王曉紅，張少鵬，張 奔

(1. 哈爾濱工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001；2. 哈爾濱理工大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150080)

一、 引言

在知識經(jīng)濟迅猛發(fā)展的背景下，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)逐漸發(fā)展為國家經(jīng)濟的引擎[1]。在中國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的時代背景下，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新是國家創(chuàng)新體系的重要組成部分，故而，推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提升不僅對促進國家經(jīng)濟發(fā)展具有重大意義，同時也是建立創(chuàng)新型國家的關(guān)鍵保障[2]。但是，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動的開展需要極大的投資成本，伴隨而來的卻是風險較大以及周期較長等特征[3]。因此，長期以來，研發(fā)投入不足制約著我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的向上發(fā)展[3]。中國要致力于自主創(chuàng)新，必須要加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入，通過內(nèi)生創(chuàng)新努力促使高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提升其創(chuàng)新績效。

所謂內(nèi)生創(chuàng)新努力，主要是指依靠自身發(fā)展而不依賴外力推動地投入創(chuàng)新資源從而提高創(chuàng)新能力的方式[4]。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，對內(nèi)生創(chuàng)新努力或創(chuàng)新資源投入的研究主要涉及兩個方面：研發(fā)經(jīng)費和研發(fā)人員即R&D活動所需要的勞動力和資本[5]，國內(nèi)外學者對于內(nèi)生創(chuàng)新努力和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究也都基于此二者展開。如邱士雷等[1]的研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模的R&D投資對提升我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效具有積極作用，進而增強我國的國際競爭優(yōu)勢；魏潔云和江可申[3]基于面板向量自回歸模型發(fā)現(xiàn)，加強R&D經(jīng)費和人員投入有助于提升中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力；Liu and Buck[6]通過實證研究內(nèi)生創(chuàng)新能力對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)生創(chuàng)新能力即R&D投入是影響其創(chuàng)新水平的關(guān)鍵因素；Sandu and Ciocanel[7]以歐洲國家為研究對象，證實政府加大R&D總支出可以顯著促進國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品的出口。

盡管既有研究對于內(nèi)生創(chuàng)新努力與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系已經(jīng)取得了較為豐富的研究成果，但是仍然存在兩點不足之處：第一，有學者證實技術(shù)創(chuàng)新在空間范圍內(nèi)存在分布集中的現(xiàn)象[8]，作為技術(shù)創(chuàng)新最富有活力的產(chǎn)業(yè)部門，相鄰地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同樣具有空間相關(guān)性，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素研究中需要考慮其空間相關(guān)性及其空間溢出效應(yīng)。但是大多數(shù)文獻忽略了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的空間相關(guān)性，這可能會導致低效或有偏差的估計。第二，政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進行創(chuàng)新資源傾斜投入，無論是經(jīng)費投入還是人員投入都需要經(jīng)過科技成果轉(zhuǎn)化才能真正實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化[3]，在此過程中，區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力至關(guān)重要。在不同地區(qū)，R&D投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響可能因區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力不同而產(chǎn)生差異[5]，但是，鮮有學者在研究內(nèi)生創(chuàng)新努力與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系時考慮到區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，為全面科學地分析內(nèi)生創(chuàng)新努力對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響情況，本文首先基于空間杜賓模型來分析內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響效應(yīng)及其機制；其次，考慮到地方高校對企業(yè)創(chuàng)新和區(qū)域創(chuàng)新的重要作用，以及產(chǎn)學合作對推動地區(qū)科技成果轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵力量，本文認為產(chǎn)學知識流動效率可以在一定程度上作為區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力的代理變量，因此，研究內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制應(yīng)納入產(chǎn)學知識流動效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)；最后，本文還通過替換主要變量與采用動態(tài)空間杜賓模型相結(jié)合的方式進行穩(wěn)健性檢驗，并且將全國范圍劃分為東部、中部以及西部三大地區(qū)，在此基礎(chǔ)上展開空間異質(zhì)性研究。

二、 文獻回顧與研究假說

(一) 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的空間溢出效應(yīng)

根據(jù)新經(jīng)濟地理學相關(guān)理論與技術(shù)競爭理論，技術(shù)創(chuàng)新存在空間集聚特征[9]。國內(nèi)外學者關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新空間集聚特征的研究主要聚焦在區(qū)域?qū)用?，如Buzardetal.[8]對比美國各行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的空間分布情況發(fā)現(xiàn)，相比其他行業(yè)，美國醫(yī)藥行業(yè)創(chuàng)新更為集中；Carrincazeauxetal.[10]基于法國研發(fā)人員集中度的評估結(jié)果研究技術(shù)創(chuàng)新的空間分布特征，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)法國研發(fā)人員集聚在經(jīng)濟最為發(fā)達的6個地區(qū)；何鍵芳等[11]以廣東省技術(shù)創(chuàng)新為研究對象，得出其創(chuàng)新活動在地區(qū)間差異較為顯著的結(jié)論。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域較為活躍的產(chǎn)業(yè)部門之一，有研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新同樣具有空間集聚特征，如邱士雷等[1]的研究發(fā)現(xiàn)，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在顯著的空間分布差異，在相鄰地區(qū)具有空間溢出效應(yīng)。通過對相關(guān)文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，本文認為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的空間溢出效應(yīng)主要通過3種傳導機制發(fā)生[1,3,8]：第一，創(chuàng)新互補效應(yīng)。高技術(shù)企業(yè)聚集會帶來更多的技術(shù)互補性，利用企業(yè)之間的互補型創(chuàng)新模式能夠幫助高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提升其創(chuàng)新能力。第二，創(chuàng)新示范效應(yīng)。高技術(shù)企業(yè)在實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的過程中會傳遞出積極的創(chuàng)新信號，這種信號傳遞可以吸引相關(guān)企業(yè)的創(chuàng)新效仿，繼而提升行業(yè)整體的創(chuàng)新績效。第三，創(chuàng)新關(guān)聯(lián)效應(yīng)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展的過程中，也會對其上下游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生相應(yīng)的創(chuàng)新帶動影響，同時有利于降低高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的交易成本，進而對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生促進作用。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H1：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在“高-高”集聚或“低-低”集聚的空間特征。

(二) 內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的促進效應(yīng)

內(nèi)生增長理論認為，技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的內(nèi)在驅(qū)動力，而新技術(shù)與新知識則來源于R&D活動的投入與利用[12]。內(nèi)生創(chuàng)新努力主要依靠自身創(chuàng)新資源投入，通過R&D經(jīng)費和人員投入促進技術(shù)創(chuàng)新能力提升，這已經(jīng)被許多學者證實[6,13]。伴隨高技術(shù)產(chǎn)業(yè)逐漸成為引領(lǐng)我國經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎，越來越多的國內(nèi)外學者聚焦于內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機理研究?，F(xiàn)階段來看，既有研究主要從三個角度出發(fā)：第一，政府R&D投入可以彌補高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成本高的劣勢，進而激發(fā)產(chǎn)業(yè)自身的創(chuàng)新意識[7,14]；第二，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為順利獲得R&D資助，往往會倒逼提升企業(yè)管理水平和創(chuàng)新水平以滿足政策標準[5,15]；第三，R&D投入越多，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員的個人收入待遇越有可能得以增加，不僅有利于吸收創(chuàng)新人才，也會提高研發(fā)人員的創(chuàng)新積極性[16]。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H2：內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的促進效應(yīng)，即內(nèi)生創(chuàng)新努力程度越高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效越高。

(三) 產(chǎn)學知識流動效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)

毋庸置疑，大學在區(qū)域創(chuàng)新體系中擁有科研人員在內(nèi)的豐富創(chuàng)新資源[17]。已有研究在宏觀、中觀以及微觀等多層面展開探索分析，并且發(fā)現(xiàn)大學科技研發(fā)在不同層面都能夠?qū)ζ鋭?chuàng)新績效產(chǎn)生積極作用[18-19]。并且，其作用路徑主要依托于產(chǎn)學聯(lián)盟，較為典型的是大學科學園的建設(shè)[20]。聯(lián)盟雙方在知識流動中達到大學和企業(yè)間的知識互補[21]。因此，有學者的研究結(jié)論是，推動產(chǎn)學協(xié)同創(chuàng)新體系建設(shè)和完善進程有利于促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效持續(xù)提升[1,3]。此外，產(chǎn)學知識流動也能夠進一步激發(fā)大學和企業(yè)研發(fā)人員的創(chuàng)新靈感，從而更有效率地實現(xiàn)企業(yè)技術(shù)應(yīng)用與轉(zhuǎn)化[22]。也就是說，產(chǎn)學知識流動在一定程度上可以作為區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力的代理變量，產(chǎn)學知識流動效率越高，區(qū)域的技術(shù)轉(zhuǎn)化能力也隨之越高，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)通過吸收政府R&D投入從而提升自身創(chuàng)新績效存在促進作用，有利于其真正實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化[10,23]。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H3：產(chǎn)學知識流動效率對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的促進效應(yīng)，即產(chǎn)學知識流動效率越高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效越高。

H4：產(chǎn)學知識流動效率在內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制中存在正向調(diào)節(jié)作用，即在產(chǎn)學知識流動效率越高的地區(qū)，內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用越強。

三、 實證研究設(shè)計

(一) 空間計量模型設(shè)定

在設(shè)定空間計量模型時，本文考慮到空間溢出效應(yīng)主要由兩種邏輯機制產(chǎn)生[24-25]：其一是不同空間單元被解釋變量之間的內(nèi)生影響，即空間自相關(guān)性；其二是某一空間單元的解釋變量與另一空間單元被解釋變量之間的外生影響，即空間自回歸性。而空間杜賓模型能夠同時納入這兩種機制，因此最終選擇空間杜賓模型作為本文的回歸模型。為全面反映內(nèi)生創(chuàng)新努力程度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的空間影響機制，本文基于三種空間權(quán)重矩陣運用空間杜賓模型展開計量研究。三種空間權(quán)重矩陣具體是空間鄰接矩陣、地理距離矩陣以及創(chuàng)新距離矩陣。空間鄰接矩陣的設(shè)定原則是：若兩地區(qū)在空間區(qū)位上相鄰則矩陣元素為1，否則為0。地理距離矩陣的設(shè)定原則是：取兩地區(qū)距離的倒數(shù)為矩陣元素。創(chuàng)新距離矩陣的設(shè)定原則是：取樣本期內(nèi)兩地區(qū)創(chuàng)新能力平均值的差值絕對值的倒數(shù)為矩陣元素，并使用地區(qū)專利申請量衡量創(chuàng)新能力?？臻g計量模型設(shè)定如下：

innoit=α+ρWij(innojt)+β1rdit+β2rdit×flowit+β3flowit+β4xnit+?1Wij(rdit)+?2Wij(rdit×flowit)+?3Wij(flowit)+?4Wij(xnit)+εit

(1)

(1)式中，innoit是i地區(qū)在t時期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效，rd代表R&D投入經(jīng)費或人員，flow是地區(qū)產(chǎn)學知識流動效率，xn則代表其他所有控制變量。α表示常數(shù)項，β1～4，n表示本文模型中的所有回歸系數(shù)，ρ表示空間自相關(guān)系數(shù)，Wij是本文所使用的三種空間權(quán)重矩陣，系數(shù)ζ1～4，n則代表空間自回歸系數(shù)即相關(guān)空間滯后項的溢出效應(yīng)，ε表示隨機擾動項。本文已經(jīng)對交互項的相關(guān)變量采取了標準化處理。

(二) 變量選取及數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量

以往研究大多傾向于使用專利申請量或?qū)＠跈?quán)量來衡量創(chuàng)新績效，并且專利申請量的應(yīng)用更為廣泛[1,23,26]。原因可能是地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請的數(shù)據(jù)集較為完整，并且準確性較高。此外，專利在經(jīng)歷授權(quán)的過程中存在時滯性，因此專利申請量反而更能反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當年的創(chuàng)新績效。基于以上考慮，最終選擇使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請量的數(shù)據(jù)。

2. 核心解釋變量

本文的核心解釋變量是內(nèi)生創(chuàng)新努力，分為R&D投入經(jīng)費和R&D投入人員兩個維度。其中，使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出衡量R&D投入經(jīng)費[27]；使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D投入人員全時當量衡量R&D投入人員[28]。

本文使用的另一個核心解釋變量是產(chǎn)學知識流動效率，該變量同時也是內(nèi)生創(chuàng)新努力的調(diào)節(jié)變量，主要通過兩階段DEA模型測度得到。其中，DEA模型的投入指標為高校研究與發(fā)展人員當時全量和企事業(yè)單位委托合作資金總額，產(chǎn)出指標是技術(shù)轉(zhuǎn)讓簽訂合同數(shù)和技術(shù)轉(zhuǎn)讓經(jīng)費總額。相關(guān)指標體系見表1。

表1 產(chǎn)學知識流動效率測度指標體系

3. 控制變量

已有研究發(fā)現(xiàn)，影響技術(shù)創(chuàng)新的因素有很多[29-31]，其中政府投資、人力資本水平、人均生產(chǎn)總值以及國際性技術(shù)溢出等變量最為常見，因此本文選擇上述變量作為回歸模型的控制變量。其中，使用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資衡量政府投資，使用每萬人口高等學校在校學生數(shù)衡量人力資本水平，使用地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)人口數(shù)的比值衡量人均生產(chǎn)總值，使用外商直接投資和對外直接投資這兩個二級指標衡量國際性技術(shù)溢出。

本文數(shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《高等學校科技統(tǒng)計資料匯編》以及《中國對外直接投資公報》，研究樣本涉及我國除港澳臺和西藏自治區(qū)以外的30個省(市、自治區(qū))(以下簡稱省域)，樣本時間窗為2011—2018年。在進行回歸分析之前，本文首先使用2011年價格指數(shù)將具有經(jīng)濟含義的變量調(diào)整為不變價值。并且，本文還應(yīng)用線性插補法對缺失的數(shù)據(jù)進行補充。

為消除異方差的可能影響，本文對相關(guān)變量作了對數(shù)化處理。變量的定義、說明和描述性分析結(jié)果見表2。

表2 變量定義、說明及描述性分析結(jié)果

表3 內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的空間計量回歸結(jié)果

四、 實證結(jié)果分析

(一) 空間計量結(jié)果分析

本文在三種空間權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)上，使用空間杜賓模型研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制，其中，模型1是基于空間鄰接矩陣的空間杜賓模型回歸結(jié)果，模型2是基于地理距離矩陣的回歸結(jié)果，模型3為基于創(chuàng)新距離矩陣的回歸結(jié)果。Hausman檢驗的結(jié)果顯示，三種矩陣下的空間杜賓模型都應(yīng)該選擇固定效應(yīng)。所有模型的回歸結(jié)果見表3。

1. 空間溢出效應(yīng)

觀察表3的結(jié)果，模型1至模型3的空間自相關(guān)系數(shù)均顯著為正，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效在鄰近區(qū)域間具有正向的空間溢出效應(yīng)，且在地理鄰接矩陣、地理距離矩陣和創(chuàng)新距離矩陣下都具有較強的正相關(guān)性，假說H1得到驗證。進一步觀察空間回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)空間回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗，由此，我們可以認為研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制應(yīng)考慮納入空間效應(yīng)分析。鑒于三種矩陣下的空間杜賓模型的回歸結(jié)果大體一致，且比較各自的空間自回歸系數(shù)、擬合優(yōu)度和對數(shù)似然值后發(fā)現(xiàn)，基于地理距離矩陣的空間杜賓模型對空間效應(yīng)和回歸結(jié)果的解釋力度最好，因此本文選擇模型2的空間計量回歸結(jié)果進行解釋分析。

2. 核心解釋變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響

R&D投入經(jīng)費的系數(shù)在1%的顯著性水平下與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效呈正相關(guān)關(guān)系，表明內(nèi)生創(chuàng)新努力程度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著的促進效應(yīng)，即內(nèi)生創(chuàng)新努力程度越高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效越高，故而假說H2也得以驗證。繼續(xù)觀察產(chǎn)學知識流動效率的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，不僅其自身對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效在1%的統(tǒng)計水平上呈顯著正相關(guān)影響，且R&D投入經(jīng)費與產(chǎn)學知識流動效率的交互項在5%的統(tǒng)計水平上同樣顯著為正。這一方面表明產(chǎn)學知識流動效率對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的促進效應(yīng)，即產(chǎn)學知識流動效率越高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效越高；另一方面也說明產(chǎn)學知識流動效率在內(nèi)生創(chuàng)新努力與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效之間發(fā)揮正向的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即在產(chǎn)學知識流動效率越高的地區(qū)，內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用越強，假說H3和H4得到證實。

3. 控制變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響

政府投資的系數(shù)為正且通過5%的顯著性檢驗，但是其平方項的系數(shù)在10%的顯著性水平下為負，

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表明政府投資在一定范圍內(nèi)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在正向影響，但是一旦超過某個門檻反而會產(chǎn)生負向影響。這可能是因為政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的社會固定資產(chǎn)投資雖然有利于其提升技術(shù)創(chuàng)新水平，但是過多的政府投資可能反而會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展造成過度干預(yù)的效果，不利于其企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的規(guī)劃。人力資本水平和人均生產(chǎn)總值均在5%的顯著性水平上對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在促進效應(yīng)，表明人才紅利和經(jīng)濟發(fā)展是推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的重要力量，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了高質(zhì)量的勞動力和資本。在國際性技術(shù)溢出的兩個二級指標里，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在促進影響且通過了1%的顯著性檢驗，但是對外直接投資的影響表現(xiàn)為負向不過沒有通過顯著性檢驗，可能的原因是FDI的技術(shù)溢出有助于補足我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)資金，進一步提升創(chuàng)新績效；但是，ODI的逆向技術(shù)溢出可能受限于我國多邊發(fā)展戰(zhàn)略實施較短，現(xiàn)階段對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新還沒有發(fā)揮積極的影響[32]。

五、 穩(wěn)健性檢驗及異質(zhì)性研究

(一) 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果分析

本文主要采用三種方式檢驗主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性：第一，在模型4中，采用當年專利授權(quán)量的對數(shù)(lnInno)作為被解釋變量來替換專利申請量；第二，在模型5中，采用R&D投入人員的對數(shù)(lnrdp)作為核心解釋變量來替換R&D投入經(jīng)費；第三，在模型6中，采用省人均專利申請量(pinno)作為被解釋變量、省人均R&D投入經(jīng)費(prdm)作為核心解釋變量來剔除其規(guī)模效應(yīng)。與此同時，為解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文將基于地理距離權(quán)重矩陣通過加入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的滯后一期項構(gòu)成動態(tài)空間杜賓模型進行實證結(jié)果的再檢驗。具體結(jié)果見表4。

根據(jù)表4的結(jié)果，首先，模型4至6的空間自相關(guān)系數(shù)均通過顯著性檢驗，驗證了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在正向空間溢出效應(yīng)的假說。其次，觀察模型4至6中核心解釋變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，不同類型的R&D投入、產(chǎn)學知識流動效率以及二者交互項的回歸系數(shù)均顯著為正，表明內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有較為明顯的正向促進效應(yīng)，并且在產(chǎn)學知識流動效率越高的地區(qū)，該促進效應(yīng)越強；此外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的滯后一期也表現(xiàn)為顯著正相關(guān)影響，說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新存在“時間慣性”，即創(chuàng)新活動在積累過程中會逐漸形成創(chuàng)新成果接力。最后，各控制變量的回歸結(jié)果均與主回歸結(jié)果基本一致，具體而言，政府投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有“倒U型”影響；人力資本水平與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系表現(xiàn)為顯著正相關(guān)；國際性技術(shù)溢出中，外商直接投資的影響是顯著正向，但是對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)則不明顯。顯而易見，結(jié)合模型4至模型6的結(jié)果，主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到檢驗。

表5 基于三大地區(qū)的空間異質(zhì)性回歸結(jié)果

(二) 異質(zhì)性研究結(jié)果分析

上文基于全國范圍展開了空間計量分析，但是由于全局和局部在空間地理單元上的差異，還應(yīng)考慮空間異質(zhì)性?；诖?，本文將全國劃分為東部、中部和西部三大地區(qū)，并在此基礎(chǔ)上分析內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的異質(zhì)性影響?？紤]到主回歸結(jié)果是基于地理距離矩陣的空間杜賓模型進行結(jié)果分析，因此本文在三大地區(qū)層面的異質(zhì)性研究中也選擇沿用地理距離矩陣。其中，模型7為基于東部地區(qū)的空間計量回歸結(jié)果、模型8為基于中部地區(qū)的空間計量回歸結(jié)果、模型9為基于西部地區(qū)的空間計量回歸結(jié)果。相關(guān)結(jié)果見表5。

由表5可知，在三大地區(qū)層面的空間異質(zhì)性結(jié)果與主回歸結(jié)果大體一致，表明內(nèi)生創(chuàng)新努力和產(chǎn)學知識流動效率對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制無論在全國范圍還是三大地區(qū)都具有較高的適用性。但與此同時，模型7至模型9的空間自回歸系數(shù)及其顯著性均有所降低，這種情況發(fā)生在中部地區(qū)和西部地區(qū)尤其明顯，這也驗證了本文基于三大地區(qū)進行空間異質(zhì)性研究的必要性。進一步比較三個模型的核心解釋變量回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)模型7和模型8中的結(jié)果與主回歸結(jié)果具有一致性，但是模型9中產(chǎn)學知識流動效率自身不顯著而其對R&D投入經(jīng)費的調(diào)節(jié)效應(yīng)則顯著為正，這可能是因為東部和中部地區(qū)相對西部地區(qū)而言，高校創(chuàng)新能力較強，且企業(yè)規(guī)模處于較高水平，通過產(chǎn)學合作發(fā)揮的技術(shù)轉(zhuǎn)化能力也較強，而西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平較低和空間位置較為偏僻等原因?qū)е庐a(chǎn)學知識流動效率較差，無法直接提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。但是西部地區(qū)的產(chǎn)學知識流動同樣促進了區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化能力，有利于更好地實現(xiàn)研發(fā)投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的提升作用。

六、 結(jié)論與啟示

本文首先使用空間杜賓模型研究內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的空間影響機制；其次，將產(chǎn)學知識流動效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)納入內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響機制；最后，通過替換主要變量和使用動態(tài)空間杜賓模型的方式進行穩(wěn)健性檢驗，并在東部、中部和西部地區(qū)開展空間異質(zhì)性研究。根據(jù)研究結(jié)果，本文提出以下政策啟示：

第一，內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著正相關(guān)影響，具體而言，增加研發(fā)經(jīng)費和人員投入有利于提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，并且這種正相關(guān)影響在全國層面和三大地區(qū)層面具有一致性。故而，一方面，地方政府應(yīng)加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新資源投入力度，向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)大力傾斜財政投資，通過建立科技產(chǎn)業(yè)園或高技術(shù)產(chǎn)業(yè)孵化器的方式促進形成以創(chuàng)新為主導的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展模型；另一方面，高技術(shù)企業(yè)也應(yīng)不遺余力地加強研發(fā)活動，積極吸收研發(fā)投資和培養(yǎng)研發(fā)人才，為提升企業(yè)創(chuàng)新能力奠定資本和人才基礎(chǔ)。

第二，產(chǎn)學知識流動效率對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效表現(xiàn)出促進效應(yīng)，并且在內(nèi)生創(chuàng)新努力與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效之間具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即在產(chǎn)學知識流動效率越高的地區(qū)，內(nèi)生創(chuàng)新努力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用越強。因此，對政府而言，強化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新統(tǒng)籌管理十分必要，并基于此協(xié)調(diào)大學與產(chǎn)業(yè)園區(qū)的合作規(guī)劃，形成高效的區(qū)域技術(shù)轉(zhuǎn)化體系；對高技術(shù)企業(yè)而言，理應(yīng)在推進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，加強與大學的合作強度、廣度和深度，進一步完善產(chǎn)學合作機制并以此提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力；對高校而言，應(yīng)該合理使用企業(yè)資金支持，促進知識創(chuàng)新活動和應(yīng)用轉(zhuǎn)化活動的開展，提升校企知識流動效率和科研成果轉(zhuǎn)化效率。需要注意的是，由于西部地區(qū)受限于經(jīng)濟水平和空間特征，產(chǎn)學知識流動效率自身對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響不明顯，因此，西部地區(qū)政府應(yīng)推動建立官產(chǎn)學創(chuàng)新聯(lián)盟，推進實現(xiàn)產(chǎn)學知識流動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提升的目標。

第三，在地區(qū)層面，政府社會固定資產(chǎn)投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效具有“倒U型”影響關(guān)系，人力資本水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平均具有顯著正向影響，國際性技術(shù)溢出中外商直接投資對創(chuàng)新績效存在促進作用但對外直接投資的影響則不顯著。鑒于此，首先，地方政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的社會固定資產(chǎn)投資應(yīng)保持在合理范圍內(nèi)，避免產(chǎn)生過度干預(yù)的負面效果；其次，政府在促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時，還應(yīng)積極提高區(qū)域人力資本，化“人口紅利”為“人才紅利”，著力推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展；最后，國際性技術(shù)溢出是提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平的重要驅(qū)動力，其中，不僅要積極吸收外商直接投資，更要通過實施“走出去”戰(zhàn)略實現(xiàn)對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，現(xiàn)階段來看對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮技術(shù)溢出作用的主要是FDI，因此下一步還應(yīng)調(diào)整ODI的具體方向和領(lǐng)域，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展添加動力。