中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異測算及其影響因素

呂承超　張學(xué)民

摘要：利用空間分析、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)及其分解的方法，描述中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間分布特征和發(fā)展趨勢，分析區(qū)域差異演變態(tài)勢及其形成機制，在此基礎(chǔ)上對影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異因素進行實證研究。結(jié)果表明：雖然中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在2000—2011年間發(fā)展迅速，但區(qū)域發(fā)展不均衡，呈現(xiàn)東、中、西部不斷遞減態(tài)勢。然而這種區(qū)域差異在2003年以后逐步減弱，主要原因是醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器制造業(yè)的貢獻以及區(qū)域內(nèi)部差異的減小。動態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM估計表明，從業(yè)人員年平均人數(shù)、教育經(jīng)費、產(chǎn)業(yè)投資額和循環(huán)累計效應(yīng)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長具有顯著的正向作用，而研發(fā)費用對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到了較弱的負面作用。

關(guān)鍵詞：中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；區(qū)域差異；基尼系數(shù)；泰爾指數(shù)；動態(tài)面板數(shù)據(jù)

文章編號：2095-5960（2015）04-0073-13；中圖分類號：F429.9；文獻標識碼：A

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)以高新技術(shù)作為基礎(chǔ)，主要是從事高新技術(shù)產(chǎn)品研發(fā)、技術(shù)創(chuàng)新和服務(wù)的行業(yè)，具有較高的經(jīng)濟效益和社會效益。中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從20世紀50年代開始，培育了眾多高新技術(shù)企業(yè)，推動了新的技術(shù)創(chuàng)新和科技發(fā)展，促進了中國新經(jīng)濟的增長和社會持續(xù)發(fā)展。1988年，以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)和創(chuàng)業(yè)服務(wù)中心為目標的規(guī)劃，列入了中國國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展計劃——火炬計劃。1991—2012年，國務(wù)院先后批準建立了105個國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，極大地推動了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。雖然，當前中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)處于快速發(fā)展階段，然而，從宏觀層面和世界范圍來看，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)仍然處于初期水平，產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在區(qū)域差異和非均衡的狀態(tài)。因此，本文在此基礎(chǔ)上，研究目前中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域分布特征及發(fā)展現(xiàn)狀，探究中國31省、市、自治區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展差異，進而分析中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在區(qū)域不均衡的原因，從而完善中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)理論，為中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供決策依據(jù)。

一、文獻綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究主要集中在以下幾個方面：

（一）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響因素研究

首先，外商直接投資會影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。國內(nèi)外學(xué)者主要持有兩種觀點：一種是“促進論”，另一種是“阻礙論”。其中，Blomstrom認為外商直接投資的溢出效應(yīng)對內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進步和技術(shù)效率具有提升作用[1]，而Girma（2007）認為還應(yīng)考慮溢出效應(yīng)的空間因素，即外商直接投資對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)在地理上是存在局限性的。[2]沈坤榮等（2009）從個人收益和社會收益兩個方面測度了技術(shù)外溢對研發(fā)收益外溢的影響程度后，發(fā)現(xiàn)外資企業(yè)的技術(shù)外溢對于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展是不顯著的。[3]

其次，研發(fā)活動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)會有影響。Parisi 等（2002）認為固定資本的積累推動了生產(chǎn)過程的創(chuàng)新，研發(fā)活動則推動了產(chǎn)品的創(chuàng)新，增強了對新技術(shù)的吸收能力，也進一步促進了產(chǎn)出的增長。[4]盧方元等（2011）認為研發(fā)投入對高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出增長促進作用明顯，并且研發(fā)人員貢獻要大于研發(fā)經(jīng)費。[5]劉煥鵬等認為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)能力與技術(shù)引進對創(chuàng)新績效具有顯著的正面影響，且研發(fā)能力對創(chuàng)新績效的影響強于技術(shù)引進。[6]

最后，財稅和金融政策會影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。柳劍平（2005）通過建立三階段博弈的模型，發(fā)現(xiàn)當研發(fā)溢出程度高時，政府應(yīng)對企業(yè)采取給予研發(fā)補貼和生產(chǎn)補貼的政策；研發(fā)溢出程度低時，政府對企業(yè)在采取補貼政策的同時也要對其研發(fā)活動征稅，最終以達到社會需要的研發(fā)活動水平。[7]Audretsch 等（2004）以德國公司作為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)容易得到風險資本而非銀行支持的更多是小型和創(chuàng)新型的公司，雖然風險資本和銀行貸款都能對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的增長起到促進作用，但風險資本的作用更顯著。[8]

（二）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)貢獻研究

Bonardi等（2003）認為高技術(shù)市場存在明顯的“網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”，消費者在購買核心產(chǎn)品的同時也會購買其互補產(chǎn)品或附屬產(chǎn)品，這使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)能夠帶動附屬產(chǎn)品行業(yè)的快速發(fā)展。[9]劉定平（2007）認為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對我國經(jīng)濟產(chǎn)出增長的邊際貢獻率很高，而且影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)都很大，對我國經(jīng)濟增長和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展都起到了重大作用。[10]Hauknes等（2009）對技術(shù)密集型國家（瑞典、德國、法國和美國等）高技術(shù)和低技術(shù)行業(yè)之間存在的直接和間接的部門關(guān)聯(lián)和知識溢出效應(yīng)研究后，認為知識流動及其產(chǎn)生的溢出效應(yīng)是存在的，并對產(chǎn)出增長有重要意義。[11]

（三）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)評價研究

王曉婧（2007）和官建成等（2009）分別對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與吸收能力、規(guī)模與發(fā)展速度等進行了測度，依照其發(fā)展水平做出了排序和分類[12]，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率一直在不斷改善，但規(guī)模效率卻在逐漸降低。[13]此外，高昌林等（2003）將美、英、日與我國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對比后，認為在產(chǎn)值規(guī)模和出口總量上我國與美國等還存在著較大差距，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在制造業(yè)中的比重和研發(fā)投入量均低于美、英、日等發(fā)達國家。[14]Porter（2009）對中、美高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力進行測度后發(fā)現(xiàn)，雖然2007年中國躍居成為世界高技術(shù)產(chǎn)業(yè)第一大國，但將競爭力指數(shù)按照國家規(guī)模標準化，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)僅排在世界第54位，這說明了中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模雖大，但競爭力較弱的現(xiàn)狀。[15]

（四）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間研究

王輯慈（2001）系統(tǒng)地概括了產(chǎn)業(yè)集聚理論，著重評價了經(jīng)濟地理學(xué)研究的新產(chǎn)業(yè)區(qū)理論，分析了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚現(xiàn)象，同時也討論了產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系。[16]王錚等（2005）對形成高技術(shù)產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)的區(qū)位因子研究發(fā)現(xiàn)，聚集區(qū)形成的決定性區(qū)位因子是人力資本、知識溢出環(huán)境和氣候條件，聚集區(qū)發(fā)展的輔助性區(qū)位因子是供應(yīng)鏈環(huán)境、交通條件和商貿(mào)環(huán)境。[17]孫玉濤等（2011）對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)分別進行了實證研究，認為外部引進規(guī)模擴張是中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要模式。[18]

綜上所述，雖然關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的已有研究比較豐富，但對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異及影響因素方面的研究卻很少，這正是本文試圖完善的領(lǐng)域。因此，本文首先利用地理信息系統(tǒng)（GIS）進行空間分析，探究我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間分布特征及發(fā)展趨勢，然后利用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)方法對我國2000—2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異進行研究，并基于行業(yè)產(chǎn)值對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)基尼系數(shù)進行分解，分析行業(yè)發(fā)展和區(qū)域差異的作用關(guān)系，同時采用泰爾指數(shù)分解方法討論東中西三大區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)差異對總體差異的貢獻作用。在此基礎(chǔ)上，本文提出影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異的因素，并利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響因素進行了實證檢驗，以討論高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異形成機制問題。

二、相關(guān)理論基礎(chǔ)

（一）基尼系數(shù)的測算及分解方法

在已有的文獻中，許多文章對基尼系數(shù)的計算和分解提出了不同的算法和公式，Yao對這些文獻進行了梳理并指出，不同的方法均存在著其自身的優(yōu)缺點，一些計算公式不僅復(fù)雜而且不實用，另一些則是難于分解或是有偏估計。[19]在她的論文中，Yao對基尼系數(shù)的計算和分解給出了一種簡便易行的方法，而且這種方法可以用于分解不均等分組數(shù)據(jù)。由于本文中各省的企業(yè)數(shù)量并不相等，屬于不均等的分組數(shù)據(jù)，因此本文對基尼系數(shù)的計算和分解將采用 Yao 的方法。

1.基尼系數(shù)計算公式

將全國按照相應(yīng)的省份分成n組，wi代表第i省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的當年價總產(chǎn)值的份額，mif代表第i省的高技術(shù)企業(yè)的當年價平均總產(chǎn)值， pif代表第i省的高技術(shù)企業(yè)頻數(shù)，i=1，2，…，n。對全國各省按照企業(yè)平均總產(chǎn)值mif從小到大排序后，基尼系數(shù)G的計算公式如下：

2.按行業(yè)產(chǎn)值的基尼系數(shù)分解方法

每個省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的當年價總產(chǎn)值可以按照高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的行業(yè)不同分為F種行業(yè)產(chǎn)值（f=1，2，…，F(xiàn)），令Cf為第f種產(chǎn)值來源的集中率，uf和u分別為各產(chǎn)值來源的企業(yè)平均值和總產(chǎn)值的企業(yè)平均值，wf=uf/u表示產(chǎn)值來源f在總產(chǎn)值中的比重，則Cf可以由下式計算：

其中，Qfif是行業(yè)產(chǎn)值f從1到i的累積產(chǎn)值比重。令mfif為第i個省的企業(yè)平均f產(chǎn)值，則wfi=pif×mfif/uf是第i個省的f產(chǎn)值在總的f產(chǎn)值來源中的比重。在計算Cf時，全國各省仍然是按企業(yè)平均總產(chǎn)值mif由小到大進行排序。

在獲得了f個行業(yè)產(chǎn)值各自的集中率后，全國各省的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分布的基尼系數(shù)G可以按照下式計算而得：

如果計算出來的shGf為負，表示該項行業(yè)產(chǎn)值對總產(chǎn)值不均等的貢獻為負，即起到了一定的產(chǎn)值均等化作用；反之，如果為正，則表示該項行業(yè)產(chǎn)值對總產(chǎn)值不均等的貢獻為正，沒有起到均等產(chǎn)值的作用，反而拉大了產(chǎn)值差異。

（二）Theil指數(shù)測算及分解方法

泰爾指數(shù)利用信息理論熵的概念來計算個人或地區(qū)收入差距。泰爾指數(shù)的值越大，差距越大。本文用Theil指數(shù)構(gòu)造我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域差異程度Theil系數(shù)（T），計算公式如下：

其中，Yij代表i地區(qū)中j省的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值，Y為全國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值，Nij代表i地區(qū)中j省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)數(shù)量，N為全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)量。如果定義Ti為i地區(qū)內(nèi)各省之間的差異，則：

其中，Yi和Ni分別是i地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值和企業(yè)數(shù)量。同時定義TBR和TWR分別為地區(qū)之間的差異和地區(qū)內(nèi)的差異，則：

上述泰爾指數(shù)的計算公式適用于對兩次分組的數(shù)據(jù)加以處理，即某一產(chǎn)值單元又分為了若干亞產(chǎn)值單元。公式（8）是計算整體產(chǎn)值的泰爾指數(shù)，公式（9）是計算每個基本單元產(chǎn)值的單元內(nèi)泰爾指數(shù)，公式（10）是計算組間泰爾指數(shù)，公式（11）是計算組內(nèi)泰爾指數(shù)。

三、中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異測算及分解

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

世界經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）通過測算產(chǎn)業(yè)的技術(shù)含量指標，將成員國的產(chǎn)業(yè)按照技術(shù)含量水平分為4類：低技術(shù)產(chǎn)業(yè)、中低技術(shù)產(chǎn)業(yè)、中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。2002年，國家統(tǒng)計局依照OECD2001年的標準，統(tǒng)一了我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新分類的口徑，即研發(fā)投入占銷售收入比率達8%—10%的產(chǎn)業(yè)。根據(jù)現(xiàn)有國情，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括醫(yī)療及儀器儀表制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)。本文中使用的數(shù)據(jù)來源于2000—2011年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，本文在計量分析中所用數(shù)據(jù)包括各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值，各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)量，各省醫(yī)療及儀器儀表制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)的當年價總產(chǎn)值。在本文中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、遼寧、江蘇、浙江、上海、廣東、福建和海南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、四川、貴州、重慶、云南、青海、寧夏、新疆、廣西、西藏；中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、河南、湖北、湖南、江西。

（二）中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

1.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的GIS空間分析

本文使用地理信息系統(tǒng)（GIS）的可視化繪圖方法，繪制了2011年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值分布（圖1）和數(shù)量分布（圖2）狀況。從圖中可看出，不論是高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值還是數(shù)量，東部地區(qū)都占據(jù)了絕對的優(yōu)勢，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布呈現(xiàn)出從東部、中部地區(qū)向中西部地區(qū)遞減的態(tài)勢，其中江蘇、廣東、山東、浙江無論是在產(chǎn)值還是數(shù)量上都處于前列。

圖12011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值分布圖圖22011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的數(shù)量分布圖2.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢

表1給出了2000—2011年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本概況。從中可以看出：當年價總產(chǎn)值一直表現(xiàn)出逐年增加的態(tài)勢，從2000年的10411.49億元上升到2011年的88433.85億元，年平均增長19.52%。高技術(shù)企業(yè)數(shù)量也一直呈現(xiàn)出較快增長的態(tài)勢，其中，企業(yè)數(shù)量年平均增長7.53%，單位企業(yè)產(chǎn)值年均增長12.94%。

表2是我國東、中、西部地區(qū)2000—2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的當年價總產(chǎn)值和企業(yè)數(shù)量占比情況。可以發(fā)現(xiàn)：東部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)值和數(shù)量上都占據(jù)了絕對優(yōu)勢，其中，產(chǎn)值占比基本保持在70%—80%左右；中西部地區(qū)的產(chǎn)值和數(shù)量則明顯處于弱勢地位，尤其是西部地區(qū)，基本處在10%以下。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布呈現(xiàn)了明顯的梯度特征，與我國經(jīng)濟東、中、西的分布特征表現(xiàn)高度一致。

為了進一步描述我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域差異，本文分別計算出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值空間分布的基尼系數(shù)和Theil指數(shù)。

1.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異——基于基尼系數(shù)的分析

表3是我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的當年價總產(chǎn)值分布的基尼系數(shù)，從中可以看出，基尼系數(shù)呈先上升后下降到趨勢。2000—2011年，基尼系數(shù)雖反復(fù)變化，但下降趨勢比上升趨勢明顯，在2003年達到最高點0.286624。自此之后，除2006年和2010年出現(xiàn)小幅波動外，呈現(xiàn)出明顯下降的趨勢，到2011年到達了0.184102?？傮w上，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年價總產(chǎn)值區(qū)域差異在考察期內(nèi)呈現(xiàn)下降態(tài)勢，年均下降2.22%。

2.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異——基于Theil指數(shù)的分析

表4是描述我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的當年價總產(chǎn)值在東、中、西地區(qū)區(qū)域差異的泰爾系數(shù)。從中可以看出，我國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的演變呈相似倒“U”型的趨勢，即有先上升后下降的態(tài)勢。在整體考察期間，2000—2003年區(qū)域差異不斷上升，Theil指數(shù)由2000年的0.040344上升到2003年的0.058345，年均增幅13.1%；2003年后區(qū)域差異有所下降，由2003年的0.058345下降到2011年的0.025618，年均降幅9.78%。

（四）中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異分解

為進一步看出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異，本文將分別對基尼系數(shù)和Theil指數(shù)按照產(chǎn)值來源和地區(qū)進行分解。

1.基于行業(yè)的基尼系數(shù)分解

通過對基尼系數(shù)的分解，本文可以看出分項產(chǎn)值對總產(chǎn)值基尼系數(shù)的貢獻主要受兩個變量的影響：一是分項產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重，二是分項產(chǎn)值的集中率，即分項產(chǎn)值自身存在的區(qū)域差異。如果分項產(chǎn)值的集中率水平大于總產(chǎn)值基尼系數(shù)，那么該分項產(chǎn)值是促使總體產(chǎn)值差距擴大的因素；如果分項產(chǎn)值的集中率小于總產(chǎn)值基尼系數(shù)，那么該分項產(chǎn)值是促進總體產(chǎn)值差距縮小的因素。

表5描述了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的基尼系數(shù)在按照產(chǎn)值來源分解過程中的分項產(chǎn)值集中率Cf、分項產(chǎn)值在總產(chǎn)值中的比重wf和分項產(chǎn)值的貢獻率shGf。圖3顯示了2000—2011年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)分項產(chǎn)值集中率的趨勢。

電子及通信設(shè)備制造業(yè)的產(chǎn)值集中率Cf>G，說明電子及通信設(shè)備制造業(yè)起著擴大各省高技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值分布差異的作用。2000—2011年期間，電子及通信設(shè)備制造業(yè)產(chǎn)值占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比重最大，而且對總產(chǎn)值差異程度的貢獻度一直高于55%，起到了決定性的重要作用。

電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)的產(chǎn)值集中率Cf>G，也起到了擴大各省高技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值分布差異的作用。但由于該行業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重遠遠低于電子及通信設(shè)備制造業(yè)，所以雖其產(chǎn)值集中率高于電子及通信設(shè)備制造業(yè)，但其對總產(chǎn)值差異程度的貢獻率仍然稍低于電子及通信設(shè)備制造業(yè)。

醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器制造業(yè)三者的產(chǎn)值集中率Cf

2.基于區(qū)域的Theil指數(shù)分解

按地區(qū)對Theil指數(shù)分解的最大優(yōu)點是，可以衡量組內(nèi)差距和組間差距對總體差距的貢獻。本文將我國按省份劃分為東、中、西三個地區(qū)，分別計算地區(qū)內(nèi)各省和地區(qū)之間的差異水平，并通過地區(qū)內(nèi)和地區(qū)間對總體的貢獻度找出造成差異變化的因素。表6描述了2000—2011年間我國東、中、西三大地區(qū)內(nèi)部、地區(qū)之間的差異水平及其對總體的貢獻率。從中不難看出，在我國高技術(shù)行業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異演化過程中，雖然區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻度大于區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻度，但在2003年之前，區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻呈現(xiàn)出下降趨勢，而區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻呈現(xiàn)出上升趨勢。在此之后，卻出現(xiàn)了相反的現(xiàn)象，而且區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻度越來越大。

區(qū)域之間差異也呈現(xiàn)出了先升后降的倒“U”型變化態(tài)勢。2000—2003年之間，區(qū)域之間差異由0.015307上升到0.026694，此后逐漸下降，到2011年降至0.006951。但是從區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻度看，呈現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢——從2000年的37.94%下降到2011年的27.13%，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域之間的差異有所收斂。

區(qū)域內(nèi)部差異變化的趨勢與總體差異的演化趨勢也相類似——呈現(xiàn)出相似倒“U”型的變化趨勢。從區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻來看，是呈現(xiàn)上升態(tài)勢的，從2000年的62.06%上升到2011年的72.87%，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域內(nèi)部差異在逐漸增大。

總體而言，2000—2011年間，我國東、中、西地區(qū)之間、地區(qū)內(nèi)部呈現(xiàn)出相似的倒“U”型變化趨勢，區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻一直大于區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻。從變化態(tài)勢上看，區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻不斷上升，而區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻則有所下降（見圖4）。

表7列出了從2000—2011年間三東、中、西大地區(qū)內(nèi)部各自的差異水平。從中本文可以看出，東部地區(qū)各省的區(qū)域差異呈現(xiàn)出現(xiàn)增長后下降的趨勢。東部地區(qū)內(nèi)部差異水平在2004年之后超過了中部和西部的差異水平，在2006年達到0.035196812之后，在2011年又恢復(fù)到了基本與2000年持平的水平。

西部地區(qū)各省的區(qū)域差異一直處于下降趨勢。從2000年的0.0553215一直降到2011年的0.020025868，下降幅度到達63.8%，年均降幅8.8%。

中部地區(qū)各省的區(qū)域差異也呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢。從2000年的0.03403183下降到2011年的0.005461697，下降幅度為84.03%，年均降幅15.36%。該地區(qū)在2004年出現(xiàn)了劇烈的波動，主要原因是在該年中部地區(qū)的黑龍江省航空航天制造業(yè)當年的總產(chǎn)值為35.2億元，出現(xiàn)劇烈下降，由此造成當年的中部地區(qū)的區(qū)域差異同往年相比出現(xiàn)了大幅的下降。

四、中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異影響因素的實證分析

（一）影響因素分析

中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)以高新技術(shù)發(fā)展為依托，集知識密集型和技術(shù)密集型為一體，作為研發(fā)、科技、技術(shù)服務(wù)企業(yè)的集合，處于相關(guān)領(lǐng)域技術(shù)前沿，是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制高點和方向。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有技術(shù)含量高、研發(fā)投入大、知識儲量廣、經(jīng)濟效益好等特點。同時，根據(jù)上文分析，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在空間分布不均衡，區(qū)域差異較大的現(xiàn)實。在此基礎(chǔ)上，本文從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自身特點出發(fā)，結(jié)合相關(guān)因素，提出以下影響我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的因素。

1.產(chǎn)業(yè)人力資源。產(chǎn)業(yè)人力資源是從事產(chǎn)業(yè)相關(guān)活動，能夠推動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，具有勞動能力的人口總和。人力資源是產(chǎn)業(yè)發(fā)展最為寶貴的資源，產(chǎn)業(yè)的技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品創(chuàng)新、知識累計等歸根結(jié)底都來自于人力資源。通常情況下，豐富的人力資源有助于產(chǎn)業(yè)更快更好的發(fā)展，同時，人口素質(zhì)的提高對于產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮著更加重要的作用。因此，不同區(qū)域人力資源差異會影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

2.地區(qū)教育資源。教育資源是長期精神文化發(fā)展及教育投資不斷累積的結(jié)果。教育資源是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)，是培養(yǎng)高精尖人才的土壤，尤其對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。其中，教育投資作為發(fā)展教育的物質(zhì)基礎(chǔ)，包含了人力、物力和財力，是地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的關(guān)鍵。從發(fā)展的長遠角度來看，教育投資是收益回報率最大的投資之一，引起了各國的普遍重視。然而，我國由于經(jīng)濟社會發(fā)展的不均衡導(dǎo)致教育資源存在差異性，不僅存在城鄉(xiāng)差距，同時也存在地區(qū)差異問題，這將會直接導(dǎo)致教育非均衡發(fā)展，從而影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

3.產(chǎn)業(yè)投資。投資作為獲取回報的經(jīng)濟手段，是積累產(chǎn)業(yè)資本，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。投資與產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展必不可分，是經(jīng)濟社會發(fā)展的助推器和必要前提。除此之外，投資對技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)也具有重要影響。技術(shù)創(chuàng)新要以投資為前提，投資是技術(shù)的載體，只有通過投資，技術(shù)才能轉(zhuǎn)換成經(jīng)濟成果，投資是技術(shù)與經(jīng)濟的催化劑與紐帶。與此同時，技術(shù)也是投資的一種結(jié)果，任何技術(shù)都是在投入一定的人財物之后才得以產(chǎn)生。

4.研發(fā)費用。產(chǎn)業(yè)為了獲得新知識、開發(fā)新產(chǎn)品、創(chuàng)造新技術(shù)，需要進行相關(guān)的研究與開發(fā)活動。因此，需要支付相關(guān)的研發(fā)費用。雖然，研發(fā)投入具有一定的風險性和收益不確定性，但是，一般來說，研發(fā)費用與技術(shù)進步、企業(yè)收入、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長具有正相關(guān)的關(guān)系。研發(fā)費用的差異將直接影響企業(yè)專利技術(shù)等無形資產(chǎn)，間接影響不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，最終，將波及區(qū)域乃至整個經(jīng)濟體的發(fā)展。

5.循環(huán)累積效應(yīng)。著名經(jīng)濟學(xué)家繆爾達爾（1957）提出在動態(tài)社會發(fā)展過程中，社會經(jīng)濟各因素之間存在循環(huán)累計因果關(guān)系。某一因素的變化，會引發(fā)另一因素改變，并強化前一因素變化，導(dǎo)致經(jīng)濟沿著最初因素變化方向發(fā)展，從而形成累積性的循環(huán)發(fā)展趨勢。目前，循環(huán)累計效應(yīng)已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟學(xué)和新地理經(jīng)濟學(xué)的重要理論。地區(qū)產(chǎn)業(yè)某因素的發(fā)展通過擴散效應(yīng)和回波效應(yīng)①①循環(huán)累積因果關(guān)系將對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是回波效應(yīng)，即勞動力、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素受收益差異的影響，由落后地區(qū)向發(fā)達地區(qū)流動。回波效應(yīng)將導(dǎo)致地區(qū)間發(fā)展差距的進一步擴大。二是由于回波效應(yīng)的作用并不是無節(jié)制的，地區(qū)間發(fā)展差距的擴大也是有限度的，當發(fā)達地區(qū)發(fā)展到一定程度后，由于人口稠密、交通擁擠、污染嚴重、資本過剩，自然資源相對不足等原因，使其生產(chǎn)成本上升，外部經(jīng)濟效益逐漸變小，從而減弱了經(jīng)濟增長的勢頭。這時，發(fā)達地區(qū)生產(chǎn)規(guī)模的進一步擴大將變得不經(jīng)濟，資本、勞動力、技術(shù)就自然而然地向落后地區(qū)擴散，繆爾達爾把這一過程稱之為擴散效應(yīng)。影響下一期經(jīng)濟因素的發(fā)展，從而形成循環(huán)累計效應(yīng)，不斷積累有利因素繼續(xù)發(fā)展。

（二）模型設(shè)定及變量說明

本文面板數(shù)據(jù)來源于2001—2012年歷年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》，獲得我國31省、市、自治區(qū)的372個有效樣本。根據(jù)上文影響因素分析，本文構(gòu)建基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的計量模型，如公式（12）、（13）所示。其中，OUTit和NUMit分別表示第i個省第t期高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和數(shù)量，代表一定時期內(nèi)某地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的水平，作為被解釋變量。將循環(huán)累計效應(yīng)考慮其中，本文用被解釋變量滯后一期作為解釋變量，表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的初始水平，PER表示高技術(shù)企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)，作為解釋變量，同時，考慮其滯后一期，討論循環(huán)累計效應(yīng)，并分析人力資源因素影響。另外，EDU表示各地區(qū)教育經(jīng)費情況，代表各地區(qū)教育資源因素。INV和RD分別表示各地區(qū)產(chǎn)業(yè)投資額和研發(fā)費用支出，分別描述產(chǎn)業(yè)投資和研發(fā)費用因素。本文所有變量取自然對數(shù)，用ln表示。α是常數(shù)項，u是個體效應(yīng)，ε是隨機擾動項。

（三）方法選擇及回歸結(jié)果分析

1.方法選擇。本文考慮了循環(huán)累計效應(yīng)，引入了被解釋變量及解釋變量的滯后期作為解釋變量，構(gòu)建了基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的回歸模型。然而，傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)分析方法（固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)）可能造成估計量的非一致性。Arellano和Bond（1991）使用所有可能的滯后變量作為工具變量進行GMM估計，即“差分GMM”[20]。雖然，差分GMM解決了解釋變量內(nèi)生性帶來的估計有偏和非一致性問題，但是，可能產(chǎn)生弱工具變量問題。為此，Arellano和Bover（1995）重新回到差分前的水平方程，增加新變量作為工具變量，提出了“水平GMM”[21]。Blundell和Bond（1998）將差分GMM與水平GMM結(jié)合在一起，將差分方程與水平方程作為一個方程系統(tǒng)進行GMM估計，成為“系統(tǒng)GMM”。系統(tǒng)GMM可以提高估計效率，并可以估計不隨時間變化變量的系數(shù)（因為系統(tǒng)GMM包含對水平方程的估計）。[22]因此，本文使用系統(tǒng)GMM估計對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計，計量分析使用Stata12.0軟件。

2.回歸結(jié)果分析。本文通過使用系統(tǒng)GMM方法分別對兩個模型進行回歸，結(jié)果整理如表8所示。首先，以lnOUT為被解釋變量的估計結(jié)果中，所有的解釋變量都通過了顯著性水平的檢驗，并且通過了5%顯著性水平上的擾動項自相關(guān)檢驗和過度識別檢驗。其中，L.lnOUT的估計系數(shù)為0.9269，z值為29.26，并且在1%的顯著性水平上顯著，表明中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在較為強烈的循環(huán)累計效應(yīng)，某地區(qū)當年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值受到往年產(chǎn)值較大的影響，二者存在正相關(guān)關(guān)系。lnPER估計系數(shù)為0.5600，z值為4.17，也通過了1%的顯著性水平檢驗，說明某地區(qū)企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有正向促進作用，驗證了人力資源因素對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響。然而，L.lnPER估計系數(shù)為-0.5155，z值為-3.69，同樣通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明某地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不僅僅與當年企業(yè)從業(yè)人員人數(shù)有關(guān)，而且還與往年企業(yè)從業(yè)人員年平均數(shù)存在負相關(guān)關(guān)系，可能原因是人均生產(chǎn)能力不足，人均產(chǎn)值不高，產(chǎn)業(yè)處在較低水平運行。同時，lnEDU、lnINV、lnRD三個解釋變量分別通過了10%、5%和10%的顯著性水平檢驗，估計系數(shù)分別是0.0518、0.0386、-0.0163，表明地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)教育經(jīng)費支出和產(chǎn)業(yè)投資額呈正向作用關(guān)系，只不過相互影響的強度較弱。而研發(fā)費用支出與地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有負效應(yīng)，表明地區(qū)研發(fā)費用的高投入并沒有帶來相應(yīng)的高回報，經(jīng)費利用效率不高。

然后，以lnNUM為被解釋變量的估計結(jié)果中，除了lnINV、lnRD解釋變量估計并不顯著之外，其余變量均通過了5%的顯著性水平檢驗。其中，L.lnNUM、lnPER均通過了1%的顯著性水平檢驗，估計系數(shù)分別為0.9001和0.5852，z值分別為13.06和6.08，表明地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)量存在循環(huán)累計效應(yīng)，而且與企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)存在正向效應(yīng)。然而，地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)量與企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)滯后期和教育經(jīng)費呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，由于往年從業(yè)人員數(shù)量無論與產(chǎn)值還是企業(yè)數(shù)量都存在負向關(guān)系，可能的解釋是往年人員素質(zhì)較差，并沒有對產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來實質(zhì)提升。而教育經(jīng)費與產(chǎn)值呈正向關(guān)系，與企業(yè)數(shù)量呈負向關(guān)系，可以看出教育經(jīng)費的大力投入，有利于加快產(chǎn)業(yè)整合，實現(xiàn)行業(yè)重組，提高單位企業(yè)產(chǎn)值。由于lnINV、lnRD解釋變量并不顯著，因此，可以認為地區(qū)企業(yè)數(shù)量與產(chǎn)業(yè)投資額和研發(fā)費用沒有必然聯(lián)系。五、結(jié)論

本文采用2000—2011年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，首先利用地理信息系統(tǒng)空間分析，描述了中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間分布特征和發(fā)展趨勢，并使用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)方法測算了12年間中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異演變態(tài)勢。在此基礎(chǔ)上，引入行業(yè)基尼系數(shù)和地區(qū)泰爾指數(shù)分解，論述了不同行業(yè)差異以及東中西區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)的差異問題?；诖?，本文提出影響中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的因素，并采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)GMM估計進行了實證檢驗，得出三點研究結(jié)論。

第一，2000—2011年期間，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)無論從產(chǎn)值還是企業(yè)數(shù)量上，都呈現(xiàn)了快速發(fā)展的趨勢，企業(yè)數(shù)量年平均增長7.53%，單位企業(yè)產(chǎn)值年均增長12.94%。然而，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域分布不均衡現(xiàn)象比較突出，無論從企業(yè)數(shù)量還是產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來看，都呈現(xiàn)了東部、中部、西部不斷遞減的態(tài)勢，東部地區(qū)優(yōu)勢明顯，中西部地區(qū)處于弱勢地位，產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡。

第二，從基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)測算結(jié)果來看，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異從2003年的最大化之后呈現(xiàn)出不斷遞減的趨勢，區(qū)域差異在不斷縮小?；谛袠I(yè)的基尼系數(shù)分解表明，引起這種變化的主要原因是醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器制造業(yè)縮小了產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異，而電子及通信設(shè)備制造業(yè)和電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)起到了擴大差異的作用。基于區(qū)域的泰爾指數(shù)分解表明，區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的作用要強于區(qū)域之間差異對總體差異的作用。從變化態(tài)勢上看，區(qū)域內(nèi)部差異對總體差異的貢獻不斷上升，而區(qū)域之間差異對總體差異的貢獻則有所下降。

第三，通過計量實證分析，表明從業(yè)人員年平均人數(shù)、教育經(jīng)費、產(chǎn)業(yè)投資額和循環(huán)累計效應(yīng)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長具有顯著的正向作用，而研發(fā)費用對于產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到了較弱的負面作用。而高技術(shù)企業(yè)數(shù)量僅與從業(yè)人員年平均人數(shù)、教育經(jīng)費和循環(huán)累計效應(yīng)有關(guān)，與循環(huán)累計效應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系，與教育經(jīng)費呈負相關(guān)關(guān)系。同時，隨著教育經(jīng)費的增加，有利于提高人力資本，加快產(chǎn)業(yè)整合，實現(xiàn)合并重組，從而提高企業(yè)競爭力，增加行業(yè)產(chǎn)值。

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責任編輯：吳錦丹 吳錦丹 蕭敏娜 常明明