陳 琦，李 風

（1.湖南工商大學 公共管理與人文地理學院；2.湖南財政經(jīng)濟學院 工商管理學院，長沙 410205）

0 引言

市場需求與創(chuàng)新要素供給是促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升的兩個重要因素。目前制約我國創(chuàng)新能力提升的主要原因是我國人才、技術(shù)、知識等關(guān)鍵創(chuàng)新要素短缺，但我國具有國內(nèi)市場規(guī)模龐大這一優(yōu)勢。2008 年金融危機以后，在已經(jīng)透支以出口導向為特征的第一波全球化紅利的情況下，我國必須抓住第二波基于內(nèi)需的經(jīng)濟全球化機遇，基于本國的市場利用國外的高端生產(chǎn)要素，尤其是利用其創(chuàng)新要素，以提升本國創(chuàng)新能力[1]。基于此，如何從市場需求出發(fā)，充分發(fā)揮我國市場規(guī)模龐大的虹吸效應，從全球視角來集聚人才、技術(shù)、知識等關(guān)鍵創(chuàng)新要素，是我國區(qū)域創(chuàng)新能力提升進而實現(xiàn)創(chuàng)新型國家的關(guān)鍵。

關(guān)于影響區(qū)域創(chuàng)新能力的相關(guān)因素的研究，主要沿著三條路線開展：一是人力資本、物質(zhì)資本等要素投入的影響。Fracasso和Marzett（i2014）[2]、白永亮等（2021）[3]認為創(chuàng)新要素投入與創(chuàng)新能力兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Cao 和Suttmeier（2017）[4]研究發(fā)現(xiàn)增加研發(fā)投入能夠促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。二是市場需求的影響。范紅忠（2007）[5]研究得出一國自主創(chuàng)新能力在很大程度上取決于一國市場需求規(guī)模的結(jié)論。劉志彪（2012）[1]強調(diào)我國應充分基于本國的市場利用國外的高級生產(chǎn)要素發(fā)展本國創(chuàng)新經(jīng)濟的重要性。三是創(chuàng)新環(huán)境的影響。Nelson（1993）[6]從演化的角度強調(diào)國家創(chuàng)新政策、教育狀況和制度環(huán)境對創(chuàng)新的影響。吾買爾江·艾山等（2020）[7]研究得出地區(qū)腐敗、市場化進程、知識產(chǎn)權(quán)保護等制度環(huán)境影響研發(fā)投入對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用。唐恩斌和張梅青（2019）[8]研究發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

綜上所述，學者們著重研究了影響區(qū)域創(chuàng)新能力的相關(guān)因素，這是本文研究的重要基礎(chǔ)，但現(xiàn)有研究還存在進一步探討的空間：從研究內(nèi)容上看，缺乏對市場規(guī)模、要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力三者之間的系統(tǒng)研究。從研究方法上看，可能囿于數(shù)據(jù)來源或統(tǒng)計方法的限制，現(xiàn)有文章大多缺乏對“門檻效應”及其對應的非線性關(guān)系問題的研究，特別是對我國這樣的大國來說，不同區(qū)域之間經(jīng)濟社會發(fā)展差異顯著，應分區(qū)域研究其異質(zhì)性。本文立足于我國市場需求的規(guī)模性特征和要素稟賦的差異性特征，將市場規(guī)模、要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力統(tǒng)一到一個分析框架，提出利用我國市場規(guī)模龐大的“虹吸效應”聚集全球關(guān)鍵創(chuàng)新要素，通過建立面板門檻模型，分析市場規(guī)模對要素集聚的門檻效應及其異質(zhì)性。

1 理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于市場規(guī)模與區(qū)域創(chuàng)新能力的研究，最早可追溯到Krugman（1980）[9]提出的本土市場效應理論，即存在規(guī)模報酬遞增和貿(mào)易成本的基礎(chǔ)上，當兩個國家進行不同產(chǎn)品貿(mào)易時，相較于國內(nèi)市場需求較小的國家，國內(nèi)市場規(guī)模相對較大的國家更容易進行大規(guī)模生產(chǎn)從而獲得高效率，故市場規(guī)模擴大能夠促進創(chuàng)新效率的增加，其表現(xiàn)為本土市場規(guī)模的擴大會引致企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，為了獲得更多的市場利益，企業(yè)會加大研發(fā)人員與研發(fā)資金的投入，不斷更新技術(shù)來實現(xiàn)勞動生產(chǎn)率的提高，而企業(yè)也會實現(xiàn)規(guī)模收益遞增的目標。

市場規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生規(guī)模效應的同時，還具有市場競爭效應。市場規(guī)模越大的區(qū)域，越能吸引更多的新企業(yè)進入該區(qū)域，從而導致該區(qū)域市場的競爭程度越高，企業(yè)為了保持現(xiàn)有市場份額或搶占更大的市場份額，必須不斷研發(fā)新技術(shù)與新產(chǎn)品，這在客觀上有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。徐長生等（2008）[10]的研究表明，市場規(guī)模越大，市場競爭程度也就越高，激烈的市場競爭迫使企業(yè)進行創(chuàng)新以獲得生存，這又會給其他企業(yè)帶來生存的壓力，這些企業(yè)也會進行進一步的創(chuàng)新，只有持續(xù)創(chuàng)新的企業(yè)才能在市場競爭中生存。

綜上所述，市場規(guī)模通過規(guī)模效應與市場競爭效應對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升產(chǎn)生直接影響?；诖?，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：市場規(guī)模正向影響區(qū)域創(chuàng)新能力，市場規(guī)模越大，越能促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

人才和資金是創(chuàng)新要素中的核心要素。在區(qū)域要素邊際利益差異和自我價值實現(xiàn)等因素的驅(qū)動下，人才集聚和資金集聚現(xiàn)象開始出現(xiàn)。人才集聚對創(chuàng)新具有引致效應、知識溢出效應與激勵效應，資金集聚則為創(chuàng)新活動提供物質(zhì)保障，二者都能促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。但也有學者提出要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并不都是正向的。齊亞偉和陶長琪（2014）[11]研究發(fā)現(xiàn)要素集聚并沒有促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，反而因過度集聚產(chǎn)生了人員冗余，經(jīng)費利用效率低下等問題。也就是說，要素集聚水平與區(qū)域創(chuàng)新能力之間并非完全線性相關(guān)，要素集聚對于區(qū)域創(chuàng)新或許并不是充分條件，而只是必要條件，即要素集聚水平高的地區(qū)，其創(chuàng)新水平并不一定高。

市場規(guī)模對創(chuàng)新要素具有虹吸效應，越大的市場規(guī)模越能引致創(chuàng)新要素的集聚。市場潛能大的地區(qū)通過循環(huán)累積效應和對鄰近地區(qū)的吸附效應，更容易形成創(chuàng)新要素的空間集聚，正向促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。并且要素集聚都具有逐利性，各要素集聚產(chǎn)生的本質(zhì)原因是經(jīng)濟市場化，要素需要根據(jù)市場的需求而產(chǎn)生遷移流動。正是由于市場化的存在，要素流動具有一定的內(nèi)生性，經(jīng)濟自組織的根本動力是市場。要素根據(jù)市場環(huán)境自發(fā)流向集聚地并形成要素集聚效應，本土市場規(guī)模的擴大即意味著市場需求的增加，企業(yè)為尋求更大的市場利益會縮減交易成本，因此具有廣大市場規(guī)模的區(qū)域會吸引其他地區(qū)的資本要素、人才要素集聚，最終對區(qū)域創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生積極影響。尤其是人才集聚效應出現(xiàn)后，“馬太效應”也隨之而來，即人才越集聚，該區(qū)域?qū)θ瞬诺奈驮綇?，從而提高區(qū)域內(nèi)的人力資本積累，促進創(chuàng)新能力提升。但是當市場規(guī)模較小時，其對創(chuàng)新要素的虹吸效應會顯著減弱，要素集聚要么不足以促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，要么更傾向于匯集到具有政府背景的國有企業(yè)或科研機構(gòu)等，其他主體創(chuàng)新要素集聚不足，導致要素市場扭曲，隨之而來的尋租行為不僅會對R&D 投入產(chǎn)生抑制效應，而且會導致部分創(chuàng)新要素從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到非生產(chǎn)領(lǐng)域，從而對創(chuàng)新活動產(chǎn)生擠出，妨礙區(qū)域創(chuàng)新能力的提升[12]。

綜上所述，要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在非線性關(guān)系；市場規(guī)模對創(chuàng)新要素具有虹吸效應，這種虹吸效應會隨著市場規(guī)模的擴張而擴大，與人才集聚產(chǎn)生的馬太效應相結(jié)合形成正反饋機制，即市場規(guī)模越大，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升作用越強?；诖?，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有非線性關(guān)系，存在基于市場規(guī)模的門檻效應，只有當市場規(guī)模足夠大時，要素集聚才能正向促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

本文將基準回歸模型和面板門檻模型相結(jié)合來檢驗市場規(guī)模和要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響?；谏鲜隼碚摲治雠c研究假設(shè)，以區(qū)域創(chuàng)新能力作為被解釋變量，市場規(guī)模、要素集聚作為解釋變量，人力資本、政府支持、外商直接投資、金融發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施作為控制變量，設(shè)計如式（1）所示的計量模型：

其中，i表示省份；t表示年度，跨度為2001—2019年；patit表示i省份第t年的區(qū)域創(chuàng)新能力；marit表示i省份第t年的市場規(guī)模；facit表示i省份第t年的創(chuàng)新要素集聚度；humit表示i省份第t年的人力資本；govit表示i省份第t年的政府支持；fdiit表示i省份第t年的外商直接投資，finit表示i省份第t年的金融發(fā)展水平；infit表示i省份第t年的基礎(chǔ)設(shè)施；?0為截距項；εit表示隨機擾動項。

與此同時，引入門檻模型就不同市場規(guī)模情況下，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力可能存在的門檻效應進行分析。在式（1）的基礎(chǔ)上，參考Hansen（1999）的方法，以市場規(guī)模為門檻變量，構(gòu)建門檻模型如下：

其中，patit為因變量；facit為門檻依賴變量；marit為門檻變量；γ1，γ2，…，γn表示在市場規(guī)模條件下的n個不同水平的門檻值；I(·)表示指示函數(shù)；β1，β2，…，βn+1表示要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的不同影響系數(shù)。

2.2 指標選取

（1）被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)新能力目前還沒有形成成熟而統(tǒng)一的衡量標準，本文借鑒以往相關(guān)研究成果，如李光泗和沈坤榮（2013）[13]采用專利申請數(shù)、專利授權(quán)數(shù)、三方專利數(shù)來測度區(qū)域創(chuàng)新能力，仲崇高等（2015）[14]從經(jīng)濟效益轉(zhuǎn)化率角度，運用技術(shù)市場成交額、技術(shù)轉(zhuǎn)讓額來衡量一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平。本文采用科技成果產(chǎn)出、科技向經(jīng)濟的轉(zhuǎn)化產(chǎn)出兩大指標來衡量區(qū)域創(chuàng)新能力，具體二級指標用專利授權(quán)數(shù)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓額來表征。

（2）解釋變量

對于市場規(guī)模變量，從物質(zhì)維度來衡量相對比較客觀。本文借鑒Egger 和Winner（2006）[15]的研究成果，用國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和進出口總額來衡量市場規(guī)模。

對于要素集聚變量，目前直接對區(qū)域創(chuàng)新要素集聚進行測度的文獻較少，本文參考陶長琪和周璇（2016）[16]的研究成果，從人才要素集聚與資本要素集聚兩個方面來構(gòu)建要素集聚指標體系。同時，要素集聚的本質(zhì)是要素在特定空間范圍內(nèi)的優(yōu)化配置，區(qū)位熵指數(shù)是指某一要素地區(qū)與全國的比值，能夠更好地反映要素的空間集聚度而不受區(qū)域經(jīng)濟規(guī)模的影響。因此，本文借鑒區(qū)位熵法來測度各地區(qū)人才要素集聚度與資本要素集聚度。即人才要素集聚度=。

（3）控制變量

人力資本反映了地區(qū)勞動力質(zhì)量，本文采用學者們常用的方法，用6 歲及以上人口平均受教育年限對地區(qū)人力資本水平進行測度。將受教育程度分為半文盲、小學、初中、高中、大專及以上5 個層次，對應的受教育年限分別為0 年、6 年、9 年、12 年和16 年，用各受教育程度人數(shù)占6 歲及以上人口的比重乘以對應的受教育年限再加總就可以得到地區(qū)人力資本水平。政策支持能夠直接反映政府對區(qū)域創(chuàng)新研發(fā)活動的支持力度，本文用在R&D經(jīng)費支出中的政府資金支出占比來表征。外商直接投資能夠反映地區(qū)技術(shù)引進水平，本文直接用外商直接投資占GDP的比重來表征。金融發(fā)展水平反映了地區(qū)金融機構(gòu)對創(chuàng)新活動的資金支持狀況，本文用金融機構(gòu)存貸款總額占GDP的比重來測度?；A(chǔ)設(shè)施能夠反映地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境，支撐創(chuàng)新活動的開展，本文用郵電業(yè)務總量與GDP之比來表征。

2.3 數(shù)據(jù)處理

考慮到統(tǒng)計指標的一致性和數(shù)據(jù)的可得性，本文樣本數(shù)據(jù)涵蓋了2001—2019年我國31個省份（不含港澳臺）的數(shù)據(jù)。上述所有變量均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒或依據(jù)以上年鑒的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得出，同時通過插值法補充了極少部分缺失數(shù)據(jù)。

對于2001—2019 年31 個省份的數(shù)據(jù)樣本，本文采用熵值法來測算主要變量即區(qū)域創(chuàng)新能力、市場規(guī)模、要素集聚，在相關(guān)權(quán)重的基礎(chǔ)上計算出綜合得分。

圖1至圖3顯示了東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和全國2001—2019 年創(chuàng)新能力、市場規(guī)模和要素集聚的變動趨勢。從區(qū)域創(chuàng)新能力的變動趨勢來看（如圖1 所示），2001—2019 年，東部、中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新能力整體呈現(xiàn)提升趨勢，其提升速度差別不大，但中西部地區(qū)與東部地區(qū)在創(chuàng)新能力水平上仍然存在較大差距。從市場規(guī)模的變動趨勢來看（如圖2所示），2001—2019年，東部、中部地區(qū)前10年呈現(xiàn)增長態(tài)勢，從2011年開始有所回落，西部地區(qū)一直呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢，但中西部地區(qū)市場規(guī)模總量還是遠遠低于東部地區(qū)。從要素集聚的變動趨勢來看（如圖3 所示），2001—2019 年，東部地區(qū)要素集聚先波動下降，然后逐步回升并趨于平穩(wěn)，到2018 年又開始下降，但始終遠遠高于中西部地區(qū)，中部與西部地區(qū)的要素集聚都呈現(xiàn)緩慢下降態(tài)勢，但西部地區(qū)下降速度略快?？偟膩砜矗瑬|部、中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新能力和市場規(guī)模都呈現(xiàn)提升態(tài)勢，而要素集聚度卻處于波動下降狀態(tài)，通過激發(fā)市場潛力以持續(xù)提高要素集聚水平成為驅(qū)動各地區(qū)創(chuàng)新能力提升的有效途徑。

圖1 2001—2019年創(chuàng)新能力變動趨勢

圖2 2001—2019年市場規(guī)模變動趨勢

圖3 2001—2019年要素集聚變動趨勢

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

對于固定效應模型和隨機效應模型的選擇，本文運用Stata 16.0軟件進行檢驗，面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗結(jié)果表明，選用固定效應模型更優(yōu)。

從下頁表1的結(jié)果可以看出，市場規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新能力的邊際效應為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明當前市場規(guī)模是區(qū)域創(chuàng)新能力提升的重要推手，假設(shè)1得到證實，即市場規(guī)模正向影響區(qū)域創(chuàng)新能力，市場規(guī)模越大，越有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力存在不顯著的負向影響，這可能是因為要素集聚和區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在非線性關(guān)系，有待進一步研究。在表1的列（7）引入要素集聚的二次項，結(jié)果顯示其在1%的顯著性水平上顯著，這說明要素集聚和區(qū)域創(chuàng)新能力之間確實存在非線性關(guān)系，假設(shè)2 部分得到證實?？刂谱兞恐?，人力資本的系數(shù)顯著為正，表明人力資本的水平越高，越能更好地將知識轉(zhuǎn)化為有效的創(chuàng)新，從而促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的邊際影響為正，且通過了5%水平上的顯著性檢驗，表明外商直接投資能夠通過競爭示范效應、人員流動效應和供應鏈效應等對東道國產(chǎn)生有利于技術(shù)創(chuàng)新的技術(shù)溢出。金融發(fā)展水平的系數(shù)也顯著為正，表明金融市場可以有效配置稀缺資源，將資源與創(chuàng)新項目的風險特征相匹配，降低信息不對稱程度，從而起到促進創(chuàng)新的作用。政府支持和基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并不顯著。

表1 基準回歸結(jié)果

3.2 面板門檻模型結(jié)果分析

運用Stata 16.0 軟件，采取BS 抽樣分別確定門檻值的個數(shù)。由表2 可知，以fac 為門檻變量，mar 為門檻依賴變量，單一門檻效應不顯著，假設(shè)1得到進一步驗證。以mar為門檻變量，fac 為門檻依賴變量，單一門檻效應在1%的水平上顯著，雙重門檻效應在5%的水平上顯著；門檻1和門檻2 的估計值分別為0.0154、0.0568，似然比值接近于0，當門檻1和門檻2的估計值分別處于（0.0153，0.0157）、（0.0567，0.0592）區(qū)間內(nèi)時，似然比值小于5%水平上的臨界值，在原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個門檻值都與實際門檻值相等。這說明市場規(guī)模與區(qū)域創(chuàng)新能力之間不存在門檻效應，而要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在市場規(guī)模門檻效應，當各地區(qū)市場規(guī)模大小不同時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在差異。

表2 門檻效應檢驗結(jié)果

從表3 的估計結(jié)果來看，以市場規(guī)模（mar）為門檻變量，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在顯著的基于市場規(guī)模的雙門檻效應，要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在顯著的非線性關(guān)系。當市場規(guī)模小于第一個門檻值時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響顯著為負；當市場規(guī)模超越第一個門檻值，處于第一個門檻值和第二個門檻值之間時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的負向影響不再顯著；當市場規(guī)模超越第二個門檻值時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響轉(zhuǎn)向顯著為正。這說明要素集聚使得區(qū)域創(chuàng)新能力的提升成為可能，但要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響受市場規(guī)模大小的制約。出現(xiàn)這樣的結(jié)果，一方面可能是當市場規(guī)模較小時，創(chuàng)新要素更傾向于匯集到具有政府背景的國有企業(yè)或科研機構(gòu)等，其他主體的創(chuàng)新要素集聚不足，這種要素市場扭曲導致的尋租行為會對創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效應，而且會導致部分創(chuàng)新要素從生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到非生產(chǎn)領(lǐng)域，從而對創(chuàng)新活動產(chǎn)生擠出，不利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提升；另一方面，較小的市場規(guī)模無法引致足夠的創(chuàng)新要素集聚，從而無法對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升產(chǎn)生積極影響。這表明只有當市場規(guī)模足夠大時，其虹吸效應才能充分發(fā)揮作用，引致要素集聚，并與人才集聚產(chǎn)生的馬太效應相結(jié)合形成正反饋機制，促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。假設(shè)2得到驗證，即要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有非線性關(guān)系，存在基于市場規(guī)模的門檻效應，只有當市場規(guī)模足夠大時，要素集聚才能正向促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

表3 市場規(guī)模（mar）雙門檻模型估計結(jié)果

控制變量中，人力資本、金融發(fā)展水平和外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力都具有顯著正向影響。區(qū)域創(chuàng)新過程中，人才是核心，金融是支撐，近年來，我國無論人力資本水平還是金融發(fā)展水平都得到了大幅度提升，這大大促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的發(fā)展。外商直接投資對創(chuàng)新的作用主要通過技術(shù)溢出來實現(xiàn)，其技術(shù)外溢效應受到東道國人力資本存量、制度環(huán)境以及市場化程度等諸多因素的影響，隨著我國人力資本存量的不斷增加、制度環(huán)境的不斷改善、市場化程度的不斷提升，外商直接投資的技術(shù)溢出效應也得到不斷加強。政府支持對區(qū)域創(chuàng)新能力表現(xiàn)出不顯著的負向影響，可能的原因是創(chuàng)新的社會效益更受政府的關(guān)注，而在一定程度上忽視了經(jīng)濟效益；政府創(chuàng)新投資行為也易受尋租活動和行政隸屬關(guān)系的影響，因而更注重短期效應，缺乏可持續(xù)性；此外，有效監(jiān)督機制的缺乏是政府投資對區(qū)域創(chuàng)新提升效率不高的一個重要原因。基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域創(chuàng)新能力也呈現(xiàn)不顯著的負向影響。理論上，基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域創(chuàng)新具有直接“資本效應”和間接“溢出效應”，完善的基礎(chǔ)設(shè)施確實能夠推動創(chuàng)新能力的提升，但我國基礎(chǔ)設(shè)施整體還不完善，且各區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)極不平衡，這使得基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域創(chuàng)新提升的推動作用還不顯著。

3.3 異質(zhì)性分析

從表4的門檻效應檢驗結(jié)果可以看出，以市場規(guī)模為門檻變量，東部地區(qū)單一門檻效應在1%的水平上顯著，門檻估計值為0.0581；中部地區(qū)單一門檻效應在1%的水平上顯著，雙重門檻效應在5%的水平上顯著，門檻1和門檻2的估計值分別為0.0154、0.0204；西部地區(qū)單一門檻效應在1%的水平上顯著，門檻估計值為0.0151。這表明東、中、西部地區(qū)要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間均存在市場規(guī)模門檻效應。

表4 東、中、西部地區(qū)門檻效應檢驗結(jié)果

從表5的結(jié)果來看，分地區(qū)的門檻模型與全樣本的門檻模型估計結(jié)果基本一致，進一步驗證了假設(shè)2。當市場規(guī)模超越門檻值后，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的正向影響。原因與前述分析一致，具有較大市場規(guī)模的區(qū)域會吸引資本、人才、知識等創(chuàng)新要素集聚，最終對區(qū)域創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生積極影響。具體而言，當市場規(guī)模超越門檻值后，中部地區(qū)要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用最強，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最弱。原因可能在于，東部地區(qū)的市場規(guī)模、要素集聚已趨于飽和，如果不改變當前需求結(jié)構(gòu)，不向高水平的要素集聚轉(zhuǎn)變，或不提高現(xiàn)有要素的利用率，長期來看，就會出現(xiàn)市場需求單一且低端化以及要素擁擠的現(xiàn)象，從而使得要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響減弱。中部地區(qū)還沒有出現(xiàn)要素擁擠的現(xiàn)象，隨著市場規(guī)模的擴大，正反饋機制發(fā)揮作用，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響不斷增強。而西部地區(qū)的市場需求與創(chuàng)新要素一直處于嚴重不足的狀態(tài)，這也影響了要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力促進作用的發(fā)揮。

表5 東、中、西部地區(qū)市場規(guī)模（mar）門檻模型估計結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為確保前述實證結(jié)果的準確性，本文從以下三個方面進行穩(wěn)健性檢驗。一是將解釋變量滯后一期進行回歸。二是引入市場規(guī)模和要素集聚的交互項進行檢驗。三是依據(jù)表2中mar的門檻值（單一門檻值為0.0154，雙重門檻值為0.0568），對31 個省份按照市場規(guī)模進行分組，把全部樣本分成三份（小于單一門檻值，介于單一門檻值與雙重門檻值之間和大于雙重門檻值），并對分組后的子樣本進行回歸，以檢驗門檻回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，解釋變量滯后一期的回歸結(jié)果與前文的結(jié)果基本保持一致，這在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題。列（2）顯示，當加入市場規(guī)模與要素集聚的交互項后，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的總體影響由交互項決定，表明隨著市場規(guī)模的擴大，要素集聚開始對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的積極影響。從列（3）至列（5）的分組回歸結(jié)果來看，當市場規(guī)模小于0.0154 時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力有顯著的負向影響，當市場規(guī)模介于0.0154和0.0568之間時，要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的抑制作用明顯減弱，當市場規(guī)模大于0.0568 時，要素集聚顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。由此可以看出，前文門檻回歸模型結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文利用2001—2019 年我國31 個省份的面板數(shù)據(jù)，通過建立基準回歸模型和面板門檻模型，實證研究市場規(guī)模、要素集聚對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，并通過將解釋變量滯后一期、引入交互項以及分組回歸等方式對結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，主要結(jié)論如下：第一，市場規(guī)模是促進我國區(qū)域創(chuàng)新能力提升的關(guān)鍵因素，對要素集聚具有虹吸效應。第二，要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有非線性關(guān)系，存在顯著的以市場規(guī)模為門檻的門檻效應，在市場規(guī)模低于門檻值0.0154時，要素集聚會顯著抑制區(qū)域創(chuàng)新能力的提升；當市場規(guī)模處于門檻值0.0154 和0.0568 之間時，這種抑制作用逐漸減弱；當市場規(guī)模超過門檻值0.0568 時，要素集聚顯著促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。第三，要素集聚對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在明顯的區(qū)域差異，當市場規(guī)模超越門檻值后，中部地區(qū)要素集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用最強，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最弱。

4.2 啟示

（1）不斷擴大國內(nèi)市場規(guī)模，推進國內(nèi)消費提質(zhì)升級，以拉動創(chuàng)新要素集聚與區(qū)域創(chuàng)新能力提升。我國有效市場需求不足和需求結(jié)構(gòu)低端化，使得需求規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新能力的拉動效應及對要素集聚的虹吸效應不強。因此，首先，我國應通過改革收入分配格局，增加居民可支配收入，提升居民消費水平，從而強化我國內(nèi)需拉動；其次，建立健全生活保障體系，穩(wěn)定居民未來消費預期，提升消費傾向；第三，要拓展消費品種，優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，生產(chǎn)高質(zhì)量商品，吸引高端消費者，形成高質(zhì)量的國內(nèi)市場需求。

（2）多層面促進各類創(chuàng)新要素集聚，以推動區(qū)域創(chuàng)新能力梯次提升。由于我國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性以及各區(qū)域創(chuàng)新要素集聚的差異性，我國應著力出臺各項優(yōu)惠政策促進創(chuàng)新主體的跨區(qū)流動，破除分權(quán)競爭體制下地方政府設(shè)置的各種有形與無形的行政壁壘，引導各類創(chuàng)新要素、生產(chǎn)組織等在區(qū)域間的流動，尤其是促進創(chuàng)新要素不斷往中西部地區(qū)流動，重塑區(qū)域經(jīng)濟空間。對于東部地區(qū)，一味追求創(chuàng)新要素集聚規(guī)模的擴大只會因資源過度集聚而形成擁擠效應，應更加注重創(chuàng)新資源利用效率的提高，著重集聚高質(zhì)量人才與關(guān)鍵核心技術(shù)等高端創(chuàng)新要素。對于中西部地區(qū)，應建立人才吸引機制，完善人才培養(yǎng)與激勵機制，強化人力資本的“引擎”功能；應加大創(chuàng)新資金的投入力度，提高各社會力量創(chuàng)新投入的積極性，增加其對研發(fā)活動的資金投入；應積極培育和引進大量創(chuàng)新型企業(yè)，建立高新技術(shù)開發(fā)區(qū)，集聚各種創(chuàng)新資源，促進創(chuàng)新主體間的交流與合作。

（3）全方位優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，為創(chuàng)新要素集聚和創(chuàng)新能力提升提供堅實的保障。首先，應對科技創(chuàng)新體制機制進行改革和完善，如優(yōu)化科技項目組織實施機制、健全科技創(chuàng)新投入支持機制、改革科技評價體制、完善知識產(chǎn)權(quán)保護制度、構(gòu)建產(chǎn)學研協(xié)同互促機制等。其次，加快市場化改革步伐，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，強調(diào)企業(yè)在創(chuàng)新中的主體地位，推進研發(fā)活動的市場化。第三，推進政府轉(zhuǎn)型，建設(shè)公共服務型政府，完善創(chuàng)新誠信監(jiān)管體制，保障良好的基礎(chǔ)創(chuàng)新等環(huán)境。第四，加強區(qū)域創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，搭建開放性的區(qū)域創(chuàng)新合作平臺，包括信息化設(shè)施、交通基礎(chǔ)設(shè)施、金融基礎(chǔ)設(shè)施、公共創(chuàng)新及創(chuàng)新合作平臺、知識產(chǎn)權(quán)管理與交易管理平臺等。