Page 114 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》2020年第6期

第 35 卷摇 第 6 期 姚战琪: 科技服务业集聚对产业升级的影响研究

而且系数的取值均大于 0 小于 1,因此我国科技
服务业集聚的属性取值空间事物分布具有很强的
正相关性,并且该变量的属性取值空间事物分布
不具有负相关性,表明我国各地区科技服务业之
间具有显著的临近效应,各省份科技服务业具有
很强程度的集聚特征,省份科技服务业发展在很
大程度 上 依 赖 于 邻 近 省 份 的 科 技 服 务 业。 从
2008—2018 年科技服务业集聚的 Geary蒺s c 和 Ge鄄
tis & Ord蒺s G 统计值来看,在 2008—2013 年,我国
科技服务业集聚的 Getis & Ord蒺s G 统计值逐渐降
低,表明我国科技服务业的空间关联性不断降低,
但从 2014 年开始中国科技服务业集聚的 Getis &
Ord蒺s G 统计值不断提升,因此我国科技服务业的
空间正相关性在不断增强。
图 2摇 2018 年科技服务业集聚示意图
表 2摇 科技服务业集聚的统计值及检验 摇 摇 注:数字代表相应省份的集聚点。 1 为北京,2 为

年份 Geary蒺s c p 值 Getis & Ord蒺s G p 值 天津,3 为河北,4 为山西,5 为内蒙古,6 为辽宁,7 为吉
林,8 为黑龙江,9 为上海,10 为江苏,11 为浙江,12 为
2008 0郾 456 0郾 056 0郾 123 0郾 053
安徽,13 为福建,14 为江西,15 为山东,16 为河南,17
2009 0郾 481 0郾 061 0郾 122 0郾 045
为湖北,18 为湖南,19 为广东,20 为广西,21 为海南,
2010 0郾 469 0郾 059 0郾 122 0郾 049
22 为重庆,23 为四川,24 为贵州,25 为云南,26 为陕
2011 0郾 509 0郾 081 0郾 123 0郾 041
西,27 为甘肃,28 为青海,29 为宁夏,30 为新疆。
2012 0郾 488 0郾 072 0郾 125 0郾 052 摇
表 3摇 科技服务业集聚对产业结构升级影响的回归结果
2013 0郾 479 0郾 058 0郾 123 0郾 043
2014 0郾 486 0郾 048 0郾 124 0郾 040 模型 1 模型 2 模型 3
*** *** *
2015 0郾 491 0郾 044 0郾 126 0郾 061 0郾 210 0郾 183 0郾 146
STSI
2016 0郾 439 0郾 031 0郾 125 0郾 051 (3郾 56) (2郾 09) (1郾 73)
***
2017 0郾 446 0郾 027 0郾 125 0郾 053 0郾 353
STSI 伊 PGDP
2018 0郾 494 0郾 027 0郾 126 0郾 062 (7郾 22)
***
- 0郾 496
摇 摇 从科技服务业集聚散点示意图( 图 2) 可看 PGDP ( - 6郾 24)
到,我国多数省份的科技服务业集聚点位于第一 - 0郾 004 - 0郾 043
象限、第三象限,因此本文可以使用空间计量方法 LnFDI ( - 0郾 18) ( - 1郾 40)
*** ***
进行分析。 0郾 857 0郾 391
LnPCDI
(二) 科技服务业集聚对产业结构升级的 (6郾 92) (3郾 31)
影响 1郾 574 *** 2郾 030 ***
UFRG
表 3 为科技服务业集聚对我国产业结构升级 (1郾 92) (1郾 98)
影响的估计结果。 从表 3 中的模型 2 可知,科技 - 0郾 144 *** - 0郾 235 ***
LnEDFU
服务业集聚的估计系数显著为正,并通过 1% 的 ( - 2郾 48) ( - 3郾 14)
*** 0郾 107 3郾 433 ***
- 4郾 373
显著性检验,假设 1 得到支持。 即科技服务业集
常数项
聚对我国产业升级具有显著正向影响。 当加入科 ( - 3郾 36) (0郾 79) (3郾 14)
2
R 0郾 765 0郾 776 0郾 456
技服务业集聚与劳动生产率的交互项时,模型 1
*
中的科技服务业集聚对我国各省份产业结构升级 摇 摇 注: *** 、 ** 和 分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平下
显著;括号内为 Z 检验值。
的 总体影响为0郾 21 + 0郾 35PGDP,即中国科技服
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