長三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力評價研究

戴明鋒,李宗和,吳翌琳

(1.商務(wù)部國際貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作研究院，北京 100710；2.中國人民大學(xué)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究中心，北京 100872)

0 引言

2020年8月24日，習(xí)近平總書記在中南海主持召開經(jīng)濟(jì)社會領(lǐng)域?qū)＜易剷现赋觯詴惩▏窠?jīng)濟(jì)循環(huán)為主構(gòu)建新發(fā)展格局，以科技創(chuàng)新催生新發(fā)展動能。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)以高新技術(shù)為基礎(chǔ)，科技含量高、創(chuàng)新能力強(qiáng)，為解決就業(yè)、保持社會穩(wěn)定、融入經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展做出重大貢獻(xiàn)。中國高度重視高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在長三角、珠三角、環(huán)渤海地區(qū)布局了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶，各省、市也在大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是當(dāng)今國家科技創(chuàng)新能力的綜合體現(xiàn)，是當(dāng)今國際科技和經(jīng)濟(jì)激烈競爭的制高點(diǎn)，也是推動經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要力量。研究高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力，不僅可以分析各個地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平、發(fā)展成效，也可以評價區(qū)域經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新能力和發(fā)展?jié)摿Γ€可以為其他地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

1 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者一直關(guān)注高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力的研究，主要集中在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)評價體系的構(gòu)建、評價方法的選擇，評價維度等方面。Romijn[1]等利用多元回歸分析方法對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)績效進(jìn)行實(shí)證分析；Mayindi[2]運(yùn)用因子分析法分析南非 (SA)航空航天業(yè)競爭力水平；Lanzerotti[3]通過對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)及技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行定量分析并評價美國產(chǎn)業(yè)競爭力情況。在國內(nèi)，李軍[4]通過對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)評價理論的分析，提出適合中國國情的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系；劉芳等[5]從產(chǎn)業(yè)投入、產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出、技術(shù)創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)政策環(huán)境4個方面構(gòu)建評價指標(biāo)體系，運(yùn)用因子分析法對河南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力進(jìn)行評價；陳紅川[6]構(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標(biāo)體系,運(yùn)用數(shù)據(jù)挖掘方法 (K-均值聚類)評價高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力，重點(diǎn)分析廣東高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力并提出相應(yīng)對策；孫冰等[7]測算2003—2008年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力綜合指數(shù)，并運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析方法計(jì)算技術(shù)創(chuàng)新能力各指標(biāo)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力綜合指數(shù)的灰色關(guān)聯(lián)度，研究發(fā)現(xiàn)新產(chǎn)品的研發(fā)與市場運(yùn)作狀況是影響我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力的重要因素；王兆紅等[8]運(yùn)用動態(tài)偏離-份額分析法對北京市2000—2007年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力進(jìn)行研究；何紅光等[9]基于動態(tài)偏離-份額模型對中國沿海地區(qū)2008—2012年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力進(jìn)行測算；卜洪運(yùn)等[10]從內(nèi)生競爭力和外生競爭力兩方面影響因素構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群競爭力評價三級指標(biāo)體系，基于維度和閾值改進(jìn)的指數(shù)型功效函數(shù)構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群競爭力評價模型，對2004—2013年京津冀高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群競爭力進(jìn)行評價研究；范德成等[11]從技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境3個方面建立評價指標(biāo)體系，采用TOPSIS灰色關(guān)聯(lián)投影法動態(tài)綜合評價了京津冀地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力；朱蘭亭等[12]基于調(diào)查數(shù)據(jù)，采用層級回歸分析探究高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與高新技術(shù)企業(yè)國際競爭力三者的關(guān)系；葉琦林等[13]采用熵值法對2011—2016年上海高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行指標(biāo)權(quán)重的測算,得出近6年的競爭力評價結(jié)果。

可以看出，大部分學(xué)者選擇從內(nèi)生影響因素和外生影響因素出發(fā)構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力評價指標(biāo)體系，運(yùn)用因子分析法、層次分析法、聚類分析法、回歸分析和相關(guān)分析等方法，而用動態(tài)偏離-份額空間分析研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)競爭力的較為少見。考慮到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)變化性及區(qū)域間的發(fā)展相互影響，因此采用動態(tài)偏離-份額空間模型研究高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力是合理的，利用動態(tài)偏離-份額空間模型可以較好地測算其地區(qū)分量、空間結(jié)構(gòu)分量和競爭力分量。

2 研究方法

2.1 傳統(tǒng)偏離-份額模型

偏離-份額分析法 (Shift-share Analysis)是由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Daniel[14]和Creamer[15]相繼提出，后經(jīng)Dunn[16]總結(jié)并逐步完善，廣泛應(yīng)用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)分析[17-18]。傳統(tǒng)偏離-份額分析法將區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量在一定時期的變動分為3個變量：國家分量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量和產(chǎn)業(yè)競爭力分量，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長=國家分量+產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分量+產(chǎn)業(yè)競爭力分量。

=Nij+Pij+Dij

(1)

i=1,2,3,…,m；j=1,2,3,…,n

傳統(tǒng)偏離份額模型簡單易行，適合分析研究區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競爭力情況，但未考慮區(qū)域間相互影響關(guān)系，而偏離-份額分析模型中的分量并不是獨(dú)立的，會受到具有相似結(jié)構(gòu)的 “鄰近區(qū)域”經(jīng)濟(jì)業(yè)績的影響，因此傳統(tǒng)模型需進(jìn)一步改進(jìn)。

2.2 空間偏離-份額模型

(2)

式中，wik代表區(qū)域i和區(qū)域k的空間相互依賴程度，0代表兩區(qū)域間無相互作用，非0說明兩區(qū)域間有相互依賴性。標(biāo)準(zhǔn)化后的空間權(quán)重矩陣對角線上的元素均為0。

(3)

式中，dik表示區(qū)域間距離；bik表示兩區(qū)域的公共邊界占i區(qū)域的比例，α、β為固定參數(shù)。

當(dāng)兩區(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來密切或人口流動頻繁，則應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)距離確定經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重隨著區(qū)域相似度越高而越大，權(quán)重為：

(4)

式中，Xi可以選取人口密度、人均收入、產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)等。

2.3 動態(tài)偏離-份額模型

傳統(tǒng)的偏離-份額分析僅研究考察期內(nèi)期末相對期初的變化,無法考察研究時間段內(nèi)的連續(xù)變化，動態(tài)偏離-份額分析法引入動態(tài)化思想,將考察時間段作進(jìn)一步細(xì)分,分析每個時間分段各區(qū)域、 各產(chǎn)業(yè)部門對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。動態(tài)偏離-份額分析法的主要指標(biāo)和公式如下。

i=1,2,3,…,m；j=1,2,3,…,n

那么，年度高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長量可表示為：

(5)

2.4 動態(tài)偏離-份額空間模型

動態(tài)偏離-份額空間模型是將前面的偏離份額空間模型和動態(tài)模型相結(jié)合，既考慮空間因素的影響，又考慮經(jīng)濟(jì)的動態(tài)變化過程，是傳統(tǒng)偏離份額模型和空間模型的拓展。動態(tài)偏離-份額空間模型的主要指標(biāo)和公式為：

(6)

(7)

式中，g是與區(qū)域i鄰近的區(qū)域代碼集合。wik是空間權(quán)重。空間權(quán)重的大小與地理距離、經(jīng)濟(jì)往來或者人口流動密切相關(guān)，因此wik可表示為：

(8)

式中，Li和Lk表示i地區(qū)和k地區(qū)的就業(yè)人數(shù)，dik表示i地區(qū)與k地區(qū)的地理距離。

3 數(shù)據(jù)來源及空間權(quán)重計(jì)算

本文的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)按國家統(tǒng)計(jì)局印發(fā)的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類目錄的通知》 (2002年)分為醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)共5個子行業(yè)，以江蘇、浙江、上海2013—2018年的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究對象。數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》 (2014—2019年)，以2013年為基年。由于2012年以后高技術(shù)產(chǎn)業(yè)子行業(yè)不再公布總產(chǎn)值，考慮到總產(chǎn)值中主營業(yè)務(wù)收入占絕大比重，因此本文以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入為研究對象，總體經(jīng)濟(jì)規(guī)模以中國為參照系。

由于江蘇、浙江、上海是相鄰地區(qū)，因此計(jì)算出的空間權(quán)重是一個對稱矩陣，根據(jù)式 (8)計(jì)算得出長三角地區(qū)空間權(quán)重系數(shù)，見表1。

表1 長三角地區(qū)空間權(quán)重系數(shù)

4 實(shí)證分析

4.1 總體情況分析

將表1中空間權(quán)重系數(shù)和2014—2018年江蘇、浙江、上海高新技術(shù)5個子行業(yè)2014—2018年的總產(chǎn)值代入動態(tài)偏離-份額空間模型得到5個子行業(yè)的地區(qū)分量、空間結(jié)構(gòu)分量和產(chǎn)業(yè)競爭力分量，見表2。由表2可知，從總偏離上看，江蘇省除了計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)外，其余四大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)都具有相當(dāng)?shù)母偁幜Α目臻g結(jié)構(gòu)分量看，長三角各個地區(qū)除了在計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)上的分量為負(fù)，在其余四大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上的分量都為正，說明長三角地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長超過全國所有產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長率，各自的高速增長都會給彼此帶來正的影響，在空間上具有競爭優(yōu)勢。從競爭力分量看，江蘇省在五大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上的競爭力都為正，說明江蘇省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)能有效利用浙江和上海鄰近區(qū)域的積極影響。上海、浙江大多高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在競爭力分量為負(fù)，說明浙江、上海不能有效利用鄰近區(qū)域增長的積極影響。

表2 2014—2018年長三角地區(qū)高新技術(shù)各產(chǎn)業(yè)偏離-份額分析結(jié)果

進(jìn)一步分析各個產(chǎn)業(yè)總偏離的貢獻(xiàn)，醫(yī)藥制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)方面，江蘇、浙江、上海的主要貢獻(xiàn)分別來源于競爭力分量、空間結(jié)構(gòu)分量和地區(qū)分量，說明江蘇地區(qū)這兩個產(chǎn)業(yè)的增長能有效利用鄰近區(qū)域的這兩個產(chǎn)業(yè)的積極影響，江蘇、上海的醫(yī)藥制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)高速增長能夠給浙江的醫(yī)藥制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)帶來正的影響。航空航天器制造業(yè)方面，江蘇和上海的主要貢獻(xiàn)來源于空間結(jié)構(gòu)分量，電子及通信設(shè)備制造業(yè)方面，3個地區(qū)的主要貢獻(xiàn)都來源于空間結(jié)構(gòu)分量，說明鄰近區(qū)域該產(chǎn)業(yè)高速增長都會給彼此帶來正的影響。電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)方面，3個地區(qū)的空間結(jié)構(gòu)分量都為負(fù)，主要貢獻(xiàn)都來源于地區(qū)分量，說明鄰近區(qū)域該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給彼此帶來的影響效果不明顯。

從這3個地區(qū)的整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力看，江蘇省排在第1位，其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相對發(fā)達(dá)，所以在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)方面具有優(yōu)勢，受空間結(jié)構(gòu)分量和競爭力分量相結(jié)合的影響。

4.2 具體行業(yè)情況分析

對2014—2018年高新技術(shù)各產(chǎn)業(yè)進(jìn)行動態(tài)變化趨勢分析，找出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)變化的特點(diǎn)。根據(jù)式 (6)計(jì)算長三角地區(qū)2014—2018各產(chǎn)業(yè)的各偏離-份額分量，見表3～表7。

4.2.1 醫(yī)藥制造業(yè)

在2014—2018年間江蘇省的醫(yī)藥制造業(yè)競爭力的波動幅度最大，呈現(xiàn)上升—下降—上升—平穩(wěn)的波動，但競爭力也最強(qiáng)，其貢獻(xiàn)最大的是競爭力分量，說明醫(yī)藥制造業(yè)增長率高于鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)。上海醫(yī)藥制造業(yè)增長幅度最大，但是競爭力分量為負(fù)，主要由地區(qū)分量和空間結(jié)構(gòu)分量貢獻(xiàn)，產(chǎn)業(yè)增長總體呈上升趨勢，但是在2016年達(dá)到高點(diǎn)后也呈現(xiàn)下降趨勢，主要是2016年地區(qū)分量影響較大。浙江醫(yī)藥制造業(yè)雖然也是呈現(xiàn)波浪式的發(fā)展，但是波動幅度最小，這5年的地區(qū)分量、空間結(jié)構(gòu)分量、競爭力分量平均值的絕對值相差變化較小，說明浙江省醫(yī)藥制藥業(yè)各個分量的貢獻(xiàn)相差不大，競爭力分量為負(fù)值，說明浙江醫(yī)藥制造業(yè)相比較江蘇發(fā)展速度較慢。

表3 長三角地區(qū)2014—2018年醫(yī)藥制造業(yè)競爭力分析結(jié)果

4.2.2 航空航天器制造業(yè)

江蘇、浙江、上海在2016—2018年航空航天器制造業(yè)競爭力呈現(xiàn)出不同的波動趨勢，江蘇呈現(xiàn)波浪式的發(fā)展，但增加幅度從2016年之后開始下降，主要原因是競爭力分量由正變負(fù)，但空間結(jié)構(gòu)分量為正，說明鄰近區(qū)域的該產(chǎn)業(yè)增長給江蘇帶來正的影響，但是江蘇并沒有有效利用鄰近區(qū)域增長的積極影響。浙江的航空航天器制造業(yè)在這5年中變化比較平穩(wěn)，競爭力分量大多時間為負(fù)，并且在0附近，說明浙江的航空航天器制造業(yè)增長率與江蘇、浙江的增長率差別不是很大。上海的航空航天器制造業(yè)競爭力總體上呈現(xiàn)上升—下降的趨勢，競爭力分量由負(fù)到正，空間結(jié)構(gòu)分量一直為正，說明上海航空航天制造業(yè)競爭力強(qiáng)，鄰近地區(qū)對上海的影響為正。

表4 長三角地區(qū)2014—2018年航空航天器制造業(yè)分析結(jié)果

4.2.3 電子及通信設(shè)備制造業(yè)

江蘇在這5年電子及通信設(shè)備制造業(yè)增長幅度明顯，浙江和上海增長幅度接近，中醫(yī)藥在江蘇省的空間結(jié)構(gòu)分量貢獻(xiàn)較大，它的增長率高于浙江和上海的增長率。浙江的競爭力分量一直呈現(xiàn)下降—上升—下降的趨勢，波動幅度較大，空間結(jié)構(gòu)分量也是波動比較大，說明浙江該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展波動較大。上海競爭力分量由負(fù)到正，空間結(jié)構(gòu)分量一直為正，說明上海地區(qū)該產(chǎn)業(yè)競爭力不斷提高。

表5 長三角地區(qū)2014—2018年電子及通信設(shè)備制造業(yè)分析結(jié)果

4.2.4 電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)

在這5年，江蘇和浙江該產(chǎn)業(yè)的總偏離大部分時候都為負(fù)值，主要是由于空間結(jié)構(gòu)分量都是負(fù)值，因此其增長率小于長三角地區(qū)的平均增長率，也就是說相比較浙江增加較快，3個地區(qū)總偏離平均值都為負(fù)值，說明該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值呈現(xiàn)下降趨勢，江蘇主要受空間結(jié)構(gòu)分量影響較大，浙江和上海同時受空間結(jié)構(gòu)分量和競爭力分量的雙重影響。這5年該產(chǎn)業(yè)發(fā)展受限，可能是電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)發(fā)展達(dá)到飽和，正在調(diào)整過程中。

表6 長三角地區(qū)2014—2018年電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)分析結(jié)果

4.2.5 醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)

在這5年，江蘇的醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)空間結(jié)構(gòu)分量大部分時間為負(fù)而競爭力分量大部分時間為正，說明江蘇省該產(chǎn)業(yè)空間增長率低于全國工業(yè)產(chǎn)值的增加率，但是超過了鄰近地區(qū)該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長率，江蘇能夠有效利用鄰近地區(qū)增長的積極影響。浙江、上海的空間結(jié)構(gòu)分量一直為正，競爭力分量大部分時間下為負(fù)，說明浙江、上海地區(qū)該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和江蘇正好相反。從對總偏離的貢獻(xiàn)看，江蘇主要來源于競爭力分量，浙江來源于空間結(jié)構(gòu)分量，而上海主要來源于地區(qū)分量。

表7 長三角地區(qū)2014—2018年醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)分析結(jié)果

5 結(jié)論

從總體競爭力來看，長三角地區(qū)江蘇省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較強(qiáng)的競爭力，浙江和上海差別不大，優(yōu)勢不太明顯。從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的五大產(chǎn)業(yè)看，江蘇省除了在電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)競爭力不明顯，在其余四大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)都具有絕對的競爭優(yōu)勢。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力基本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力相一致，江蘇在長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)排第1位，部分原因來自于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)。從2014—2018年長三角地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的動態(tài)發(fā)展趨勢來看，除了在電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)平均偏離為負(fù)，在其他產(chǎn)業(yè)總偏離都為正，說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體在不斷向前發(fā)展，進(jìn)一步分析各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的各個分量對總偏離的貢獻(xiàn)可知，各地發(fā)展特點(diǎn)各具特色，各個分量對各產(chǎn)業(yè)、各地區(qū)的貢獻(xiàn)變化也比較大，也就是說鄰近區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)業(yè)的影響不同，研究地區(qū)利用鄰近區(qū)域的影響也不同。

本文利用動態(tài)偏離-份額空間模型對長三角地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行研究，得出的結(jié)論與現(xiàn)實(shí)基本情況符合。但是，在空間權(quán)重的設(shè)定上有不同的方法，研究結(jié)論是否也會和本文一致值得討論。動態(tài)偏離-份額空間模型目前運(yùn)用還不多，對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分析是否合理，需要進(jìn)一步探討。