戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在特定區(qū)域集聚吸引科技人才集聚,科技人才集聚呈現(xiàn)的空間差異性又影響區(qū)域間戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。現(xiàn)有研究對人才集聚與產(chǎn)業(yè)集聚互動關(guān)系忽略了空間因素,難以全面刻畫科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的復(fù)雜關(guān)系。采用我國2007—2017年省際面板數(shù)據(jù),構(gòu)建空間聯(lián)立方程模型,實證考察科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的空間交互效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):我國科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著雙向促進作用;科技人才集聚和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚均存在正向空間溢出效應(yīng);科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚之間存在負向空間交互效應(yīng)。最后,基于實證研究結(jié)果提出相關(guān)政策建議。 

【文章來源】：科技進步與對策. 2019,36(22)北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：7 頁

【部分圖文】：

圖１區(qū)域內(nèi)科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚互動機制１．２科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出

形成專業(yè)化分工產(chǎn)業(yè)價值鏈［１２］；空間競爭效應(yīng)———對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)而言，外來企業(yè)的進入促進本地區(qū)發(fā)展新產(chǎn)品并加劇了市場競爭，本地區(qū)企業(yè)會通過技術(shù)創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率以保持自身競爭力［１３］；示范效應(yīng)———戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展較好的地區(qū)能夠提供生產(chǎn)和管理經(jīng)驗，從而促進較落后地區(qū)進行模仿學(xué)習(xí)［１４］。據(jù)此，本文提出第二個假設(shè)：Ｈ２：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)為正，即周邊地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)通過空間外溢效應(yīng)正向影響本地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。１．２．２科技人才集聚的空間溢出效應(yīng)在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r及區(qū)域資源異質(zhì)等因素影響下，科技人才在不同區(qū)域間流動，正是由于人才廣泛流動，才使得科技人才聚集具有一定的網(wǎng)絡(luò)特征。在人才網(wǎng)絡(luò)中，其核心節(jié)點（區(qū)域）是整個網(wǎng)絡(luò)的核心關(guān)系群，資源在核心與外圍區(qū)域不斷進行擴散、流通以促進區(qū)域資源合理配置，實現(xiàn)資源優(yōu)勢互補，從而提升區(qū)域創(chuàng)新能力［１５］。因此，科技人才聚集中心不僅會隨著網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建、資源流通、人才集聚產(chǎn)生極化效應(yīng)，還會對其它區(qū)域產(chǎn)生溢出效應(yīng)，影響人才集聚。據(jù)此，本文提出第三個假設(shè)：Ｈ３：科技人才集聚的空間溢出效應(yīng)為正，即周邊地區(qū)科技人才集聚通過空間外溢效應(yīng)正向影響本地區(qū)科技人才集聚。１．２．３科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的空間交互溢出效應(yīng)區(qū)域內(nèi)科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的交互關(guān)系是正向的，但區(qū)域間兩者未必能夠相互促進，相反，兩者有可能存在擠出效應(yīng)，這種擠出效應(yīng)主要源于集聚經(jīng)濟性產(chǎn)生的虹吸效應(yīng)［１６］。一方面，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)存在較多就業(yè)機會和較高的資本報酬，以及較好的創(chuàng)新環(huán)境，使得周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)對本地區(qū)科技人才

其中，ｎ為樣本個數(shù)，ｘｉ、ｘｊ分別代表區(qū)域ｉ、ｊ科技人才集聚和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的觀測值，Ｓ２＝１／ｎ∑ｎｉ＝１（ｘｉ－ｘ＿）２為樣本方差，ｗｉｊ為相鄰空間權(quán)重矩陣，結(jié)果如圖３所示。圖３２００７－２０１７年科技人才集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚Ｍｏｒａｎ′ｓＩ指數(shù)歷年科技人才集聚和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚的Ｍｏｒａｎ′ｓＩ指數(shù)在５％水平下均通過顯著性檢驗且均為正，表明中國各地區(qū)科技人才集聚和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚水平均具有顯著正向空間相關(guān)關(guān)系。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚Ｍｏｒａｎ′ｓＩ指數(shù)總體呈現(xiàn)上升趨勢，但２０１１年明顯下降，表明２０１１年我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)空間集聚出現(xiàn)了局部集聚效應(yīng)，從而降低了空間相關(guān)性；科技人才集聚Ｍｏｒａｎ′ｓＩ指數(shù)呈現(xiàn)逐步上升趨勢，表明我國內(nèi)地各省市間科技人才集聚的空間溢出效應(yīng)不斷增強�？傊�，我國科技人才集聚和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚水平空間特征顯著。因此，在分析兩者的交互效應(yīng)時需要考慮空間相關(guān)性，建立空間計量模型。３．３模型結(jié)果估計為避免多重共線性對估計結(jié)果的影響，本文對方程自變量進行共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)未超過０．８，且方差膨脹因子ＶＩＦ值都在６以內(nèi)，說明不存在明顯的多重共線性問題。為了提高估計結(jié)果的有效性并消除各方程之間擾動項可能存在的相關(guān)性，采用Ｋｅｌｅｊｉａｎ＆Ｐｒｕｃｈａ［２１］提出的廣義空間三階段最小二乘法（ＧＳ３ＳＬＳ）對聯(lián)立方程進行整體估計。為了進行對比，本文同時報告了不含空間滯后項的２ＳＬＳ、３ＳＬＳ估計結(jié)果，如表３所示。從估計結(jié)果看，３種估計方法下兩個內(nèi)生變量系數(shù)符號均一致且顯著，各

【參考文獻】：
期刊論文
[1]科技型人才聚集的空間結(jié)構(gòu)差異分析與核心區(qū)域研究[J]. 劉春虎,曹薇.  科技管理研究. 2019(01)
[2]新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出效應(yīng)研究——創(chuàng)新要素與集聚效應(yīng)雙重視角[J]. 李紅錦,曾敏杰.  科技進步與對策. 2019(01)
[3]我國戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)的地理集中度系數(shù)及其要素貢獻度測算[J]. 郭軼舟,馮華.  統(tǒng)計與決策. 2018(21)
[4]科技人才集聚與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的互動關(guān)系[J]. 裴玲玲.  科學(xué)學(xué)研究. 2018(05)
[5]高科技人才集聚與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚互動關(guān)系研究[J]. 曹雄飛,霍萍,余玲玲.  科學(xué)學(xué)研究. 2017(11)
[6]文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實證研究[J]. 孫智君,李響.  中國軟科學(xué). 2015(08)
[7]經(jīng)濟集聚與環(huán)境污染的交互影響及空間溢出[J]. 張可,汪東芳.  中國工業(yè)經(jīng)濟. 2014(06)
[8]中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度變動的實證研究[J]. 劉艷.  上海經(jīng)濟研究. 2013(02)
[9]科技型人才聚集、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)聚集與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新[J]. 牛沖槐,張帆,封海燕.  科技進步與對策. 2012(15)
[10]我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與高技術(shù)人才集聚互動關(guān)系的建模研究[J]. 張樨樨.  科技進步與對策. 2010(11)



本文編號：3003676