西部陸海新通道節點城市創新空間差異及影響分析

陳海燕，董秦男

(1.重慶工商大學 長江上游經濟研究中心， 重慶 400067; 2.重慶市人文社科重點研究基地 區域經濟研究院， 重慶 400067)

一、 引言

隨著我國區域協調發展戰略的深入推進，建設西部陸海新通道，有機銜接“一帶一路”沿線城市，是新時代推進西部大開發形成新格局的戰略通道，是促進西部地區優勢互補高質量發展的重要舉措。2019年，國家發改委在《西部陸海新通道總體規劃》中指出，新通道建設有利于交通物流通道向產業貿易通道轉型，促進交通、物流、商貿、產業深度融合，形成西部地區開發開放新動能。同時，該規劃對通道物流端點和沿線樞紐節點城市進行布局，節點城市作為通道建設的關鍵載體，是物流設施建設、通道貫通的核心點，同時也是人力、物力、技術、信息等各種經濟要素的交融點，節點城市的發展水平直接影響著西部陸海新通道的建設質量。黨的十九大報告指出，創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐。推動西部陸海新通道實現雙向互濟、輻射延展需要且依賴于節點城市的創新發展。

西部陸海新通道建設打破省際界限，在物流技術創新、制度創新、管理創新、產業升級、新基建建設等方面對節點城市創新能力提出更高要求，從而支撐西部地區進一步開發開放，推進中新互聯互通項目合作。城市創新發展有利于形成產業集聚，產生集聚經濟，進而促進城市高質量發展[1]；創新發展離不開強有力的經濟支撐。研究表明，區域經濟發展與區域創新環境建設之間存在相互促進的良性循環關系[2-4]。在通道建設促區域合作的背景下，研究區域間創新差異、創新發展水平對提升區域合作能力、改善區域合作關系具有很強的實踐意義[5]。城市既有創新能力彰顯了政府對科技創新、技術發展的重視程度和財政投入，反映了當地民眾擁有的創新意識和創新氛圍。對西部陸海新通道節點城市創新空間差異進行解析，有利于把握城市在過去發展中積累的創新環境條件，進而對后期發展提供借鑒。

區域創新研究已有較為豐富的成果，但是因為西部陸海新通道建設處于初期階段，針對其節點城市的相關研究尚較缺乏，在以下方面還值得研究：一是新通道建設延展區域廣而細，需要結合節點城市的具體數據對既有創新情況予以分析；二是新通道將改變西部地區城市格局，需要在科學把握城市創新區域差距的基礎上，定量研究經濟發展對城市創新的影響效應；三是新通道節點城市的創新發展受到來自全國創新推動的全域力量和來自區域創新需求的局域力量，需要采用更符合宏觀經濟現實的建模方法予以論證。因此，本文擬采取描述性統計方法和馬爾科夫鏈分析節點城市創新空間差異，采用空間面板計量分析方法分析經濟發展對城市創新的門限效應和全局域影響。

二、 節點城市創新空間差異分析

(一) 變量選取和數據說明

《西部陸海新通道總體規劃》中布局了三條南向主通道，同時圈定了新通道的核心覆蓋區、輻射延展帶，力圖提升通道整體效率和效益。本文選擇新通道兩端樞紐、沿線樞紐及西部輻射區域中節點城市作為研究對象，有重慶市、成都市、昆明市、西安市、貴陽市、南寧市、蘭州市、銀川市、西寧市、湛江市、遵義市、懷化市、柳州市、北海市、瀘州市、宜賓市、百色市、呼和浩特市、烏魯木齊市等19個城市。

現有研究中主要有三類指標衡量城市創新水平，分別是全要素生產率、研發投入和專利進步。正如何凌云和陶東杰分析，專利是從創新活動產出的角度反映創新水平，且專利數據公開、完整，較全要素生產率和研發投入而言，能更為廣泛用于測度地區層面的創新水平[6]。城市創新水平指數用CXit表示，采用《中國城市和產業創新力報告》[7]的計算方法和指數。城市創新指數由專利創新和創業指數合成，既從創新產出端的企業專利數量數據來計算不同年限的專利價值以體現城市的創新能力，又從新注冊的企業數量來體現城市的創業能力。

考慮到城市創新與城市經濟發展之間的影響關系，選取城市經濟發展指數EIit作為影響變量，采用主成分分析法從經濟增長水平、對外貿易、基礎設施、人力資本、信息化程度等方面進行計算，其中經濟增長水平采用人均GDP(元/人)、財稅收入(億元)表示，對外貿易采用進出口貿易總額(億元)、外商直接投資(億元)表示，基礎設施選取人均道路面積(平方米)、年貨物運輸量(萬噸)表示，人力資本選取年末人口數量(萬人)表示，信息化程度采用城市電信業務收入(萬元)、互聯網普及率(%)表示。全文數據來源于19個節點城市的統計公報(2002—2018年)、《中國城市統計年鑒》(2002—2018年)以及EPS數據平臺，其中部分缺失數據采取三年移動平均法進行插值處理。樣本區間為2001—2017年，共17×19=323個樣本。本文所使用變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

表2給出了2005年、2011年和2017年每隔6年的節點城市創新指數值。從總體數值變化情況看，2005—2011年除西安市和成都市外，其余城市創新發展速度較慢；2011—2017年西安市、成都市和重慶市創新指數破百，增長速度較快。對比城市創新指數發現，城市間創新發展水平差距很大，且增長幅度差異明顯，昆明市2005年的創新指數雖高于重慶市，但是后續增長乏力，2017年創新指數不到重慶市的1/2；貴陽市和蘭州市2005年的創新指數較南寧市高，但是2017年南寧市創新指數與貴陽市相當且遠超過蘭州市。柳州市、南寧市屬于廣西省內西部陸海新通道主通道樞紐點，過去17年創新發展水平增速較快，目前緊抓西部陸海新通道建設機遇，在冷鏈物流、通道經濟集聚方面已有諸多創新。沿線樞紐的宜賓市、瀘州市、遵義市、百色市等其他城市創新發展水平較低。

表2 部分年份城市創新指數值

圖1給出了城市創新指數平均增長率的折線圖，并選取2011年作為分割點分別考察增長率的差異。結果顯示，2011年之后的成都市、重慶市、西安市的城市創新平均增長率提速顯著，這與2011年《成渝經濟區區域規劃》出臺和渝新歐鐵路貫通緊密相關，凸顯出通道建設對城市發展的重要性。

圖1 城市創新指數分段平均增長率

(二) 基于馬爾科夫鏈的動態差異分析

馬爾科夫(Markov)鏈是在時間集T上對離散狀態的馬爾科夫過程持續觀察的結果。將條件概率pij(m,m+n)=P{Xm+n=aj|Xm=ai}稱為馬爾科夫鏈在時刻m處于狀態ai條件下，在時刻m+n轉移到狀態aj的轉移概率。由轉移概率組成的矩陣P(m,m+n)=(pij(m,m+n))被稱為馬爾科夫鏈的轉移概率矩陣。即：

(1)

該矩陣可以比較準確地描述研究對象的動態分布過程，這里采用該方法刻畫城市創新之間的等級效應，分析西部陸海新通道節點城市創新的空間差異。

借鑒周迪[8]，利用馬爾科夫鏈研究金融資源分布動態演變的離散化思路，根據19個城市的創新指數，將節點城市劃分成高水平(H)、中高水平(MH)、中低水平(ML)、低水平(L)四類。分類標準為:高水平是當年創新水平高于城市平均水平的100%，即圖2中第一象限；中高水平是創新水平介于城市平均水平的50%～100%，即圖2中第二象限；中低水平是創新水平介于城市平均水平的-50%～50%，即圖2中第四象限；低水平是創新水平低于城市平均水平的-50%，即圖2中第三象限。圖2為2017年城市創新水平按坐標系進行的分類，以可視化方式展示節點城市之間的創新差異。可以看出，成都市、西安市和重慶市的城市創新指數遠遠高于其他城市，而西部陸海新通道上的大部分城市都處于城市創新低水平狀態。

圖2 2017年創新指數分類坐標

表3為城市創新跨期4年的Markov鏈轉移概率矩陣。從4個轉移矩陣來看，矩陣的左上和右下兩個元素一般都較大，說明高水平和低水平城市的固化程度較高。2001—2017年，高-高水平轉移概率皆為1，說明高創新水平城市(西安、成都、重慶)已經具備一定的領先優勢，始終處于創新發展前列，這與已有研究中的結果一致(參見參考文獻[9])。從中高城市轉移來看，2002—2005年出現躍升現象，但2006—2013年只能保持中高水平，2014年以后部分中高水平城市反而降到中低水平。這反映出城市創新出現 “馬太效應”，創新指數呈現出強者愈強、弱者愈弱的發展趨勢。由于城市創新的平均水平不斷被拉高，使得早期處于創新中高水平的城市逐漸降為創新中低水平，低水平和中低水平城市在樣本期間未形成太大變化。這說明城市創新在不同城市間已形成較為固化的等級效應，促進城市間優勢互補均衡發展還需要更強的外生推力。

表3 城市創新指數跨度為4年的Markov鏈轉移概率矩陣

考察區間類型LMLMHH2010—2013年L0.923 0 0.076 9 0.000 0 0.000 0 ML0.000 0 0.000 0 0.000 0 0.000 0 MH0.000 0 0.000 0 1.000 0 0.000 0 H0.000 0 0.000 0 0.000 0 1.000 0 2014—2017年L0.916 7 0.083 3 0.000 0 0.000 0 ML0.000 0 1.000 0 0.000 0 0.000 0 MH0.000 0 0.500 0 0.500 0 0.000 0 H0.000 0 0.000 0 0.000 0 1.000 0

從以上分析可以發現，重慶市、成都市作為西部陸海新通道兩端樞紐，貴陽市、柳州市、南寧市作為沿線樞紐，均已具備一定的創新發展基礎；北海市作為西部陸海新通道中的主出海口，地理位置優越，未來發展前景可期；宜賓市、瀘州市、百色市和懷化市作為三條主通道中的樞紐城市，創新發展基礎薄弱，制約著“通道經濟”轉換為“落地經濟”；其他城市作為新通道輻射延展區，創新發展差異較大。下面進一步開展實證分析，說明影響節點城市創新空間差異的原因。

三、 實證分析

(一) 截面相關與平穩性分析

本文選擇不依賴空間權重矩陣的面板截面相關檢驗方法來確定城市創新的空間關系，以更好地刻畫節點城市受到的全域和局域影響。Breusch和 Pagan提出基于LM的截面相關存在性檢驗[10]，檢驗的原假設為對于所有的t，當i≠j時不存在截面相關，檢驗統計量為：

(2)

Pesaran對CDlm統計量進行修正[11]，提出CD統計量：

(3)

表4 面板數據截面相關檢驗

考慮到截面存在相關性，第一代面板單位根檢驗的LLC、IPS等方法檢驗功效下降，采用Pesaran提出的適宜截面相關的面板單位根CIPS檢驗方法[12]，原假設為存在單位根，檢驗結果見表5，變量CXit和EIit均為非平穩序列。說明在樣本期內，節點城市創新發展與經濟發展并不是持續穩定的過程，會由于內外生作用發生波動。

表5 面板單位根檢驗結果

(二) 雙向影響關系檢驗

表5結果表明變量CXit和EIit為同階單整過程，采用面板協整檢驗進行協同關系分析，結果見表6。在5%顯著性水平上，Kao、Pedroni、Johansen Fisher面板協整檢驗結果均支持存在一個長期協整關系[13]，說明節點城市創新和經濟發展之間存在長期均衡關系，持續的創新發展有利于加大城市經濟發展動力，強有力的經濟發展有利于產業集聚與技術升級，進而激發城市創新。

表6 面板協整檢驗結果

再采用面板Granger因果檢驗對變量間的動態影響關系進行確認，結果見表7。在5%顯著性水平上，城市創新與經濟發展互為滯后1階的動態影響關系。這說明節點城市創新與經濟發展之間的雙向影響持續時間非常有限，并沒有形成較長期的互動關系。究其原因，可能是因為節點城市企業專利數和新注冊企業數量較全國偏低，總體創新水平較低，持續促進經濟發展的集聚經濟偏弱。

表7 面板Granger因果檢驗

(三) 空間門限回歸與局域關系分析

推動城市創新發展的動力有來自國家層面的政策、資金支持，也受到城市自身發展環境的影響，比如經濟增長水平、基礎設施、信息化建設、地區合作等。通過上述檢驗發現變量CXit和EIit是存在均衡發展關系的非平穩序列，且個體之間存在截面相關性。一般采取因子相關結構和空間相關結構來刻畫面板個體相關關系，并將空間相關關系定義為空間局域相關，截面相關下的共同因子定義為全域相關[14]。下面通過空間回歸模型分析城市間的局域相關關系。

采用兩類空間權重矩陣測度不同空間關系的影響：1) 物流距離權重矩陣W1，用城市間高速公路最短里程的倒數表示；2) 經濟距離權重矩陣W2，用兩個城市人均GDP絕對差值的倒數表示。表8給出了不同空間權重矩陣下空間誤差模型和空間滯后模型的檢驗結果。在10%顯著性水平上，檢驗統計量LM-Error比LM-Lag在統計上顯著，且統計量Robust LM-Error比Robust LM-Lag顯著，說明選擇空間誤差模型SEM比較恰當。又考慮到統計量Robust LM-Lag也是顯著的，因此選擇空間誤差模型SEM作為最優模型，同時采用空間滯后模型SLM作為穩健性對比模型。采用Hausman檢驗判斷模型是存在固定效應還是隨機效應，檢驗結果表明選擇個體固定效應模型更佳。

表8 空間面板數據模型檢驗結果

由于不同經濟增長水平對城市創新的影響不同，這里以人均GDP等于5萬元為門限值，構建模型如下：

SLM：CXit=c+ρWCXit+β1EIit+β2EIit×Dit+αi+vit

(4)

SEM:CXit=c+β1EIit+β2EIit×Dit+αi+uit

uit=λWuit+εit

(5)

其中，當人均GDP小于5萬元時，門限變量Dit=0，反之則Dit=1。

模型回歸結果見表9。在地理距離和經濟距離兩種權重矩陣下，SEM和SLM模型估計結果幾乎一致，表明結果具有較好的穩健性。經濟發展指數系數估計值為1.5，表明經濟發展對城市創新具有正向的促進作用，這與19個節點城市中經濟發展與城市創新同步提升的情況一致。更值得注意的是，模型中引入的門限變量估計系數為0.03，說明不同經濟增長水平對城市創新的促進作用存在顯著差異。當城市人均GDP大于5萬元時，經濟發展對城市創新的促進作用要比人均GDP小于5萬元的城市大3%，印證了城市具備的經濟環境對創新發展的差異化影響。

表9 空間回歸模型估計結果

(四) 空間全域關系分析

對表9中的回歸殘差序列進行面板截面相關檢驗，結果顯示仍然存在截面相關，說明構建的空間回歸模型并沒有完全消除面板個體之間的相關性，從側面也反映出19個節點城市之間的相關性不僅來源于地理位置和經濟關聯，還來源于宏觀經濟發展的共同驅動力，即國家層面的宏觀支持。參照Wei等[14]、Jushan[15]中的主成分方法估計共同因子，對模型(4)和(5)的殘差剩余項分別建立誤差因子模型如下：

vit=γ1，iF1，t+εit

uit=λWuit+γ2，iF2，t+εit

(6)

其中，λi為表示空間關系異質性的因子載荷向量，Ft為表示空間全域關系的共同因子(1)空間全域驅動力因子解釋為區域發展受到的來自全國或全地區的政策、制度、貿易、人口、物流、資金等共同推動力。。對表9中4個模型進行誤差因子估計發現共同因子和因子載荷系數基本一致，故圖3僅給出模型1的變量估計結果。對剩余項εit再次進行截面相關檢驗，結果顯示已不存在截面相關性。Ft呈現出先降低后上升趨勢，且在第11個時點即2011年發生改變，充分說明2011年之前的空間全域因子對西部地區促進作用逐漸減弱，但是《成渝經濟區區域規劃》和渝新歐鐵路運行又重新激發了全域驅動力對西部地區的推動作用。λi值差異較大，其中有7個城市因子載荷系數為負，分別為遵義市、百色市、柳州市、北海市、懷化市、銀川市和西寧市，反映出這部分區域在樣本期內受全域驅動力影響不足。

圖3 共同因子和因子載荷系數估計值

四、 結論與啟示

西部陸海新通道為西部地區參與“一帶一路”建設提供了新的發展機遇，研究新通道19個節點城市創新能力既能反映節點城市歷史發展概況，又能對未來通道建設提供參考。通過研究發現：1) 西部陸海新通道節點城市創新水平差異較大，2011年成渝經濟區建設和渝新歐鐵路貫通對部分城市創新產生了積極效應，但是持續影響逐漸趨于平緩，且對其他城市影響不足，城市創新呈現出等級相對固化的 “馬太效應”；2) 部分樞紐城市創新發展基礎薄弱，在西部陸海新通道建設中加快城市創新發展、變“通道經濟”為“落地經濟”，是區域高質量發展的關鍵；3) 樣本期內城市創新與經濟發展存在長期均衡關系，且滯后1期的動態影響最為顯著，同時，經濟發展對城市創新的促進作用因不同的經濟環境表現不同，呈現出以人均GDP為門限值的門限效應；4) 通過對面板數據進行截面相關存在性檢驗發現，19個節點城市創新發展受到來自宏觀經濟發展的全域力量和來自區域創新需求的局域力量的共同影響，但是有7個城市創新發展受到的全域力量推動不足。

基于研究發現，西部陸海新通道部分城市在過去政策紅利影響和自身經濟發展需求的共同作用下創新發展迅速，但是大部分城市創新發展較為緩慢。搶抓來自西部陸海新通道建設的政策利好，集合區域創新發展的全局域推動力，打破已形成的創新等級效應，進一步釋放西部地區開發開放新動能，提出針對城市創新基礎和新通道發展定位的建議如下：

1) 主樞紐城市重慶市和成都市，是西部陸海新通道、新時代西部大開發、成渝地區雙城經濟圈著力建設的區域經濟增長極，應積極改善城市創新環境、升級創新支撐條件、增強創新研發投入、培育創新發展新動能，積極增強經濟綜合實力；同時，還應結合區位優勢和創新基礎條件，增強對通道沿線城市的資源輻射和引領作用，依托西部陸海新通道帶動西部地區參與國際經濟合作，促進全區域交通物流經濟深度融合發展。

2) 出海口城市北海市具有得天獨厚的地理優勢，與洋浦港隔海相望，應盡快打造陸海聯通的多式聯運系統，創新物流組織模式，建設北部灣國際門戶港，發揮區域國際集裝箱樞紐港作用，提升通道出海口功能。

3) 主通道沿線樞紐城市貴陽市、南寧市、柳州市均已具備一定的創新發展基礎，應以物流智慧化服務為導向，將創新區塊鏈技術和物流運輸相結合，建設大中型物流中轉基地，建設冷鏈物流商貿服務中心，打造立體化貿易產品物流運輸服務系統。

4) 主通道沿線樞紐城市宜賓市、瀘州市、遵義市、百色市和懷化市作為三條主通道中的樞紐城市，創新發展基礎薄弱，制約著“通道經濟”轉換為“落地經濟”，應以“物流效率高地”建設為導向，完善運輸場站設施，加強集疏運體系建設，成為面向四川、貴州、廣西和湖南的貿易產品運輸集散地。

5) 輻射延展區域城市西安、蘭州、烏魯木齊、呼和浩特、銀川、西寧、湛江等的創新基礎差異較大，但具有鮮明的地域文化特色，應結合區域差異創新貨物貿易、服務貿易模式，提升物流通道運輸效率，降低物流成本，促進經濟發展與城市創新動態效應的長期累進，助推西部陸海新通道高質量、高標準、高水平建設。