王林輝,曹章露,譚玉松

(華東師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，上海 200241)

一、引言

當前，中國經(jīng)濟已進入全方位多層次的新常態(tài)，傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的作用逐漸弱化。經(jīng)濟增長需要從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，而創(chuàng)新要素在其中發(fā)揮的作用不容忽視。一方面，創(chuàng)新要素投入是創(chuàng)新能力提升的微觀基礎(chǔ)，是驅(qū)動經(jīng)濟增長的根本動力。另一方面，創(chuàng)新要素空間流動不僅會提高要素配置效率，推動區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長，也會改變地區(qū)要素的總量與結(jié)構(gòu)，在創(chuàng)新要素流入地形成集聚效應(yīng)，可能會重塑創(chuàng)新空間格局。因此，在關(guān)注地區(qū)創(chuàng)新要素投入的同時，也需要關(guān)注創(chuàng)新要素在不同地區(qū)之間的流動和集聚效應(yīng)，以及不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦和政策條件等因素對創(chuàng)新要素流動的影響。

現(xiàn)有文獻對創(chuàng)新要素流動及其經(jīng)濟效應(yīng)已經(jīng)做了諸多有益的探討，其中包括創(chuàng)新要素與區(qū)域經(jīng)濟增長、創(chuàng)新要素與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及創(chuàng)新要素與創(chuàng)新能力等。白俊紅等以中國30個省級行政區(qū)域為研究對象，考察了研發(fā)要素的區(qū)際流動、空間知識溢出效應(yīng)和經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素的區(qū)際流動具有明顯的空間溢出效應(yīng)，且這一溢出效應(yīng)對中國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)顯著的正向影響[1]。王林輝和趙星采用2000—2015年東北地區(qū)和長三角地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用空間計量模型探討了本地與相鄰地區(qū)要素空間流動對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)本地要素對經(jīng)濟增長的作用較明顯，而長三角地區(qū)本地和空間相鄰地區(qū)要素流動均對地區(qū)經(jīng)濟增長發(fā)揮重要作用[2]?，F(xiàn)有研究除了關(guān)注要素在一國范圍內(nèi)流動外，張幼文探討了生產(chǎn)要素的國際流動下經(jīng)濟增長機制變化和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型特征，認為世界經(jīng)濟增長的機制、結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)布局等都將受到要素流動的影響，并且對于發(fā)展中國家而言，在海外進行研發(fā)投資，有助于培育高級要素和推動要素升級[3]。以1999—2004年間丹麥研發(fā)企業(yè)為分析對象，Kaiser等探究研發(fā)人員的流動對其雇主專利申請活動的影響，發(fā)現(xiàn)當公司的新工人來自于專利開發(fā)較為活躍的公司時，其對公司的創(chuàng)新影響最強，且勞動力流動增加了新雇主和舊雇主的總體創(chuàng)新活動[4]。在檢驗勞動力流動對創(chuàng)新能力影響的同時，文獻也開始探究其形成機制，Audretsch等發(fā)現(xiàn)勞動力流動本身對企業(yè)吸收能力沒有正向影響，而是企業(yè)和區(qū)域勞動力流動之間的相互作用，對企業(yè)的吸收能力產(chǎn)生了積極的影響，這表明只有當勞動力市場促進了勞動力和雇主之間的供需充分匹配，勞動力流動才可能產(chǎn)生積極的影響[5]。Braunerhjelm等將公司級專利申請數(shù)據(jù)與瑞典的雇主和雇員數(shù)據(jù)集進行匹配合并，發(fā)現(xiàn)知識工作者的流動對公司創(chuàng)新產(chǎn)出具有積極且顯著的影響[6]。

事實上，創(chuàng)新要素流動有助于提升流入地創(chuàng)新水平與創(chuàng)新質(zhì)量。劉備和王林輝運用省級面板數(shù)據(jù)，在測度創(chuàng)新要素流動的基礎(chǔ)上，結(jié)合空間誤差模型研究創(chuàng)新要素的空間流動對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，認為不同區(qū)域創(chuàng)新能力存在正向空間相關(guān)性，區(qū)域創(chuàng)新能力的提升不僅依賴于本地的研發(fā)人員，也受益于外地研發(fā)人員與研發(fā)資本的流入，現(xiàn)階段創(chuàng)新要素流動呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，主要表現(xiàn)為東部流入和西部、東北地區(qū)大量流出的特征[7]。卓乘風(fēng)和鄧峰運用中國省級面板數(shù)據(jù)，結(jié)合引力模型研究了創(chuàng)新要素流動對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是研發(fā)資金的流動還是研發(fā)人員的流動，均會對流入地的創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著的正向作用，并且政府干預(yù)具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，能夠有效激勵研發(fā)人員的創(chuàng)新，但并未有效促進研發(fā)資金的創(chuàng)新效應(yīng)[8]。同樣，方遠平和謝蔓運用空間計量方法分析了創(chuàng)新要素的空間分布及其對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費支出與地區(qū)專利授權(quán)數(shù)具有正相關(guān)性[9]。在測度區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的基礎(chǔ)上，王鉞和胡春陽實證研究了人力資本流動、金融資本流動和技術(shù)信息要素流動對區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的空間影響，發(fā)現(xiàn)人力資本流動和技術(shù)信息要素流動有利于區(qū)域間創(chuàng)新質(zhì)量差距的縮小，而金融資本流動的效果不顯著[10]。實際上，人力資本和技術(shù)信息等創(chuàng)新要素在地區(qū)間流動會形成集聚效應(yīng)，進而提高區(qū)域創(chuàng)新效率。李紅錦和曾敏杰研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)資金、研發(fā)人員對區(qū)域新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展均具有顯著推動作用，其中研發(fā)人員和研發(fā)機構(gòu)對新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有溢出效應(yīng)，研發(fā)投入具有虹吸效應(yīng)[11]。類似地，吳福象和沈浩平考察了長三角地區(qū)16個城市創(chuàng)新要素集聚的外部性，發(fā)現(xiàn)在要素集聚和分散的流動過程中城市群更易形成產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展[12]。關(guān)于創(chuàng)新集聚效應(yīng)的形成條件，學(xué)者們也關(guān)注到市場規(guī)模、互聯(lián)網(wǎng)、高鐵等交通基礎(chǔ)設(shè)施因素的影響。劉和東基于省級面板數(shù)據(jù)研究市場規(guī)模和創(chuàng)新人才集聚之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模會通過虹吸效應(yīng)誘導(dǎo)人才流入與集聚，擴大市場規(guī)模能夠顯著提升創(chuàng)新人才要素集聚[13]。凌華等考察了創(chuàng)新要素流動的中介效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)東中部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過推動創(chuàng)新要素的流動進一步提升了區(qū)域創(chuàng)新能力，而西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對創(chuàng)新要素流動產(chǎn)生負向影響，導(dǎo)致該地區(qū)創(chuàng)新能力有所下降[14]。陳婧等基于高鐵開通的準自然實驗，探討了交通發(fā)展影響企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)在機理，發(fā)現(xiàn)交通條件的改善能夠加速區(qū)域創(chuàng)新要素流動進而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出活力[15]。

而作為重要創(chuàng)新要素的研發(fā)資本在不同區(qū)域間的流動，既有助于資源在地理空間上的優(yōu)化配置，也能促進流入地創(chuàng)新要素集聚。宛群超等利用我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究了研發(fā)要素流動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響，研究結(jié)果表明研發(fā)要素流動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著正向作用，經(jīng)濟政策不確定性具有正向調(diào)節(jié)作用，且以研發(fā)要素流動與經(jīng)濟政策不確定性交叉項進行門檻檢驗的結(jié)果顯示，研發(fā)人員流動和研發(fā)資本流動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的作用強度分別呈現(xiàn)正“U”型、倒“N”型曲線[16]。鄭萬騰等在分析技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率的同時探討了研發(fā)要素流動的作用，指出技術(shù)擴散所引發(fā)的研發(fā)資本流動能夠積極改善區(qū)域創(chuàng)新效率，而研發(fā)人員流動表現(xiàn)出抑制作用[17]。王惠等在測算我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，分析了研發(fā)資金投入強度的影響，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入強度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新效率具有非線性效應(yīng)[18]。研發(fā)資本的流動除受到市場自由調(diào)節(jié)作用的影響外，還受到政府調(diào)節(jié)干預(yù)的影響，政府對于研發(fā)資金的配置會深刻影響地區(qū)或企業(yè)的創(chuàng)新效率。李平和劉利利比較了政府研發(fā)資助和企業(yè)研發(fā)投入的創(chuàng)新效率差異，實證結(jié)果表明政府研發(fā)資助表現(xiàn)出效率失靈現(xiàn)象，而企業(yè)研發(fā)投入則可以顯著促進區(qū)域創(chuàng)新效率的提升[19]。鄒洋等利用我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究了政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補貼能夠通過促進企業(yè)研發(fā)投入進而提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出[20]。章元等基于中關(guān)村3萬多個高新技術(shù)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合PSM-DID方法研究了政府補貼的影響，認為政府補貼能夠顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新經(jīng)費支出、新產(chǎn)品銷售收入以及專利申請數(shù)量，但同時也表現(xiàn)出“擠出效應(yīng)”，即抑制企業(yè)自主創(chuàng)新水平而推動企業(yè)引進新技術(shù)[21]。

設(shè)備投資是經(jīng)濟增長的重要因素[22]，研發(fā)資本在區(qū)際間的流動可能會通過機器設(shè)備投資及設(shè)備更新改造等物質(zhì)載體的形式，參與到創(chuàng)新活動之中，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力和集聚水平。唐文健和李琦基于設(shè)備投資專有技術(shù)進步的增長核算框架，估計了我國蘊含在設(shè)備投資中的專有技術(shù)進步速率，發(fā)現(xiàn)1980—2005年中國設(shè)備投資專有技術(shù)進步的速度平均達到3%[23]。趙志耘等通過構(gòu)建區(qū)分設(shè)備資本和建筑資本的內(nèi)生增長模型，結(jié)合實證研究發(fā)現(xiàn)我國設(shè)備投資中的技術(shù)進步明顯，1990—2005年間體現(xiàn)在設(shè)備投資中的技術(shù)進步率至少在5.1%～6.0%以上[24]。黃先海和劉毅群強調(diào)內(nèi)嵌于設(shè)備資本的體現(xiàn)型技術(shù)進步是生產(chǎn)率增長的重要原因，經(jīng)驗分析表明設(shè)備投資占國民生產(chǎn)總值的比重每提升一個百分點，勞均GDP將提高0.393%，并認為增加設(shè)備投資是保持經(jīng)濟持續(xù)增長的有力手段[25]。華昱基于隨機一般均衡模型發(fā)現(xiàn)暗含于設(shè)備投資的投資專有技術(shù)對總產(chǎn)出存在顯著正向影響，并認為促進設(shè)備更新和改善其生產(chǎn)效率能夠促進社會經(jīng)濟多方面的增長[26]。朱成科和李虹含的研究表明設(shè)備投資顯著促進了中西部地區(qū)的經(jīng)濟增長[27]。馬宇和王竹芹通過實證研究發(fā)現(xiàn)設(shè)備類資產(chǎn)投資的比例越高，體現(xiàn)型技術(shù)進步的溢出效應(yīng)越強，經(jīng)濟增長的質(zhì)量也越高[28]。

已有研究多關(guān)注創(chuàng)新要素流動對經(jīng)濟增長或創(chuàng)新能力的影響，忽視了研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)以及設(shè)備投資的載體作用，更未關(guān)注到創(chuàng)新要素流動過程中設(shè)備資本、物化型技術(shù)進步與創(chuàng)新集聚的關(guān)系。為此，本文關(guān)注研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚的影響，且有別于以往文獻簡單探討二者間的關(guān)系，將研發(fā)資本流動的載體——機器設(shè)備投資引入到分析框架中，利用2004—2017年中國30個省區(qū)市(港、澳、臺、西藏除外)的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗研發(fā)資本流動對區(qū)域創(chuàng)新集聚的影響以及機器設(shè)備投資的作用。本文可能的創(chuàng)新之處在于：從創(chuàng)新集聚數(shù)量和創(chuàng)新集聚質(zhì)量兩個視角，探究不同區(qū)域研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)，檢驗機器設(shè)備投資在其中的載體作用，以及研發(fā)資本用于新設(shè)備投資和設(shè)備更新改造所蘊含的物化型技術(shù)進步與創(chuàng)新集聚的關(guān)系；并從不同創(chuàng)新主體角度，檢驗研發(fā)資本流動創(chuàng)新集聚效應(yīng)的異質(zhì)性，以及政府研發(fā)補貼政策的調(diào)節(jié)作用。

二、計量模型選擇、指標設(shè)計與數(shù)據(jù)來源說明

1.模型設(shè)定

在構(gòu)建計量模型前，先通過研發(fā)資本流動與區(qū)域創(chuàng)新集聚水平的相關(guān)散點圖，從數(shù)據(jù)統(tǒng)計特征上確定二者之間的關(guān)系。如圖1所示，研發(fā)資本流動與區(qū)域創(chuàng)新集聚呈現(xiàn)正向關(guān)系。

圖1 研發(fā)資本流動與區(qū)域創(chuàng)新集聚散點圖

為此，本文構(gòu)建如下的計量模型：

qwspatentit=β0+β1rcfit+∑αXit+γt+λi+εit

(1)

式(1)中，qwspatentit為地區(qū)i第t年份的創(chuàng)新集聚水平，rcfit為研發(fā)資本流動量，Xit為控制變量集合，γt為時間趨勢因素，λi為地區(qū)因素，εit為隨機誤差項。

為了檢驗機器設(shè)備投資在研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚影響過程中的載體作用，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

qwspatentit=β0+α1rcfit+∑αXit+γt+λi+εit

(2)

lnmeit=β0+β1rcfit+∑αXit+γt+λi+εit

(3)

qwspatentit=β0+γ1rcfit+θ1lnmeit+∑αXit+γt+λi+εit

(4)

其中，i代表所在地區(qū)，t表示時間，lnmeit為中介變量，其余變量定義同式(1)。根據(jù)中介效應(yīng)定義，若α1、β1以及θ1都顯著，并且γ1小于α1或者顯著度下降，則證明中介效應(yīng)存在，若β1和θ1中至少有一個不顯著時，需進一步通過Sobel檢驗判斷中介效應(yīng)的存在性。

2.變量描述

關(guān)于研發(fā)資本流動指標(rcf)，利用引力模型對地區(qū)研發(fā)資本流動進行測算。研發(fā)資本的流動受到地區(qū)多種因素的影響，白俊紅等認為影響研發(fā)資本流動的因素主要來源于地區(qū)之間的利潤水平以及相應(yīng)的投資環(huán)境[1]，借鑒這一思路，本文同樣選擇工業(yè)企業(yè)的平均利潤(profit)和金融發(fā)展水平(finance)作為地區(qū)研發(fā)資本流動的吸引變量。而對于金融發(fā)展水平，本文借鑒白俊紅和劉宇英的思路[29]，采用非國有部門貸款的比例來衡量地區(qū)的金融發(fā)展水平。具體計算公式為：非國有部門貸款比重=總貸款/GDP ×(1-國有企業(yè)固定投資額/全社會固定投資總額)。而對于各地區(qū)的研發(fā)資本，利用各地區(qū)R&D 經(jīng)費支出，并采用永續(xù)盤存法將其核算為存量形式。相應(yīng)的引力模型可以表示為：

rcfij=lnrdfundi*D-2ij*ln(profitj-profiti)*ln (financej-financei)

(5)

式中，rcfij表示從i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的研發(fā)資本流量，lnrdfundi為i地區(qū)的研發(fā)經(jīng)費存量，D為地區(qū)間的經(jīng)濟距離矩陣，profit表示地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤水平，finance表示地區(qū)金融發(fā)展水平。

進而可以測算出i地區(qū)在某一年度內(nèi)研發(fā)資本的總流動量為：

(6)

關(guān)于創(chuàng)新集聚指標(qwspatent)，利用地區(qū)創(chuàng)新集聚區(qū)位熵來衡量創(chuàng)新的集聚程度，創(chuàng)新集聚區(qū)位熵的具體計算方式為：地區(qū)專利占比/地區(qū)GDP占比。由于發(fā)明專利與實用新型、外觀設(shè)計兩類專利相比，難度最大和技術(shù)含量最高，因而采用總專利中的發(fā)明專利占比來度量創(chuàng)新集聚質(zhì)量(qwsipatent)，具體計算方式為地區(qū)發(fā)明專利占比/地區(qū)GDP占比。

機器設(shè)備投資指標(lnme)：本文采用固定資產(chǎn)投資中按構(gòu)成和建設(shè)性質(zhì)分類下的固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)設(shè)備、工器具購置的自然對數(shù)來表征。在機器設(shè)備投資中蘊含前沿技術(shù)即物化型技術(shù)，將對區(qū)域創(chuàng)新集聚發(fā)揮舉足輕重的作用。本文參考宋冬林、蔡嘯等的研究思路，利用設(shè)備資本價格指數(shù)來表征物化型技術(shù)進步，選取“設(shè)備工器具購置固定資產(chǎn)投資價格指數(shù) / 建筑安裝工程固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”構(gòu)建物化型技術(shù)相對價格指數(shù)，并用物化型技術(shù)相對價格指數(shù)的倒數(shù)來表征物化型技術(shù)進步(whtech)[30-31]。

一般而言，影響區(qū)域創(chuàng)新集聚的因素較多，為防止遺漏解釋變量可能造成模型估計結(jié)果的偏誤，在計量模型中引入研發(fā)人員數(shù)量、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、政府支持、教育水平、技術(shù)市場發(fā)展水平、文化基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化水平等控制變量。具體包括：①研發(fā)人員數(shù)(lnrdp)，研發(fā)人員是區(qū)域創(chuàng)新水平和創(chuàng)新集聚的重要影響因素，本文取研發(fā)人員數(shù)量的自然對數(shù)值。②經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，一般而言，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)往往會對各種創(chuàng)新要素的吸引作用更強，越有利于提升區(qū)域創(chuàng)新能力，本文通過人均GDP的自然對數(shù)來表征地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。③對外開放程度(fdi)，利用外商直接投資額的自然對數(shù)進行衡量，區(qū)域?qū)ν忾_放程度的提升有利于促進外資的進入，為地區(qū)發(fā)展帶來雄厚的資金支持，促進地區(qū)創(chuàng)新水平的提高。但已有研究也發(fā)現(xiàn)，隨著區(qū)域?qū)ν忾_放程度的提升以及外資進入門檻的減弱，對外開放程度可能會擠壓本土企業(yè)的自主研發(fā)和創(chuàng)新。④政府支持(gov)，利用政府一般財政預(yù)算支出的自然對數(shù)值表征。在創(chuàng)新過程中，政府政策有助于激發(fā)創(chuàng)新活力、提高創(chuàng)新資源的配置效率和保護創(chuàng)新成果，為此需要考察政府在財政上的傾斜與支持力度對區(qū)域創(chuàng)新的作用。⑤技術(shù)市場發(fā)展水平(tecmarket)，技術(shù)市場包括從技術(shù)商品的研制開發(fā)到應(yīng)用、轉(zhuǎn)化、產(chǎn)業(yè)化和流通的全過程，技術(shù)市場的發(fā)展有利于區(qū)域科技創(chuàng)新、成果轉(zhuǎn)化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，技術(shù)市場成交額能夠反映一個地區(qū)科技創(chuàng)新與轉(zhuǎn)化能力，本文通過技術(shù)市場成交額的自然對數(shù)值衡量技術(shù)市場發(fā)展水平。⑥教育水平(edufund)，教育對人力資本積累和研發(fā)等方面具有促進作用，并且地區(qū)高等學(xué)校作為創(chuàng)新主體同樣對區(qū)域創(chuàng)新具有重要作用，本文通過教育經(jīng)費支出的自然對數(shù)值衡量區(qū)域教育水平。⑦文化基礎(chǔ)設(shè)施(library)，文化基礎(chǔ)設(shè)施是區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的基礎(chǔ)條件，良好的公共學(xué)習(xí)環(huán)境有利于區(qū)域的創(chuàng)新發(fā)展，本文通過地區(qū)公共圖書館數(shù)量的自然對數(shù)值進行表征。⑧城鎮(zhèn)化水平(czrk)，地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展更有利于地區(qū)工業(yè)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)集聚，吸引更多高質(zhì)量的人力資本，本文通過非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬康貐^(qū)的城鎮(zhèn)化水平。

3.數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于2005—2018年各省統(tǒng)計年鑒、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》、CSMAR數(shù)據(jù)庫、CEIC數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。本文選取了中國30個省級行政地區(qū)為考察對象。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗結(jié)果與評價

1.基準模型回歸分析

根據(jù)上述計量模型(1)，本節(jié)首先實證檢驗研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚的影響，回歸結(jié)果如表2所示。由列(1)可以發(fā)現(xiàn)，在控制地區(qū)效應(yīng)和時間效應(yīng)后，全國層面研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚水平的提升具有很強的促進作用，且在1%的水平上顯著，其次，由于不同經(jīng)濟區(qū)域存在樣本量上的差異，直接進行分樣本的回歸將導(dǎo)致估計結(jié)果不具有可比性。因此，本文通過構(gòu)造四大經(jīng)濟區(qū)的虛擬變量，將區(qū)域虛擬變量與研發(fā)資本流動的交乘項作為核心解釋變量進行回歸，借以分析不同區(qū)域研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚的影響。由列(2)至列(5)可以發(fā)現(xiàn)，具體到四大區(qū)域而言，研發(fā)資本流動促進了東部地區(qū)和中部地區(qū)創(chuàng)新集聚水平的提升，且在1%的水平上顯著。對西部地區(qū)和東北地區(qū)創(chuàng)新集聚存在負向作用，但西部地區(qū)在統(tǒng)計上并不顯著。原因在于東部地區(qū)包含了較多的沿海經(jīng)濟發(fā)達省份，這些省份良好的創(chuàng)新環(huán)境對研發(fā)資本具有很強的吸引作用，研發(fā)資本向東部沿海省份的流入，促進了東部地區(qū)創(chuàng)新集聚水平的提升。與之相反，西部地區(qū)和東北地區(qū)在較低的邊際收益和較差的創(chuàng)新環(huán)境中缺乏對研發(fā)資本相應(yīng)的吸引力，且域內(nèi)研發(fā)資本不斷外流，并經(jīng)過循環(huán)與累積進而削弱地區(qū)的創(chuàng)新集聚水平。控制變量方面，研發(fā)人員規(guī)模、對外開放程度、政府干預(yù)、技術(shù)市場規(guī)模、文化基礎(chǔ)設(shè)施水平對于區(qū)域創(chuàng)新集聚具有顯著促進作用，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平對區(qū)域創(chuàng)新集聚存在負向作用，而教育水平在總體上對區(qū)域創(chuàng)新集聚的作用方向不確定。

表2 基準模型估計結(jié)果

2.機器設(shè)備投資的載體作用檢驗

上述分析已經(jīng)驗證了研發(fā)資本區(qū)際流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)，以及四大區(qū)域間創(chuàng)新集聚效應(yīng)的差異。而地區(qū)機器設(shè)備投資是研發(fā)資本流動的重要物質(zhì)載體，對研發(fā)資本流動和區(qū)域創(chuàng)新集聚具有重要作用。本節(jié)利用中介效應(yīng)模型檢驗地區(qū)機器設(shè)備投資水平的載體作用，探究影響不同地區(qū)間創(chuàng)新集聚效應(yīng)差異更深層次的原因，相應(yīng)回歸結(jié)果見表3及其續(xù)表。表3中，列(1)至列(2)是全國層面中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，其中列(1)是研發(fā)資本流動對機器設(shè)備投資規(guī)模的回歸結(jié)果，列(2)是納入中介變量的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)資本流動在1%的顯著性水平上促進了地區(qū)機器設(shè)備投資規(guī)模的擴張，同時表2的列(1)顯示研發(fā)資本流動在1%的水平上顯著促進了創(chuàng)新集聚水平，納入中介變量后，研發(fā)資本流動依然保持在1%的水平上的正向促進作用，但研發(fā)資本流動的系數(shù)值相較于不添加中介變量時較小。由于此時機器設(shè)備投資的系數(shù)不再顯著，需要進一步通過Sobel檢驗來判斷中介效應(yīng)是否存在。根據(jù)Sobel檢驗的結(jié)果可以看出Sobel統(tǒng)計量的p值小于0.05，代表中介效應(yīng)成立，且中介效應(yīng)占比為81.77%。列(3)至列(4)是東部地區(qū)中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，與全國層面的檢驗結(jié)果類似，納入中介變量后，機器設(shè)備投資的回歸系數(shù)不再顯著，進一步通過Sobel檢驗發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)成立，且中介效應(yīng)占比為23.13%。中部地區(qū)和東北地區(qū)的檢驗結(jié)果如表3所示，其中列(5)至列(6)是中部地區(qū)中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，可以看出，中介效應(yīng)模型中的研發(fā)資本流動和機器設(shè)備投資系數(shù)均保持在5%的水平上顯著，且研發(fā)資本流動系數(shù)的值相較于不添加中介變量時較小，可以直接判定中介效應(yīng)的存在。列(7)至列(8)是東北地區(qū)中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)資本流動對機器設(shè)備投資的回歸系數(shù)不顯著，但進一步的Sobel檢驗結(jié)果表明中介效應(yīng)存在，且占比為26.48%。由于西部地區(qū)研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚的影響統(tǒng)計上并不顯著，因此無需進一步檢驗中介效應(yīng)。上述檢驗結(jié)果說明，無論是全國層面還是東、中和東北經(jīng)濟區(qū)域，機器設(shè)備投資的載體作用均得到了充分的驗證，表明研發(fā)資本流動會通過機器設(shè)備投資促進區(qū)域創(chuàng)新集聚水平的提升。

表3 機器設(shè)備投資的載體作用檢驗

四、研發(fā)資本流動、物化型技術(shù)進步和創(chuàng)新集聚質(zhì)量

1.研發(fā)資本流動與創(chuàng)新集聚質(zhì)量

在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的背景下，研發(fā)資本流動在促進地區(qū)創(chuàng)新集聚數(shù)量的同時，是否也有助于提升地區(qū)創(chuàng)新集聚質(zhì)量？根據(jù)上述分析，研發(fā)資本的流動對全國和東中部地區(qū)的創(chuàng)新集聚具有顯著正向作用，并且機器設(shè)備投資規(guī)模的載體作用明顯。除了關(guān)注創(chuàng)新集聚數(shù)量外，本節(jié)進一步探討研發(fā)資本流動在總體上以及不同經(jīng)濟區(qū)域?qū)用嫔蠈?chuàng)新集聚質(zhì)量是否同樣具有促進作用。以總專利中發(fā)明專利計算的創(chuàng)新集聚質(zhì)量的回歸結(jié)果如表4所示。列(1)顯示的全國層面回歸結(jié)果表明，研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚質(zhì)量具有正向作用，且在5%水平上顯著。列(2)至列(5)顯示東部地區(qū)研發(fā)資本流動同樣顯著提升了創(chuàng)新集聚的質(zhì)量，而東北地區(qū)研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚質(zhì)量具有顯著負向作用，中部地區(qū)和西部地區(qū)研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚質(zhì)量的影響在統(tǒng)計上均不顯著。對比創(chuàng)新集聚的基準回歸結(jié)果，全國層面下區(qū)域研發(fā)資本流動促進了區(qū)域創(chuàng)新集聚水平的提升，也促進了區(qū)域創(chuàng)新集聚質(zhì)量的提升。具體到區(qū)域?qū)用?，東部地區(qū)研發(fā)資本流動不僅具有創(chuàng)新集聚效應(yīng)，也提高了地區(qū)創(chuàng)新集聚質(zhì)量，這也說明創(chuàng)新集聚質(zhì)量的提升依賴于數(shù)量的積累。反觀東北地區(qū)可以看出，區(qū)域研發(fā)資本流出抑制了區(qū)域創(chuàng)新集聚，且其創(chuàng)新集聚質(zhì)量水平同樣受到掣肘。中部地區(qū)研發(fā)資本流動雖然促進了創(chuàng)新數(shù)量的提升，但創(chuàng)新質(zhì)量效應(yīng)不明顯，西部地區(qū)研發(fā)資本流動則在創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量兩個方面均未能起到應(yīng)有的作用。因此，結(jié)合基準回歸結(jié)果，本文認為研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚數(shù)量和質(zhì)量的影響具有一致性，研發(fā)資本流動對創(chuàng)新集聚促進作用越強的區(qū)域，對創(chuàng)新集聚質(zhì)量的影響也越強，研發(fā)資本流動的區(qū)域作用特征明顯。

表4 研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚質(zhì)量效應(yīng)檢驗

2.研發(fā)資本流動、物化型技術(shù)進步與創(chuàng)新集聚質(zhì)量的關(guān)系檢驗

全國層面和東部地區(qū)研發(fā)資本流動的區(qū)域創(chuàng)新集聚質(zhì)量效應(yīng)明顯，而前述中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果也已經(jīng)證明機器設(shè)備投資的載體作用。本文將進一步檢驗研發(fā)資本流動是否會通過蘊含在設(shè)備投資中的物化型技術(shù)進步來提升區(qū)域創(chuàng)新集聚質(zhì)量。本節(jié)以物化型技術(shù)進步為中介變量，探究研發(fā)資本流動促進區(qū)域創(chuàng)新集聚質(zhì)量提升的機制，檢驗結(jié)果如表5所示。其中列(1)至列(2)是全國層面的回歸結(jié)果，研發(fā)資本流動對物化型技術(shù)進步的回歸系數(shù)不顯著且納入中介變量后機器設(shè)備投資質(zhì)量的系數(shù)同樣不顯著，因此需要進行Sobel檢驗，檢驗結(jié)果顯示Sobel統(tǒng)計量的p值大于0.05，因此中介效應(yīng)不成立。列(3)至列(4)是東部地區(qū)中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，與全國層面的回歸結(jié)果類似，物化型技術(shù)進步的系數(shù)均不顯著，但進一步的Sobel檢驗結(jié)果通過，表明中介效應(yīng)成立，且中介效應(yīng)占比為15.91%。列(5)至列(6)是東北地區(qū)中介效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果，雖然研發(fā)資本流動顯著促進了物化型技術(shù)基本，但納入中介變量后的回歸結(jié)果不顯著，且進一步的sobel檢驗未能通過，因此中介效應(yīng)不成立。中部地區(qū)和西部地區(qū)由于研發(fā)資本流動未能顯著影響創(chuàng)新集聚質(zhì)量，中介效應(yīng)必然無法成立，無需進一步檢驗。綜合而言，全國和四大地區(qū)的檢驗結(jié)果顯示，只有東部地區(qū)研發(fā)資本流動會通過推動物化型技術(shù)進步來提升創(chuàng)新集聚質(zhì)量?？梢?，在發(fā)達的東部地區(qū)，流入的研發(fā)資本可以用于新機器設(shè)備投資或設(shè)備更新改造，提高了設(shè)備品的質(zhì)量和資本生產(chǎn)率，這種與設(shè)備相融合的物化型技術(shù)最具生產(chǎn)力與創(chuàng)新能力，提升了東部地區(qū)的創(chuàng)新集聚質(zhì)量。

表5 研發(fā)資本流動、物化型技術(shù)進步和創(chuàng)新集聚質(zhì)量

五、進一步研究

1.研發(fā)資本流動對不同創(chuàng)新主體創(chuàng)新集聚效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗

研發(fā)資本流動對不同創(chuàng)新主體的創(chuàng)新集聚效應(yīng)可能不同，本節(jié)考察不同性質(zhì)創(chuàng)新主體的創(chuàng)新集聚效應(yīng)差異，主要對三種創(chuàng)新主體進行對比，分別是工業(yè)企業(yè)、研究與開發(fā)機構(gòu)和高等學(xué)校?！吨袊萍冀y(tǒng)計年鑒》對于不同創(chuàng)新主體的專利數(shù)據(jù)從2009年開始，所以數(shù)據(jù)范圍選擇了2009—2017年30個省市區(qū)。研發(fā)資本流動對不同創(chuàng)新主體創(chuàng)新集聚作用的回歸結(jié)果如表6所示，其中列(1)至列(3)是OLS的回歸結(jié)果，列(4)至列(6)是固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。列(1)至列(3)結(jié)果表明，最小二乘估計下研發(fā)資本流動對工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新集聚具有正向作用，且在5%的水平上顯著；對研究與開發(fā)機構(gòu)的創(chuàng)新集聚效應(yīng)在1%水平上顯著，而對高等學(xué)校的創(chuàng)新集聚效應(yīng)正向但并不顯著。列(4)至列(6)采用固定效應(yīng)模型進行檢驗，結(jié)果顯示研發(fā)資本流動仍然對研究與開發(fā)機構(gòu)的創(chuàng)新集聚具有正向作用，對工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新集聚的作用在統(tǒng)計上不再顯著，而對高等學(xué)校的影響依然保持正向但并不顯著，以上結(jié)果表明研發(fā)資本流動惠及的創(chuàng)新主體主要是研究與開發(fā)機構(gòu)。

表6 不同創(chuàng)新主體創(chuàng)新集聚效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗

2.政府研發(fā)補貼的調(diào)節(jié)作用檢驗

地方政府往往為提升本區(qū)域創(chuàng)新能力和激勵創(chuàng)新活動而制定相應(yīng)的補貼政策，可能會對區(qū)域創(chuàng)新集聚產(chǎn)生影響。本節(jié)進一步探究政府的研發(fā)創(chuàng)新補貼對四大地區(qū)創(chuàng)新集聚的調(diào)節(jié)作用，政府研發(fā)補貼的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《工業(yè)企業(yè)科技統(tǒng)計年鑒》中規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出中的政府資金，并進行對數(shù)化處理，由于在2009年前后企業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出的統(tǒng)計口徑不統(tǒng)一，因此本節(jié)所取樣本區(qū)間為2009—2017年，回歸結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明，在全國層面、東部地區(qū)以及東北地區(qū)，交互項系數(shù)雖為正但統(tǒng)計上并不顯著，政府補貼的調(diào)節(jié)作用不明顯，未能有效激勵研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)。而在中部和西部地區(qū)交互項的系數(shù)為負，且分別在1%和5%的水平上顯著，說明現(xiàn)有研發(fā)補貼政策對區(qū)域研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚存在“擠出效應(yīng)”?？赡艿脑蛟谟?，研發(fā)補貼政策并不能有效吸引域外研發(fā)資金的流入，而是直接作用于研發(fā)活動進而提升創(chuàng)新產(chǎn)出。

表7 政府研發(fā)補貼的調(diào)節(jié)作用檢驗

六、基本結(jié)論

本文從創(chuàng)新集聚數(shù)量和質(zhì)量兩個視角，利用中國2004—2017年30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗研發(fā)資本流動的區(qū)域創(chuàng)新集聚效應(yīng)，對比分析了四大區(qū)域創(chuàng)新集聚效應(yīng)的差異；采用中介效應(yīng)模型，檢驗在研發(fā)資本流動的區(qū)域創(chuàng)新集聚效應(yīng)中機器設(shè)備投資的載體作用，以及與物化型技術(shù)進步的關(guān)系；進一步考察研發(fā)資本流動對不同創(chuàng)新投資主體的區(qū)域創(chuàng)新集聚效應(yīng)差異，以及政府研發(fā)補貼政策對不同經(jīng)濟區(qū)域創(chuàng)新集聚的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)從全國層面來看，研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)明顯，但區(qū)域之間存在較大差異，東部地區(qū)和中部地區(qū)研發(fā)資本流動對區(qū)域創(chuàng)新集聚水平具有較強的促進作用，對西部地區(qū)的創(chuàng)新集聚效應(yīng)并不明顯，而東北地區(qū)研發(fā)資本流動對區(qū)域創(chuàng)新具有顯著抑制作用，原因在于西部地區(qū)和東北地區(qū)的資本收益和創(chuàng)新環(huán)境缺乏吸引力，且域內(nèi)研發(fā)資本不斷外流，并經(jīng)過循環(huán)與累積進而削弱地區(qū)創(chuàng)新集聚水平。(2)在研發(fā)資本流動過程中，機器設(shè)備投資的載體作用在全國層面、東部地區(qū)、中部地區(qū)以及東北地區(qū)均成立，即研發(fā)資本流入可通過機器設(shè)備投資等的物質(zhì)載體形式進入到區(qū)域創(chuàng)新活動之中，進而提升區(qū)域創(chuàng)新活力與推動區(qū)域創(chuàng)新集聚。(3)在全國層面和東部地區(qū)，研發(fā)資本流動有助于提升區(qū)域創(chuàng)新集聚質(zhì)量，而中部地區(qū)、西部地區(qū)研發(fā)資本流動未能發(fā)揮顯著的作用，東北地區(qū)研發(fā)資本流動甚至抑制創(chuàng)新集聚質(zhì)量的提升。此外，在發(fā)達的東部地區(qū)流入的研發(fā)資本用于新機器設(shè)備投資或設(shè)備更新改造，這種與設(shè)備相融合的物化型技術(shù)進步，提升了東部地區(qū)的創(chuàng)新集聚質(zhì)量。(4)相比于工業(yè)企業(yè)和高等學(xué)校，研發(fā)資本流動對研究與開發(fā)機構(gòu)的創(chuàng)新集聚效應(yīng)提升明顯，表明研發(fā)資本流入主要惠及研究與開發(fā)機構(gòu)。政府研發(fā)補貼在全國、東部以及東北地區(qū)，都未能對研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)發(fā)揮積極作用，甚至對中部地區(qū)和西部地區(qū)的創(chuàng)新集聚存在“擠占效應(yīng)”。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，政府應(yīng)破除阻礙地區(qū)間研發(fā)資本流動的障礙與壁壘，建立完善的金融市場以及區(qū)域間信息交流平臺，推動研發(fā)資本在地區(qū)之間的自由流動，合理引導(dǎo)研發(fā)資金向西部和東北地區(qū)的轉(zhuǎn)移，發(fā)揮研發(fā)資本流動的創(chuàng)新集聚效應(yīng)以提高欠發(fā)達區(qū)域創(chuàng)新水平，實現(xiàn)我國區(qū)域創(chuàng)新的均衡高質(zhì)量發(fā)展。第二，重視創(chuàng)新集聚的數(shù)量與質(zhì)量兩個維度，在推進更大規(guī)模研發(fā)資本流動、帶動創(chuàng)新集聚數(shù)量提升的前提下，有針對性地引導(dǎo)研發(fā)資金流向?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新活動；實施差異化的創(chuàng)新激勵政策，引導(dǎo)研發(fā)資本流動逐步實現(xiàn)“因需而流”和“因地制宜”，不斷通過高質(zhì)量的研發(fā)資本流動提升區(qū)域創(chuàng)新集聚的質(zhì)量水平。第三，重視研發(fā)資本流動的物質(zhì)形態(tài)，鼓勵研發(fā)資金投資于蘊含前沿技術(shù)水平的機器設(shè)備，實現(xiàn)資本與技術(shù)的相互滲透和結(jié)合，通過研發(fā)資本的有序流入帶動機器設(shè)備投資，提高機器設(shè)備投資品質(zhì)量，通過物化型技術(shù)進步提升創(chuàng)新活動的效率，實現(xiàn)創(chuàng)新集聚數(shù)量和質(zhì)量的同步發(fā)展。第四，遵循市場經(jīng)濟規(guī)律和政府有為引導(dǎo)相結(jié)合，提高工業(yè)企業(yè)和高等學(xué)校的創(chuàng)新活力和集聚水平，合理定位政府在研發(fā)資本流動和區(qū)域創(chuàng)新活動中的角色，制定更為有效的適宜性研發(fā)補貼或稅收優(yōu)惠政策，避免對區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新活動的“擠出”，加快建立支撐高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)代區(qū)域創(chuàng)新體系。