我國區(qū)域創(chuàng)新績效與出口貿(mào)易額相關(guān)性研究※

王 蕾

一、 引 言

改革開放30多年來，中國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展迅猛。1978至2016年間，中國的進(jìn)出口貿(mào)易總額由206.4億美元增至39586.44億美元，其中，出口額由97.5億美元提升到3.75萬億美元。2013年中國更是在貨物貿(mào)易出口方面表現(xiàn)強(qiáng)勢，一舉超過美國，成為全球最大的貨物貿(mào)易國。然而，在全球價值鏈當(dāng)中，中國大多情況下處于加工階段,導(dǎo)致了中國出口的商品附加值較低，就“中國制造”的出口商品而言，這些商品質(zhì)量與核心競爭力較差，總而言之，我國出口貿(mào)易呈現(xiàn)出“大而不強(qiáng)”的特征。也正是由于這些大量的低價工業(yè)品使中國成為發(fā)達(dá)國家“欺負(fù)”的對象，部分發(fā)達(dá)國家時不時地針對中國的低質(zhì)量產(chǎn)品實行技術(shù)性貿(mào)易壁壘和反傾銷政策。此外，2008年世界金融危機(jī)使中國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展速度放緩，2008-2016年，我國貨物貿(mào)易出口增長率依次為25.7%、17.2%、-16.0% 、31.3% 、20.3% 、7.9%、7.97%、6.1%、4.3%。由此可見，中國面臨的是日益嚴(yán)峻的國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易環(huán)境。

在此背景下，一國想要繼續(xù)依賴其資源方面的比較優(yōu)勢來獲得出口貿(mào)易的競爭力將變得尤為困難，不斷更新的先進(jìn)科學(xué)技術(shù)和生產(chǎn)方式越來越受到世界各國和企業(yè)的重視，他們意識到科學(xué)技術(shù)所帶來的比較優(yōu)勢能提升其產(chǎn)品國際競爭力，而非原料成本比較優(yōu)勢?？茖W(xué)技術(shù)要轉(zhuǎn)換成先進(jìn)生產(chǎn)力其最佳路徑是實施技術(shù)創(chuàng)新,因而技術(shù)創(chuàng)新是改善和保持一個國家貿(mào)易競爭力的必然選擇。中國各地區(qū)為了在新一輪經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展中保持持續(xù)競爭力，已經(jīng)紛紛加大創(chuàng)新投入力度，積極構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)，力圖更好地進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,提升各個地區(qū)創(chuàng)新績效。

那么，技術(shù)創(chuàng)新是否確實會與出口貿(mào)易額產(chǎn)生關(guān)聯(lián)？已有研究驗證了兩者的聯(lián)系:早期的學(xué)者多從純理論的角度闡明技術(shù)創(chuàng)新對出口貿(mào)易的影響：技術(shù)差異和生命周期模型被認(rèn)為是最早將技術(shù)創(chuàng)新作為出口貿(mào)易影響因素的模型，就技術(shù)差異模型而言，學(xué)者Grossman等(1991)認(rèn)為北方國家和南方國家的雙邊或多邊出口貿(mào)易模式是由前者技術(shù)創(chuàng)新和后者的技術(shù)模仿決定的。在生命周期模型中，Klepper(1996)指出產(chǎn)品生命周期分成不同階段,而且不同階段對產(chǎn)品出口貿(mào)易額影響程度不同。在產(chǎn)品生產(chǎn)初期，對出口貿(mào)易的影響較大的是產(chǎn)品創(chuàng)新；在該模型的后期，對出口貿(mào)易的主要影響因素則變成生產(chǎn)創(chuàng)新。近年來，學(xué)者考察技術(shù)創(chuàng)新對出口貿(mào)易的影響的角度之一則是基于Melitz(2003)提出的異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易模型，他們借鑒該模型并從企業(yè)層面出發(fā)，認(rèn)為只有當(dāng)企業(yè)的生產(chǎn)率較高的時候才會進(jìn)行產(chǎn)品出口，而企業(yè)生產(chǎn)率提升主要依賴于技術(shù)創(chuàng)新,所以提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新程度因而提高其生產(chǎn)率能夠使出口貿(mào)易得到良性發(fā)展。此后，在理論基礎(chǔ)上學(xué)者多從實證分析層面考察技術(shù)創(chuàng)新與出口貿(mào)易的關(guān)系：如謝軍等(2010)使用專利申請授予量來衡量地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力，并選取廣東、江蘇、浙江三個出口大省作為考察對象，比較三者的技術(shù)創(chuàng)新能力，通過一般線性模型(General Linear Model)研究三省的企業(yè)所被授予不同專利類型對其出口績效的影響有無異同，分析發(fā)現(xiàn)三個地區(qū)之間的不同專利類型對出口績效影響程度確實存在差異。以上研究成果可以說明，區(qū)域創(chuàng)新活動與出口貿(mào)易之間確實存在著某種關(guān)聯(lián)，但具體來說，區(qū)域創(chuàng)新績效究竟是如何影響出口貿(mào)易規(guī)模的，仍需進(jìn)一步實證分析來檢驗。

學(xué)術(shù)界關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響已達(dá)成共識，也有相關(guān)文獻(xiàn)對創(chuàng)新績效與出口貿(mào)易進(jìn)行了研究，但可能由于數(shù)據(jù)缺失以及方法難題，以往的研究可能還存在以下兩個方面的不足。

第一，關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新績效的測度問題。對創(chuàng)新績效的評價有不同的方法，學(xué)者們普遍使用的方法之一是前沿分析法(前沿分析模型)(向堅等，2011)，該模型可以被分為兩種基本類型, 即參數(shù)和非參數(shù)模型。參數(shù)模型包括兩種類型，其一是絕對模型，其二是隨機(jī)模型，后者適用于多投入單產(chǎn)出模型。對于非參數(shù)模型而言，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)是該模型中最常用的方法，且適用于多投入多產(chǎn)出情形。此種方法簡單地將創(chuàng)新體系看成一個投入產(chǎn)出系統(tǒng)，其不足之處在于只關(guān)注創(chuàng)新資源的利用效率而忽略了對創(chuàng)新績效的總體水平的考察，同時將技術(shù)的外生性變量對創(chuàng)新的作用排除在外。此外，關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新績效評價指標(biāo)的選取，國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論也不盡相同。學(xué)術(shù)界有采用專利來衡量創(chuàng)新成果，如劉鳳朝等(2005)認(rèn)為專利是對該區(qū)域科技綜合實力及原始創(chuàng)新能力的客觀反映，蔣天穎(2013)、劉加林等(2011)、程葉青等(2011)、李婧等(2010)也沿用了該種方法衡量區(qū)域創(chuàng)新績效。然而蘇屹等(2012)認(rèn)為選擇新產(chǎn)品產(chǎn)值作為衡量指標(biāo)比專利數(shù)更加科學(xué)、合理。隨后，解學(xué)梅等(2015)學(xué)者的研究在考察創(chuàng)新績效時同時納入了專利變量和新產(chǎn)品變量，具體為近3年企業(yè)專利數(shù)量增長率、企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)增長率、企業(yè)改良新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)增長率和企業(yè)新產(chǎn)品銷售比例4個指標(biāo)。白俊紅等(2015)學(xué)者則從創(chuàng)新效率的角度，認(rèn)為效率的高低比專利的多與少、新產(chǎn)品銷售收入的大與小等直接產(chǎn)出指標(biāo)更加客觀真實地反映某地區(qū)的創(chuàng)新水平和能力，基于此，他們采用區(qū)域創(chuàng)新的效率水平來表征區(qū)域創(chuàng)新的績效。隨后，譚俊濤等(2016)指出在衡量區(qū)域創(chuàng)新績效時，一方面應(yīng)該涵蓋創(chuàng)新效率, 另一方面應(yīng)考慮區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出成果，因此分別構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新投入和區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)體系。具體來說，創(chuàng)新投入要素選取R&D經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)目、R&D人員全時當(dāng)量和研發(fā)機(jī)構(gòu)和高等院校數(shù)目等指標(biāo)，創(chuàng)新產(chǎn)出包括國內(nèi)3種專利申請授權(quán)量、國外主要檢索工具收錄論文數(shù)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值、技術(shù)市場成交合同金額等指標(biāo)。也有一些學(xué)者將區(qū)域創(chuàng)新看作一項知識的生產(chǎn)活動，如魯釗陽等(2012)和冉光和等(2013)。以往學(xué)者采取的方法簡易可行，可操作性強(qiáng)，然而需要指出的是，區(qū)域創(chuàng)新績效不僅包括創(chuàng)新投入對技術(shù)的改進(jìn)和產(chǎn)品質(zhì)量的提高，還包括其對社會和經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)，因此以上研究都尚未全面、客觀地反映技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的績效，對區(qū)域創(chuàng)新績效的測度仍需進(jìn)一步完善。

第二，從空間相關(guān)角度考察區(qū)域創(chuàng)新對出口貿(mào)易量的影響。中國各地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展聯(lián)系緊密，對于這種在不同區(qū)域上產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易行為，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)指出地理空間上的經(jīng)濟(jì)行為都存在空間依賴性。Anselin(1998)認(rèn)為，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間相關(guān)性或空間依賴性。Porojan(2001)在采用重力方程分析貿(mào)易問題時，得出引入空間相關(guān)因素與否將會使得估計結(jié)果明顯不一致的結(jié)論。因此區(qū)域貿(mào)易問題的研究也不能忽視空間相關(guān)性問題，然而目前關(guān)于區(qū)域貿(mào)易問題的研究極少涉及到空間相關(guān)性，本文將考慮各省市出口貿(mào)易量的空間相關(guān)性，研究區(qū)域創(chuàng)新績效對出口貿(mào)易額的影響。

本文將依據(jù)2010-2016年中國大陸30個省市(西藏除外)的面板數(shù)據(jù)建立空間計量模型，對以下幾個問題進(jìn)行研究：第一，建立區(qū)域創(chuàng)新績效評價體系，對中國大陸30個省市2010-2016年的創(chuàng)新績效進(jìn)行測度，研究30個省市區(qū)域創(chuàng)新績效近幾年的變化趨勢，剖析各地區(qū)創(chuàng)新績效的特征和規(guī)律。第二，在此基礎(chǔ)上，從空間相關(guān)角度研究各地區(qū)的創(chuàng)新績效對其出口貿(mào)易量的影響。探討前者是否對后者產(chǎn)生影響？如果有，影響有多大？本文較以往研究有以下幾點創(chuàng)新之處：其一，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用單一指標(biāo)來衡量區(qū)域創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出，本文將基于科技成果和經(jīng)濟(jì)效益兩方面，采用多個指標(biāo)來衡量區(qū)域創(chuàng)新績效，從而能夠更加全面客觀地描述各個地區(qū)創(chuàng)新水平。其二，以往文獻(xiàn)較少考慮空間相關(guān)性，然而對于出口貿(mào)易這一空間經(jīng)濟(jì)行為，空間依賴性不容忽視，本文將考慮空間相關(guān)因素研究區(qū)域創(chuàng)新對出口貿(mào)易的影響。

二、 研究方法及模型建立

1. 空間計量模型

某種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象或某一屬性一旦涉及到空間單元，就無法避免地受到其他相鄰的空間單元的影響。李婧等(2010)指出在有關(guān)區(qū)域問題的研究中，一個不容忽視的現(xiàn)象就是區(qū)域之間的空間相關(guān)性。我們需要通過空間計量模型來體現(xiàn)這些相關(guān)關(guān)系。Anselin 等(1988)提出了空間誤差模型(Spitial Error Model，SEM)和空間自回歸模型(Spitial Autoregressive Model，SAR)，并在對截面數(shù)據(jù)進(jìn)行改進(jìn)的基礎(chǔ)上，首次對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計量分析。此后，學(xué)者多采用該種空間計量模型。面板數(shù)據(jù)的空間計量模型可以用下式表示：

(1)

SAR:Yt=ρWYt+Xtβ+ψt

(2)

其中，Yt表示t時期所有主體的被解釋變量的觀測值，用N×1 向量表示。Xt為解釋變量的觀測值，用N×K向量表示。ρ是空間自回歸系數(shù)，表明解釋變量在多大程度上受空間相關(guān)性的影響。β為解釋變量的回歸系數(shù)。W為空間權(quán)重矩陣，δ、ρ為空間相關(guān)系數(shù)；并且，空間權(quán)重矩陣的主對角線取值為0，用n×n階矩陣表示。μ、Ψt為隨機(jī)擾動項，用N×1 向量表示。

在本文中，若空間計量模型選擇SEM模型，則回歸方程的模型為：

lnYit=β0+β1lngdpit+β2lninpit+β3lnlarit

+β4lncarit+β5lnterit+β6lnnsrit

+β7lnfdiit+ψit

ψit=δWψit+εit

(3)

若空間計量模型選擇SAR模型，則回歸方程的模型為：

lnYit=αit+ρWlnYit+β1lngdpit+β2lninpit

+β3lnlarit+β4lncarit+β5lnterit

+β6lnnsrit+β7lnfdiit

(4)

(3)、(4)式的lnYit為地區(qū)i在t時期時的出口貿(mào)易額的對數(shù)值(i=1,2…，30，t=1,2…，7)，lninp為核心變量創(chuàng)新績效的對數(shù)值，lngdp、、lnlar、lncar、lnter、lnnsr、lnfdi分別為各省市的國民收入總量、勞動力稟賦、資本稟賦、土地豐裕程度、自然資源豐裕程度、外商直接投資金額的對數(shù)值。β、δ、ρ、W等與(1)、(2)式中相同。

2. Moran I檢驗方法及其散點圖

Moran指數(shù)是檢驗一個空間主體單元與其他空間主體單元(前者與后者相鄰或非相鄰)的相關(guān)性及程度，該指數(shù)可以反映空間單元是否具有空間相關(guān)程度。具體的定義公式如下：

(5)

其中，xi表示i主體的觀測值，n表示主體的個數(shù)，Wij為空間權(quán)重矩陣。S2是觀測值的方差?？梢詸z驗，Moran指數(shù)的值的范圍為[-1,1]。若計算出某主體的Moran指數(shù)是正(負(fù))數(shù)時，表示該主體的經(jīng)濟(jì)行為具有正(負(fù))空間相關(guān)性，Moran指數(shù)值的絕對值越大表示空間相關(guān)程度越大。

Moran指數(shù)旨在反映空間相接或相近的地區(qū)間某種屬性(如經(jīng)濟(jì)屬性、社會屬性等)相似程度，揭示的是區(qū)域活動的全局空間相關(guān)性，Moran散點圖是以圖形的形式來描述局域空間相關(guān)性，從而說明貿(mào)易出口活動的高(或低)觀測值的空間聚集。地區(qū)與地區(qū)之間的四種局域空間形式對應(yīng)著Moran散點圖的四個象限。具體對應(yīng)關(guān)系表述為，若某地區(qū)及與其鄰接的地區(qū)取值分別為高觀測值-高觀測值、低觀測值-高觀測值、低觀測值-低觀測值、高觀測值-低觀測值，則這些地區(qū)取值分別處于Moran散點圖的第一、二、三、四象限。

3. 空間權(quán)重矩陣

地區(qū)之間的相關(guān)程度可以用空間權(quán)重矩陣表征。本文將采用空間鄰接矩陣，這些地區(qū)在地理位置上是鄰接關(guān)系，如北京和天津，則可構(gòu)建鄰接矩陣W1。矩陣W1上的元素形式如下：

(6)

三、 變量、指標(biāo)的選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究的是空間相關(guān)視角下區(qū)域創(chuàng)新績效對出口貿(mào)易規(guī)模的影響，首先通過構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新體系來對中國大陸30個省市的創(chuàng)新績效進(jìn)行評價，同時在檢驗各地區(qū)出口貿(mào)易的空間相關(guān)性基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建空間計量模型，實證檢驗并分析區(qū)域創(chuàng)新績效對出口貿(mào)易規(guī)模的影響。具體的變量和指標(biāo)如下：

1. 被解釋變量的選取

近年來，中國各省市出口貿(mào)易規(guī)模整體上呈現(xiàn)下降的趨勢，本文選取的是各省市的對外出口貿(mào)易總額作為被解釋變量，探討區(qū)域創(chuàng)新績效及其他控制變量對出口貿(mào)易額的影響。

2. 核心解釋變量

本文核心解釋變量是區(qū)域創(chuàng)新績效，所以采用哪些指標(biāo)表征區(qū)域創(chuàng)新績效以及使用何種方法對其進(jìn)行評價就顯得尤為重要。迄今為止，國內(nèi)外學(xué)者對于區(qū)域創(chuàng)新績效尚無一個統(tǒng)一的定義，但其宗旨認(rèn)為區(qū)域創(chuàng)新績效意指區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)在創(chuàng)新方面所取得的成績和創(chuàng)新的效率。本文認(rèn)為對創(chuàng)新績效不能簡單地用科技成果數(shù)量、技術(shù)提高程度等衡量，創(chuàng)新所帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是其最終目的。本文在以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用各地區(qū)專利授權(quán)數(shù)、國際三大數(shù)據(jù)檢索系統(tǒng)(SCI、EI、ISTP)收錄的科技論文數(shù)、技術(shù)市場成交額來反應(yīng)創(chuàng)新投入所帶來的科技成果，用新產(chǎn)品銷售收入、高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易額來體現(xiàn)創(chuàng)新投入所帶來的經(jīng)濟(jì)效益。核心解釋變量的指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源如表1所示。

表1 區(qū)域創(chuàng)新績效測度體系

對各二級指標(biāo)的選取，是對區(qū)域創(chuàng)新績效的客觀反映。

專利是最能體現(xiàn)一個國家或地區(qū)自主創(chuàng)新能力的指標(biāo),專利授權(quán)的過程有著客觀的標(biāo)準(zhǔn)，其數(shù)量是屬于科技成果中較為重要的一部分，它和創(chuàng)新關(guān)系非常密切，因此選取專利授權(quán)數(shù)作為衡量區(qū)域創(chuàng)新中科技成果的二級指標(biāo)是比較可靠的。

國內(nèi)外三大檢索系統(tǒng)收錄的科技論文數(shù)是衡量地區(qū)創(chuàng)新能力的主要指標(biāo)，是對創(chuàng)新活動進(jìn)行財力和人力投入后產(chǎn)生的成果,體現(xiàn)了一個地區(qū)創(chuàng)新活動人員的素質(zhì)與創(chuàng)新能力。因此，選取國內(nèi)外三大檢索系統(tǒng)收錄的科技論文數(shù)是可行的。

技術(shù)市場成交額反映科技中介服務(wù)的成熟度和科技成果轉(zhuǎn)化能力，作為將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為最終的經(jīng)濟(jì)效益的媒介，是創(chuàng)新的中間產(chǎn)出結(jié)果，本文采用的技術(shù)市場成交額指全國技術(shù)市場合同成交項目的總金額。

新產(chǎn)品銷售收入可以較好地反映創(chuàng)新成果的應(yīng)用和商業(yè)化水平，能比較好地反映創(chuàng)新投入對經(jīng)濟(jì)發(fā)展所做的貢獻(xiàn)。

高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易額指空間主體單元通過創(chuàng)新形成新產(chǎn)品收入與技術(shù)性收入總額。

在所有二級指標(biāo)都確定好之后，就要對區(qū)域創(chuàng)新績效進(jìn)行度量。首先，需要對各指標(biāo)賦權(quán)，本文采用的方法是熵值賦權(quán)法。熵值法通過利用各指標(biāo)的熵值所提供信息量的大小來決定指標(biāo)權(quán)重的大小，具有科學(xué)、真實、全面的性質(zhì)。熵值法需要對各指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(由于各指標(biāo)數(shù)據(jù)單位不一致)，標(biāo)準(zhǔn)化是通過(5)式來完成的：

(7)

其中mij表示i地區(qū)創(chuàng)新績效的第j個二級指標(biāo)原始值(i=1,2…，30，j=1,2…5)；max(mij)、min(mij)為第j個二級指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)最大值與最小值；Iij表示i地區(qū)創(chuàng)新績效的第j個二級指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理過后的數(shù)據(jù)，對各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)一步計算熵值：

(8)

(9)

n表示地區(qū)個數(shù)(在本文中n=30)，特別地，xij=0時，根據(jù)數(shù)學(xué)求極限的知識，

(10)

得到各個指標(biāo)最終的權(quán)重值，用公式表示為(11)：

(11)

(i=1,1…m)，m表示二級指標(biāo)數(shù)(本文中m=5)。通過熵值法賦值后，得到各二級指標(biāo)的賦權(quán)結(jié)果如表2所示。

表2 創(chuàng)新指標(biāo)權(quán)重值

3. 控制變量

地區(qū)出口貿(mào)易量受到很多因素的影響，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如GDP(或人均GDP)、地區(qū)要素稟賦或豐裕程度都會對該地區(qū)的出口貿(mào)易規(guī)模和結(jié)果產(chǎn)生顯著影響，這已是學(xué)術(shù)界達(dá)成的共識。實際利用外商投資額(FDI)也被證實過是出口貿(mào)易的影響因素之一，如林吉雙等(2008)對廣東省出口貿(mào)易影響因素的實證分析中，發(fā)現(xiàn)了FDI對該地區(qū)的出口貿(mào)易的促進(jìn)作用顯著。本文將會采用中國30個省市的人均GDP、勞動力稟賦(lar)、資本稟賦(car)、土地豐裕程度(ter)、自然資源豐裕程度(nsr)、地區(qū)引進(jìn)的外商直接投資(fdi)等作為控制變量。其中，勞動力稟賦采用各地區(qū)當(dāng)年從業(yè)人員與全國從業(yè)人數(shù)之比衡量；資本采用各地區(qū)當(dāng)年人均固定資本形成總額與當(dāng)年全國人均固定資本形成總額之比衡量；土地豐裕程度用城市非建筑面積來測度，由于數(shù)據(jù)可得性需要通過城市建筑面積進(jìn)行轉(zhuǎn)換，公式表示為(1-城市建筑面積/行政區(qū)域土地面積)；自然資源豐裕程度選取采掘業(yè)就業(yè)人數(shù)占該地區(qū)全部從業(yè)人數(shù)的比例來表示；外商直接投資用來反映地區(qū)開放度?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)都來源于國家統(tǒng)計年鑒。

四、 實證分析

1. 中國大陸30個省市創(chuàng)新績效值

表3報告了2010-2016年中國大陸30個省市創(chuàng)新績效值，結(jié)果顯示：

第一，全國大陸30個省市創(chuàng)新績效值排名基本維持不變。2010-2016年廣東、江蘇、北京、上海的創(chuàng)新績效值連續(xù)7年排名前四，且與其他省份的創(chuàng)新績效值差距非常大，就創(chuàng)新績效值而言，排名靠前的這些省市與排名靠后的省市(新疆、海南、青海、寧夏)有幾百倍的差距，雖然表3所報告的數(shù)值與測量方法有關(guān)，但是表征的創(chuàng)新績效差距卻不容置疑。

第二，創(chuàng)新績效值與區(qū)域有很大關(guān)聯(lián)。2010-2016年，創(chuàng)新績效值大體呈現(xiàn)出東、中、西部由高到低的局面。其中東部以江蘇、廣東為首，中部如四川、重慶等地，西部的創(chuàng)新績效值在全國范圍內(nèi)靠后，如新疆、青海等地。

第三，就創(chuàng)新績效增速而言，安徽、新疆、海南等地多年排名靠前，而上海、北京等地多次排名靠后，說明中西部地區(qū)雖然在創(chuàng)新績效方面雖然不及東部地區(qū)發(fā)展得靠前，但這些地區(qū)還是有很大的發(fā)展空間。此外，中國大陸30個省市在2011-2012年創(chuàng)新績效增速最大，說明該時間內(nèi)全國在創(chuàng)新方面，取得的發(fā)展成果較其他年份要好。

對給排水管道進(jìn)行布置、設(shè)計時應(yīng)結(jié)合整個礦山總圖規(guī)劃。在管線設(shè)計過程中，要充分考慮管線的可用性，在可用性的基礎(chǔ)上再考慮安全性。此外，還需對管線布置的簡潔性和美觀性進(jìn)行優(yōu)化。給排水管道布置、設(shè)計包含以下內(nèi)容：

2. 中國大陸30個省市出口貿(mào)易額的空間相關(guān)性

中國大陸30個省市出口貿(mào)易額的Moran I指數(shù)用以解釋出口貿(mào)易額的空間自相關(guān)性，表4顯示了2010-2016年中國大陸30個省市出口貿(mào)易額的Moran I指數(shù)及其變動情況。從表4可以看出，2010-2016年中國大陸30省市貿(mào)易額Moran I指數(shù)值在0.133-0.166之間變動，且都通過了10%水平的顯著性檢驗，表明2010-2016年中國大陸30省市貿(mào)易額均存在正向空間相關(guān)性，各省市出口貿(mào)易額會在一定程度上受到其他省市出口貿(mào)易額的影響。這意味著如果不考慮出口貿(mào)易額的空間相關(guān)性，將會對估計結(jié)果產(chǎn)生一定程度的偏差。

此外，出口貿(mào)易額與區(qū)域也存在一定的聯(lián)系。新疆、甘肅、寧夏、四川、重慶及內(nèi)蒙古等地屬于低觀測值-低觀測值區(qū)域；廣東、浙江、上海、江蘇、北京等地屬于高觀測值-高觀測值區(qū)域；海南屬于高觀測值-低觀測值區(qū)域；其他區(qū)域的出口貿(mào)易額并沒有顯著的分布特征。出口貿(mào)易之所以出現(xiàn)該現(xiàn)狀的原因如下：第一，處于低觀測值-低觀測值區(qū)域的新疆、內(nèi)蒙古等地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地區(qū)開放度較低導(dǎo)致貿(mào)易量普遍比較少；第二，江浙滬等地屬于東部沿海地區(qū)，有著得天獨厚的地理位置，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，是國家重點發(fā)展區(qū)域，這些地區(qū)貿(mào)易量高這是無可厚非的。

表3 2010-2016年中國大陸30個省市創(chuàng)新績效值

3. 空間計量結(jié)果分析

(1) 平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗的目的是最大程度上減少“偽回歸”，使數(shù)據(jù)有效性得到保證。本文采取LLC檢驗和ADF檢驗兩種方法來考察數(shù)據(jù)是否存在單位根。如果LLC檢驗和ADF檢驗結(jié)果均拒絕了原假設(shè)，則此面板序列是平穩(wěn)的，反之則是非平穩(wěn)序列。

根據(jù)表5所展示的結(jié)果可知，所有的樣本數(shù)據(jù)都通過了10%水平的顯著性檢驗，表明此面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。本文進(jìn)一步采用KAO檢驗方法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗，得到了唯一的ADF統(tǒng)計量值為-0.6602，P值為0.000，即通過了1%水平的顯著性檢驗，說明此面板數(shù)據(jù)間存在協(xié)整關(guān)系，對其進(jìn)行的回歸估計結(jié)果不存在“偽回歸”現(xiàn)象。

(2) 回歸結(jié)果分析。首先，若采用最小二乘法(OLS)模型來進(jìn)行回歸，即不考慮變量的空間相關(guān)性。從表6所報告的結(jié)果來看，多數(shù)變量通過1%水平的顯著性檢驗，個別變量通過了10%和5%的顯著性檢驗；調(diào)整后的可決系數(shù)為0.889，F(xiàn)值為236.053，

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，下同。

表5 樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

整體上用OLS模型估計的結(jié)果較好。然而，D-W統(tǒng)計值為0.599，這表明變量之間存在相關(guān)性，與前文所述的各省市的出口貿(mào)易額是具有空間相關(guān)性的觀點是一致的，基于此，本文建立消除變量之間空間相關(guān)性的空間面板模型就很有必要。

表6 OLS估計結(jié)果

根據(jù)表7的LM檢驗結(jié)果可以進(jìn)一步得出，LMERR未能通過10%水平的顯著性檢驗，LMLAG以及R-LMLAG 均通過了5%水平的顯著性檢驗，可大致地判斷出SAR模型的估計效果相對于SEM模型更加適用于本文對區(qū)域創(chuàng)新績效和出口貿(mào)易的考察，因此本文將根據(jù)SAR模型的回歸結(jié)果對二者之前的關(guān)系進(jìn)行分析。

表7 LM檢驗結(jié)果

表8中nonF、sF、tf及stF分別表示無固定效應(yīng)(no fixed effects)、空間固定時間不固定效應(yīng)(spatial fixed effects)、時間固定空間不固定效應(yīng)(time period fixed effects)、空間和時間都固定效應(yīng)(spatial and time period fixed effects)。

分析比較OLS模型和SAR模型中所得出的結(jié)果，估計結(jié)果sF，即空間固定時間不固定效應(yīng)時各解釋變量基本都通過了顯著性檢驗，明顯優(yōu)于估計結(jié)果OLS和SAR中nonF、tF和stF效應(yīng)。具體表現(xiàn)在sF估計結(jié)果有6個變量通過了至少5%水平的顯著性檢驗，在四個估計結(jié)果中是數(shù)目最多且結(jié)果最好；此外，sF估計結(jié)果的空間相關(guān)系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗，進(jìn)一步證實了各省市出口貿(mào)易額存在空間相關(guān)性的假定。因此，本文后續(xù)將會在估計結(jié)果sF上進(jìn)行討論。事實上，中國出口貿(mào)易活動存在結(jié)構(gòu)性差異，中國東部和南部地區(qū)的出口貿(mào)易普遍高于中西部，所以忽略出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)性差異影響的估計，勢必會導(dǎo)致結(jié)果的偏差。在無固定效應(yīng)估計nonF中，假定地區(qū)之間具有相同的出口貿(mào)易規(guī)模發(fā)展水平，顯然不能體現(xiàn)出口貿(mào)易規(guī)模的空間性差異；在時間固定效應(yīng)影響的估計tF中，考慮了時期的因素，但同時也忽略了地區(qū)因素的影響，也會造成估計結(jié)果一定程度的偏差。在空間和時間都固定的tsF估計結(jié)果中，同時考慮了出口貿(mào)易規(guī)模空間差異性和時間影響，避免了由于存在空間和時間差異而產(chǎn)生的估計結(jié)果偏差，應(yīng)該能夠更加準(zhǔn)確地反映實際情況，但從結(jié)果中我們可以看到，在估計結(jié)果中，多數(shù)變量并沒有通過顯著性概率檢驗。事實上，空間固定效應(yīng)反映的是隨區(qū)位變化的背景變量對穩(wěn)態(tài)水平的影響，而時間固定效應(yīng)則反映隨時間變化的背景變量對穩(wěn)態(tài)的影響。前一種效應(yīng)表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和自然稟賦的影響，后一種效應(yīng)反映經(jīng)濟(jì)周期、突發(fā)事件等隨時間變化的影響，這種影響不僅表現(xiàn)在當(dāng)期，而且對若干時期后還將具有影響與輻射的作用，因此時間固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果tf、stF并不理想就合情合理。

表8 SAR模型估計結(jié)果

具體地，就sF估計結(jié)果而言，其中，國民收入、創(chuàng)新績效值、勞動力稟賦、資本稟賦都對出口貿(mào)易有顯著影響，都通過了1%水平的顯著性檢驗，自然資源豐裕程度、外商直接投資(地區(qū)開放度)回歸系數(shù)通過了1%水平的顯著性檢驗。這說明，一個地區(qū)的國民收入(表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平)對該地區(qū)的出口貿(mào)易額的影響很大，如江蘇、廣東等地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對其出口貿(mào)易額有很大的促進(jìn)作用，新疆、青海等地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，其出口貿(mào)易額也較為靠后；地區(qū)的創(chuàng)新績效值對其出口貿(mào)易額影響也比較大，當(dāng)創(chuàng)新績效對數(shù)值每提高1%時，出口貿(mào)易額對數(shù)值將會提高0.549%，創(chuàng)新績效對該地區(qū)的出口貿(mào)易額的重要程度可見一般。勞動力稟賦將會對出口貿(mào)易額產(chǎn)生正向的影響，這可能是因為一地區(qū)勞動力占比越高，將會導(dǎo)致其加工貿(mào)易額越大，對出口貿(mào)易額會有提升的作用。如江蘇省是加工貿(mào)易和總貿(mào)易額大省，所以其勞動力稟賦的提升會導(dǎo)致出口貿(mào)易額的提升。資本稟賦會對出口貿(mào)易額產(chǎn)生負(fù)向影響，這可能是由于當(dāng)?shù)貐^(qū)固定資本越多時，其資本占比將會越高，表現(xiàn)為資本稟賦越大，當(dāng)該地區(qū)固定資本太多而不能創(chuàng)造出新的資本時，將會對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利，進(jìn)一步地會對其出口貿(mào)易額產(chǎn)生一定的負(fù)向影響。土地資源豐裕程度對出口貿(mào)易的影響不顯著,自然資源豐裕程度會對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向的影響。這里可能有兩方面的解釋。第一，如果A地區(qū)的自然資源較B地區(qū)豐裕，則A地區(qū)就會擁有自然資源的比較優(yōu)勢，這對其出口貿(mào)易額的貢獻(xiàn)是正的就理所當(dāng)然了；第二，國家政策導(dǎo)向及地理位置的不同將會產(chǎn)生很大作用，如中國的西部地區(qū)和東部地區(qū)，盡管現(xiàn)狀是西部地區(qū)的自然資源較東部地區(qū)豐裕，但國家政策導(dǎo)向及地理位置使得東部地區(qū)的出口貿(mào)易額遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于西部地區(qū)。自然資源豐裕程度會對出口貿(mào)易產(chǎn)生是正向還是負(fù)向的影響取決于兩方面的作用。在本文中可能是前者作用大于后者。對于FDI來說，一個地區(qū)的開放度越高，就越能降低貿(mào)易壁壘，實際上，貿(mào)易壁壘的程度高低已經(jīng)越來越成為出口貿(mào)易額大小的重要因素。

五、 結(jié)論與建議

本文運用2010-2016年間中國大陸30個省市地區(qū)面板數(shù)據(jù)，考察區(qū)域創(chuàng)新績效對出口貿(mào)易額的影響。首先通過熵值法對各地區(qū)的出口貿(mào)易額進(jìn)行測度，發(fā)現(xiàn)在2010-2016年間，中國大陸30省市創(chuàng)新績效值排名基本維持不變，以廣東、江蘇、北京、上海等地為首；創(chuàng)新績效值與區(qū)域位置有關(guān)聯(lián)，創(chuàng)新績效值大體上呈現(xiàn)東高西低的局面，并且差距很大；創(chuàng)新績效值增速西部地區(qū)比東部地區(qū)要快，表明西部地區(qū)在發(fā)展創(chuàng)新活動方面有很大潛力。

緊接著通過Moran I檢驗估計結(jié)果可知，出口貿(mào)易額的空間相關(guān)性問題不容忽視，因此在構(gòu)建空間計量模型的基礎(chǔ)上，考察了區(qū)域創(chuàng)新績效對出口貿(mào)易額的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新績效與出口貿(mào)易額具有顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

從政策層面來說，首先，加大力度提高區(qū)域創(chuàng)新績效值，其中提高專利授權(quán)數(shù)、三系統(tǒng)論文收錄數(shù)、技術(shù)市場成交額、新產(chǎn)品銷售收入、高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易額是提升區(qū)域創(chuàng)新能力的重要途徑。其次，東部地區(qū)要不斷將研發(fā)人員自身的經(jīng)驗知識和專業(yè)技能催化成高效的生產(chǎn)力，使知識和技術(shù)成為提升區(qū)域創(chuàng)新能力的重要資源，提高這些地區(qū)創(chuàng)新績效；中西部地區(qū)要利用自身的資源優(yōu)勢，借鑒東部地區(qū)提高創(chuàng)新績效的路徑，進(jìn)而不斷提高自身的創(chuàng)新績效；東西部地區(qū)加強(qiáng)地區(qū)間創(chuàng)新合作，建立鄰近地區(qū)間人才、技術(shù)資源共享機(jī)制，從而實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。在提高地區(qū)貿(mào)易量方面，最重要的是通過以上方法提升區(qū)域創(chuàng)新績效來提高該地區(qū)的出口貿(mào)易額，促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展。第二，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、要素稟賦、也能影響地區(qū)出口貿(mào)易量。那么，各地區(qū)應(yīng)采取科學(xué)的、可持續(xù)的、因地制宜的發(fā)展方式來提高自身經(jīng)濟(jì)水平，如上海、廣東等地區(qū)是金融、科技的發(fā)展中心，利用其優(yōu)勢(地理位置優(yōu)勢、資金優(yōu)勢、易于吸引人才優(yōu)勢)來進(jìn)一步提升經(jīng)濟(jì)水平；中部地區(qū)如云南等地利用其自然資源優(yōu)勢更好地發(fā)展這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)，如煙草產(chǎn)業(yè)、電力產(chǎn)業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)等。當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升了，貿(mào)易量也會有所增長。最后，各地區(qū)應(yīng)當(dāng)在政策允許的情況下，盡可能地提升其開放度，引進(jìn)外資，認(rèn)識到“引進(jìn)來是為了更好地走出去”的優(yōu)越性，進(jìn)而提高地區(qū)貿(mào)易水平。

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