距反映三大經(jīng)濟帶之間的耦合協(xié)調度差異。圖3顯示，組內差距明顯大于組間差距，說明總泰爾指數(shù)主要受組內差距影響。相較于三大經(jīng)濟帶間的眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度的差異，區(qū)域內各省份之間耦合協(xié)調度存在的差異更為明顯。結合上文耦合協(xié)調的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，即使同為東部經(jīng)濟帶，2020年北京耦合協(xié)調等級為8，而海南和廣西的等級分別為2級和3級，即耦合協(xié)調度在區(qū)域內存在較大差異，一定程度上反映出眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的協(xié)調程度存在空間失衡的情況。

由圖4變異系數(shù)和總泰爾指數(shù)的對比情況可知，兩者呈反向發(fā)展的趨勢。對變異系數(shù)進一步分析可以發(fā)現(xiàn)，整體的變異系數(shù)從2016年的0.4342增長到2020年的0.4567，保持向上增長的趨勢。其中2017—2019年的增長速度較快，說明眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度存在區(qū)域差異，且差異在觀測期內逐漸增大。對總泰爾指數(shù)進一步分析發(fā)現(xiàn)，總泰爾指數(shù)具有明顯的波動下降特征，且2016—2017年的下降速度高于2019—2020年，在整個觀測期間呈現(xiàn)出先降后升再降的趨勢，說明耦合協(xié)調度在區(qū)域間的差異波動在減小。

五、結論與建議

依據(jù)我國30個省份2016—2020年數(shù)據(jù)，基于熵權法，測量區(qū)域科技創(chuàng)新水平評價值和眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值，運用控制時間效應的空間自回歸模型，考量眾創(chuàng)空間發(fā)展對區(qū)域科技創(chuàng)新的空間影響，結合眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度，分析耦合協(xié)調的差異性和時空分布特征。結果顯示：（1）區(qū)域科技創(chuàng)新水平評價值總體高于眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值，而眾創(chuàng)空間發(fā)展水平評價值提升速度更快。（2）眾創(chuàng)空間發(fā)展能夠直接作用于區(qū)域科技創(chuàng)新，并對科技創(chuàng)新產(chǎn)生空間溢出效應。（3）眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調度呈總體上升的趨勢，耦合協(xié)調度總體屬于輕度失調，并存在較明顯的由東至西、從沿海至內陸逐漸降低的地區(qū)失衡特征。（4）科技創(chuàng)新耦合協(xié)調度演變趨勢主要受到組間差異影響，且差異波動在減小。

建議：（1）完善眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的基礎環(huán)境，強化經(jīng)濟激勵手段與政策導向措施。一方面，提升科技創(chuàng)新水平，營造眾創(chuàng)空間基礎環(huán)境，需要輸入穩(wěn)定的投資資金，采取必要的經(jīng)濟激勵手段，鼓勵多渠道資金的流入，滿足科技創(chuàng)新發(fā)展過程中對專項資金的需求。另一方面，通過完善政府政策導向措施，調整產(chǎn)業(yè)結構、鼓勵高校重視創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，營造萬眾創(chuàng)新的市場氛圍。 （2） 確立眾創(chuàng)空間對科技創(chuàng)新戰(zhàn)略目標，發(fā)揮科技創(chuàng)新對現(xiàn)代化發(fā)展的推動作用。一方面，推動眾創(chuàng)空間內部企業(yè)的業(yè)務對接，構建區(qū)域間相互聯(lián)動的創(chuàng)業(yè)生態(tài)圈，在眾創(chuàng)空間可持續(xù)發(fā)展過程中，催生出科技創(chuàng)新的新增長發(fā)展模式。另一方面，發(fā)揮眾創(chuàng)空間的科創(chuàng)文化精神，擴大優(yōu)勢地區(qū)眾創(chuàng)空間的輻射作用，進一步激發(fā)出眾創(chuàng)空間的空間溢出效應，促進周邊區(qū)域創(chuàng)新資源流通與擴散。（3）提升眾創(chuàng)空間發(fā)展與區(qū)域科技創(chuàng)新的協(xié)同意識，注重系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展。一方面，貫徹落實創(chuàng)新發(fā)展理念，把提高區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力放在首位，以建設高質量眾創(chuàng)空間為目標，總體上提升眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的耦合協(xié)調效應。另一方面，引導科技創(chuàng)新技術與眾創(chuàng)空間平臺對接，為眾創(chuàng)空間平臺建設提供技術支撐，從而優(yōu)化眾創(chuàng)空間的服務能力，延伸眾創(chuàng)空間的影響范圍，助力西部地區(qū)和內陸地區(qū)共享眾創(chuàng)空間資源，最終實現(xiàn)區(qū)域內兩者系統(tǒng)協(xié)同發(fā)展。（4）優(yōu)化科技創(chuàng)新與眾創(chuàng)空間平臺建設的空間布局，實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。一方面，我國中西部及內陸地區(qū)通過優(yōu)化人才引進政策，吸引科技人才落戶、提升區(qū)域科技人才儲備的數(shù)量和質量；加快造就大批德才兼?zhèn)涞母咚刭|人才，完善本土人才戰(zhàn)略布局。另一方面，合理分配科技創(chuàng)新與眾創(chuàng)空間建設資源，避免耦合協(xié)調度高的地區(qū)出現(xiàn)眾創(chuàng)空間發(fā)展與科技創(chuàng)新的無序化競爭；借助區(qū)域內優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，形成特色產(chǎn)業(yè)與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的良性互動，催生區(qū)域經(jīng)濟新增長模式。

注釋：

① 限于篇幅，相關示意圖未顯示，備索。

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（責任編輯：鐘瑤，鄒彬）

Spatial Impact of the Development of Makerspace

on Regional Science and Technology Innovation and Its

Coupling and Coordination Analysis

LI Xin^1，2，ZHU Linlin3

（1. Wenlan School of Business， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan，Hubei 430073， China；

2. School of Finance & Economics， Hunan University of Finance and Economics， Changsha， Hunan 410205， China;

3. School of Economic & Management， Changsha University of Science & Technology， Changsha， Hunan 410076， China）

Abstract：Based on the entropy weight method， the development level of mass maker space and the level of scientific and technological innovation in 30 provinces （autonomous regions and municipalities） in China from 2016 to 2020 are measured. A coupled system is constructed to measure the coupling synergistic effect between mass maker space development and regional scientific and technological innovation， and the spatial auto regressive model is further used to explore the spatial impact of mass maker space development on regional scientific and technological innovation. The results show that the evaluation value of regional scientific and technological innovation level is generally higher than that of the development level of mass maker space. The development of mass maker space can directly promote regional scientific and technological innovation， and produce spatial spillover effects on scientific and technological innovation. In view of this， it is necessary to improve the basic environment for the development of mass maker space and scientific and technological innovation， establish strategic goals， enhance regional synergy awareness， optimize the spatial distribution of resources， and achieve the purpose of achieving balanced regional development.

Key words：mass maker space; scientific and technological innovation; spatial effect; coupling coordination