□李詩琪 劉韻揚

一、引言

改革開放40 多年來，我國經(jīng)濟高速發(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，該模式因效率低下而越來越遭到學術界的質(zhì)疑，特別是經(jīng)濟進入“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)濟的健康發(fā)展。黨的十九大報告明確指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。一個國家的創(chuàng)新能力可以提高要素的生產(chǎn)力和利用率，進而為該國的經(jīng)濟發(fā)展提供源源不斷的活力。因此，要提高一個地區(qū)的經(jīng)濟發(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，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。

研發(fā)作為創(chuàng)新活動中主要的投入要素，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)單位并帶動其創(chuàng)新，這些新的創(chuàng)新知識又會進一步溢出，形成地區(qū)間的知識溢出循環(huán)，進而影響區(qū)域的勞動生產(chǎn)率和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。當前在動態(tài)視角下關于研發(fā)要素流動與區(qū)域創(chuàng)新之間的研究已引起有關學者關注。例如以Almeida 和Kogut（1999）[1]、Los 和Verspagen（2000）[2]為代表的經(jīng)濟學者認為，不同于傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，研發(fā)要素具有知識和技術，其會根據(jù)市場信號在區(qū)域內(nèi)自由流動；Khanna 等（2018）[3]指出，高層次人才移動對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)新過程中空間知識流動的存在；才國偉和錢金寶（2013）[5]從需求和供給兩個角度研究經(jīng)濟要素的空間流動，發(fā)現(xiàn)要素流動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，發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素集聚會促進研發(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，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新要素集聚對不同創(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，實證考察了研發(fā)要素流動對區(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)際流動對創(chuàng)新效率的影響并不顯著?？梢?，在當前有關研發(fā)要素流動的文獻中，大多學者是從創(chuàng)新數(shù)量的角度分析研發(fā)要素流動對創(chuàng)新的影響，而忽略了研發(fā)要素流動與創(chuàng)新質(zhì)量的關系。

現(xiàn)有觀點普遍認為，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村等，而研發(fā)要素在部分區(qū)域的高度集中是個例還是普遍存在，它又會對該地區(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?。ㄊ小^(qū)，除港澳臺和西藏）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)要素流動對地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展的影響，并試圖解釋以下幾個問題：研發(fā)要素在區(qū)際間的流動是否會對創(chuàng)新發(fā)展帶來影響，它對創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的影響是否存在區(qū)域差異？當今中國發(fā)展強調(diào)高質(zhì)量，創(chuàng)新質(zhì)量的提高相對數(shù)量的提高將處于何種地位？相比已有文獻，本文從數(shù)量和質(zhì)量的雙重角度分析了研發(fā)要素流動與創(chuàng)新的關系，研究內(nèi)容更為豐富。

二、研發(fā)要素流動影響中國區(qū)域創(chuàng)新的機理分析

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)實物資本。人力資本是指對研發(fā)人員的投入，是一個經(jīng)濟體提高其自主創(chuàng)新能力促使經(jīng)濟發(fā)展的核心資本，它是原始創(chuàng)新的關鍵，也對吸收外部環(huán)境知識溢出，促進二次創(chuàng)新具有重要作用，對研發(fā)人員的投入能為科研創(chuàng)新提供知識資本積累。研發(fā)實物資本包括但不限于創(chuàng)新活動的場地、設備等。需要指出的是，由于多數(shù)實物資本形成之后很難進行轉(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。研發(fā)要素的流動是資源配置的重要機制，通過研發(fā)要素在地區(qū)間、行業(yè)間的流動，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)域流動包括研發(fā)人員和研發(fā)資本從?。ㄊ小^(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)要素流動同一事物的兩個不同方面。在這一過程中，出現(xiàn)了以下三種效應。

（一）資源配置效應

各地區(qū)原有的創(chuàng)新活動基礎不同，使得研發(fā)要素流動對各地區(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)濟狀態(tài)的失衡又會引起研發(fā)要素在地區(qū)之間的不斷流動，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，最終推進地區(qū)要素結(jié)構(gòu)的合理化進程。

研發(fā)要素流動視角下，研發(fā)要素的資源配置效應是實現(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)域流動會提高閑置要素的使用效率，擴大創(chuàng)新數(shù)量，同時，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，從而促進區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量的提升。

（二）規(guī)模效應

研發(fā)要素的跨區(qū)域流動會導致某一研發(fā)要素在一個地區(qū)集聚，從而提高該地區(qū)對其他要素的吸引力。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)的要素配置必然會增強該地區(qū)對其他要素的吸引。另一方面，研發(fā)要素的集聚能夠使該地區(qū)進行專業(yè)化生產(chǎn)，推動地區(qū)優(yōu)勢的自我強化。因此說，研發(fā)要素在地區(qū)間的流動會導致研發(fā)要素在優(yōu)勢區(qū)域集聚，并產(chǎn)生規(guī)模效應。在封閉經(jīng)濟中，一個地區(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，則必然會阻礙區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。但在開放經(jīng)濟中，研發(fā)要素是可以自由流動的，通過研發(fā)要素的流動，必然會改變本地區(qū)研發(fā)要素的供給結(jié)構(gòu)，同時實現(xiàn)研發(fā)要素的快速增長，形成研發(fā)要素流動的規(guī)模效應。

（三）溢出效應

在微觀層面上，研發(fā)要素的跨區(qū)域流動會產(chǎn)生溢出效應，這種溢出效應多是指知識溢出效應。自馬歇爾之后，隨著新經(jīng)濟地理學的發(fā)展，研發(fā)要素流動所產(chǎn)生的溢出效應越來越被學者所關注。所謂知識溢出效應，是指通過地區(qū)之間無意識的信息交流，引進新技術、新思想等，各地區(qū)之間相互學習、相互借鑒，促進地區(qū)的發(fā)展（王錚等，2003）[9]。簡單地說，知識溢出實質(zhì)上是由研發(fā)資本的流動所產(chǎn)生的間接作用（Lesage 和Fischer，2002）[10]。與其他要素流動不同，研發(fā)要素的流動歸根結(jié)底帶來的是知識的跨區(qū)域流動。而作為一種公共物品，知識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，知識極易產(chǎn)生外部性，研發(fā)要素在區(qū)域之間的流動不僅加速了舊知識的共享，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，必然會加速知識在空間上的傳播，并且在流動過程中必然會產(chǎn)生一定的輻射效應，對流動所經(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，溢出效應表現(xiàn)為通過本地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展帶動周邊地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。研發(fā)要素的集聚可能會帶來地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展不均衡，但是當技術發(fā)達地區(qū)發(fā)展到一定程度之后，就會產(chǎn)生溢出效應，形成知識的溢出，對受益地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平產(chǎn)生帶動作用。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，通過空間知識溢出效應帶動區(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、模型設定與變量說明

（一）模型設定

在計量模型的選取方面，本文的基準計量模型如下：

模型（1）中的β0為常數(shù)項，i 表示?。ㄊ?、區(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 ?。ㄊ?、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小^(qū)）在t 年的研發(fā)人員流動量，F(xiàn)lowk表示i 省（市、區(qū)）在t 年的研發(fā)資本流動量，Xit表示除研發(fā)要素流動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)濟水平、對外開放程度、人力資本水平、地區(qū)投資水平和國有化程度，εit為隨機擾動項。

新經(jīng)濟地理學認為各地區(qū)的研發(fā)活動都會通過研發(fā)要素的流動帶動知識溢出和技術擴散，產(chǎn)生溢出效應，而非互相獨立的，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?。ㄊ小^(qū)）技術創(chuàng)新水平對i 地區(qū)技術創(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)）技術創(chuàng)新水平對i 省（市、區(qū)）的技術創(chuàng)新水平具有正向影響，即相鄰?。ㄊ小^(qū)）之間會產(chǎn)生知識溢出效應；ρ＜0 表示相鄰?。ㄊ?、區(qū)）對i省（市、區(qū)）的技術創(chuàng)新水平具有負向影響，即相鄰?。ㄊ小^(qū)）之間是“差異化”戰(zhàn)略；ρ=0 意味著相鄰省（市、區(qū)）之間技術創(chuàng)新水平不存在空間相關和依賴性。W 是空間權重矩陣，本文采用0-1 地理鄰接矩陣。

當考慮誤差項之間存在的交互效應時，將變量的空間依賴性引入模型（1）的誤差項中，構(gòu)造空間誤差模型（SEM）：

模型（3）中，λ 反映了樣本觀測值對隨機擾動項的空間依賴性，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行了估計，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 個省（市、區(qū)，除港澳臺和西藏）2002-2017 年的面板數(shù)據(jù)為研究對象。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和各?。ㄊ小^(qū)）統(tǒng)計年鑒。

1.被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平的測度

目前學術界尚沒有形成一個統(tǒng)一的標準來測度區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。一些學者認為可以使用專利數(shù)量來衡量一個地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展水平，但是該指標也有局限性，因為有很多研發(fā)活動的成果并不會申請專利。事實上除了使用專利申請數(shù)量來衡量地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出之外，還應該考慮專利授權數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入等指標。而衡量一個地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展水平高低的標準不應該僅僅考慮該地區(qū)研發(fā)活動所帶來的創(chuàng)新成果，還應該考慮該地區(qū)的創(chuàng)新效率。本文選取地區(qū)專利授權量作為衡量區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展規(guī)模指標，用innovation1表示；采用研發(fā)效率作為衡量一個地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展效率指標，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 年這一期間進行。

關于研發(fā)效率測算中的投入變量，本文選取30 個?。ㄊ?、區(qū)，除港澳臺和西藏）的R&D 人員和R&D 資本作為研發(fā)效率的投入變量。一般采用科技活動人員數(shù)、科學家與工程師數(shù)、人員全時當量等來衡量一個地區(qū)R&D 人員投入。本文采用R&D 人員全時當量來衡量研發(fā)人員的投入。至于對研發(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)費支出核算成R&D 資本存量。對于產(chǎn)出變量，本文選取地區(qū)專利授權數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入。

2.解釋變量：研發(fā)要素的流動

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)要素的流動就由這兩股力量相互作用所決定，另外研發(fā)要素流動這一行為會受到空間距離的影響，通過此種方式的知識溢出會表現(xiàn)出強烈的空間衰退。借鑒白俊紅等（2017）[13]的研究，采用引力模型對我國研發(fā)人員的區(qū)際流動量進行測算，建立如下模型：

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

式（5）中，Mi為i ?。ㄊ小^(qū)）的R&D 人員數(shù)量，GDPjt為j ?。ㄊ?、區(qū)）第t 年的人均GDP，R 是兩個省（市、區(qū)）省會城市之間的地理距離。這一設定的意義在于：當i 地區(qū)研發(fā)人員數(shù)量較多時，可能會使得當?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)濟狀況可能會吸引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，此外，兩地之間的距離可能會制約研發(fā)人員的流動。i 地區(qū)在統(tǒng)計年度內(nèi)R&D 人員的總流動量可用下式計算：

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 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)的流動研發(fā)資本總量。

3.控制變量

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

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

人力資本水平（edu），采用人均受教育年限的對數(shù)值來衡量。Lucas（1988）[14]認為科技研發(fā)的能力往往取決于一個國家或地區(qū)平均人力資本水平，使用當?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、實證結(jié)果分析

（一）空間計量回歸模型類型的確定

在使用面板數(shù)據(jù)時，需要判斷是采用固定效應還是隨機效應來進行分析。通過對模型進行Hausman 檢驗，結(jié)果顯示P 值為0.000，拒絕原假設。因此，使用固定效應方法進行分析。

在進行空間計量建模分析之前，首先應檢驗研發(fā)要素流動影響區(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的普通面板模型開始估計，通過傳統(tǒng)拉格朗日乘數(shù)檢驗及其穩(wěn)健性檢驗來確定其是否存在空間效應。由于拉格朗日檢驗結(jié)果會受到具體是空間固定、時間固定還是空間時間雙固定形式的影響，為了更全面地檢驗是否存在空間效應，本文對于原假設為沒有空間滯后項和沒有空間誤差項的所有固定形式的非空間面板數(shù)據(jù)模型進行了LM 檢驗，計量結(jié)果與檢驗結(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 檢驗和穩(wěn)健LM 檢驗結(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、空間固定效應、時間固定效應、空間時間雙固定效應四種模型的穩(wěn)健空間誤差LM 檢驗和穩(wěn)健空間滯后LM 檢驗均通過了5%的顯著性水平檢驗；以創(chuàng)新質(zhì)量為被解釋變量的模型中，無控制效應、時間固定效應的模型通過了穩(wěn)健空間誤差LM 檢驗和穩(wěn)健空間滯后LM 檢驗。因此，應該使用空間面板數(shù)據(jù)模型對區(qū)域創(chuàng)新進行空間計量研究。

表1 傳統(tǒng)非空間面板數(shù)據(jù)模型的LM 檢驗

（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照組，使用matlab2016a 進行回歸估計，估計結(jié)果見表2、表3。

在用空間面板研究研發(fā)要素流動與區(qū)域創(chuàng)新的時候，面臨著SAR、SEM、SDM 三個模型形式的選擇問題，可以采用WALD 和LR 等檢驗方法進行選擇。對于空間面板模型的選擇，需要慎重。我們需要進行Wald檢驗和LR 檢驗，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，若兩個檢驗均通過顯著性檢驗，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）檢驗和LR 空間滯后（LR-Lag）檢驗的結(jié)果均是顯著的，且通過了1%水平的檢驗，表明它拒絕了原假設：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）檢驗和LR 空間誤差（LR-Error）檢驗的結(jié)果也都是顯著的，即拒絕H0：θ=0 的原假設，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)要素流動與區(qū)域創(chuàng)新關系的最佳模型。本文采用空間杜賓模型結(jié)果進行分析。

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)域流動無論是對中國區(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)際間的流動對中國區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的促進有顯著的推動作用。研發(fā)人員流動對區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)為0.428，對區(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)域流動對區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的影響大于對區(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)人員的流入會帶來新的知識技術流入，提升本地區(qū)研發(fā)人員的知識技術水平，作為知識信息主要載體的研發(fā)人員的流動為區(qū)域間或行業(yè)間各種新知識或新技術的流動提供路徑，對知識的空間溢出具有推動作用；第二，研發(fā)人員的流動可能導致研發(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)人員的自主能動性，研發(fā)人員會選擇流向基礎設施建設更完善、工資更高、環(huán)境更好的地區(qū)，這會導致研發(fā)人員在這一些地區(qū)集聚，研發(fā)人員的集聚會夯實該地區(qū)研發(fā)活動的人才儲備，增加技術經(jīng)驗存量，實現(xiàn)研發(fā)要素的規(guī)模經(jīng)濟效應；第三，研發(fā)人員的流動會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)人員的流入可能會給本地區(qū)原有的研發(fā)人員帶來競爭效應，降低邊際報酬。

從表2、表3 可以看出，研發(fā)資本流動與創(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，反映出一個地區(qū)的研發(fā)資本流動無論是對該地區(qū)的研發(fā)數(shù)量還是研發(fā)質(zhì)量都會產(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)，會自發(fā)地流向邊際收益率更高的地區(qū)，這類流動提升了研發(fā)資本的利用效率，實現(xiàn)了研發(fā)資本的規(guī)模經(jīng)濟效益，刺激研發(fā)主體的創(chuàng)新積極性，進而提高了研發(fā)資本的邊際報酬率，促進了技術創(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，實現(xiàn)流入地研發(fā)資本的優(yōu)化配置，進而提升區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。

表2 研發(fā)要素流動與區(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)濟發(fā)展在一定程度上促進了地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量的增加，這可能源自于提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平能帶來生產(chǎn)要素的快速集聚、基礎設施的高效利用等。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，表明人力資本對技術創(chuàng)新水平的提升有著顯著的正向作用，即加強平均教育水平有利于提高勞動者的能力和素質(zhì)，促進專業(yè)化知識生產(chǎn)和加速人力資本積累，進而促進區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。對外開放程度與創(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，表明中國實施的“走出去，引進來”戰(zhàn)略使得地方能夠接觸到國際上先進的生產(chǎn)技術和管理經(jīng)驗，并能夠有效地消化、吸收甚至產(chǎn)生二次創(chuàng)新，從而產(chǎn)生顯著的逆向技術溢出，對區(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)展的絕對水平越高，這可能是因為現(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.空間固定效應分解分析

在內(nèi)生增長理論和新經(jīng)濟地理學中，空間溢出效應被視為是影響區(qū)域創(chuàng)新進而促進經(jīng)濟增長的重要因素。從表2、表3 結(jié)果來看，SDM 模型中研發(fā)人員和研發(fā)資本的水平項和空間交互項系數(shù)對區(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因變量的影響程度，因此有必要將空間固定效應進行分解，計算出直接效應、空間溢出效應和總效應表征。上述三種效應的具體值參見表4 和表5。

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

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

從表4 中可以看出，創(chuàng)新數(shù)量模型中，研發(fā)人員流動的直接效應和空間溢出效應均顯著為正，表明研發(fā)人員的區(qū)際流動不僅具有明顯的直接效應，其流動所產(chǎn)生的空間溢出效應對創(chuàng)新數(shù)量增長也具有顯著的促進作用。由創(chuàng)新數(shù)量模型中研發(fā)人員流動的空間溢出增長效應和總增長效應可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員流動所帶來的空間知識溢出增長效應占總增長效應的60%左右，由此可以證實研發(fā)人員跨區(qū)域流動所帶來的空間溢出效應對我國區(qū)域創(chuàng)新數(shù)量的重要貢獻。這是因為知識是創(chuàng)新的根基，研發(fā)人員流動使得研發(fā)人員和地區(qū)之間在蔓延效應基礎上會形成區(qū)域知識積累產(chǎn)生的外部效應。地理鄰近可能會增強企業(yè)交流思想和獲取新知識的能力，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，進而提升全要素生產(chǎn)率，經(jīng)濟發(fā)展水平也會得到相應的提高（Rauch，1991）[16]。

從表5 可以看出，創(chuàng)新質(zhì)量模型中，研發(fā)人員流動的直接效應只有0.113，且其所帶來的空間知識溢出增長效應為負，這表明與創(chuàng)新數(shù)量不同，研發(fā)人員在區(qū)域間的流動可能會造成研發(fā)活動的空間集聚，導致過度擁擠，研發(fā)人員集聚不經(jīng)濟，不利于周邊地區(qū)創(chuàng)新效率的提升。Sher 和Yang（2005）[17]認為，當有太多的鄰近研發(fā)人員與本地區(qū)交換研發(fā)思想時，集群研發(fā)的可能導致過度擁擠。這可能的原因是高度集中的研發(fā)人員自然會帶來巨大的知識溢出效應，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)費來模仿先進企業(yè)的技術，產(chǎn)生搭便車現(xiàn)象，侵蝕該地區(qū)的創(chuàng)新投資，這會間接且負面地影響研發(fā)要素流動頻繁地區(qū)周邊的創(chuàng)造力。

另一方面，研發(fā)資本的區(qū)際流動對地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量所帶來的直接效應均為正，說明研發(fā)資本的區(qū)際流動能夠顯著促進本地區(qū)創(chuàng)新的提升。研發(fā)資本區(qū)際流動所來的溢出增長效應雖均為負但不顯著，說明研發(fā)資本的區(qū)際流動對周邊地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展影響不大，這可能是因為研發(fā)資本與研發(fā)人員的本質(zhì)性特征不同。

3.考慮區(qū)域差異性的進一步分析

考慮到中國各?。ㄊ小^(qū)）在經(jīng)濟發(fā)展水平、資源環(huán)境稟賦、技術進步條件等方面存在較大的差異，可以進一步按照東中西區(qū)域的劃分來考察研發(fā)要素流動對區(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)域劃分標準會使得樣本數(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 個省（市、區(qū)，除港澳臺和西藏）劃分為東部和西部兩個區(qū)域進行回歸，估計結(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)要素流動對區(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)人員流動與區(qū)域創(chuàng)新有著緊密關系。西部地區(qū)研發(fā)資本流動對區(qū)域創(chuàng)新的影響大于東部地區(qū)研發(fā)資本流動的影響。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)濟更發(fā)達，但其創(chuàng)新活動更加依賴于研發(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)基礎設施相對完善，增加資金的投入可能反而容易造成冗余和浪費，這種情況下反而不能有效提升當?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，重點考察研發(fā)要素流動對區(qū)域創(chuàng)新的影響，采用2002-2017年中國30 個?。ㄊ小^(qū)，除港澳臺和西藏）數(shù)據(jù)，實證研究了研發(fā)要素流動對區(qū)域創(chuàng)新的影響效應。基于研發(fā)要素流動對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平的檢驗，得到如下結(jié)論：

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

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

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

（二）啟示

1.完善知識產(chǎn)權保護制度，優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境。依法懲治侵害知識產(chǎn)權等違法行為，加強對創(chuàng)新成果的保護力度，減少知識外溢的風險，有效保護創(chuàng)新主體所獲得的創(chuàng)新成果，進而激發(fā)地方自主創(chuàng)新的積極性。

2.重視基礎設施建設，改善研發(fā)要素流動環(huán)境。基礎設施建設尤其是交通運輸?shù)然A設施的建設，可以提高地區(qū)的交通便利程度，降低研發(fā)要素流動成本，對研發(fā)要素的跨區(qū)域流動有重要影響。加大西部地區(qū)的交通基礎設施建設，構(gòu)建連接東部沿海和內(nèi)陸的高效便捷運輸?shù)缆肪W(wǎng)絡，能夠承接東部地區(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)化進程，還有利于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。另外，西部地區(qū)應該加強教育、醫(yī)療等公共基礎設施建設，為本地區(qū)吸引研發(fā)要素流入提供條件。

3.加強宏觀調(diào)控，差別化引導研發(fā)要素流動。針對各區(qū)域的資源稟賦、基礎設施、歷史發(fā)展基礎等不同，差別化引導研發(fā)要素流動。在制定區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略之時，政府應當全面考慮區(qū)域間的空間相關因素，充分利用區(qū)域間創(chuàng)新發(fā)展的空間關聯(lián)性、文化相似性和溢出效應，促進核心地區(qū)與落后地區(qū)的研發(fā)合作與交流，引導研發(fā)資源在核心地區(qū)與落后地區(qū)合理流動，創(chuàng)造整體地區(qū)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的局面。