中國科技及經(jīng)濟空間聯(lián)系強度研究

張建清,孟 珊,王 嵩,季軼凡

(武漢大學 a.中國中部發(fā)展研究院;b.經(jīng)濟管理學院,湖北 武漢 430072)

1 引言

隨著全球化、市場化的推進和城市網(wǎng)絡化的發(fā)展,區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域之間的社會經(jīng)濟聯(lián)系更加密切與復雜,地區(qū)間的相互作用會對地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展及空間結構產(chǎn)生了至關重要的影響?？臻g相互關系一直是經(jīng)濟地理研究的熱點問題,國內(nèi)外學者在這方面做了大量探索。引力模型是研究區(qū)域空間聯(lián)系的常用工具,可有效地量化空間聯(lián)系。國外學者運用引力模型主要對交通運輸網(wǎng)絡及空間通達性、城市網(wǎng)絡結構等方面進行了大量的理論與實證研究[1-3]。20世紀90年代以來,國內(nèi)學者采用引力模型進行區(qū)域空間聯(lián)系研究也積累了不少成果。王德忠等闡述了經(jīng)濟聯(lián)系量化指標的選取,并建立經(jīng)濟聯(lián)系定量分析模型計算了蘇錫常地區(qū)與上海經(jīng)濟聯(lián)系強度值,分析了經(jīng)濟聯(lián)系強度的區(qū)域差異[4]。此后，學者們利用引力模型對城市間的相互作用強度、城市間經(jīng)濟聯(lián)系差異、城市空間結構及地區(qū)空間聯(lián)系格局等方面進行了廣泛研究[5-10]。

交通運輸網(wǎng)絡的完善和現(xiàn)代交通工具的發(fā)展大大縮短了旅行時間成本,對區(qū)域社會經(jīng)濟聯(lián)系空間格局產(chǎn)生了深遠影響。部分學者對傳統(tǒng)引力模型進行了改進,距離指標的選取逐步從空間距離進一步拓展到了時間距離,將交通運輸網(wǎng)絡水平納入到引力模型中。孟德友等基于鐵路客運交通網(wǎng)絡,使用時間距離引力模型對全國各省區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系強度進行了測算,分析了各省區(qū)間的地域分異特征及經(jīng)濟聯(lián)系的空間指向[11];尹鵬等基于鐵路客運交通網(wǎng)絡利用時間距離引力模型分析了東北地區(qū)省際經(jīng)濟聯(lián)系的地域分異特征[12];曹小曙等基于陸路交通網(wǎng)絡,使用時間距離引力模型測算并分析了絲綢之路經(jīng)濟帶內(nèi)城市的空間聯(lián)系特征[13];趙純鳳等使用公路最短時間距離對傳統(tǒng)引力模型進行了修正,測算并評價了湖南區(qū)域經(jīng)濟空間聯(lián)系及空間組織結構[14];曹佳斌等基于2003年、2007年、2012年的全國地級市公路網(wǎng)數(shù)據(jù),使用時間距離引力模型衡量并評價了全國城市及區(qū)域間的經(jīng)濟空間聯(lián)系[15];韓艷紅等以南京都市圈為例,采用時間距離引力模型測算了南京都市圈內(nèi)城市間的經(jīng)濟聯(lián)系量,研究了南京都市圈的空間聯(lián)系格局及空間態(tài)勢[16]。

隨著地區(qū)間產(chǎn)業(yè)技術合作深化和科技交流的增強,科技創(chuàng)新水平與經(jīng)濟水平逐漸成為影響地區(qū)間要素流動的重要因素,兩者聯(lián)合對空間格局產(chǎn)生影響。部分學者開始關注創(chuàng)新空間聯(lián)系與空間格局,蔣天穎、張鴻鶴等運用時間距離引力模型分別研究了浙江省、東北地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出空間聯(lián)系[17,18];董必榮等基于時間距離引力模型定量測度了我國各省區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出空間聯(lián)系,并得出省域創(chuàng)新產(chǎn)出空間聯(lián)系差距較大的結論[19];呂海萍等通過構建創(chuàng)新資源協(xié)同空間聯(lián)系引力模型測算分析了我國各省創(chuàng)新資源協(xié)同空間聯(lián)系強度及其演化特征,并采用空間面板計量模型實證檢驗了創(chuàng)新資源協(xié)同空間聯(lián)系與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系[20]。

根據(jù)已有研究成果發(fā)現(xiàn),學界對區(qū)域空間聯(lián)系的研究主要集中在經(jīng)濟聯(lián)系與空間結構,且研究多以個別省份或地區(qū)為案例。綜合研究我國各省市科技聯(lián)系和經(jīng)濟聯(lián)系的成果明顯不足,對兩者關系的研究則更為少見?；诖?本文從效率水平和時間距離兩個方面對傳統(tǒng)引力模型進行改進,前者能反映我國在新常態(tài)背景下資源合理配置的水平,后者則能準確反映我國不同地區(qū)相互作用的力矩長度,量化分析各省的科技聯(lián)系強度和經(jīng)濟聯(lián)系強度及其空間態(tài)勢,并采用面板回歸模型探究科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度的關聯(lián)性及影響因素,以期為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和區(qū)域政策制定提供借鑒。

2 研究方法與數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法

引力模型(Gravity Model)來源于物理學中的萬有引力定律。目前,引力模型是測算區(qū)域相互聯(lián)系量的常用方法。以往學者們所構建的傳統(tǒng)引力模型普遍使用區(qū)域人口總數(shù)、GDP總量衡量城市質(zhì)量,使用兩地的空間距離或交通距離表示城市距離,但傳統(tǒng)引力模型對城市質(zhì)量和區(qū)間距離的指標選取存在一定的缺陷。首先,人口數(shù)量和GDP總量并不是反映地區(qū)全貌的最優(yōu)指標;其次,隨著交通運輸方式的改進和交通運輸網(wǎng)絡的完善,采用兩地間的地表空間直線距離或交通距離也無法準確刻畫城市間的空間聯(lián)系及其動態(tài)變化。因此,本文在借鑒前人研究成果的基礎上,使用效率水平和時間距離對傳統(tǒng)引力模型進行改進,計算公式為:

(1)

式中,Fij代表城市i與j之間的聯(lián)系強度;Fp為省份p內(nèi)的聯(lián)系總量,用來反應該省內(nèi)空間聯(lián)系強度的大小,n為省份p內(nèi)的城市個數(shù);Qi、Qj分別表示城市i和城市j的效率水平;Tij表示城市i與j的時間距離;k為引力常數(shù),一般為1。

2.2 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)包絡分析(Data Envelopment Analysis,DEA)最初由美國運籌學家Charnes等提出[21],是一種基于多投入、多產(chǎn)出來評價對象相對有效性的效率評價方法。本文選用基于投入導向的SBM-DEA模型分別計算了2003—2015年我國30個省(不包括香港和澳門特別行政區(qū)、臺灣地區(qū)、西藏自治區(qū))283個地級市的科技創(chuàng)新效率和經(jīng)濟效率。在科技創(chuàng)新效率的計算中,借鑒相關研究[22,23],本文選取科學研究和技術服務從業(yè)人員數(shù)、財政科學支出、國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)為投入指標,科技論文數(shù)、三大專利申請數(shù)為產(chǎn)出指標。其中,科學研究和技術服務從業(yè)人員數(shù)、財政科學支出、國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)來源于2004—2016年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》；科技論文數(shù)包括中文論文數(shù)和英文論文數(shù),其中中文論文數(shù)來源于中國期刊全文數(shù)據(jù)庫,英文論文數(shù)來源于Web of Science數(shù)據(jù)庫；三大專利申請數(shù)通過檢索中國期刊全文數(shù)據(jù)庫獲得。在經(jīng)濟效率的計算中,本文選取就業(yè)人數(shù)、城市建設用地面積和固定資產(chǎn)投資作為投入指標,選取GDP為產(chǎn)出指標。一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展受固定資產(chǎn)投資影響最為直接,而以往投資所形成的資本存量更多地影響產(chǎn)出。由于資本存量在統(tǒng)計年鑒中無法直接獲取,因此參考前人的做法[24]并結合當前相關研究,本文采用永續(xù)盤存法對資本存量進行計算。就業(yè)人數(shù)、城市建設用地面積、固定資產(chǎn)投資和GDP的原始數(shù)據(jù)來自2004—2016年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。在科技創(chuàng)新效率和經(jīng)濟效率的投入產(chǎn)出指標中,以2003年為基期,將財政科學支出、GDP、固定資產(chǎn)投資按照各年各地區(qū)的GDP指數(shù)進行平減,以消除通貨膨脹造成的影響,并采用指數(shù)平滑法對缺失數(shù)據(jù)進行補充。

鐵路運輸具有安全系數(shù)高、價格競爭力強、抗干擾能力強等優(yōu)點,是我國城市間最主要的交通方式。隨著我國高鐵技術的提升,高速鐵路極大地縮短了地區(qū)間的通行時間,并對沿線區(qū)域和城市的社會經(jīng)濟發(fā)展和空間結構產(chǎn)生了重大影響，因此本文采用城市間鐵路客運最短旅行時間衡量城市間的時間距離(h)。根據(jù)馮長春等的研究[25],數(shù)據(jù)從“去哪兒網(wǎng)”和“攜程網(wǎng)”獲取,數(shù)據(jù)獲取過程中遵循以下原則:若城市間有直達列車,則選取所有列車班次中旅行時間最短的直達列車運行時間作為城市間的時間距離;若城市間沒有直達列車,網(wǎng)站會自動提供用時最短的換乘方案,則選擇換乘方案中的最短時間(含中轉(zhuǎn)、停留時間)。對樣本中個別沒有開通客運鐵路的地級市,本文采用公路運輸最短時間代替。

3 各地區(qū)科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度分析

為研究各省科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度情況,需要消除直轄市與其他省份在地域上的差別。本文將北京、天津、重慶3市分別并入緊鄰的河北省和四川省,將上海與鄰近的江蘇、浙江兩省進行合并。由于青海省只有西寧1個地市,本文將西寧市并入甘肅省,因此本文以全國25個省份作為研究空間聯(lián)系強度的基本單元。首先,根據(jù)引力模型分別計算2003—2015年各地市間的科技與經(jīng)濟聯(lián)系強度。然后,將各地市間的科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度分別加總得到各省科技及經(jīng)濟聯(lián)系總量。各省科技及經(jīng)濟聯(lián)系總量越大,代表該省內(nèi)地級市間的科技和經(jīng)濟聯(lián)系強度越大。

受初始資源稟賦、經(jīng)濟基礎及政策導向等因素影響,我國三大地區(qū)科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度差異明顯。從表1可知,東部地區(qū)科技與經(jīng)濟聯(lián)系強度領先于中西部地區(qū)。對比首末年發(fā)現(xiàn),東部地區(qū)科技聯(lián)系強度在2003—2015年出現(xiàn)大幅提高,但中部地區(qū)和西部地區(qū)科技聯(lián)系強度均出現(xiàn)了不同程度的下降,地區(qū)間科技聯(lián)系強度差距進一步擴大。除西部地區(qū)外,東部、中部地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強度均出現(xiàn)小幅增加,中部地區(qū)增幅最大?？赡艿脑蚴?東部地區(qū)擁有良好的基礎設施、交通條件和對外開放窗口,因此科技和經(jīng)濟聯(lián)系強度均明顯高于中西部地區(qū)。但由于東部地區(qū)已經(jīng)經(jīng)歷了經(jīng)濟高速增長期,因此經(jīng)濟聯(lián)系強度增速趨緩。中部地區(qū)有賴于“中部崛起”戰(zhàn)略的實施與天然的交通區(qū)位優(yōu)勢,該地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強度增幅較大。但中部地區(qū)整體科技水平偏低,加之近年來科技資源外流情況嚴重,因此中部地區(qū)科技聯(lián)系強度出現(xiàn)了小幅下降。由于科技與經(jīng)濟水平較低和邊緣化的地理區(qū)位,西部地區(qū)科技與經(jīng)濟聯(lián)系強度均呈現(xiàn)較低水平且在考察期內(nèi)出現(xiàn)了不同程度的下降。

表1 三大地區(qū)科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度

圖1 全國各省份空間聯(lián)系強度情況

從圖1可見,2003年我國科技聯(lián)系強度排名前三位的省份分別為廣東省、陜西省和江蘇省,經(jīng)濟聯(lián)系強度排名前三的省份分別為江蘇省、福建省和浙江省,科技聯(lián)系強度與經(jīng)濟聯(lián)系強度的區(qū)域一致性并不明顯,且各省份間科技及經(jīng)濟聯(lián)系強度差距較大。2009年,除江蘇、廣東兩省外,其他大部分省份的科技與經(jīng)濟聯(lián)系強度均出現(xiàn)了不同程度的下降,省份間差距較2003年明顯縮小。相比于2009年,2015年大多數(shù)省份科技聯(lián)系強度出現(xiàn)明顯增加,但經(jīng)濟聯(lián)系強度有所下降,其中江蘇、浙江兩省科技聯(lián)系強度增幅最大。

4 科技聯(lián)系強度與經(jīng)濟聯(lián)系強度關聯(lián)性分析

4.1 模型設定

為了探究科技聯(lián)系強度與經(jīng)濟聯(lián)系強度之間的關聯(lián)性,本文構建了含有二次項的計量模型:

(2)

4.2 數(shù)據(jù)與變量說明

本文在已利用引力模型測算出各省科技聯(lián)系強度與經(jīng)濟聯(lián)系強度的基礎上,選擇科技聯(lián)系強度為被解釋變量,經(jīng)濟聯(lián)系強度及其二次項為核心解釋變量。目前,對空間聯(lián)系強度進行定量分析的文獻較少,本文在考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎上選擇對外開放的水平(Open)、產(chǎn)業(yè)結構(Industry)、技術市場成交額(Turnover)、R&D人員全時當量(R&D)為控制變量。①對外開放水平(Open)。一個地區(qū)對外開放水平越高,越有利于地區(qū)間的要素流動。參考已有文獻,本文采用實際利用外商投資額來衡量地區(qū)對外開放水平。由于實際利用外商投資額的統(tǒng)計口徑為億美元,因此本文使用各年的匯率折算成人民幣,并以2003年為基期的GDP指數(shù)進行平減。②產(chǎn)業(yè)結構(Industry)。不同產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新過程、技術基礎存在一定的差異,因此產(chǎn)業(yè)結構會對地區(qū)科技創(chuàng)新水平及地區(qū)間科技聯(lián)系產(chǎn)生影響。本文使用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重來表示該因素。此外,科技產(chǎn)出水平與投入水平可能會對地區(qū)的科技聯(lián)系產(chǎn)生影響,需要進行控制。本文選擇技術市場成交額(Turnover)、R&D人員全時當量(R&D)作為科技產(chǎn)出水平與投入水平的代理變量。為保持數(shù)據(jù)的相對一致性,本文面板數(shù)據(jù)以2003—2015年我國25個省級行政區(qū)作為樣本,所用數(shù)據(jù)來自相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

4.3 回歸結果與分析

在進行回歸分析之前,需要考慮回歸方法的選擇問題。主要通過F檢驗確定固定效應模型優(yōu)于混合OLS,豪斯曼檢驗拒絕隨機效應與解釋變量無關的原假設,得出固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型的結論。

由于不同時期、不同地區(qū)個體差異較大,可能存在異方差問題,因此本文采用控制時間效應和地區(qū)效應的雙向固定效應模型,以減少模型估計偏誤,回歸結果見表2。

表2 回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值,結果由Stata軟件給出。

表2列(1)中,對僅包括經(jīng)濟聯(lián)系強度及其二次項的方程進行了估計。結果發(fā)現(xiàn),在10%的顯著性水平下,經(jīng)濟聯(lián)系強度一次項系數(shù)顯著為負,二次項系數(shù)顯著為正,表明經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度之間存在“U”型關系。隨后,在方程中依次加入對外開放水平、產(chǎn)業(yè)結構、技術市場成交額、R&D人員全時當量4個控制變量,結果見表2列(2)—(5)?？梢钥闯?控制變量大多顯著且符號基本符合預期。表2列(5)中,對外開放水平對科技聯(lián)系強度影響顯著為正,外商投資對地區(qū)的技術和知識溢出具有促進作用。因此,對外開放水平越高,越有利于地區(qū)間技術要素的流動,地區(qū)科技聯(lián)系強度越高。產(chǎn)業(yè)結構與科技聯(lián)系強度負相關,但并不顯著。可能的原因是:本文使用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重來表示產(chǎn)業(yè)結構,該比重越大，說明第二產(chǎn)業(yè)主導地位越強,而主要帶動地區(qū)間科技要素流動的科技服務業(yè)隸屬于第三產(chǎn)業(yè),所以產(chǎn)業(yè)結構與科技聯(lián)系強度呈現(xiàn)負相關關系。技術市場成交額與科技聯(lián)系強度負相關,且在5%的顯著性水平下顯著。地區(qū)技術市場成交額越大、科技產(chǎn)出水平越高,該地區(qū)科技創(chuàng)新能力也就越強,與周邊地區(qū)相比科技優(yōu)勢明顯。為了保持自身的科技優(yōu)勢,該地區(qū)可能不愿將技術向省內(nèi)其他科技欠發(fā)達地區(qū)輸出,從而導致地區(qū)科技聯(lián)系強度較低。R&D人員全時當量與科技聯(lián)系強度在1%的顯著性水平下呈正相關關系,說明地區(qū)科技資源投入增加,會顯著提高地區(qū)科技聯(lián)系。加入控制變量后,經(jīng)濟聯(lián)系強度一次項和二次項的系數(shù)大小有一定的變化,但系數(shù)符號沒變,且顯著性水平明顯提高,經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度在1%的顯著性水平下呈現(xiàn)“U”型關系。前期,隨著經(jīng)濟聯(lián)系強度的增加科技聯(lián)系強度會出現(xiàn)下降,越過“U”型曲線的拐點后,隨著經(jīng)濟聯(lián)系強度的增加,科技聯(lián)系強度也會增加。

為了避免經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度之間存在相反因果關系的可能性,本文將所有控制變量均取一階滯后進行重新回歸,結果見表2列(6)。與表2列(5)相比,各變量系數(shù)符號、顯著性均未發(fā)生明顯變化,經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度依然在1%的顯著水平下呈“U”型關系。由于可能存在的內(nèi)生性問題會導致估計結果存在偏差,本文還采用工具變量法進行對比分析。工具變量應選擇與解釋變量高度相關但與隨機誤差項不相關的指標。本文選取經(jīng)濟聯(lián)系強度及其二次項的一階滯后項作為工具變量。觀察表2列(7)發(fā)現(xiàn),采用工具變量法進行估計后,除對外開放水平系數(shù)及顯著性水平發(fā)生明顯變化外,其他變量結果變異不大,說明估計結果是穩(wěn)健的。

4.4 對拐點的進一步討論

在確定了經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度的“U”型關系后,關鍵是明確目前我國經(jīng)濟聯(lián)系強度所處的階段。由表2列(5)估計結果可推知經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度“U”型曲線的拐點為F(Eco)=0.247。當經(jīng)濟聯(lián)系總量低于0.247時,經(jīng)濟聯(lián)系強度增加會導致科技聯(lián)系強度下降;大于0.247后,經(jīng)濟聯(lián)系強度增加會帶動科技聯(lián)系強度增加。對全國的樣本而言,經(jīng)濟聯(lián)系總量的均值為0.111,證明整體上我國經(jīng)濟聯(lián)系強度依然處于“U”型曲線的左段,還沒有跨過曲線的拐點。

考慮到我國各地區(qū)區(qū)域發(fā)展水平不均衡,經(jīng)濟聯(lián)系強度也存在較大差異,因此有必要分地區(qū)考察經(jīng)濟聯(lián)系強度所處的位置,以針對不同地區(qū)的現(xiàn)狀制定差異性政策。從圖2和表3可見,全國僅有江蘇、廣東兩省跨過了“U”型曲線拐點,進入了經(jīng)濟聯(lián)系與科技聯(lián)系相互促進階段。江蘇省位于長三角地區(qū),該地區(qū)經(jīng)濟基礎良好、要素流動頻繁、經(jīng)濟聯(lián)動效應明顯,且長三角城市群高鐵密集程度居全國之首,是區(qū)域一體化程度最高的城市群。因此,江蘇省經(jīng)濟聯(lián)系強度明顯高于全國水平。廣東省隸屬于珠三角地區(qū),該地區(qū)是我國經(jīng)濟實力最強的地區(qū)之一,地理位置優(yōu)越、交通基礎設施完備、城市間聯(lián)系緊密,市場化、經(jīng)濟一體化水平較高,地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強度高于全國大部分省份。從三大經(jīng)濟板塊來看,東部地區(qū)省市的經(jīng)濟聯(lián)系強度普遍更接近拐點,中西部地區(qū)省市的經(jīng)濟聯(lián)系強度普遍距離拐點較遠。這一現(xiàn)象表明東部地區(qū)整體一體化程度較高,地區(qū)間經(jīng)濟協(xié)作、要素流動更為頻繁。而中西部地區(qū)空間聯(lián)系相對較弱,區(qū)域一體化程度仍待提升。

圖2 廣東、江蘇兩省經(jīng)濟聯(lián)系強度在全國所處的位置

地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系總量地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系總量河北0.183湖北0.113山西0.062湖南0.152內(nèi)蒙古0.014廣東0.256遼寧0.150廣西0.050吉林0.045海南0.065黑龍江0.018四川0.077江蘇0.435貴州0.112浙江0.170云南0.034安徽0.078陜西0.065福建0.215甘肅0.130江西0.122寧夏0.040山東0.040新疆0.027河南0.133全國0.111

4.5 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證模型估計結果的穩(wěn)健性,本文通過修改模型設定對計量模型進行穩(wěn)健性檢驗。在模型中,本文將經(jīng)濟聯(lián)系強度的二次項引入計量模型,研究經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度之間的關系。如果二次項的設定不具有穩(wěn)健性,則可能對經(jīng)濟聯(lián)系強度拐點的估計結果造成較大偏誤。為了檢驗模型設定的穩(wěn)健性,可將經(jīng)濟聯(lián)系強度的二次項設定放松,考察次數(shù)取不同數(shù)值時的經(jīng)濟聯(lián)系強度拐點。本文選取表2中的列(5)重新進行估計,表4列出了6種不同取值情況下經(jīng)濟聯(lián)系強度拐點的模擬結果。模擬的拐點及其95%的置信區(qū)間并未發(fā)生顯著變化,標準差在次數(shù)小于1.6時才逐漸變大,因此模型二次項設定穩(wěn)健。

表4 模型形式的穩(wěn)健性檢驗

5 結論與建議

本文首先使用效率與有效時間距離對傳統(tǒng)引力模型進行改進,并選取我國283個地級市2003—2015年的面板數(shù)據(jù)對遴選的30個省份的科技和經(jīng)濟聯(lián)系強度進行測度,進而采用面板回歸模型對科技聯(lián)系強度與經(jīng)濟聯(lián)系強度的關系及影響因素進行探究。結果顯示:①空間視閾下,我國省域空間聯(lián)系強度呈現(xiàn)出明顯的東部向西北漸次衰退的空間指向。其中,科技聯(lián)系強度在時間維度上表現(xiàn)出明顯的“東部升、中西部降”的動態(tài)空間分異趨勢,地區(qū)間空間聯(lián)系分布不均且差距逐漸加大,具有較強的區(qū)域集中性和空間依賴性。②經(jīng)濟聯(lián)系強度與科技聯(lián)系強度呈“U”型關系,越過“U”型曲線拐點后,經(jīng)濟聯(lián)系強度對科技聯(lián)系強度的影響則由負轉(zhuǎn)為正。目前我國大部分省份(除江蘇、廣東外)未跨過“U”型曲線的拐點,東部地區(qū)省份普遍更接近拐點。③對外開放水平、科技投入水平是增強地區(qū)間科技聯(lián)系的積極因素,而產(chǎn)業(yè)結構、科技產(chǎn)出水平會對科技聯(lián)系強度存在負面影響。

鑒于此,為了增強地區(qū)空間聯(lián)系,促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,本文提出以下建議:①提升政府統(tǒng)籌規(guī)劃能力,摒棄各自為戰(zhàn)的發(fā)展思維,打破地區(qū)間的體制障礙和技術壁壘,增強地區(qū)空間聯(lián)系。一是從大的發(fā)展戰(zhàn)略上要扭轉(zhuǎn)“效率優(yōu)先,兼顧公平”的發(fā)展思路,形成地區(qū)間的幫扶觀念,增加中西部地區(qū)的要素投入,鼓勵生產(chǎn)要素向中西部地區(qū)流動。二是通過實施科技創(chuàng)新型城市引導工程和支持跨省市的區(qū)域合作來大力推進區(qū)域創(chuàng)新體系的建設,推動東部發(fā)達省市為西部省市提供對口援助,打破區(qū)域知識創(chuàng)新溢出的壁壘,整體提升我國區(qū)域創(chuàng)新水平。②完善交通基礎設施,優(yōu)化交通運輸網(wǎng)絡布局。交通是承載資源要素流動的載體,交通基礎設施是增強區(qū)域空間聯(lián)系的基本紐帶和重要橋梁。未來,一方面要增加各省非中心城市之間的運輸聯(lián)結,另一方面要重視中西部地區(qū)的交通基礎設施建設。通過逐步完善全國高速鐵路、快速公路交通網(wǎng)絡縮短區(qū)域之間的時間距離,降低地區(qū)間交通成本,加快人才、信息技術及資金等要素的區(qū)際流通,提升資源跨區(qū)域配置效率。③培育和打造區(qū)域空間聯(lián)系緊密的代表性省份、城市和示范區(qū),并以此為中心構建“省—市—區(qū)”網(wǎng)絡布局。通過增強示范省(市、區(qū))的輻射作用,以帶動區(qū)域內(nèi)其他省(市、區(qū))發(fā)展。在此基礎上，鼓勵各層次城市間發(fā)展橫向多邊關系,探索多中心協(xié)同發(fā)展之路。④提高對外開放水平,推進市場化改革,完善技術交易市場,加強區(qū)域產(chǎn)業(yè)間的垂直和水平分工與合作,通過逐步形成基礎設施共建共享、資源技術有效整合、科技人才相互交流的地區(qū)協(xié)同發(fā)展格局,探索經(jīng)濟發(fā)展與科技創(chuàng)新融合新路徑,促進地區(qū)科技創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)。