□李詩琪 劉韻揚(yáng)

一、引言

改革開放40 多年來，我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，創(chuàng)造了“中國奇跡”。這種高速增長主要是依靠生產(chǎn)要素大量投入來推動(dòng)，該模式因效率低下而越來越遭到學(xué)術(shù)界的質(zhì)疑，特別是經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”之后，這種發(fā)展模式的不可持續(xù)性制約了中國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。黨的十九大報(bào)告明確指出，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。一個(gè)國家的創(chuàng)新能力可以提高要素的生產(chǎn)力和利用率，進(jìn)而為該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供源源不斷的活力。因此，要提高一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，就有必要以創(chuàng)新作為地區(qū)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。

研發(fā)作為創(chuàng)新活動(dòng)中主要的投入要素，不僅能夠提高研發(fā)單位的創(chuàng)新積極性和創(chuàng)新能力，還能溢出到其他研發(fā)單位并帶動(dòng)其創(chuàng)新，這些新的創(chuàng)新知識(shí)又會(huì)進(jìn)一步溢出，形成地區(qū)間的知識(shí)溢出循環(huán)，進(jìn)而影響區(qū)域的勞動(dòng)生產(chǎn)率和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。當(dāng)前在動(dòng)態(tài)視角下關(guān)于研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新之間的研究已引起有關(guān)學(xué)者關(guān)注。例如以Almeida 和Kogut（1999）[1]、Los 和Verspagen（2000）[2]為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)者認(rèn)為，不同于傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，研發(fā)要素具有知識(shí)和技術(shù)，其會(huì)根據(jù)市場信號(hào)在區(qū)域內(nèi)自由流動(dòng)；Khanna 等（2018）[3]指出，高層次人才移動(dòng)對(duì)流入地的影響是有兩面性的，一方面，研發(fā)人員的流入可以提高企業(yè)的活力和創(chuàng)新能力，并且研發(fā)資本的流入可以提高本地研發(fā)人員的工資條件，另一方面，研發(fā)人員的流入也可能會(huì)擠出本地原有的研發(fā)人員，并且降低近似替代品的工資；Bernardi 和Guadalupe（2007）[4]通過研究西班牙的創(chuàng)新空間格局得出結(jié)論，區(qū)域間創(chuàng)新不平衡的緩解得益于創(chuàng)新過程中空間知識(shí)流動(dòng)的存在；才國偉和錢金寶（2013）[5]從需求和供給兩個(gè)角度研究經(jīng)濟(jì)要素的空間流動(dòng)，發(fā)現(xiàn)要素流動(dòng)存在兩種類型的空間交互作用；鄒文杰（2015）[6]從空間異質(zhì)性的角度，考察了研發(fā)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素集聚會(huì)促進(jìn)研發(fā)效率的提升，并且具有區(qū)域性；余泳澤和劉大勇（2013）[7]分別考察了科研機(jī)構(gòu)、高校和企業(yè)等創(chuàng)新主體在空間上的集聚及其帶來的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新要素集聚對(duì)不同創(chuàng)新主體的影響不同；白俊紅和王鉞（2015）[8]將研發(fā)要素分為研發(fā)人員和研發(fā)資本，實(shí)證考察了研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，發(fā)現(xiàn)研發(fā)資本在區(qū)際間的流動(dòng)能夠顯著提升地區(qū)的創(chuàng)新效率，而研發(fā)人員的區(qū)際流動(dòng)對(duì)創(chuàng)新效率的影響并不顯著?？梢?，在當(dāng)前有關(guān)研發(fā)要素流動(dòng)的文獻(xiàn)中，大多學(xué)者是從創(chuàng)新數(shù)量的角度分析研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)創(chuàng)新的影響，而忽略了研發(fā)要素流動(dòng)與創(chuàng)新質(zhì)量的關(guān)系。

現(xiàn)有觀點(diǎn)普遍認(rèn)為，研發(fā)要素都高度集中于少數(shù)地區(qū)，比如說美國的硅谷、128 公路沿線和北京的中關(guān)村等，而研發(fā)要素在部分區(qū)域的高度集中是個(gè)例還是普遍存在，它又會(huì)對(duì)該地區(qū)的創(chuàng)新水平帶來什么樣的影響，這都是本文將要研究的問題?；谝陨鲜崂?，本文以中國30 個(gè)?。ㄊ?、區(qū)，除港澳臺(tái)和西藏）的面板數(shù)據(jù)為樣本，將創(chuàng)新發(fā)展劃分為創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量，考察研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展的影響，并試圖解釋以下幾個(gè)問題：研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)是否會(huì)對(duì)創(chuàng)新發(fā)展帶來影響，它對(duì)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的影響是否存在區(qū)域差異？當(dāng)今中國發(fā)展強(qiáng)調(diào)高質(zhì)量，創(chuàng)新質(zhì)量的提高相對(duì)數(shù)量的提高將處于何種地位？相比已有文獻(xiàn)，本文從數(shù)量和質(zhì)量的雙重角度分析了研發(fā)要素流動(dòng)與創(chuàng)新的關(guān)系，研究內(nèi)容更為豐富。

二、研發(fā)要素流動(dòng)影響中國區(qū)域創(chuàng)新的機(jī)理分析

本文所界定的研發(fā)要素主要包括研發(fā)人力資本和研發(fā)實(shí)物資本。人力資本是指對(duì)研發(fā)人員的投入，是一個(gè)經(jīng)濟(jì)體提高其自主創(chuàng)新能力促使經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心資本，它是原始創(chuàng)新的關(guān)鍵，也對(duì)吸收外部環(huán)境知識(shí)溢出，促進(jìn)二次創(chuàng)新具有重要作用，對(duì)研發(fā)人員的投入能為科研創(chuàng)新提供知識(shí)資本積累。研發(fā)實(shí)物資本包括但不限于創(chuàng)新活動(dòng)的場地、設(shè)備等。需要指出的是，由于多數(shù)實(shí)物資本形成之后很難進(jìn)行轉(zhuǎn)移，以及考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文所指的研發(fā)資本主要是指貨幣形式的研發(fā)資本。

中國區(qū)域發(fā)展受制于地區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)和區(qū)域要素的流動(dòng)。研發(fā)要素的流動(dòng)是資源配置的重要機(jī)制，通過研發(fā)要素在地區(qū)間、行業(yè)間的流動(dòng)，可以改變地區(qū)要素結(jié)構(gòu)，可以提高資源的配置效率。研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)包括研發(fā)人員和研發(fā)資本從?。ㄊ?、區(qū)）外的流入和向?。ㄊ?、區(qū)）外的流出，要素的流入和流出是研發(fā)要素流動(dòng)同一事物的兩個(gè)不同方面。在這一過程中，出現(xiàn)了以下三種效應(yīng)。

（一）資源配置效應(yīng)

各地區(qū)原有的創(chuàng)新活動(dòng)基礎(chǔ)不同，使得研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)各地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平的影響效果存在明顯差異，從而導(dǎo)致地區(qū)間產(chǎn)出與利潤率的變化，打破了原有的平衡。而經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的失衡又會(huì)引起研發(fā)要素在地區(qū)之間的不斷流動(dòng)，使得地區(qū)的資源配置結(jié)構(gòu)不斷完善，研發(fā)要素得到更專業(yè)的分工，最終推進(jìn)地區(qū)要素結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程。

研發(fā)要素流動(dòng)視角下，研發(fā)要素的資源配置效應(yīng)是實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的主要路徑之一。研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)會(huì)提高閑置要素的使用效率，擴(kuò)大創(chuàng)新數(shù)量，同時(shí)，稀缺研發(fā)要素的流入，可以迎合本地區(qū)的研發(fā)市場需求，促進(jìn)創(chuàng)新數(shù)量的增加，且研發(fā)要素的流入并不是等比例的流入，來自其他地區(qū)的稀缺研發(fā)要素可以優(yōu)化本地區(qū)的研發(fā)要素結(jié)構(gòu)，使得研發(fā)要素得到更專業(yè)的分工，從而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的提升。

（二）規(guī)模效應(yīng)

研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)會(huì)導(dǎo)致某一研發(fā)要素在一個(gè)地區(qū)集聚，從而提高該地區(qū)對(duì)其他要素的吸引力。研發(fā)要素在某一地區(qū)的集聚，一方面，可能會(huì)產(chǎn)生競爭，優(yōu)化該地區(qū)的資源配置，更優(yōu)的要素配置必然會(huì)增強(qiáng)該地區(qū)對(duì)其他要素的吸引。另一方面，研發(fā)要素的集聚能夠使該地區(qū)進(jìn)行專業(yè)化生產(chǎn)，推動(dòng)地區(qū)優(yōu)勢的自我強(qiáng)化。因此說，研發(fā)要素在地區(qū)間的流動(dòng)會(huì)導(dǎo)致研發(fā)要素在優(yōu)勢區(qū)域集聚，并產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)。在封閉經(jīng)濟(jì)中，一個(gè)地區(qū)研發(fā)要素的供給能力受制于先天的研發(fā)要素規(guī)模，若是研發(fā)要素供給不足，則必然會(huì)阻礙區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。但在開放經(jīng)濟(jì)中，研發(fā)要素是可以自由流動(dòng)的，通過研發(fā)要素的流動(dòng)，必然會(huì)改變本地區(qū)研發(fā)要素的供給結(jié)構(gòu)，同時(shí)實(shí)現(xiàn)研發(fā)要素的快速增長，形成研發(fā)要素流動(dòng)的規(guī)模效應(yīng)。

（三）溢出效應(yīng)

在微觀層面上，研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，這種溢出效應(yīng)多是指知識(shí)溢出效應(yīng)。自馬歇爾之后，隨著新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的發(fā)展，研發(fā)要素流動(dòng)所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)越來越被學(xué)者所關(guān)注。所謂知識(shí)溢出效應(yīng)，是指通過地區(qū)之間無意識(shí)的信息交流，引進(jìn)新技術(shù)、新思想等，各地區(qū)之間相互學(xué)習(xí)、相互借鑒，促進(jìn)地區(qū)的發(fā)展（王錚等，2003）[9]。簡單地說，知識(shí)溢出實(shí)質(zhì)上是由研發(fā)資本的流動(dòng)所產(chǎn)生的間接作用（Lesage 和Fischer，2002）[10]。與其他要素流動(dòng)不同，研發(fā)要素的流動(dòng)歸根結(jié)底帶來的是知識(shí)的跨區(qū)域流動(dòng)。而作為一種公共物品，知識(shí)具有一般典型的公共物品所擁有的特征，非競爭性、不完全排他性和共享性。也就是說，知識(shí)極易產(chǎn)生外部性，研發(fā)要素在區(qū)域之間的流動(dòng)不僅加速了舊知識(shí)的共享，還加速了新思想的創(chuàng)造，加快創(chuàng)新的步伐。因此說，研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)，必然會(huì)加速知識(shí)在空間上的傳播，并且在流動(dòng)過程中必然會(huì)產(chǎn)生一定的輻射效應(yīng)，對(duì)流動(dòng)所經(jīng)過地區(qū)的創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新效率產(chǎn)生一定程度的影響。

在宏觀層面上，溢出效應(yīng)表現(xiàn)為通過本地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展帶動(dòng)周邊地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。研發(fā)要素的集聚可能會(huì)帶來地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展不均衡，但是當(dāng)技術(shù)發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展到一定程度之后，就會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，形成知識(shí)的溢出，對(duì)受益地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平產(chǎn)生帶動(dòng)作用。作為創(chuàng)新極核城市的上海、深圳等地就是很好的例子，它們分別通過輻射帶動(dòng)長三角城市群和珠三角城市群的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的增長，通過空間知識(shí)溢出效應(yīng)帶動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新的整體發(fā)展，降低了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的不平衡（馬靜等，2018）[11]。

三、模型設(shè)定與變量說明

（一）模型設(shè)定

在計(jì)量模型的選取方面，本文的基準(zhǔn)計(jì)量模型如下：

模型（1）中的β0為常數(shù)項(xiàng)，i 表示?。ㄊ小^(qū)），t 表示年份，Innovation1it表示i ?。ㄊ?、區(qū)）在t 年的創(chuàng)新數(shù)量，即創(chuàng)新規(guī)模，Innovation2it表示i 省（市、區(qū)）在t 年的創(chuàng)新質(zhì)量，即創(chuàng)新效率，F(xiàn)lowl表示i ?。ㄊ?、區(qū)）在t 年的研發(fā)人員流動(dòng)量，F(xiàn)lowk表示i 省（市、區(qū)）在t 年的研發(fā)資本流動(dòng)量，Xit表示除研發(fā)要素流動(dòng)之外其他可能影響區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的控制變量，包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平、對(duì)外開放程度、人力資本水平、地區(qū)投資水平和國有化程度，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為各地區(qū)的研發(fā)活動(dòng)都會(huì)通過研發(fā)要素的流動(dòng)帶動(dòng)知識(shí)溢出和技術(shù)擴(kuò)散，產(chǎn)生溢出效應(yīng)，而非互相獨(dú)立的，因此在模型（1）中引入了被解釋變量的空間滯后變量，構(gòu)建如下空間滯后模型（SAR）：

模型（2）中，W*Innovationit為被解釋變量研發(fā)水平的空間滯后變量，度量了相鄰省（市、區(qū)）技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)i 地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的影響。ρ 為空間自回歸系數(shù)：ρ＞0 表示相鄰省（市、區(qū)）技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)i 省（市、區(qū)）的技術(shù)創(chuàng)新水平具有正向影響，即相鄰?。ㄊ?、區(qū)）之間會(huì)產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)；ρ＜0 表示相鄰?。ㄊ?、區(qū)）對(duì)i省（市、區(qū)）的技術(shù)創(chuàng)新水平具有負(fù)向影響，即相鄰?。ㄊ?、區(qū)）之間是“差異化”戰(zhàn)略；ρ=0 意味著相鄰?。ㄊ?、區(qū)）之間技術(shù)創(chuàng)新水平不存在空間相關(guān)和依賴性。W 是空間權(quán)重矩陣，本文采用0-1 地理鄰接矩陣。

當(dāng)考慮誤差項(xiàng)之間存在的交互效應(yīng)時(shí)，將變量的空間依賴性引入模型（1）的誤差項(xiàng)中，構(gòu)造空間誤差模型（SEM）：

模型（3）中，λ 反映了樣本觀測值對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間依賴性，為空間誤差系數(shù)，W 含義同模型（2）。

然而，上述兩種模型都只從單一方面進(jìn)行了估計(jì)，使得結(jié)果可能存在誤差?？臻g杜賓模型（SDM）則解決了上述問題，使得參數(shù)估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健，模型的具體形式分別為：

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了中國30 個(gè)?。ㄊ?、區(qū)，除港澳臺(tái)和西藏）2002-2017 年的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平的測度

目前學(xué)術(shù)界尚沒有形成一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)來測度區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。一些學(xué)者認(rèn)為可以使用專利數(shù)量來衡量一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平，但是該指標(biāo)也有局限性，因?yàn)橛泻芏嘌邪l(fā)活動(dòng)的成果并不會(huì)申請(qǐng)專利。事實(shí)上除了使用專利申請(qǐng)數(shù)量來衡量地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出之外，還應(yīng)該考慮專利授權(quán)數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入等指標(biāo)。而衡量一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展水平高低的標(biāo)準(zhǔn)不應(yīng)該僅僅考慮該地區(qū)研發(fā)活動(dòng)所帶來的創(chuàng)新成果，還應(yīng)該考慮該地區(qū)的創(chuàng)新效率。本文選取地區(qū)專利授權(quán)量作為衡量區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展規(guī)模指標(biāo)，用innovation1表示；采用研發(fā)效率作為衡量一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展效率指標(biāo)，用innovation2表示。鑒于中國2000 年以來專利數(shù)量激增以及數(shù)據(jù)的可得性，本文的分析將在2002 年至2017 年這一期間進(jìn)行。

關(guān)于研發(fā)效率測算中的投入變量，本文選取30 個(gè)省（市、區(qū)，除港澳臺(tái)和西藏）的R&D 人員和R&D 資本作為研發(fā)效率的投入變量。一般采用科技活動(dòng)人員數(shù)、科學(xué)家與工程師數(shù)、人員全時(shí)當(dāng)量等來衡量一個(gè)地區(qū)R&D 人員投入。本文采用R&D 人員全時(shí)當(dāng)量來衡量研發(fā)人員的投入。至于對(duì)研發(fā)資本的衡量，本文參照吳延兵（2006）[12]等的研究，將R&D 內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出核算成R&D 資本存量。對(duì)于產(chǎn)出變量，本文選取地區(qū)專利授權(quán)數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入。

2.解釋變量：研發(fā)要素的流動(dòng)

本文所研究的研發(fā)要素是指研發(fā)人員和研發(fā)資本。引力模型被廣泛應(yīng)用于空間相互作用，經(jīng)過不斷拓展，現(xiàn)已經(jīng)成為研究要素流動(dòng)的重要模型。以遷入地有利因素為吸引力，遷出地不利因素為推力，研發(fā)要素的流動(dòng)就由這兩股力量相互作用所決定，另外研發(fā)要素流動(dòng)這一行為會(huì)受到空間距離的影響，通過此種方式的知識(shí)溢出會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間衰退。借鑒白俊紅等（2017）[13]的研究，采用引力模型對(duì)我國研發(fā)人員的區(qū)際流動(dòng)量進(jìn)行測算，建立如下模型：

假設(shè)地區(qū)i 流動(dòng)到地區(qū)j 的R&D 人員數(shù)量為Flowlij，則：

式（5）中，Mi為i ?。ㄊ?、區(qū)）的R&D 人員數(shù)量，GDPjt為j ?。ㄊ?、區(qū)）第t 年的人均GDP，R 是兩個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）省會(huì)城市之間的地理距離。這一設(shè)定的意義在于：當(dāng)i 地區(qū)研發(fā)人員數(shù)量較多時(shí)，可能會(huì)使得當(dāng)?shù)匮邪l(fā)人員之間競爭力提高，形成推力，而j 地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況可能會(huì)吸引i 地區(qū)的研發(fā)人員，從而使得研發(fā)人員由i 地區(qū)向j 地區(qū)流動(dòng)，此外，兩地之間的距離可能會(huì)制約研發(fā)人員的流動(dòng)。i 地區(qū)在統(tǒng)計(jì)年度內(nèi)R&D 人員的總流動(dòng)量可用下式計(jì)算：

同樣，研發(fā)資本在空間上的重新分配可以改變整體的研發(fā)生產(chǎn)效率，影響研發(fā)資本流動(dòng)的因素主要有區(qū)域的資源稟賦、金融市場環(huán)境，等等，因此，研發(fā)資本的流動(dòng)量測算公式為：

式（7）（8）中，F(xiàn)lowkij為第t 年i 地區(qū)流入到j(luò) 地區(qū)的研發(fā)資本量，RDi、RDj分別表示第t 年i 地區(qū)和j 地區(qū)的研發(fā)資本存量，F(xiàn)lowk為第t 年i 地區(qū)的流動(dòng)研發(fā)資本總量。

3.控制變量

地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平（gdp），采用地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量，為消除物價(jià)變化的影響，本文以2000 年為基期，調(diào)整數(shù)據(jù)。

對(duì)外開放程度（open），采用進(jìn)出口總額與當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。由于進(jìn)出口總額一般用美元計(jì)價(jià)，需要利用當(dāng)年的平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣計(jì)價(jià)。

人力資本水平（edu），采用人均受教育年限的對(duì)數(shù)值來衡量。Lucas（1988）[14]認(rèn)為科技研發(fā)的能力往往取決于一個(gè)國家或地區(qū)平均人力資本水平，使用當(dāng)?shù)厝丝谄骄芙逃潭葋砗饬俊?/p>

地區(qū)投資水平（investment），用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)GDP 總值的比重來表示。

國有化程度（soe），用地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總額中國有控股工業(yè)企業(yè)所占比重來表示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）空間計(jì)量回歸模型類型的確定

在使用面板數(shù)據(jù)時(shí)，需要判斷是采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)來進(jìn)行分析。通過對(duì)模型進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示P 值為0.000，拒絕原假設(shè)。因此，使用固定效應(yīng)方法進(jìn)行分析。

在進(jìn)行空間計(jì)量建模分析之前，首先應(yīng)檢驗(yàn)研發(fā)要素流動(dòng)影響區(qū)域創(chuàng)新的數(shù)據(jù)是否適用于空間模型分析。本文先從不含空間交互效應(yīng)的普通面板模型開始估計(jì)，通過傳統(tǒng)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)來確定其是否存在空間效應(yīng)。由于拉格朗日檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)受到具體是空間固定、時(shí)間固定還是空間時(shí)間雙固定形式的影響，為了更全面地檢驗(yàn)是否存在空間效應(yīng)，本文對(duì)于原假設(shè)為沒有空間滯后項(xiàng)和沒有空間誤差項(xiàng)的所有固定形式的非空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了LM 檢驗(yàn)，計(jì)量結(jié)果與檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示。

從表1 以創(chuàng)新數(shù)量為被解釋變量的空間滯后模型和空間誤差模型LM 檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，傳統(tǒng)非空間面板數(shù)據(jù)模型的無控制效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、空間時(shí)間雙固定效應(yīng)四種模型的穩(wěn)健空間誤差LM 檢驗(yàn)和穩(wěn)健空間滯后LM 檢驗(yàn)均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)；以創(chuàng)新質(zhì)量為被解釋變量的模型中，無控制效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)的模型通過了穩(wěn)健空間誤差LM 檢驗(yàn)和穩(wěn)健空間滯后LM 檢驗(yàn)。因此，應(yīng)該使用空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)行空間計(jì)量研究。

表1 傳統(tǒng)非空間面板數(shù)據(jù)模型的LM 檢驗(yàn)

（二）結(jié)果分析

1.空間面板數(shù)據(jù)結(jié)果分析

本文分別采用空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型作為對(duì)照組，使用matlab2016a 進(jìn)行回歸估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表2、表3。

在用空間面板研究研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新的時(shí)候，面臨著SAR、SEM、SDM 三個(gè)模型形式的選擇問題，可以采用WALD 和LR 等檢驗(yàn)方法進(jìn)行選擇。對(duì)于空間面板模型的選擇，需要慎重。我們需要進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)，以考慮空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型和空間誤差模型，若兩個(gè)檢驗(yàn)均通過顯著性檢驗(yàn)，則說明空間杜賓模型不能被簡化。

如表2 和表3 所示，無論是創(chuàng)新規(guī)模還是創(chuàng)新效率，空間杜賓模型的Wald 空間滯后（Wald-Lag）檢驗(yàn)和LR 空間滯后（LR-Lag）檢驗(yàn)的結(jié)果均是顯著的，且通過了1%水平的檢驗(yàn)，表明它拒絕了原假設(shè)：H0：θ+δβ=0，拒絕將空間杜賓模型簡化為空間滯后模型；同理，Wald 空間誤差（Wald-Erro）檢驗(yàn)和LR 空間誤差（LR-Error）檢驗(yàn)的結(jié)果也都是顯著的，即拒絕H0：θ=0 的原假設(shè)，拒絕將空間杜賓模型簡化為空間誤差模型。因此，空間杜賓模型是描述研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新關(guān)系的最佳模型。本文采用空間杜賓模型結(jié)果進(jìn)行分析。

從模型（3）和模型（6）的回歸結(jié)果可以看出，研發(fā)人員的跨區(qū)域流動(dòng)無論是對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量都有顯著的正向影響，表明研發(fā)人員在區(qū)際間的流動(dòng)對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的促進(jìn)有顯著的推動(dòng)作用。研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)為0.428，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.116，意味著研發(fā)人員的跨區(qū)域流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的影響大于對(duì)區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的影響。出現(xiàn)上述情況的原因可能在于：第一，本地區(qū)研發(fā)人員的流入會(huì)帶來新的知識(shí)技術(shù)流入，提升本地區(qū)研發(fā)人員的知識(shí)技術(shù)水平，作為知識(shí)信息主要載體的研發(fā)人員的流動(dòng)為區(qū)域間或行業(yè)間各種新知識(shí)或新技術(shù)的流動(dòng)提供路徑，對(duì)知識(shí)的空間溢出具有推動(dòng)作用；第二，研發(fā)人員的流動(dòng)可能導(dǎo)致研發(fā)人員在某一地區(qū)集聚，提高該地區(qū)研發(fā)人員的投入，有利于創(chuàng)新數(shù)量的提高，即由于研發(fā)人員的自主能動(dòng)性，研發(fā)人員會(huì)選擇流向基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更完善、工資更高、環(huán)境更好的地區(qū)，這會(huì)導(dǎo)致研發(fā)人員在這一些地區(qū)集聚，研發(fā)人員的集聚會(huì)夯實(shí)該地區(qū)研發(fā)活動(dòng)的人才儲(chǔ)備，增加技術(shù)經(jīng)驗(yàn)存量，實(shí)現(xiàn)研發(fā)要素的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；第三，研發(fā)人員的流動(dòng)會(huì)改善流入地的要素配置結(jié)構(gòu)，稀缺專業(yè)研發(fā)人員的流入會(huì)優(yōu)化流入地的研發(fā)人員結(jié)構(gòu)配置，而本地區(qū)富余專業(yè)研發(fā)人員的流入可能會(huì)給本地區(qū)原有的研發(fā)人員帶來競爭效應(yīng)，降低邊際報(bào)酬。

從表2、表3 可以看出，研發(fā)資本流動(dòng)與創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量的回歸系數(shù)分別為0.013、0.018，且都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，反映出一個(gè)地區(qū)的研發(fā)資本流動(dòng)無論是對(duì)該地區(qū)的研發(fā)數(shù)量還是研發(fā)質(zhì)量都會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響。這可能由于：第一，研發(fā)資本具有趨利的本質(zhì)，會(huì)自發(fā)地流向邊際收益率更高的地區(qū)，這類流動(dòng)提升了研發(fā)資本的利用效率，實(shí)現(xiàn)了研發(fā)資本的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，刺激研發(fā)主體的創(chuàng)新積極性，進(jìn)而提高了研發(fā)資本的邊際報(bào)酬率，促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新水平的提升；第二，研發(fā)資本的流入可以與流入地部分閑置資本相結(jié)合，共同參與研發(fā)活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)流入地研發(fā)資本的優(yōu)化配置，進(jìn)而提升區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。

表2 研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的回歸結(jié)果

表3 研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果

控制變量中，在數(shù)量方程中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量的增加，這可能源自于提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能帶來生產(chǎn)要素的快速集聚、基礎(chǔ)設(shè)施的高效利用等。人力資本水平的回歸系數(shù)為正，且至少在0.05 的水平上顯著，表明人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升有著顯著的正向作用，即加強(qiáng)平均教育水平有利于提高勞動(dòng)者的能力和素質(zhì)，促進(jìn)專業(yè)化知識(shí)生產(chǎn)和加速人力資本積累，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。對(duì)外開放程度與創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.301，且在1%的水平上顯著，說明對(duì)外開放程度與創(chuàng)新的提升有顯著的正向作用，表明中國實(shí)施的“走出去，引進(jìn)來”戰(zhàn)略使得地方能夠接觸到國際上先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，并能夠有效地消化、吸收甚至產(chǎn)生二次創(chuàng)新，從而產(chǎn)生顯著的逆向技術(shù)溢出，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平產(chǎn)生積極的影響。國有化程度與創(chuàng)新發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.071，顯著為正，表明國有化程度越高，創(chuàng)新發(fā)展的絕對(duì)水平越高，這可能是因?yàn)楝F(xiàn)階段我國大多地區(qū)的研發(fā)要素多來源于政府投入。

2.空間固定效應(yīng)分解分析

在內(nèi)生增長理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中，空間溢出效應(yīng)被視為是影響區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。從表2、表3 結(jié)果來看，SDM 模型中研發(fā)人員和研發(fā)資本的水平項(xiàng)和空間交互項(xiàng)系數(shù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新具有顯著影響，然而由于空間杜賓模型的回歸系數(shù)并不能直接反映自變量對(duì)因變量的影響程度，因此有必要將空間固定效應(yīng)進(jìn)行分解，計(jì)算出直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)表征。上述三種效應(yīng)的具體值參見表4 和表5。

表4 創(chuàng)新數(shù)量SDM 模型的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

表5 創(chuàng)新質(zhì)量SDM 模型的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

從表4 中可以看出，創(chuàng)新數(shù)量模型中，研發(fā)人員流動(dòng)的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均顯著為正，表明研發(fā)人員的區(qū)際流動(dòng)不僅具有明顯的直接效應(yīng)，其流動(dòng)所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)對(duì)創(chuàng)新數(shù)量增長也具有顯著的促進(jìn)作用。由創(chuàng)新數(shù)量模型中研發(fā)人員流動(dòng)的空間溢出增長效應(yīng)和總增長效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員流動(dòng)所帶來的空間知識(shí)溢出增長效應(yīng)占總增長效應(yīng)的60%左右，由此可以證實(shí)研發(fā)人員跨區(qū)域流動(dòng)所帶來的空間溢出效應(yīng)對(duì)我國區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的重要貢獻(xiàn)。這是因?yàn)橹R(shí)是創(chuàng)新的根基，研發(fā)人員流動(dòng)使得研發(fā)人員和地區(qū)之間在蔓延效應(yīng)基礎(chǔ)上會(huì)形成區(qū)域知識(shí)積累產(chǎn)生的外部效應(yīng)。地理鄰近可能會(huì)增強(qiáng)企業(yè)交流思想和獲取新知識(shí)的能力，通過本地化創(chuàng)新集群或創(chuàng)新環(huán)境降低創(chuàng)新產(chǎn)出和其轉(zhuǎn)換成本（Breschi 和Lissoni，2001）[15]。通過這種外部性，將提升周邊地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會(huì)得到相應(yīng)的提高（Rauch，1991）[16]。

從表5 可以看出，創(chuàng)新質(zhì)量模型中，研發(fā)人員流動(dòng)的直接效應(yīng)只有0.113，且其所帶來的空間知識(shí)溢出增長效應(yīng)為負(fù)，這表明與創(chuàng)新數(shù)量不同，研發(fā)人員在區(qū)域間的流動(dòng)可能會(huì)造成研發(fā)活動(dòng)的空間集聚，導(dǎo)致過度擁擠，研發(fā)人員集聚不經(jīng)濟(jì)，不利于周邊地區(qū)創(chuàng)新效率的提升。Sher 和Yang（2005）[17]認(rèn)為，當(dāng)有太多的鄰近研發(fā)人員與本地區(qū)交換研發(fā)思想時(shí)，集群研發(fā)的可能導(dǎo)致過度擁擠。這可能的原因是高度集中的研發(fā)人員自然會(huì)帶來巨大的知識(shí)溢出效應(yīng)，促使周邊地區(qū)一些企業(yè)通過減少內(nèi)部的研發(fā)經(jīng)費(fèi)來模仿先進(jìn)企業(yè)的技術(shù)，產(chǎn)生搭便車現(xiàn)象，侵蝕該地區(qū)的創(chuàng)新投資，這會(huì)間接且負(fù)面地影響研發(fā)要素流動(dòng)頻繁地區(qū)周邊的創(chuàng)造力。

另一方面，研發(fā)資本的區(qū)際流動(dòng)對(duì)地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量所帶來的直接效應(yīng)均為正，說明研發(fā)資本的區(qū)際流動(dòng)能夠顯著促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新的提升。研發(fā)資本區(qū)際流動(dòng)所來的溢出增長效應(yīng)雖均為負(fù)但不顯著，說明研發(fā)資本的區(qū)際流動(dòng)對(duì)周邊地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展影響不大，這可能是因?yàn)檠邪l(fā)資本與研發(fā)人員的本質(zhì)性特征不同。

3.考慮區(qū)域差異性的進(jìn)一步分析

考慮到中國各?。ㄊ?、區(qū)）在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源環(huán)境稟賦、技術(shù)進(jìn)步條件等方面存在較大的差異，可以進(jìn)一步按照東中西區(qū)域的劃分來考察研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。由于本文樣本量有限，傳統(tǒng)的三大區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)會(huì)使得樣本數(shù)量不足，影響回歸分析結(jié)果，因此本文參考郭家堂和駱品亮（2016）[18]的劃分方法，將中國30 個(gè)省（市、區(qū)，除港澳臺(tái)和西藏）劃分為東部和西部兩個(gè)區(qū)域進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果見表6（東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、廣東、海南；西部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。

表6 分區(qū)域研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的回歸結(jié)果

無論是從數(shù)量方面還是質(zhì)量方面看，也無論東部還是西部，研發(fā)人員都對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有正向作用，且東部回歸系數(shù)的數(shù)值大于西部，這說明研發(fā)人員流動(dòng)與區(qū)域創(chuàng)新有著緊密關(guān)系。西部地區(qū)研發(fā)資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響大于東部地區(qū)研發(fā)資本流動(dòng)的影響。這可能的原因在于，雖然東部地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展水平較高，經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，但其創(chuàng)新活動(dòng)更加依賴于研發(fā)人員的投入，其研發(fā)資本投入基本上已經(jīng)達(dá)到飽和，因此研發(fā)資本的流入由于受到要素邊際遞減的約束，以及資源管理和配置能力的不足，并不能明顯改善東部地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。另外，東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)完善，增加資金的投入可能反而容易造成冗余和浪費(fèi)，這種情況下反而不能有效提升當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新發(fā)展水平。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文基于研發(fā)數(shù)量和研發(fā)質(zhì)量的雙重視角，重點(diǎn)考察研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響，采用2002-2017年中國30 個(gè)省（市、區(qū)，除港澳臺(tái)和西藏）數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響效應(yīng)?；谘邪l(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平的檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論：

1.考察期內(nèi)研發(fā)要素的流動(dòng)是影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的重要因素。較活躍的研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)并不必然會(huì)阻礙區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的進(jìn)步。相反，研發(fā)要素的區(qū)際間流動(dòng)促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。究其原因，當(dāng)?shù)匮邪l(fā)要素的流動(dòng)能夠加固地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的基礎(chǔ)，并最終影響技術(shù)創(chuàng)新水平。

2.研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)中國創(chuàng)新發(fā)展水平具有明顯的區(qū)域差異，影響強(qiáng)度表現(xiàn)為研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)東部地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展水平的正向作用最為明顯，而研發(fā)資本流動(dòng)對(duì)西部地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展水平的正向作用更為明顯。

3.研發(fā)要素流動(dòng)均會(huì)給區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平帶來溢出效應(yīng)。研發(fā)人員的跨區(qū)域流動(dòng)會(huì)給區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量帶來正向的溢出效應(yīng)，而給區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量帶來負(fù)向的溢出效應(yīng)。研發(fā)資本的跨區(qū)域流動(dòng)所引致的溢出效應(yīng)為正，但這種效應(yīng)并不明顯。

（二）啟示

1.完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境。依法懲治侵害知識(shí)產(chǎn)權(quán)等違法行為，加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)新成果的保護(hù)力度，減少知識(shí)外溢的風(fēng)險(xiǎn)，有效保護(hù)創(chuàng)新主體所獲得的創(chuàng)新成果，進(jìn)而激發(fā)地方自主創(chuàng)新的積極性。

2.重視基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善研發(fā)要素流動(dòng)環(huán)境?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)尤其是交通運(yùn)輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，可以提高地區(qū)的交通便利程度，降低研發(fā)要素流動(dòng)成本，對(duì)研發(fā)要素的跨區(qū)域流動(dòng)有重要影響。加大西部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，構(gòu)建連接?xùn)|部沿海和內(nèi)陸的高效便捷運(yùn)輸?shù)缆肪W(wǎng)絡(luò)，能夠承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，這不僅有利于西部地區(qū)自身的工業(yè)化進(jìn)程，還有利于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對(duì)促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。另外，西部地區(qū)應(yīng)該加強(qiáng)教育、醫(yī)療等公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為本地區(qū)吸引研發(fā)要素流入提供條件。

3.加強(qiáng)宏觀調(diào)控，差別化引導(dǎo)研發(fā)要素流動(dòng)。針對(duì)各區(qū)域的資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、歷史發(fā)展基礎(chǔ)等不同，差別化引導(dǎo)研發(fā)要素流動(dòng)。在制定區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略之時(shí)，政府應(yīng)當(dāng)全面考慮區(qū)域間的空間相關(guān)因素，充分利用區(qū)域間創(chuàng)新發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)性、文化相似性和溢出效應(yīng)，促進(jìn)核心地區(qū)與落后地區(qū)的研發(fā)合作與交流，引導(dǎo)研發(fā)資源在核心地區(qū)與落后地區(qū)合理流動(dòng)，創(chuàng)造整體地區(qū)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的局面。