李 濤,劉國燕

(1.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 商學(xué)院，河北 石家莊 050061；2.北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；3.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，天津 300401)

1 問題提出

隨著我國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，科技創(chuàng)新在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用。近年來，各地區(qū)在增加創(chuàng)新投入的同時，積極改善生態(tài)環(huán)境、交通基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)等，以期通過構(gòu)建創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)生態(tài)加速研發(fā)要素在本地區(qū)流動，而人才、資金、技術(shù)等創(chuàng)新要素在區(qū)域間的有序高效流動是縮小區(qū)域創(chuàng)新能力差距的必要條件(馮南平,魏芬芬，2017)。相較于傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素，研發(fā)要素本身攜帶了更多的知識和技術(shù)，特別是人力資本在區(qū)際流動，有助于加快隱性知識在更大范圍內(nèi)的傳播和擴散[1]，有利于形成區(qū)域研發(fā)合作網(wǎng)絡(luò)，通過技術(shù)創(chuàng)新溢出和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)提升區(qū)域整體創(chuàng)新效率。

目前學(xué)界關(guān)于創(chuàng)新效率的研究主要分為三方面：一是創(chuàng)新效率評價，主要分為參數(shù)法和非參數(shù)法，前者通過設(shè)立隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)(SFA)測算創(chuàng)新效率。如于明潔等[2]采用參數(shù)SFA方法計算了區(qū)域創(chuàng)新效率；后者則運用指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)測算創(chuàng)新效率。由于DEA是基于多投入多產(chǎn)出的評價，其結(jié)果更加客觀準確，因此采用該方法的研究較多。如Guan 和 Chen[3]利用兩階段DEA 模型對高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出效率進行評價；顏莉[4]將主成分分析法和DEA相結(jié)合，對區(qū)域創(chuàng)新效率進行評價；楊有才等[5]采用DEA-Malmquist指數(shù)法測算了我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率，并將效率分解為技術(shù)效率和技術(shù)進步。二是關(guān)于創(chuàng)新效率的影響因素。很多學(xué)者如金懷玉和菅利榮[6]、桂黃寶[7]、李政等[8]的實證研究結(jié)果表明，包括勞動力、FDI等創(chuàng)新投入均對創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要作用，但創(chuàng)新投入與創(chuàng)新效率之間并非呈簡單的線性關(guān)系[9]。此外，有學(xué)者從整體視角分析創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)新效率的影響。如劉志春和陳向東[10]通過分析科技園區(qū)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)對創(chuàng)新效率的影響，認為該影響主要存在于短期，2年以上作用不顯著。三是創(chuàng)新效率的時空演變。從宏觀方面，劉軍等[11]研究發(fā)現(xiàn)，我國協(xié)同創(chuàng)新效率在地理分布上呈現(xiàn)出明顯的空間異質(zhì)性；進一步地，吳芹和蔣伏心[12]指出，只有江蘇、浙江和廣東在知識創(chuàng)新效率、技術(shù)研發(fā)效率和成果轉(zhuǎn)化效率方面均處于高水平，中西部地區(qū)技術(shù)研發(fā)效率較低；也有學(xué)者以長江經(jīng)濟帶等典型區(qū)域為研究對象，分析創(chuàng)新效率時空演變規(guī)律[13]。從微觀方面，李曉龍等[14]分析發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率形成了以北京和江蘇為中心的高值集群區(qū)。

綜上，學(xué)界有關(guān)創(chuàng)新效率的研究較豐富，但多數(shù)是基于非流動要素的創(chuàng)新效率實證研究。高鐵開通使得地理上的時空距離被大大壓縮[15]，產(chǎn)生了明顯的時空壓縮效應(yīng)，提高了地區(qū)間交流的便利性[16]，特別是研發(fā)人員流動有利于溝通、交流、學(xué)習(xí)和分享創(chuàng)新知識[17]。因此，研究由高鐵開通引致的時空壓縮是否改變研發(fā)要素流動對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)具有一定理論價值。此外，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響是否受調(diào)節(jié)變量的影響？不同變量的閾值條件是什么？在不同調(diào)節(jié)變量作用下，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響存在多大差異？這些問題目前仍未得到充分回答。本文將對上述問題展開討論，理清時空壓縮背景下研發(fā)要素流動影響綠色創(chuàng)新效率的本質(zhì)規(guī)律，進而通過發(fā)揮高鐵建設(shè)優(yōu)勢，帶動研發(fā)要素流動，提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率。

2 影響機理

交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善不僅有助于增強地區(qū)間聯(lián)系，更重要的是促進生產(chǎn)要素，特別是承載創(chuàng)新型知識的研發(fā)要素流動，這也是區(qū)域知識空間溢出的根本原因[18]。高鐵開通極大縮短了地區(qū)通勤時間，產(chǎn)生了顯著的時空壓縮效應(yīng)[19]?？傮w來說，時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響主要表現(xiàn)為：一是知識溢出效應(yīng)。高鐵開通極大促進了研發(fā)要素，特別是高素質(zhì)人才在地區(qū)間的流動，從而有利于技術(shù)、管理等多方面知識跨地區(qū)交互與傳播，通過知識溢出效應(yīng)對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響。二是網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。高鐵開通使得大規(guī)模、高效和頻繁的科技人才面對面交流成為可能，有利于地區(qū)間創(chuàng)新主體合作并構(gòu)建研發(fā)合作網(wǎng)絡(luò)，而研發(fā)網(wǎng)絡(luò)的形成和完善有利于加快綠色創(chuàng)新與提高成功率，進而促進綠色創(chuàng)新效率提升[20]。三是資源優(yōu)化配置效應(yīng)。高鐵開通有助于研發(fā)要素在更大空間范圍內(nèi)流動，降低需求企業(yè)或者創(chuàng)新組織間的信息不對稱，提升需求端與供給端的匹配率[21]，促進閑置資源參與創(chuàng)新，提高資源利用率[22]，同時，有助于提升企業(yè)信息發(fā)布質(zhì)量，緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束和降低企業(yè)監(jiān)督成本[23]。四是市場競爭效應(yīng)。高鐵開通使得企業(yè)面臨的市場規(guī)模擴大，提升了競爭強度，有利于促進企業(yè)向綠色創(chuàng)新效率高的企業(yè)學(xué)習(xí)，通過市場競爭效應(yīng)推動區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提升。五是集聚經(jīng)濟效應(yīng)。研發(fā)要素流動加速了知識在地區(qū)的集聚，而集聚外部性有助于本地區(qū)創(chuàng)新主體以較低成本獲取外部創(chuàng)新資源，提升研發(fā)人員效率[24]，在一定程度上彌補自身研發(fā)經(jīng)費或技術(shù)不足，進而降低研發(fā)風(fēng)險，促進本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升和地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[25-26]。六是分工協(xié)作效應(yīng)。高鐵建設(shè)改變了原有區(qū)位條件和地區(qū)聯(lián)系強度，更有利于高鐵網(wǎng)絡(luò)中心城市發(fā)揮擴散效應(yīng)，進而促進城市專業(yè)化分工，通過分工協(xié)作提升綠色創(chuàng)新效率[27]。與其它交通方式不同，我國高鐵系客運專線，通過人員流動，特別是研發(fā)要素的跨地區(qū)流動對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要影響。因此，本文提出研究假設(shè)。

H1：相較于其它空間因素，因高鐵開通引致的研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著且存在空間溢出效應(yīng)。

然而，一方面，從研發(fā)要素類別看，高鐵開通有助于提高地區(qū)人員流動性，而研發(fā)資本流動是以人為載體的，由于高附加值的創(chuàng)新活動依賴于面對面的接觸[28]，因此因高鐵開通引致的研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響為正向，其中，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著。另一方面，從高鐵線路和研發(fā)資源稟賦的空間分布看，我國高鐵線路呈現(xiàn)非均衡性，地區(qū)間差異較大，整體表現(xiàn)為東密西疏特征。同時，由于創(chuàng)新資源稟賦分布不均，地區(qū)綠色創(chuàng)新效率差異明顯。因此，由高鐵開通后時空壓縮效應(yīng)引致的研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響存在空間異質(zhì)性。因此，本文提出研究假設(shè)。

H2：研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響為正向，從要素類別看，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著；從區(qū)域位置看，東部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率提升更顯著。

此外，無論是研發(fā)人員流動還是研發(fā)資本流動，其對綠色創(chuàng)新效率的影響均可能受到多種變量的調(diào)節(jié)作用。原因在于，一方面，雖然研發(fā)人員流動有利于增強地區(qū)人才交流，進而對區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生正向影響，但研發(fā)人員過度流動也可能導(dǎo)致資源擁擠，不利于區(qū)域創(chuàng)新效率提升[29]。因此，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響可能表現(xiàn)出一定門檻特征，低于或者高于門檻值的研發(fā)要素流動可能并不利于綠色創(chuàng)新效率提升。另一方面，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響可能受政府財政科技支出、交通可達性、市場化程度等因素的調(diào)節(jié)。原因在于，政府財政科技支出增加有利于改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，更充分地發(fā)揮研發(fā)要素流動的正向效應(yīng)，促進區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新效率提升[30]；交通可達性的改善有利于地區(qū)間合作創(chuàng)新[31]，進而提高研發(fā)要素流動的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)；市場化程度提升有助于促進研發(fā)要素由低效部門流向高效部門，通過優(yōu)化資源配置調(diào)節(jié)研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響[32]。因此，本文提出研究假設(shè)。

H3：研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響存在非線性作用關(guān)系，并受多種變量的調(diào)節(jié)。

基于上述分析，構(gòu)建本文的概念模型如圖1所示。

圖1 時空壓縮下的研發(fā)要素流動影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的概念模型

3 研究設(shè)計

3.1 模型構(gòu)建

本文擬構(gòu)建一個同時包含空間相關(guān)性和時間動態(tài)性的動態(tài)空間面板杜賓模型，具體為：

Yit=α+τYit-1+ηWYit-1+ρWYit+βXit+θWXit+ξt+μi+uit

(1)

其中，Yit表示被解釋變量，Yit-1表示被解釋變量在時間上的滯后項，WYit表示被解釋變量在空間上的滯后項，WYit-1表示被解釋變量在時間和空間上的滯后項，Xit表示解釋變量，WXit表示解釋變量在空間上的滯后值，uit為隨機誤差項，ξt表示時間固定效應(yīng)，μi表示空間固定效應(yīng)，τ、ρ、η、β和θ均為待估參數(shù)。

此外，LeSage & Pace[33]指出，使用空間回歸模型可能導(dǎo)致結(jié)果偏誤，從而提出使用偏微分方法檢驗與解釋存在的空間溢出效應(yīng)。因此，本文采用偏微分方法，將研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)分為總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。上述空間杜賓模型可改寫為：

Yi=(I-ρW)-1(Xiβ+WXiθ)+R

(2)

其中，R是包括截距和誤差項的剩余項。對于從單位1到N的第k個解釋變量，X對應(yīng)的被解釋變量Y的期望值偏導(dǎo)數(shù)矩陣可以寫成：

(3)

直接效應(yīng)用于測度解釋變量每變化一個單位對本地區(qū)被解釋變量的影響程度，由式(3)右邊的偏導(dǎo)數(shù)矩陣對角線元素均值反映；間接效應(yīng)(或稱為溢出效應(yīng))用于測度解釋變量每變化一個單位對鄰近地區(qū)被解釋變量的影響程度，由式(3)右邊的偏導(dǎo)數(shù)矩陣非對角線元素行和或者列和均值反映。

為進一步檢驗研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響是否受調(diào)節(jié)變量的影響，以及不同調(diào)節(jié)變量門檻值帶來的差異性，本文借鑒Hansen提出的門檻模型。該模型的優(yōu)越性在于不僅可以估計具體門檻值，還能對內(nèi)生性的門檻特征進行顯著性檢驗。因此，在式(1)的基礎(chǔ)上，首先假設(shè)存在單一門檻效應(yīng)并建立單一門檻模型(4)，然后將其擴展到雙重門檻模型(5)，具體模型形式如下：

Yit=α+β1Xit+γ1Vit·I(Zit≤λ1)+γ2Vit·I(Xit>λ2)+εit

(4)

Yit=α+β1Xit+γ1Vit·I(Zit≤λ1)+γ2Vit·I(Zit≤λ2)+γ3Vit·I(Zit>λ3)+εit

(5)

其中，Zit為門檻變量，I(g)為指標函數(shù)，λ1、λ2和λ3為待估算的門檻值。

3.2 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

被解釋變量：綠色創(chuàng)新效率。借鑒楊柏等[34]的研究，采用DEA-SBM方法對創(chuàng)新效率進行測算。其中，創(chuàng)新投入指標包括R&D全時人員當量和R&D經(jīng)費資本存量，期望產(chǎn)出指標包括發(fā)明專利申請授權(quán)數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入，非期望產(chǎn)出包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)二氧化硫排放量。

核心解釋變量：研發(fā)要素流動，具體包括R&D人員流動(RPF)和R&D資本流動(RCF)。采用引力模型對地區(qū)間RPF和RCF進行測算，具體計算公式如下：

(1)RPF測度。假設(shè)從i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的R&D人員數(shù)量為RPFij，則：

(6)

其中，R&DPi為地區(qū)i的R&D人員數(shù)量，以R&D人員全時當量表征，wagei和wagej分別為i地區(qū)與j地區(qū)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，housei和housej分別為i地區(qū)與j地區(qū)的商品房平均銷售價格，Rij為地區(qū)距離；b為距離衰減指數(shù)，取值為2。i地區(qū)R&D人員流動總量如下：

(7)

(2)RCF測度。選取地區(qū)企業(yè)利潤率(rate)差值和政府消費支出占GDP的比值(C)表征吸引力變量。假設(shè)從i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的R&D資本為RPFij，則

(8)

其中，R&DEi為i地區(qū)的R&D資本存量，ratei和ratej分別為i地區(qū)與地j區(qū)的企業(yè)平均利潤率，Ci和Cj分別為i地區(qū)與j地區(qū)的政府消費支出占GDP的比值，其它含義同上。i地區(qū)的R&D資本流動總量如下：

(9)

除核心解釋變量研發(fā)要素流動外，還存在其它影響變量。參考現(xiàn)有研究，將外商直接投資[35]、政府財政[33]、基礎(chǔ)設(shè)施水平[34]和市場化程度[35]作為控制變量。其中，外商直接投資選取各地區(qū)實際利用外商投資額(FDI)表征；政府財政對綠色創(chuàng)新效率的影響選取政府財政科技支出額(GOV)作為衡量指標；基礎(chǔ)設(shè)施水平選取各地區(qū)人均公路里程數(shù)(ROAD)進行測度；市場化程度則以各地區(qū)技術(shù)市場成交額與科技活動經(jīng)費支出比(MAR)作為衡量指標。

3.3 空間權(quán)重矩陣

本文構(gòu)建基于距離標準的兩類空間權(quán)重矩陣：①地理距離，以各地區(qū)省會城市(直轄市)間的歐氏距離表征；②時間距離，以各地區(qū)省會城市(直轄市)間的通勤時間表征，包括高速公路、普通鐵路和高速鐵路3種交通方式。

3.4 數(shù)據(jù)說明

研究期為2001—2018年，采用我國內(nèi)地31個省級行政區(qū)面板數(shù)據(jù)，其宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計公報等。各地區(qū)地理距離通過ArcGIS軟件計算得出，高速公路通勤時間基于百度地圖以地區(qū)間最短高速公路里程除以最快限定時速計算得出，而普通鐵路和高速鐵路通勤時間則通過中國鐵路客戶服務(wù)中心網(wǎng)站逐條查找省會城市或直轄市之間的最短鐵路運行時間，沒有直達車時按最短換乘時間表征。為避免數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，本文實證分析所用數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)，然后建模回歸。另外，考慮到綠色創(chuàng)新效率可能存在一定時滯，以其滯后1期數(shù)據(jù)進行分析。

4 實證結(jié)果分析

4.1 基準結(jié)果分析

在利用空間面板模型實證分析研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響時，首先對創(chuàng)新的空間相關(guān)性進行檢驗，而Moran′s I指數(shù)是常用的測度指標，其具體計算公式如下：

(10)

其中，n是研究單元數(shù)量，xi和xj分別代表地區(qū)i與地區(qū)j的專利授權(quán)量，S2表示xi和xj的協(xié)方差。Moran′s I指數(shù)值若為正，則表示屬性值空間正相關(guān)；若為負值，則表示屬性值空間負相關(guān)；如為零值，則表示不存在空間相關(guān)性。表1為2011—2018年基于地理、高速公路和高速鐵路3種距離的地區(qū)間綠色創(chuàng)新效率Moran′s I指數(shù)值。

表1 不同距離下綠色創(chuàng)新效率Moran's I 指數(shù)值

從表1可以發(fā)現(xiàn)，3種距離下的綠色創(chuàng)新效率Moran's I指數(shù)值雖然存在一定差異，但均顯著為正，且通過了顯著性檢驗，表明我國區(qū)域綠色創(chuàng)新效率在整體上仍然呈現(xiàn)空間集聚特征，雖然在研究期內(nèi)有波動，但集聚趨勢未發(fā)生顯著變化。

為避免使用非平穩(wěn)變量建立的回歸模型產(chǎn)生虛假回歸問題，實證分析前首先對變量作平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果表明，數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上，采用動態(tài)面板模型進行回歸分析，檢驗被解釋變量滯后項和殘差序列的空間相關(guān)性，確定空間計量模型形式。由基準模型得到的研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率影響的估計結(jié)果如表2所示。

表2 普通面板模型估計結(jié)果

表2結(jié)果表明，解釋變量和控制變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗。通過拉格朗日乘子檢驗(LM)發(fā)現(xiàn)，無論是SE-LM還是SL-LM均通過了5%水平下的顯著性檢驗，說明被解釋變量滯后項和殘差序列均存在空間自相關(guān)；進一步對其進行穩(wěn)健性拉格朗日乘子檢驗(Robust LM)，結(jié)果顯示，SL-RLM和SE-RLM也均通過1%水平下的顯著性檢驗，說明同時考慮被解釋變量滯后項的空間自相關(guān)和殘差項的空間自相關(guān)，采用動態(tài)空間杜賓模型實證分析研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響是有效的。

表3報告了對存在空間效應(yīng)和時間效應(yīng)的空間杜賓面板模型進行LR、Wald檢驗的結(jié)果，進而判斷SDM是否可以轉(zhuǎn)化為SLM或SEM。

表3 統(tǒng)計量檢驗結(jié)果

由表3可知，無論是LR檢驗還是Wald檢驗，均拒絕原假設(shè)，即SDM不能轉(zhuǎn)化為SLM或SEM。同時，Hausman統(tǒng)計值為96.610，通過了1%的顯著性檢驗，拒絕真實模型為個體隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)。綜上所述，本文將采用時空雙固定的空間杜賓面板模型研究研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響及其空間效應(yīng)。為避免估計結(jié)果有偏、單一研究時段與空間權(quán)重矩陣可能導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偶然性，采用偏微分方法計算不同空間權(quán)重矩陣和研究時段的效應(yīng)分解結(jié)果，具體如表4所示。

表4 效應(yīng)分解估計結(jié)果

從表4可以看出，無論是何種形式的空間權(quán)重矩陣，被解釋變量的時間滯后項和空間滯后項系數(shù)均顯著為正，前期的綠色創(chuàng)新效率會對當期產(chǎn)生重要影響；鄰近地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率提升會對本地區(qū)產(chǎn)生顯著正向空間溢出效應(yīng)。核心解釋變量RPF和RCF的直接效應(yīng)估計系數(shù)顯著為正，且研發(fā)人員對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)最顯著，說明研發(fā)要素流動對地區(qū)綠色創(chuàng)新效率具有重要影響，特別是在高鐵開通后，時空壓縮進一步增強了地區(qū)間聯(lián)系，而研發(fā)要素流動促進了知識、技術(shù)等創(chuàng)新要素在更大空間內(nèi)的傳播，進而提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率水平。對比表4中不同估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，RPF和RCF的間接效應(yīng)估計系數(shù)在地理距離權(quán)重下并未通過顯著性檢驗，而在時間距離權(quán)重下通過了10%的顯著性檢驗，且系數(shù)隨著高鐵開通得到提升，說明高鐵開通增強了地區(qū)聯(lián)系，而鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動加強意味著知識存量提升，地區(qū)間通勤成本降低有利于知識溢出，產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

從控制變量的直接效應(yīng)估計系數(shù)看，外商直接投資、政府財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度均在一定程度上促進綠色創(chuàng)新，表明將上述變量引入模型進行實證分析具有合理性。從控制變量的間接效應(yīng)估計系數(shù)看，本地區(qū)財政科技支出增加會對鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生負向空間溢出效應(yīng)；本地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度越高，越有利于鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提高。

比較表5中的模型(2)和模型(4)，不難發(fā)現(xiàn)，研發(fā)要素流動及其空間滯后項系數(shù)存在較大差異。與模型(2)相比，模型(4)中研發(fā)人員和研發(fā)資本流動對綠色創(chuàng)新效率的直接影響效應(yīng)與間接影響效應(yīng)更顯著，特別是研發(fā)人員的影響。同高鐵未開通相比，高鐵開通帶來的時空壓縮效果增強了地區(qū)間聯(lián)系，也提高了研發(fā)要素流動，特別是研發(fā)人員面對面交流的機會，使得知識、資本、技術(shù)等在更大范圍內(nèi)傳播，提升了研發(fā)要素配置效率，進而提高了地區(qū)綠色創(chuàng)新效率。對比兩種模型控制變量的間接效應(yīng)估計系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高鐵開通帶來的時空壓縮效果使得研發(fā)要素在地區(qū)間快速流動成為可能，特別地，從研發(fā)人員流動空間滯后項系數(shù)看，其每提升1%會產(chǎn)生0.066%的正向空間溢出效應(yīng)。此外，鄰近地區(qū)財政科技支出對本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的負向作用更顯著?？赡艿慕忉屖?，高鐵開通引致時空壓縮，一方面，增強了地區(qū)間聯(lián)系，并通過知識溢出、資源優(yōu)化配置等方式促進綠色創(chuàng)新效率提升；另一方面，區(qū)域一體化程度提升，加劇了競爭程度，特別是政府財政科技支出有利于創(chuàng)新要素的本地化集聚，進而對鄰近地區(qū)產(chǎn)生不利影響。此外，在模型(2)和模型(4)中，外商直接投資的間接影響效應(yīng)并未通過顯著性檢驗。原因在于，鄰近地區(qū)外商直接投資增加，一方面，可以通過相互學(xué)習(xí)加速知識溢出；另一方面，也可能導(dǎo)致對本地區(qū)研發(fā)要素的擠占，從而使得整體空間溢出效應(yīng)未通過顯著性檢驗。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗估計結(jié)果

模型(2)和模型(4)是基于不同研究周期和空間權(quán)重矩陣得出的估計結(jié)果，單純對比兩種回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于綠色創(chuàng)新效率處于不同階段，因高鐵開通引致的時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響存在一定偏差。為充分說明時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的重要作用，基于不含高鐵的時間距離對2001—2010年數(shù)據(jù)進行回歸分析，得到表4中的模型(3)。通過對比模型(4)中核心解釋變量研發(fā)人員和資本流動對綠色創(chuàng)新效率影響的估計系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高鐵開通后，無論是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響均更顯著，進一步印證時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率具有重要推動作用。從控制變量的估計系數(shù)看，高鐵開通后FDI對綠色創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)減弱。高鐵開通增強了地區(qū)間聯(lián)系，降低了對外商直接投資的依賴，而政府財政科技支出和市場化水平對綠色創(chuàng)新效率的影響進一步提升，說明當距離不再是問題時，地方財政科技支出和市場化水平提升優(yōu)化了本地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境，進而吸引更多創(chuàng)新要素向本地區(qū)集聚，促進了綠色創(chuàng)新效率水平提升。

4.2 區(qū)域異質(zhì)性檢驗

我國不同地區(qū)的科技資源稟賦和創(chuàng)新能力存在較大差異，如東部地區(qū)創(chuàng)新較為活躍，而高鐵線路整體上也呈現(xiàn)出東密西疏的空間分布特征。這使得高鐵開通一方面可能導(dǎo)致研發(fā)要素進一步向東部地區(qū)集聚，產(chǎn)生負向空間溢出效應(yīng)；另一方面，中西部地區(qū)間聯(lián)系密度增大，從而有利于獲取異質(zhì)性信息，進而促進本地區(qū)創(chuàng)新水平提升。為分析時空壓縮下研發(fā)要素流動對不同地區(qū)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)是否存在差異性，本文將樣本劃分為東部、中部和西部，分別按照式(1)進行回歸。

表5為時空壓縮下研發(fā)要素流動對我國東部、中部和西部綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響不僅存在要素異質(zhì)性，還存在地區(qū)異質(zhì)性。從東部地區(qū)研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響看，RPF直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的估計系數(shù)均顯著大于RCF，說明對東部地區(qū)而言，由時空壓縮引致的研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率具有正向促進作用，且研發(fā)人員流動的作用更顯著，高于全國平均水平。從控制變量估計系數(shù)看，F(xiàn)DI的直接效應(yīng)未通過顯著性檢驗，而間接效應(yīng)顯著為正。其原因在于，對東部地區(qū)而言，整體綠色創(chuàng)新效率較高，創(chuàng)新活動越來越依靠自主知識創(chuàng)新，減弱了對FDI的依賴；而本地區(qū)FDI增加有利于知識和技術(shù)的跨地區(qū)傳播，進而產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)。與全樣本回歸結(jié)果相比，東部地區(qū)財政科技支出對創(chuàng)新的直接效應(yīng)減弱，而市場化水平對綠色創(chuàng)新效率的促進作用顯著增強。其原因在于，東部地區(qū)市場化水平較高，特別是技術(shù)市場成熟，使得市場力量對綠色創(chuàng)新效率的積極作用被進一步放大。此外，基礎(chǔ)設(shè)施對綠色創(chuàng)新效率的直接影響顯著高于全樣本歸回歸結(jié)果，即完善的基礎(chǔ)設(shè)施有利于東部地區(qū)內(nèi)部知識、技術(shù)等創(chuàng)新要素流動與交互，進而促進綠色創(chuàng)新效率提升。

從中部地區(qū)核心解釋變量的估計結(jié)果看，RPF和RCF的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均通過了顯著性檢驗，且間接效應(yīng)更顯著。對中部地區(qū)而言，一方面，本地區(qū)研發(fā)要素流動增強有利于提升綠色創(chuàng)新效率水平；另一方面，鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動增強對本地綠色創(chuàng)新效率亦有促進作用，且高于全樣本平均水平。其原因在于，對中部地區(qū)而言，因高鐵開通帶來的時空壓縮有助于其加強與東部地區(qū)聯(lián)系，而東部地區(qū)研發(fā)要素流動增強意味著該地區(qū)創(chuàng)新活動和知識存量增加，有利于中部獲取異質(zhì)性創(chuàng)新資源，進而促進本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升。從控制變量估計系數(shù)看，外商直接投資對綠色創(chuàng)新效率的直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)均通過了顯著性檢驗，但作用方向相反。對中部地區(qū)而言，受限于自身創(chuàng)新發(fā)展階段，本地區(qū)FDI增加會顯著促進綠色創(chuàng)新效率提升；同時，鄰近地區(qū)外商直接投資增加可能造成對中部地區(qū)創(chuàng)新資源的虹吸效應(yīng)，進而產(chǎn)生顯著負向空間效應(yīng)。政府財政科技支出對創(chuàng)新活動的直接影響效應(yīng)在所有控制變量中最顯著，驗證了政府在促進中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率中的積極作用。

從西部地區(qū)核心解釋變量的估計結(jié)果看，RPF和RCF的直接影響效應(yīng)顯著為正，而間接影響效應(yīng)并未通過顯著性檢驗。受創(chuàng)新發(fā)展階段、地理因素、高鐵建設(shè)不完善等眾多因素影響，時空壓縮下的研發(fā)要素流動對西部地區(qū)有顯著促進作用；但鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動增大并不會產(chǎn)生顯著空間溢出效應(yīng)。從控制變量的估計系數(shù)看，政府財政科技支出和外商直接投資的直接影響效應(yīng)顯著高于全樣本平均值，而基礎(chǔ)設(shè)施和市場化水平對綠色創(chuàng)新效率的促進作用較弱。原因在于，對西部地區(qū)而言，整體綠色創(chuàng)新效率偏低，自主創(chuàng)新能力較弱，外商直接投資增加帶來的正向促進作用大于擠占效應(yīng)；同時，受經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，西部地區(qū)技術(shù)市場化程度較低，綠色創(chuàng)新更多依靠政府投入。

進一步地，對比東部、中部和西部三大地區(qū)研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響可以發(fā)現(xiàn)，因高鐵開通引致的時空壓縮在整體上更有利于東部和中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升，對西部地區(qū)的促進作用偏弱，即東中部更能從高速鐵路建設(shè)中獲益，這也與實際情況基本相符。高鐵線路主要集中于我國東部和中部，西部地區(qū)較為稀疏，且受自然、地理等方面因素影響，西部省會城市間距離較遠，不利于研發(fā)人員跨地區(qū)流動。對比三大地區(qū)控制變量系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率對FDI和政府財政的依賴性最低，前者甚至未通過顯著性檢驗，而西部地區(qū)對上述兩項指標的依賴性最強。雖然中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率對政府財政和外商直接投資有較強依賴性，但是得益于高鐵開通引致的時空壓縮，使得鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動對本地區(qū)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。其原因在于，隨著東部地區(qū)自主創(chuàng)新能力不斷提升和中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，地區(qū)間的交流與合作日趨密切，使得中部地區(qū)更容易獲取來自東部知識、資本、技術(shù)等創(chuàng)新要素的空間溢出。相比之下，對西部地區(qū)而言，鄰近地區(qū)的研發(fā)要素流動并未產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)，綠色創(chuàng)新效率提升還是依靠本地區(qū)投入。

4.3 進一步研究

由上述分析可知，時空壓縮下的研發(fā)要素流動與綠色創(chuàng)新效率關(guān)系表現(xiàn)為非線性。考慮到高鐵客運專線的屬性，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著。因此，采用面板門檻模型分析在研發(fā)人員流動、財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度4種調(diào)節(jié)變量作用下研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響。

由表6可知研發(fā)人員流動、財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度等4種調(diào)節(jié)變量的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果，其中，研發(fā)人員流動表現(xiàn)出雙重門檻特征，財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度均表現(xiàn)為單一門檻特征，門檻值分別為3.342、0.325和30.131。

表6 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

在研發(fā)人員流動、財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度4種調(diào)節(jié)變量的作用下，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響結(jié)果如表7中第(1)-(4)列所示。從研發(fā)人員流動門檻效應(yīng)值看，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)雙重門檻特征，當研發(fā)人員流動量小于門檻值16.851時，其對綠色創(chuàng)新效率的促進作用有限；當其介于門檻值16.851～17.178時，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響增強；當研發(fā)人員流動量高于第二門檻值時，其對綠色創(chuàng)新效率的正向促進作用達到最大，進一步印證了時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的重要作用。從政府財政科技支出的門檻效應(yīng)看，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的影響表現(xiàn)為單一門檻特征，即當財政科技支出小于門檻值3.342時，研發(fā)人員流動每提升1%會引起綠色創(chuàng)新效率提升0.039%；而當其大于門檻值時，研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的正向促進作用進一步增強，且通過了1%水平下的顯著性檢驗。與財政科技支出類似，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場化水平高于對應(yīng)門檻值時，兩者的調(diào)節(jié)作用進一步增強。

表7 研發(fā)要素對綠色創(chuàng)新效率的影響：門檻回歸

對比財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場化水平在研發(fā)人員流動影響綠色創(chuàng)新效率中的調(diào)節(jié)作用看，雖然均表現(xiàn)出單一門檻特征，但其貢獻和顯著性存在明顯差異。其中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用最大，當其跨越門檻值時，研發(fā)人員流動每提高1%將使綠色創(chuàng)新效率提升0.115%，顯著高于財政科技支出和市場化水平,而政府財政科技支出的調(diào)節(jié)作用最小。這說明對綠色創(chuàng)新活動而言，雖然財政科技支出增加有利于研發(fā)要素流動，進而影響綠色創(chuàng)新效率提升，但相比之下，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)加大和市場化水平提高更有利于知識、技術(shù)等創(chuàng)新要素傳播，進而充分發(fā)揮研發(fā)人員流動對綠色創(chuàng)新效率的正向促進作用。

5 穩(wěn)健性檢驗

為證實前述結(jié)果的可信性，從替換被解釋變量、調(diào)整控制變量和開展內(nèi)生性檢驗三方面對上述結(jié)果穩(wěn)健性進行驗證，限于篇幅，只展示第一種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

5.1 替換被解釋變量

由于時空壓縮下的研發(fā)要素流動更注重專利應(yīng)用價值，而基礎(chǔ)研發(fā)活動較少?；诖?，將期望產(chǎn)出中的專利授權(quán)量變?yōu)榘l(fā)明專利數(shù)量，通過式(1)檢驗研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響，具體如表8所示。

表8 研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響：穩(wěn)健性分析檢驗結(jié)果

由表8可知，無論是核心解釋變量還是控制變量，其系數(shù)值和顯著性并未發(fā)生根本性變化。從核心控制變量看，研發(fā)要素流動的促進作用減弱，這也表明高鐵開通帶來的研發(fā)要素流動更多地促進了專利實用價值提升，而對原始創(chuàng)新的促進作用偏弱，最終導(dǎo)致對綠色創(chuàng)新效率的影響程度降低。

5.2 替換控制變量

實證分析結(jié)果表明，外商直接投資對地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響有限。一個地區(qū)整體勞動力素質(zhì)越高，越有利于吸收和轉(zhuǎn)化研發(fā)要素流動帶來的創(chuàng)新資源，進而對提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要作用。因此，考慮到地區(qū)平均勞動力素質(zhì)可能帶來的影響，本文以地區(qū)平均勞動力素質(zhì)代替外商直接投資再進行回歸，其中，以地區(qū)人均受教育年限表征勞動力素質(zhì)。結(jié)果顯示，在控制地區(qū)平均勞動力素質(zhì)后，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率同樣具有顯著促進作用。

5.3 內(nèi)生性檢驗

由于目前模型中只考慮了研發(fā)要素流動、外商直接投資、政府財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場化水平對綠色創(chuàng)新效率的影響，可能導(dǎo)致某些重要變量遺漏，產(chǎn)生內(nèi)生性問題。同時，受限于數(shù)據(jù)可得性，本文在測算研發(fā)要素流動時是基于引力模型，難免會造成一定誤差?；诖耍捎帽唤忉屪兞康臏髏-2期及以上作為工具變量，采用系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)方法處理研發(fā)要素流動可能存在的內(nèi)生性問題。動態(tài)面板模型結(jié)果顯示，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)與基準回歸結(jié)果一致。

6 結(jié)論與政策建議

6.1 研究結(jié)論

本文基于高鐵開通引致的時空壓縮效應(yīng)，結(jié)合我國內(nèi)地31個省級行政單位2001-2018年面板數(shù)據(jù)，運用空間杜賓模型和面板門檻模型，探究研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，并對4種變量的調(diào)節(jié)作用進行實證檢驗。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體來看，高鐵開通使得研發(fā)要素，特別是研發(fā)人員在地區(qū)間的大規(guī)模、快速和頻繁流動成為可能，并通過人員面對面溝通與交流，極大加強了知識、技術(shù)等要素傳播，通過空間溢出、優(yōu)化資源配置等方式對綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極作用。高鐵開通帶來的研發(fā)要素大規(guī)模流動對東部和中部地區(qū)的直接影響效應(yīng)更顯著，且中部地區(qū)更容易接受來自東部的空間溢出，而研發(fā)要素流動對西部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的提升作用偏弱。究其原因，一方面，受經(jīng)濟發(fā)展階段影響，西部地區(qū)整體綠色創(chuàng)新效率和質(zhì)量與東中部存在較大差距，獲取研發(fā)要素流動帶來的異質(zhì)性創(chuàng)新資源的能力較弱，進而限制了研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響；另一方面，西部省市與東中部城市距離較遠，時空壓縮效應(yīng)不如東中部明顯，因此研發(fā)要素流動量較低，對西部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的促進作用有限。此外，通過對變量調(diào)節(jié)作用的分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)要素流動對綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)門檻特征，且與財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度類似，4種門檻變量均呈現(xiàn)梯度式增強特征。

6.2 政策建議

(1)發(fā)揮東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的輻射帶動作用，促進地區(qū)綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。對東部地區(qū)而言，特別是創(chuàng)新資源稟賦和能力較強的北京、上海、廣州、深圳等城市，通過高鐵網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，加強東部與中西部聯(lián)系，通過構(gòu)建跨區(qū)域的協(xié)同創(chuàng)新共享平臺，加速研發(fā)人員、資本、技術(shù)等創(chuàng)新要素在地區(qū)間流動，提升東部對中西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)。以高鐵網(wǎng)絡(luò)化建設(shè)加速構(gòu)筑區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，以創(chuàng)新共同體建設(shè)促進區(qū)域綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。

(2)加強西部與中東部地區(qū)創(chuàng)新合作，提升時空壓縮對研發(fā)要素流動的促進作用。對西部地區(qū)而言，高鐵建設(shè)雖然將西部與中東部地區(qū)連接，但因產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、創(chuàng)新環(huán)境待改善等因素影響，研發(fā)要素流動對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響不如東中部顯著。因此，對西部地區(qū)而言，在不斷完善以高鐵為代表的高速交通基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)上，不斷優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，充分發(fā)揮高鐵建設(shè)引致的時空壓縮優(yōu)勢，積極引導(dǎo)研發(fā)要素，特別是創(chuàng)新型人才向本地集聚，提高本地知識存量，進而內(nèi)生化促進綠色創(chuàng)新效率提升。

(3)利用政府財政科技支出等調(diào)節(jié)變量的積極作用，放大時空壓縮下研發(fā)要素流動的正向效應(yīng)。在時空壓縮下，財政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場化程度在研發(fā)要素流動對區(qū)域綠色經(jīng)濟效率的影響中均發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。因此，需要各地區(qū)進一步加大政府財政科技支出，不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，持續(xù)優(yōu)化市場環(huán)境，促進企業(yè)、高校等創(chuàng)新組織開展跨地區(qū)或跨組織技術(shù)研發(fā)活動，使知識、技術(shù)等在更大空間范圍內(nèi)得到傳播與共享，放大時空壓縮下研發(fā)要素流動對綠色經(jīng)濟效率的正向效應(yīng)。