嵇正龍，宋 宇

(1.宿遷學(xué)院商學(xué)院，江蘇 宿遷 223800；2.西北大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

一、問題的提出

企業(yè)的異地進入具體表現(xiàn)為企業(yè)在不同的區(qū)域間遷移或設(shè)立子公司的投資決策。而企業(yè)作為研發(fā)要素的所有者和使用者，其異地進入行為必然引起生產(chǎn)技術(shù)和研發(fā)要素在空間上的溢出和流動，進而對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生極化效應(yīng)或擴散效應(yīng)。那么，中國的企業(yè)異地進入是否促進了區(qū)域創(chuàng)新空間收斂？包括研發(fā)人員和研發(fā)資本在內(nèi)的創(chuàng)新要素流入是否產(chǎn)生了中介效應(yīng)機制作用并表現(xiàn)怎樣的特征差異？

為回答這些問題，本文聚焦于企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新空間收斂及創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)機制分析。首先，構(gòu)建企業(yè)異地進入的創(chuàng)新收斂模型并提出相應(yīng)的研究假說；然后，擴展經(jīng)濟增長理論的β收斂模型，用于企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新空間收斂的實證檢驗，同時設(shè)置中介效應(yīng)模型，用于創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)機制檢驗；最后，運用制造業(yè)上市公司異地設(shè)立子公司的數(shù)據(jù)集和區(qū)域宏觀數(shù)據(jù)集構(gòu)造面板數(shù)據(jù)集，為理論假說提供經(jīng)驗證據(jù)。研究結(jié)果表明，企業(yè)異地進入顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新的空間收斂，而創(chuàng)新要素中的研發(fā)人員流入起到顯著的中介效應(yīng)作用，但未發(fā)現(xiàn)研發(fā)資本流入存在中介作用。本文的研究對優(yōu)化地區(qū)的企業(yè)發(fā)展政策和創(chuàng)新政策具有重要的參考意義，在拓展創(chuàng)新理論的同時也豐富了經(jīng)濟增長理論的空間收斂性研究。

二、相關(guān)文獻回顧

中國的區(qū)域經(jīng)濟差距在逐漸擴大，不同區(qū)域企業(yè)的技術(shù)積累和創(chuàng)新能力也呈現(xiàn)分化的趨勢[1]。資本流動推動中國及其東部地區(qū)創(chuàng)新活動的空間發(fā)散而非收斂[2]。基于空間收斂模型檢驗國際研發(fā)溢出對創(chuàng)新效率的空間收斂分析結(jié)果認(rèn)為國際研發(fā)溢出顯著促進創(chuàng)新的空間收斂，但呈現(xiàn)地理衰減特征[3]。中國省級專利授權(quán)數(shù)據(jù)也驗證中國創(chuàng)新增長的收斂性[4]。已有關(guān)于創(chuàng)新的空間收斂性研究主要沿著兩條路線展開：一是影響創(chuàng)新空間收斂的因素分析[2][3]；二是總體分析空間收斂的特征刻畫[4][5]。而關(guān)于影響創(chuàng)新的空間收斂機制分析尚不夠深入，其中白俊紅等(2020)討論市場整合通過創(chuàng)新要素流動促進創(chuàng)新的空間收斂機制研究對本文具有啟發(fā)意義[6]。

事實上，企業(yè)是知識溢出和創(chuàng)新要素流動的關(guān)鍵組織載體。比如，外商企業(yè)的直接投資對中國工業(yè)化進程中物質(zhì)資本深化形成的偏向型技術(shù)進步具有重要作用[7]。研發(fā)要素的區(qū)際流動存在顯著的空間溢出效應(yīng)[8]。企業(yè)提高技術(shù)水平和創(chuàng)新能力主要源于企業(yè)的自主創(chuàng)新和知識的區(qū)域間轉(zhuǎn)移[9]，中國企業(yè)的創(chuàng)新更多的是通過后者來實現(xiàn)[10]。企業(yè)的空間行為動態(tài)產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，加強了流入地企業(yè)之間的技術(shù)交流和合作，有助于促進創(chuàng)新的空間收斂。企業(yè)在研發(fā)方面的投資導(dǎo)致知識溢出，從而影響鄰近企業(yè)[11]。比如，出口企業(yè)存在鄰居企業(yè)的知識溢出效應(yīng)，尤其是新鄰居的出現(xiàn)對出口企業(yè)的生產(chǎn)率貢獻更為顯著[12]。白旭云等(2020)將知識溢出分為同域溢出和同行溢出兩類，并驗證二者對企業(yè)創(chuàng)新績效的積極作用[13]。

關(guān)于企業(yè)異地進入的動態(tài)行為產(chǎn)生的知識溢出和研發(fā)要素流動影響區(qū)域創(chuàng)新收斂的研究還較為鮮見。企業(yè)在發(fā)展過程中為突破地理距離約束而在靠近要素市場的異地注冊設(shè)立子公司。異地子公司的設(shè)立可降低市場分割的影響[14]，實現(xiàn)資源的跨區(qū)域配置。當(dāng)企業(yè)從創(chuàng)新領(lǐng)先地區(qū)向落后地區(qū)轉(zhuǎn)移或設(shè)立分支機構(gòu)時，不僅發(fā)生生產(chǎn)活動的空間轉(zhuǎn)移，同時也存在創(chuàng)新知識和研發(fā)要素的轉(zhuǎn)移。企業(yè)異地子公司的設(shè)立主要通過以下四個途徑影響進入地創(chuàng)新水平：一是知識溢出，先進技術(shù)企業(yè)的進入會產(chǎn)生知識溢出，在位企業(yè)從中獲得技術(shù)提升的機會，但到底能有多大程度的提高取決于企業(yè)自身的學(xué)習(xí)和吸收能力；二是競爭效應(yīng)，通過競爭倒逼技術(shù)水平落后的在位企業(yè)提高研發(fā)創(chuàng)新強度，以避免市場失??；三是清洗效應(yīng)，未能從知識溢出中獲益、又不能通過自主研發(fā)勝出的在位企業(yè)被淘汰后，資源流入存活企業(yè)；四是創(chuàng)新要素流動，在區(qū)域內(nèi)優(yōu)化配置并形成空間集聚，產(chǎn)生集聚經(jīng)濟。

有鑒于此，本文試圖做出如下的邊際貢獻：一是借鑒產(chǎn)品轉(zhuǎn)換模型[15]，聯(lián)通微觀企業(yè)進入和區(qū)域宏觀創(chuàng)新，構(gòu)建企業(yè)異地進入的創(chuàng)新收斂模型，為分析提供一個嚴(yán)密的理論框架；二是從企業(yè)異地設(shè)立分支機構(gòu)的角度切入，豐富區(qū)域創(chuàng)新空間收斂的因素分析；三是構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新β收斂模型，拓展經(jīng)濟增長理論收斂模型的實踐應(yīng)用。

三、理論機制與研究假說

(一)基本假設(shè)

模型討論的經(jīng)濟體包括進入企業(yè)在內(nèi)合計N家企業(yè)，每家企業(yè)只生產(chǎn)1種產(chǎn)品且標(biāo)準(zhǔn)化為1，所有的商品以相同的外生給定價格P交易。每個產(chǎn)品具有差異性，使用其生產(chǎn)率θi區(qū)分且i∈(0,N]。企業(yè)的生產(chǎn)率θi按照高低排序，較高的排名意味著技術(shù)水平或知識含量也較高。生產(chǎn)率在0～k的范圍內(nèi)均勻分布，即θi∈[0,k]。k表示地區(qū)的技術(shù)水平，也是企業(yè)的技術(shù)上限邊界。企業(yè)的初始狀態(tài)需一定的投入并以b個單位的勞動力表示，此處的勞動作為資本和技術(shù)的混合體表征創(chuàng)新要素。進入企業(yè)無法確知其生產(chǎn)率θnew的高低，事前只知道θnew是在[0,k]內(nèi)均勻分布。進入企業(yè)實現(xiàn)生產(chǎn)率θnew的技術(shù)成為通用知識并被所有企業(yè)知悉。本地企業(yè)可“搭便車”享受知識溢出或技術(shù)擴散的好處，自由生產(chǎn)具有較高替代性的產(chǎn)品而不用支付技術(shù)創(chuàng)新的成本。如果本地企業(yè)采用進入企業(yè)的技術(shù)，那么其生產(chǎn)效率是進入企業(yè)生產(chǎn)效率的一定比例α且α∈[0,1]。α的經(jīng)濟學(xué)意義是本地企業(yè)的知識吸收能力系數(shù)。

(二)理論模型

本地企業(yè)i采用原有技術(shù)還是新技術(shù)取決于θi與αθnew之間的比較。如果θi>αθnew，本地企業(yè)將繼續(xù)采用原有技術(shù)，否則采用新技術(shù)。

考慮在位企業(yè)的投資決策及其預(yù)期利潤。預(yù)期利潤取決于本地企業(yè)自身的原有生產(chǎn)率與采用進入企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)后的生產(chǎn)率的比較。根據(jù)所有企業(yè)的生產(chǎn)率均勻分布的假定且存在集聚經(jīng)濟，設(shè)定進入企業(yè)的預(yù)期生產(chǎn)率為該區(qū)域中企業(yè)數(shù)量m的增函數(shù)：

(1)

其中，E(θnew)為進入企業(yè)的預(yù)期生產(chǎn)率。當(dāng)m=0時，E(θnew)=0；當(dāng)m→∞時，E(θnew)→k。

根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)率分布假定，本地企業(yè)i繼續(xù)采用原有技術(shù)的概率為：

(2)

在該概率下，我們可得到預(yù)期利潤為：

(3)

類似地，本地企業(yè)選擇新技術(shù)的概率和預(yù)期利潤分別為：

(4)

(5)

由上述討論，我們可得到本地企業(yè)的預(yù)期利潤為：

E(π)=Prob(θi≥αθnew)*E(π|θi≥αθnew)+Prob(θi<αθnew)*E(π|θi<αθnew)

(6)

進一步地，根據(jù)產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)化的假定，本地企業(yè)的預(yù)期生產(chǎn)率為：

(7)

企業(yè)的預(yù)期生產(chǎn)率E(θ)與技術(shù)水平邊界k、知識吸收能力α和采用新技術(shù)的企業(yè)數(shù)量m等變量呈正相關(guān)。地區(qū)原有技術(shù)水平顯然與技術(shù)水平邊界和知識吸收能力密切相關(guān)，而企業(yè)數(shù)量說明經(jīng)濟集聚程度有利于知識的溢出，從而使技術(shù)創(chuàng)新擴散相對容易。

(三)理論機制與研究假說

采用新技術(shù)的本地企業(yè)數(shù)量m是內(nèi)生的且持續(xù)增加，直到超額利潤為零時停止。企業(yè)進入帶來的新技術(shù)溢出影響本地企業(yè)的預(yù)期利潤水平E(π)*可表示為：

(8)

其中，m*表示均衡時的m值。每個采用新技術(shù)的企業(yè)均需b個單位的前期勞動力投資而導(dǎo)致的沉沒投資為bw，w是采納新技術(shù)后的工資率。均衡條件為預(yù)期利潤的現(xiàn)值與投資的沉沒成本相等：

(9)

(10)

聯(lián)立方程(9)、(10)，可得方程組(11)：

(11)

經(jīng)解析方程組(11)，我們可得均衡時的m*和w*?？紤]到計算的復(fù)雜性，本文使用線性圖形簡要分析動態(tài)均衡(見圖1所示)。方程(9)、(10)分別被繪制為曲線Z和L，兩條曲線的斜率皆為正，且曲線L的斜率大于曲線Z的斜率。

圖1 知識溢出和要素流入的區(qū)域創(chuàng)新收斂機制

1.企業(yè)進入的知識溢出機制。企業(yè)異地進入帶來具有比較優(yōu)勢的新技術(shù)并產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)。當(dāng)采用新技術(shù)的本地企業(yè)數(shù)量為m0時，本地企業(yè)的預(yù)期收益為A點，勞動市場價格為B點。顯然，A點的預(yù)期收益高于B點的工資水平，從而激勵更多的企業(yè)采用新技術(shù)。隨著采用新技術(shù)的本地企業(yè)數(shù)量m的逐漸增加而產(chǎn)生集聚的相互學(xué)習(xí)效應(yīng)，企業(yè)的預(yù)期收益上升。同時，本地企業(yè)的加入使勞動需求增加而導(dǎo)致工資水平w上升。工資水平比預(yù)期收益上升的速度更快，即A點和B點的差距逐漸收斂并最終達(dá)到均衡，均衡點為曲線L1和Z的交點E1(m1,w1)。因此，新技術(shù)企業(yè)進入后，采納新技術(shù)的企業(yè)增多而同步引發(fā)工資水平上升并最終達(dá)到均衡點。這一過程總體上表現(xiàn)為區(qū)域創(chuàng)新的收斂過程。據(jù)此，我們提出研究假說1：企業(yè)異地進入產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，吸引大量的本地企業(yè)采用新技術(shù)，從而形成區(qū)域創(chuàng)新空間收斂效應(yīng)。

2.研發(fā)要素流入的中介機制。企業(yè)異地進入通過知識溢出機制引發(fā)區(qū)域內(nèi)部勞動力調(diào)整和工資水平上升，進一步吸引區(qū)域外要素流入(包括研發(fā)人員和研發(fā)資本的流入)。區(qū)域的研發(fā)要素稟賦增加使曲線L1向右移動到L2，市場再次出現(xiàn)預(yù)期收益與勞動市場失衡的情況(即E1(m1,w1)代表的企業(yè)預(yù)期收益和C點表征的工資水平)，知識溢出機制再次發(fā)生作用并最終收斂于新的均衡點E2(m2,w2)。相對于初始均衡，新的均衡具有更高的工資水平和更高的生產(chǎn)率，意味著創(chuàng)新要素的持續(xù)流入，也是企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新持續(xù)收斂的重要中介變量。據(jù)此，我們提出研究假說2a：研發(fā)人員流入對企業(yè)異地進入促進區(qū)域創(chuàng)新空間收斂產(chǎn)生顯著的中介作用；假說2b：研發(fā)資本流入也存在相同的中介作用機制。

四、研究設(shè)計

為契合企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新收斂的理論機制分析，本文擴展經(jīng)濟增長理論中的β收斂模型，設(shè)置創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)模型并進行經(jīng)驗數(shù)據(jù)驗證。經(jīng)濟的收斂性研究通常從時間和空間的切入點來區(qū)分，其實二者密不可分。也就是說，時間上的收斂具有空間特征，而空間上的收斂也具有時間維度[16]。本文基于Barro和Sala-i-Martin研究各國經(jīng)濟增長的β收斂模型[17]，借鑒已有研究的空間收斂檢驗方程[6][16]，設(shè)置空間計量模型并考察區(qū)域創(chuàng)新的空間收斂，設(shè)置中介效應(yīng)模型并考察創(chuàng)新要素流入的中介機制。

(一)計量模型

1.區(qū)域創(chuàng)新空間收斂模型?；贐arro和Sala-i-Martin的經(jīng)濟β收斂性方程，我們將創(chuàng)新收斂方程表述為：

(12)

其中，i為區(qū)域，t和T分別表示研究的期初和期末，(T-t)表示時間跨度且為正數(shù)，K為區(qū)域創(chuàng)新水平，η為常數(shù)，β表征創(chuàng)新的收斂或發(fā)散，ε為干擾項。

借鑒Islam的研究[18]，我們采用當(dāng)期的增長率來表征被解釋變量，即時間跨度(T-t)為1。方程(12)可簡化為：

(13)

ln(Kit)=η+e-βln(Ki,t-1)+εit

(14)

令A(yù)=e-β，則收斂系數(shù)為：

β=-lnA

(15)

綜合方程(12)～(15)的分析，可得到結(jié)論：β>0，意味著區(qū)域創(chuàng)新水平越高，區(qū)域創(chuàng)新增長率越小，區(qū)域創(chuàng)新水平收斂，且β值越大，區(qū)域創(chuàng)新收斂的速度越快；β<0，此時的區(qū)域創(chuàng)新處于空間發(fā)散狀態(tài)，表示創(chuàng)新呈現(xiàn)塊狀集聚的經(jīng)濟現(xiàn)象，且β的絕對值越大，發(fā)散速度越快；β=0，此時的區(qū)域創(chuàng)新處于空間相對均衡狀態(tài)。

區(qū)域的創(chuàng)新活動受到地區(qū)間的知識溢出和創(chuàng)新要素流動的影響[8]。因此，在方程(14)中引入企業(yè)進入、區(qū)域創(chuàng)新要素流動等核心解釋變量及其他控制變量，以檢驗研究假說。此外，考慮控制區(qū)域的個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，我們將計量模型進一步拓展為：

ln(Kit)=η+Aln(Ki,t-1)+ρWln(Ki,t-1)+τ1FEit+τ2FPit+τ3FSit+BXit+νi+ωt+εit

(16)

其中，空間自回歸系數(shù)ρ表征區(qū)域之間創(chuàng)新的空間依賴性并反映其他地區(qū)的創(chuàng)新水平對本區(qū)域創(chuàng)新收斂的影響，W為n×n階的空間權(quán)重矩陣，τ為相應(yīng)變量的系數(shù)，F(xiàn)Eit為企業(yè)異地進入，F(xiàn)Pit為研發(fā)人員流入，F(xiàn)Sit為研發(fā)資本流入，B為控制變量的系數(shù)集合，Xit為控制變量集合，νi和ωt分別為區(qū)域的固定效應(yīng)和時間效應(yīng)，εit為誤差項。

2.創(chuàng)新要素流入中介模型。為進一步檢驗企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新空間收斂的創(chuàng)新要素流入的中介機制，本文參考已有研究并應(yīng)用三步法中介模型做檢驗分析[19]。

Kit=cFEit+OXit+νi+ωt+e1

(17)

CFit=aFEit+PXit+νi+ωt+e2

(18)

Kit=c′FEit+bCFit+QXit+νi+ωt+e3

(19)

其中，方程(17)的系數(shù)c為企業(yè)異地進入對區(qū)域創(chuàng)新的總效應(yīng)；方程(18)的系數(shù)a為企業(yè)異地進入對中介變量創(chuàng)新要素CFit的效應(yīng)，創(chuàng)新要素為研發(fā)人員流入或研發(fā)資本流入；方程(19)的系數(shù)c’是在控制創(chuàng)新要素流入和其他控制變量的影響后企業(yè)異地進入對區(qū)域創(chuàng)新的直接效應(yīng)，系數(shù)b是在控制企業(yè)異地進入和其他控制變量的影響后創(chuàng)新要素流入對區(qū)域創(chuàng)新的效應(yīng)；O、P、Q為控制變量的系數(shù)向量；e1、e2和e3是回歸殘差。創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)等于間接效應(yīng)(即系數(shù)乘積ab)，與總效應(yīng)和直接效應(yīng)的關(guān)系為c=c′+ab。創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)模型分析就是檢驗ab是否顯著存在及估計間接效應(yīng)與總效應(yīng)的比值ab/c，以體現(xiàn)創(chuàng)新要素流入的中介效應(yīng)作用程度。

(二)變量描述

1.區(qū)域創(chuàng)新。專利申請量和專利授權(quán)量常被用來表征創(chuàng)新水平。專利授權(quán)量受到政策和專利授權(quán)管理機構(gòu)等多方面因素的影響，而且要求嚴(yán)格、周期較長，往往低估區(qū)域創(chuàng)新水平。專利申請量指標(biāo)使用最為廣泛，能反映包括知識溢出的模仿創(chuàng)新在內(nèi)的地區(qū)創(chuàng)新水平。因此，本文采用專利申請量(pait)來表征區(qū)域創(chuàng)新水平，以最大限度地反映自主創(chuàng)新和知識溢出。在實證模型中，本文以對數(shù)值形式引入專利申請量(lnpait)。

2.企業(yè)異地進入。借鑒已有研究的做法[14][20]，本文以異地上市公司在本地設(shè)立子公司的總數(shù)表征企業(yè)異地進入。具體的做法是：按年篩選出區(qū)域的上市公司設(shè)立子公司數(shù)據(jù)，剔除母公司為本地的子公司數(shù)據(jù)，得到異地上市公司在本地設(shè)立的子公司數(shù)量(ssit)，以表征企業(yè)異地進入。由于本文考察的是區(qū)域?qū)用娴膭?chuàng)新收斂，對企業(yè)異地進入的界定采取更為寬松的口徑，即子公司與母公司不在同一個區(qū)域的界定為異地。此外，本文使用未剔除本地上市公司設(shè)立的子公司數(shù)據(jù)的寬口徑子公司數(shù)量(tsit)進行穩(wěn)健性檢驗。在實證模型中，本文以對數(shù)值形式引入異地子公司總量(lnssit)和子公司總量(lntsit)兩個指標(biāo)。

3.創(chuàng)新要素流入。王鉞和劉秉鐮(2017)將創(chuàng)新要素流動分為研發(fā)人員和研發(fā)資本，采用引力模型測度兩類要素從某個區(qū)域的流出，以反映區(qū)際要素流動[21]。本文采用與其相同的分類方法，但使用引力模型測度其他地區(qū)的兩類要素向某個區(qū)域的流入，以表征創(chuàng)新要素的區(qū)域流入。因此，本文在其研究的基礎(chǔ)上改造創(chuàng)新要素的流出引力公式為創(chuàng)新要素的流入引力公式。此外，基于省級層面的分析，我們采用省會城市之間的地理距離來表征區(qū)域間空間距離。在實證模型中，本文以對數(shù)值形式引入研發(fā)人員流入(lnrdpiit)和研發(fā)資本流入(lnrdeiit)兩個指標(biāo)。

(1)研發(fā)人員流入。區(qū)域i就業(yè)人員的平均工資水平對其他地區(qū)的研發(fā)人員具有吸引力，相應(yīng)的研發(fā)人員引力模型可修正為：

(20)

此時，區(qū)域i的研發(fā)人員的總流入量為其他各區(qū)域向區(qū)域i流入量的總和：

(21)

其中，F(xiàn)Pit為t期區(qū)域i的研發(fā)人員流入總量，n為區(qū)域i之外的其他區(qū)域的數(shù)量。

(2)研發(fā)資本流入。根據(jù)資本的逐利性，區(qū)域i的企業(yè)平均利潤率對其他地區(qū)的研發(fā)資本具有吸引力，相應(yīng)的研發(fā)資本引力模型可修正為：

(22)

此時，區(qū)域i的研發(fā)資本的流入總量為其他各區(qū)域向區(qū)域i流入量的總和：

(23)

其中，F(xiàn)Sit為t期區(qū)域i的研發(fā)資本流入量，n為區(qū)域i之外的其他區(qū)域的數(shù)量。

區(qū)域研發(fā)資本存量既是知識溢出的來源，也是知識吸收能力的基礎(chǔ)。關(guān)于研發(fā)資本存量的估計，我們利用研發(fā)支出的流量并采用永續(xù)盤存法來估計得到[21]。

SRit=(1-δ)×SRi,t-1+REi,t-1

(24)

其中，SRit為當(dāng)期的研發(fā)資本存量，SRi,t-1為前期的研發(fā)資本存量，δ為折舊率并設(shè)定為15%，REi,t-1為前期的研發(fā)支出。

由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》中的研發(fā)經(jīng)費支出分為日常性支出和資產(chǎn)性支出兩類。參考王鉞和劉秉鐮(2017)的研究[21]，設(shè)定研發(fā)支出的價格指數(shù)=0.6×消費價格指數(shù)+0.4×固定資產(chǎn)價格指數(shù)并剔除其價格因素。而基期的研發(fā)資本存量的估計采用基期的研發(fā)支出并推算得到：

SR0=RE0/(g+δ)

(25)

其中，SR0為初始的研發(fā)資本存量，RE0為初期的研發(fā)支出，g為研究期內(nèi)研發(fā)支出的年增長率。

4.控制變量集合。本文選擇一系列控制變量并以對數(shù)值形式引入模型。(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(lnagdpit)，既為創(chuàng)新提供需求驅(qū)動，也為創(chuàng)新保障投入來源，往往也是區(qū)域創(chuàng)新呈現(xiàn)非均衡性特征的重要原因，以人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。(2)要素稟賦(lnpdit)，既是區(qū)域發(fā)展的必要條件，也是區(qū)域發(fā)展差異的根源，顯然也影響區(qū)域創(chuàng)新的差異，使用人口密度表征。(3)人力資本(lnemit)，它有助于知識和新技術(shù)的傳播，實現(xiàn)“干中學(xué)”的效應(yīng)，形成技術(shù)創(chuàng)新的持續(xù)積累，以年末單位從業(yè)人員表征區(qū)域的人力資本投入。(4)物質(zhì)資本(lnfixit)，以先進的生產(chǎn)機器和技術(shù)設(shè)備等為代表，是技術(shù)成果的重要載體和進一步創(chuàng)新的直接物質(zhì)平臺，有助于區(qū)域創(chuàng)新的收斂，使用當(dāng)年固定資產(chǎn)投資總額表征。(5)金融資本(lnloanit)，作為現(xiàn)代市場經(jīng)濟的關(guān)鍵的要素投入之一，其規(guī)模大小與市場對區(qū)域發(fā)展的收益預(yù)期正相關(guān)，能強化區(qū)域的創(chuàng)新優(yōu)勢，以貸款總量表征。(6)創(chuàng)新政策(lnfeit)，作為地方政府干預(yù)區(qū)域創(chuàng)新的重要措施之一，通過直接投資或提供補貼等多種形式推動和扶持區(qū)域創(chuàng)新進程，使用財政支出表征。(7)對外開放(lnexit)，意味著大量的進出口貿(mào)易和外資企業(yè)進入，為本地區(qū)帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，有助于區(qū)域創(chuàng)新的收斂，使用地區(qū)進出口總量表征。(8)基礎(chǔ)設(shè)施(lnkiloit)，它是區(qū)域經(jīng)濟生產(chǎn)和創(chuàng)新研發(fā)的環(huán)境載體，使用鐵路營業(yè)里程、內(nèi)河航道里程和公路里程總和來衡量。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、國研網(wǎng)的區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性和可得性，本文的研究樣本為中國大陸地區(qū)未包含西藏自治區(qū)的30個省市。綜合制造業(yè)上市公司的母公司總數(shù)量及其子公司設(shè)立的區(qū)域覆蓋情況，設(shè)定研究期限為2000～2018年，并以2000年為基期剔除相應(yīng)的價格因素。

上市公司的基本信息包括年度區(qū)間、證券代碼、公司名稱、行業(yè)代碼和注冊地址等，上市公司的子公司的情況表包括年度區(qū)間、證券代碼、子公司名稱和注冊地址等。上市公司的子公司異地進入數(shù)據(jù)集的清洗和構(gòu)造的具體過程如下：(1)根據(jù)證券代碼和年度區(qū)間合并上市公司的基本信息和上市公司子公司的情況表；(2)根據(jù)證監(jiān)會的行業(yè)代碼表，篩選出兩位數(shù)代碼為13～43范圍內(nèi)的制造業(yè)上市公司；(3)根據(jù)子公司的注冊地址信息，手工整理其所在省份，地址缺失的樣本通過百度查詢企業(yè)名稱后補齊，得到寬口徑的企業(yè)異地進入的數(shù)據(jù)集并用于穩(wěn)健性檢驗；(4)剔除母公司和子公司在同一省市的數(shù)據(jù)，得到窄口徑的企業(yè)異地進入的數(shù)據(jù)集并用于基準(zhǔn)估計。

區(qū)域的各項宏觀經(jīng)濟指標(biāo)主要來源于國研網(wǎng)的區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，部分缺失的數(shù)據(jù)通過手工方式從相應(yīng)省份的歷年統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報中獲取基礎(chǔ)數(shù)據(jù)并計算得到。此外，通過高德地圖開放平臺，根據(jù)省會城市的市政府所在地，獲取省會城市的經(jīng)緯度并采用大圓距離公式計算得到城市間的直線距離[22]。

本文的研究樣本數(shù)據(jù)集為前述構(gòu)造的企業(yè)異地進入數(shù)據(jù)集和省市的區(qū)域數(shù)據(jù)集，根據(jù)省市和年份兩個指標(biāo)合并而成并對進入計量模型的變量進行對數(shù)化處理(見表1所示)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(N=570)

五、實證研究結(jié)果及分析

(一)區(qū)域創(chuàng)新的全局自相關(guān)檢驗

借鑒已有研究，本文采用全局莫蘭指數(shù)I(Moran’s I)來評估區(qū)域創(chuàng)新空間相關(guān)性(見表2所示)。結(jié)果表明，中國各個省市的區(qū)域創(chuàng)新莫蘭指數(shù)顯著大于0，即呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)的特征。進一步觀察發(fā)現(xiàn)，中國區(qū)域創(chuàng)新莫蘭指數(shù)較為均衡，表明中國的市場開放和一體化程度較高，區(qū)域創(chuàng)新的空間依賴性較強且較為穩(wěn)定。

表2 區(qū)域創(chuàng)新的莫蘭指數(shù)I(Moran’s I)

(二)區(qū)域創(chuàng)新收斂的實證結(jié)果及討論

白俊紅和劉怡(2020)在分析市場整合影響區(qū)域創(chuàng)新空間收斂時[6]，根據(jù)Elhorst的空間模型篩選規(guī)則設(shè)定空間模型[23]。而Belotti等(2017)認(rèn)為Elhorst的空間模型篩選規(guī)則計算繁瑣[24]，提出了更為簡潔的判斷方法和標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文選擇空間杜賓模型(SDM)對區(qū)域創(chuàng)新分別做絕對收斂、條件收斂和穩(wěn)健性檢驗(見表3所示)，并進一步使用中介效應(yīng)模型檢驗創(chuàng)新要素流入的中介機制作用(見表4所示)。

表3 企業(yè)異地進入影響區(qū)域創(chuàng)新收斂的實證結(jié)果(N=540)

1.區(qū)域創(chuàng)新收斂的基本估計。區(qū)域創(chuàng)新空間依賴的絕對收斂分析結(jié)果的估計1顯示，樣本的空間自相關(guān)系數(shù)ρ在1%的水平上顯著為正且擬合優(yōu)度較高，區(qū)域創(chuàng)新滯后項的系數(shù)顯著為正，絕對收斂系數(shù)β>0，意味著中國的區(qū)域創(chuàng)新表現(xiàn)為顯著的空間依賴且存在顯著的絕對收斂效應(yīng)。進一步地，考慮企業(yè)進入的區(qū)域創(chuàng)新空間依賴的條件收斂分析結(jié)果的估計2顯示，與絕對收斂相似，其擬合優(yōu)度較好且空間自相關(guān)系數(shù)ρ、區(qū)域創(chuàng)新滯后項的系數(shù)和企業(yè)異地進入的系數(shù)都顯著為正，條件收斂系數(shù)β>0，表明中國的區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的空間依賴且表現(xiàn)顯著的條件收斂效應(yīng)。同時，條件收斂系數(shù)大于絕對收斂系數(shù)，意味著企業(yè)異地進入提高了區(qū)域創(chuàng)新收斂的速度。估計3為引入控制變量后得到的結(jié)果，依然可得到與前述相同的結(jié)論。因此，綜合來看，中國的區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的空間依賴性且同時存在絕對收斂效應(yīng)和條件收斂效應(yīng)，企業(yè)異地進入促進了區(qū)域創(chuàng)新空間收斂，從而驗證了研究假說1。

2.穩(wěn)健性檢驗。為檢驗基本估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用包含上市公司本地子公司的寬口徑指標(biāo)替代窄口徑的企業(yè)異地進入指標(biāo)，以相同的估計策略做收斂性分析。估計4和5的結(jié)果表明，中國的區(qū)域創(chuàng)新同時存在絕對收斂和企業(yè)異地進入的條件收斂，基準(zhǔn)估計的結(jié)果較為穩(wěn)健且進一步驗證了研究假說1。

3.創(chuàng)新要素流入的中介機制檢驗。按照方程(17)～(19)的中介效應(yīng)模型設(shè)定，本文采用三步法分別檢驗研發(fā)人員流入和研發(fā)資本流入的中介作用(見表4所示)。研發(fā)人員流入的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，企業(yè)異地進入對區(qū)域創(chuàng)新的總效應(yīng)是0.307，直接效應(yīng)為0.280，而通過研發(fā)人員流入促進區(qū)域創(chuàng)新的間接效應(yīng)為0.0264(即中介效應(yīng))，所有效應(yīng)都在1%的水平上顯著。研發(fā)人員流入的中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比8.6%，雖然影響不是很大，但很好地驗證了研究假說2a。研發(fā)資本流入的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果并不顯著，未能識別其在企業(yè)異地進入促進區(qū)域創(chuàng)新空間收斂中的中介作用。這可能是由于研發(fā)資本更多地向創(chuàng)新領(lǐng)先地區(qū)集聚，產(chǎn)生的極化效應(yīng)抑制了其區(qū)域擴散效應(yīng)，且二者相互抵消導(dǎo)致結(jié)果不明確。因此，研發(fā)資本流入的中介效應(yīng)檢驗并不支持研究假說2b?？偟膩碚f，企業(yè)異地進入促進區(qū)域創(chuàng)新空間收斂的機制分析表明創(chuàng)新要素中的研發(fā)人員流入是重要的中介變量。

表4 研發(fā)要素流入影響區(qū)域創(chuàng)新收斂的機制分析(N=570)

六、結(jié)論與啟示

本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國的區(qū)域創(chuàng)新表現(xiàn)顯著的空間相關(guān)性并存在絕對收斂和條件收斂，且呈現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定的收斂特征。企業(yè)的異地進入產(chǎn)生知識溢出，協(xié)同研發(fā)要素的區(qū)際流動促進了中國區(qū)域創(chuàng)新的收斂。因此，各地區(qū)的創(chuàng)新政策應(yīng)充分考慮到鄰近區(qū)域創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，尤其是企業(yè)的空間進入和退出動態(tài)行為產(chǎn)生的知識溢出和引發(fā)的研發(fā)要素的區(qū)域間流動進一步強化了創(chuàng)新的區(qū)域間依賴，從而促進區(qū)域創(chuàng)新的空間收斂。

創(chuàng)新要素類型的進一步細(xì)分研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員流入具有顯著的中介作用，強化了企業(yè)異地進入對區(qū)域創(chuàng)新的收斂，而研發(fā)資本流入的影響并不顯著。因此，地方政府應(yīng)注重企業(yè)作為創(chuàng)新要素的載體作用，引進企業(yè)的判斷標(biāo)準(zhǔn)需從傳統(tǒng)的要素規(guī)模視角轉(zhuǎn)向技術(shù)含量視角，保持企業(yè)異地投資和研發(fā)人員流動的渠道暢通，營造適合知識溢出和創(chuàng)新累積的機制，以實現(xiàn)地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和高質(zhì)量發(fā)展。