創(chuàng)新要素的流動(dòng)為何如此重要？
——基于全要素生產(chǎn)率的視角

王 鉞，劉秉鐮

(南開大學(xué) 城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究所，天津 300071)

創(chuàng)新要素的流動(dòng)為何如此重要？
——基于全要素生產(chǎn)率的視角

王 鉞，劉秉鐮

(南開大學(xué) 城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究所，天津 300071)

本文旨在揭示創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響。在深入分析創(chuàng)新要素流動(dòng)影響生產(chǎn)率增長(zhǎng)內(nèi)在機(jī)理的基礎(chǔ)上，采用空間計(jì)量分析技術(shù)，對(duì)中國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的創(chuàng)新要素流動(dòng)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率具有明顯的空間相關(guān)效應(yīng)，且受這一效應(yīng)的作用，研發(fā)資本在區(qū)際間的流動(dòng)對(duì)區(qū)域全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響。在考慮不同引力模型下的創(chuàng)新要素流動(dòng)量以后，這一結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。本文結(jié)論為我國(guó)創(chuàng)新要素區(qū)際流動(dòng)政策的科學(xué)制定，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)提供有益參考。

創(chuàng)新要素流動(dòng)；全要素生產(chǎn)率；空間面板計(jì)量

一、引言

創(chuàng)新要素(主要包括R&D人員和R&D資本等)是保障創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略順利實(shí)施，支撐中國(guó)科技競(jìng)爭(zhēng)力提升的重要戰(zhàn)略資源。近年來(lái)，伴隨著戶籍制度的松動(dòng)以及互聯(lián)網(wǎng)金融技術(shù)的迅猛發(fā)展，創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)規(guī)模逐步擴(kuò)大。創(chuàng)新要素的區(qū)際流動(dòng)有利于優(yōu)化創(chuàng)新資源在區(qū)域空間的合理配置，加速區(qū)域創(chuàng)新合作網(wǎng)絡(luò)的形成，進(jìn)而也有利于推動(dòng)社會(huì)技術(shù)的進(jìn)步和生產(chǎn)率的提升。然而，創(chuàng)新要素的流動(dòng)并非只有積極的影響，比如，在長(zhǎng)期內(nèi)，創(chuàng)新要素的大規(guī)模流動(dòng)會(huì)使人們就業(yè)保障感和獲取穩(wěn)定收益的安全感顯著降低[1]，而適度的就業(yè)保障感和獲益穩(wěn)定感對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)有正向的貢獻(xiàn)[2]。那么，創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)究竟會(huì)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)產(chǎn)生怎樣的影響呢？該問(wèn)題的解決有益于我國(guó)創(chuàng)新要素區(qū)際流動(dòng)政策和區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展政策的進(jìn)一步優(yōu)化，并為我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的成功實(shí)施提供有益參考。

從已有文獻(xiàn)來(lái)看，目前學(xué)界尚缺乏針對(duì)創(chuàng)新要素流動(dòng)的直接研究。現(xiàn)有研究均將創(chuàng)新要素本身作為考察對(duì)象，從靜態(tài)的角度，重點(diǎn)考察我國(guó)創(chuàng)新要素的利用效率[3-5]以及創(chuàng)新要素的投入數(shù)量對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響[6-8]等。事實(shí)上，攜帶著更多創(chuàng)新知識(shí)和技術(shù)的創(chuàng)新要素在市場(chǎng)信號(hào)指引下的自由流動(dòng)，會(huì)給我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來(lái)新的契機(jī)與挑戰(zhàn)。因此，本文聚焦于創(chuàng)新要素的區(qū)際流動(dòng)這一新的問(wèn)題，主要考察其是否促進(jìn)了我國(guó)生產(chǎn)率的提升。以期通過(guò)本研究，為創(chuàng)新要素的合理流動(dòng)，從而促進(jìn)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置以及生產(chǎn)率的增長(zhǎng)提供理論依據(jù)和政策參考。

目前關(guān)于創(chuàng)新要素與生產(chǎn)率關(guān)系的研究，大多集中于產(chǎn)業(yè)層面，考察各產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新要素投入對(duì)生產(chǎn)率的影響。張海洋(2005)實(shí)證考察了中國(guó)內(nèi)資工業(yè)部門的R&D投入與生產(chǎn)率的關(guān)系，結(jié)果表明R&D投入對(duì)內(nèi)資部門生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有負(fù)向影響[9]；吳延兵(2006)針對(duì)我國(guó)制造業(yè)的研究表明，我國(guó)制造業(yè)的R&D投入能夠顯著地促進(jìn)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[10]；朱有為和徐康寧(2007)運(yùn)用1996-2004年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了R&D資本積累與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)R&D資本積累對(duì)生產(chǎn)率有顯著的影響[11]；戴魁早(2011)從行業(yè)層面對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果表明，不僅R&D資本投入能夠促進(jìn)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，R&D人員投入也能夠促進(jìn)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[12]?？梢园l(fā)現(xiàn)，上述研究忽視了創(chuàng)新要素在區(qū)際間流動(dòng)所引發(fā)的資源配置效應(yīng)的變化，而且僅以某個(gè)特定的產(chǎn)業(yè)作為研究對(duì)象。然而，正如上文所指出的，創(chuàng)新要素的區(qū)際流動(dòng)對(duì)區(qū)域生產(chǎn)率可能產(chǎn)生一些有利和不利影響。在此情形下，科學(xué)分析創(chuàng)新要素流動(dòng)影響生產(chǎn)率的機(jī)理，評(píng)估其影響效應(yīng)，就成為研究中一項(xiàng)非常重要的課題。

與以往研究相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，從創(chuàng)新要素在區(qū)際間動(dòng)態(tài)流動(dòng)的視角，考察中國(guó)區(qū)域生產(chǎn)率的提升問(wèn)題，藉此為中國(guó)創(chuàng)新要素的合理流動(dòng)及生產(chǎn)率的提升提供政策啟示；第二，在探討區(qū)域間生產(chǎn)率可能存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析創(chuàng)新要素的區(qū)際流動(dòng)對(duì)區(qū)域生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

本文后續(xù)的安排為：第二部分從理論上闡釋創(chuàng)新要素區(qū)際流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)率的影響機(jī)理；第三部分闡述創(chuàng)新要素流動(dòng)量的度量以及區(qū)域生產(chǎn)率的測(cè)算方法；第四部分構(gòu)建空間面板計(jì)量模型并對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行說(shuō)明；第五部分對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析和討論；最后給出結(jié)論及相應(yīng)的政策建議。

二、理論機(jī)理

F?re等(1994)的研究表明，生產(chǎn)率的增長(zhǎng)可以分解為技術(shù)的進(jìn)步和技術(shù)效率的提升[13]。其中，技術(shù)進(jìn)步表示生產(chǎn)前沿面隨時(shí)間的變化向外擴(kuò)張，而技術(shù)效率則表示在既定的要素投入下實(shí)際產(chǎn)出量與最優(yōu)產(chǎn)出量之間的距離，距離越小，表明技術(shù)效率越高。通常新知識(shí)的創(chuàng)造和新發(fā)明的產(chǎn)生可以推動(dòng)社會(huì)技術(shù)的進(jìn)步，而管理機(jī)制的創(chuàng)新和制度的變革則能夠帶動(dòng)技術(shù)效率的提升。作為創(chuàng)新生產(chǎn)重要投入的創(chuàng)新要素具有“知識(shí)性”、“技術(shù)性”和“趨利性”等特征，這些特征的存在使得其在區(qū)際間的流動(dòng)一方面可以加速新知識(shí)的發(fā)明和創(chuàng)造，從而推動(dòng)技術(shù)的進(jìn)步，另一方面能夠促進(jìn)新的生產(chǎn)模式出現(xiàn)，助推創(chuàng)新執(zhí)行單位技術(shù)效率的提升。這樣，創(chuàng)新要素的區(qū)際流動(dòng)便可通過(guò)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率改善兩條路徑，提升區(qū)域的生產(chǎn)率水平。下面就這兩條路徑做具體分析。

創(chuàng)新要素流動(dòng)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用路徑可以分為以下兩個(gè)方面：第一，創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)會(huì)加速各區(qū)域的創(chuàng)新執(zhí)行部門進(jìn)行研發(fā)合作，形成研發(fā)合作網(wǎng)絡(luò)，而異質(zhì)性創(chuàng)新主體間的相互合作、相互互動(dòng)將直接影響區(qū)域生產(chǎn)率的提升[14]。當(dāng)前，我國(guó)技術(shù)的發(fā)展呈現(xiàn)出復(fù)雜化和更新速度快速化的特征，從而使得單個(gè)創(chuàng)新執(zhí)行單位在研發(fā)過(guò)程中有可能不完全具備所需的創(chuàng)新知識(shí)，而跨區(qū)際的研發(fā)合作可以有效地推動(dòng)創(chuàng)新資源的整合與創(chuàng)造，大大提升科學(xué)有效的整合資源、獲取知識(shí)的能力，推動(dòng)技術(shù)的進(jìn)步。此外，在目前我國(guó)各區(qū)域依靠比較優(yōu)勢(shì)，對(duì)創(chuàng)新知識(shí)進(jìn)行精細(xì)化、專門化分工的創(chuàng)新環(huán)境下，如何將分散的創(chuàng)新知識(shí)統(tǒng)一化、系統(tǒng)化，以便更加科學(xué)系統(tǒng)地將創(chuàng)新知識(shí)應(yīng)用到研發(fā)中，已經(jīng)成為影響區(qū)域技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵，而創(chuàng)新要素的流動(dòng)有助于解決上述問(wèn)題[15]。創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)可以將不同的異質(zhì)性創(chuàng)新主體聯(lián)合起來(lái)，形成一個(gè)相互作用、相互合作的創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，加快區(qū)域間的互動(dòng)與合作，從而促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的順利開展，引致技術(shù)進(jìn)步。第二，創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)能夠帶動(dòng)創(chuàng)新知識(shí)在區(qū)域間擴(kuò)散與傳播。Romer(1990)指出，創(chuàng)新知識(shí)的非競(jìng)爭(zhēng)性和部分排他性特征是產(chǎn)生知識(shí)溢出的根本原因[16]?；趧?chuàng)新知識(shí)根植于創(chuàng)新要素的特征，創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)是引發(fā)知識(shí)溢出，特別是隱性知識(shí)溢出的主要渠道，其一方面加速了新知識(shí)的創(chuàng)造，另一方面又促進(jìn)了創(chuàng)新知識(shí)在不同區(qū)域間的傳播與交流，沖破了技術(shù)性創(chuàng)新知識(shí)中不能被編碼化的部分在擴(kuò)散中遇到的瓶頸問(wèn)題，加快了技術(shù)進(jìn)步的步伐[17]，進(jìn)而有利于提高區(qū)域生產(chǎn)率。

創(chuàng)新要素流動(dòng)促進(jìn)技術(shù)效率改善的作用機(jī)制也主要沿以下兩種路徑進(jìn)行：第一，在“趨利性”特征的支配下，創(chuàng)新要素會(huì)按照邊際收益等于邊際成本的原則自發(fā)地流向獲益最高的地區(qū)，這種在市場(chǎng)規(guī)律作用下的自由流動(dòng)，可以使整個(gè)社會(huì)的研發(fā)資源達(dá)到最優(yōu)的配置，進(jìn)而帶動(dòng)全社會(huì)生產(chǎn)率的提高。當(dāng)面臨技術(shù)進(jìn)步的情況時(shí)，上述資源優(yōu)化配置效應(yīng)將表現(xiàn)得尤為明顯。技術(shù)進(jìn)步的存在，一方面，能夠提高各研發(fā)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率；另一方面，技術(shù)進(jìn)步會(huì)影響實(shí)際收入水平，在需求收入彈性的作用下，消費(fèi)者會(huì)改變對(duì)原有的研發(fā)產(chǎn)品的需求量。事實(shí)上，上述兩種因素對(duì)不同類型的研發(fā)部門的影響存在著顯著的差異，將會(huì)導(dǎo)致研發(fā)創(chuàng)新部門中失業(yè)和空缺同時(shí)存在，而創(chuàng)新要素的自由流動(dòng)可以有效化解上述困境，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新知識(shí)、技術(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的最優(yōu)匹配[18]，從而使創(chuàng)新活動(dòng)有序進(jìn)行，技術(shù)效率得到提升。第二，對(duì)于創(chuàng)新要素的流入地區(qū)，由于新流入的創(chuàng)新要素往往包含有較高的創(chuàng)新水平和管理技術(shù)，能夠助推原有R&D資本形成新的、效率更高的資本，從而有利于提高創(chuàng)新要素的邊際生產(chǎn)率，同時(shí)新流入的R&D資本與R&D人員相結(jié)合，可以通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)提升R&D人員的邊際生產(chǎn)率；對(duì)于創(chuàng)新要素的流出地區(qū)，創(chuàng)新要素流出后，剩余創(chuàng)新要素的邊際生產(chǎn)率得到提高，同時(shí)其它要素會(huì)向邊際生產(chǎn)率提高的部門轉(zhuǎn)移，進(jìn)而有利于新R&D資本的創(chuàng)造和R&D人員潛力的發(fā)揮?？梢姡瑒?chuàng)新要素的流動(dòng)使得流入地和流出地創(chuàng)新要素的邊際生產(chǎn)率均得到提高，從而提升區(qū)域技術(shù)效率。

三、創(chuàng)新要素流動(dòng)量的度量及生產(chǎn)率的測(cè)算

本文選取創(chuàng)新要素中處于主體地位的R&D人員和R&D資本的流動(dòng)數(shù)量來(lái)表征目前我國(guó)創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)情況。

(一)引力模型

為了得到穩(wěn)定、連續(xù)的創(chuàng)新要素流動(dòng)數(shù)據(jù)，本文借鑒白俊紅和蔣伏心(2015)的做法，采用引力模型對(duì)我國(guó)創(chuàng)新要素在區(qū)際間的流動(dòng)數(shù)量進(jìn)行度量[19]。引力模型是物理學(xué)中的引力法則在社會(huì)科學(xué)中的成功運(yùn)用，主要用于研究經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的空間相互作用問(wèn)題，其核心觀點(diǎn)為兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體間的單項(xiàng)要素流動(dòng)量與它們各自的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平成正比，與經(jīng)濟(jì)體間的距離成反比。早在19世紀(jì)，英國(guó)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)家雷文茨坦就率先將引力模型用于人口流動(dòng)的分析之中， 之后Anderson(1979)、Bergstrand(1985)、Anderson和Wincoop(2003)等經(jīng)濟(jì)學(xué)者分別從柯布道格拉斯支出系統(tǒng)法、一般均衡分析方法，多邊阻力法等不同的視角，探究了引力模型的微觀理論基礎(chǔ)，使其具備了相應(yīng)的微觀理論支撐[20-22]。目前，引力模型已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于跨國(guó)貿(mào)易量度量、人口遷移以及國(guó)際投資等領(lǐng)域，逐漸成為研究要素流動(dòng)的一個(gè)主流模型。

要素流動(dòng)量引力模型的一般表達(dá)式為：

(1)

式(1)中，Mij為區(qū)域i流動(dòng)到區(qū)域j的要素?cái)?shù)量；K為區(qū)域i和區(qū)域j之間的引力系數(shù)，一般取1；Ni和Nj分別是i地和j地的某種經(jīng)濟(jì)變量的測(cè)度；α為引力參數(shù)，一般均取1；Rij為區(qū)域i和區(qū)域j之間的距離；b為距離衰減指數(shù)，一般取2。

參照上述引力模型的一般形式，本文在充分考慮R&D人員流動(dòng)和R&D資本流動(dòng)不同特征的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建了測(cè)算R&D人員流動(dòng)量和R&D資本流動(dòng)量的引力模型。

1.度量R&D人員流動(dòng)量(FP)的引力模型

在實(shí)踐中，由于度量主體的具體特性存在差異，為了得到最優(yōu)的度量結(jié)果，經(jīng)濟(jì)學(xué)家根據(jù)度量主體的不同特征，對(duì)引力模型的一般形式做了恰當(dāng)?shù)淖兓?。變化后的引力模型主要有：雙對(duì)數(shù)引力模型、包含吸引力變量的產(chǎn)出約束引力模型等。一般認(rèn)為“推拉理論”能夠較好地解釋人員的流動(dòng)，其核心觀點(diǎn)認(rèn)為，人口遷移發(fā)生的原因在于，流入地的那些使得人員效用提高的拉力因素，以及流出地的那些對(duì)人員造成不利影響的推力因素作用的結(jié)果[23]?；诖?，本文在度量R&D人員的流動(dòng)量時(shí)，選用包含吸引力變量的引力模型，其中用各省區(qū)就業(yè)人員的平均工資水平來(lái)表征本省對(duì)其它省份R&D人員的吸引力，相應(yīng)的引力模型如式(2)所示：

(2)

上式中，F(xiàn)Pij為從i省流動(dòng)到j(luò)省的R&D人員流動(dòng)量，pei為i省的R&D人員全時(shí)當(dāng)量，wagej是j省的平均工資，表征j省對(duì)i省R&D人員的吸引力，Rij是兩地區(qū)省會(huì)城市之間的距離，該距離根據(jù)國(guó)家地理信息系統(tǒng)網(wǎng)站上1∶400萬(wàn)的電子地圖用Geoda095i軟件測(cè)量得到。

i省的R&D人員流入到其它所有省份的總流動(dòng)量FPi，可以由式(3)求得：

(3)

上式中FPi為i省流動(dòng)到其他省份的R&D人員總量，n為區(qū)域的個(gè)數(shù)，本文中n=30。

2.度量R&D資本流動(dòng)量(FC)的引力模型

R&D資本具有“逐利性”的特征，其在區(qū)際間的流動(dòng)主要受地區(qū)間利潤(rùn)率水平的影響，因此我們選取各地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)的利潤(rùn)率作為吸引力變量來(lái)度量R&D資本的流動(dòng)數(shù)量。目前，隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的不斷完善和發(fā)展，R&D資本流動(dòng)受距離的影響越來(lái)越小，但是這并不意味我們?cè)谑褂靡δＰ投攘縍&D資本的流動(dòng)量時(shí)不用考慮地區(qū)間距離因素的影響。根據(jù)引力模型理論，區(qū)域間的空間吸引力水平與其所處的地理空間位置有著密切的聯(lián)系，任何地區(qū)與其它周圍的地區(qū)之間均存在著經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，并且距離較近的地區(qū)比距離較遠(yuǎn)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更為緊密，這也符合地理學(xué)第一定律[24]，由此可知地理距離相近的地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)相關(guān)性越強(qiáng)，其R&D資本的往來(lái)也會(huì)較為頻繁。基于此，我們借鑒白俊紅和蔣伏心(2015)的研究，使用地區(qū)間的距離表征區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)程度，并使用各地區(qū)的利潤(rùn)率來(lái)表征R&D資本流動(dòng)的吸引力變量，選用包含吸引力變量的引力模型對(duì)R&D資本的流動(dòng)量進(jìn)行核算[19]：

(4)

式(4)中，F(xiàn)Cij為i省流動(dòng)到j(luò)省的R&D資本量，cpi為i省的R&D資本存量，ratej是j省的規(guī)模以上企業(yè)的利潤(rùn)率水平，表征j省對(duì)i省R&D資本的吸引力，其余變量的解釋與式(2)相同。

同樣，從i省份流出的R&D資本總量可以用下式求得：

(5)

關(guān)于R&D資本流動(dòng)量的度量，本文選用的是《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中各省份的R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出數(shù)據(jù)。由于R&D經(jīng)費(fèi)支出反映的是本年度內(nèi)創(chuàng)新活動(dòng)的投入量，是一項(xiàng)流量指標(biāo)，但是其對(duì)R&D過(guò)程本身或者是R&D活動(dòng)成果的影響均不僅僅局限于當(dāng)期。一方面，R&D經(jīng)費(fèi)投入不僅會(huì)對(duì)當(dāng)年的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生影響，其會(huì)形成一定的資本積累，在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)發(fā)生作用，并且 R&D資本不僅包括資金部分，也暗含著知識(shí)積累部分，其資本積累越大說(shuō)明形成的知識(shí)積累也越多，越有利于技術(shù)的進(jìn)步；另一方面，從R&D經(jīng)費(fèi)投入到取得經(jīng)濟(jì)成果的過(guò)程需要大量的研究與試驗(yàn)工作，從而使得R&D經(jīng)費(fèi)效用的完全發(fā)揮存在時(shí)滯。基于R&D經(jīng)費(fèi)投入與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的時(shí)間分布關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入量的數(shù)據(jù)處理主要分為以下兩種：

第一種是使用永續(xù)盤存法測(cè)算R&D資本存量，用R&D資本存量來(lái)反映當(dāng)年研發(fā)活動(dòng)的開展情況和知識(shí)的積累[25-26]。具體的測(cè)算方法如式(6)所示：

(6)

式(6)中Kit和Ki(t-1)分別表示區(qū)域i在t時(shí)期和t-1時(shí)期的R&D資本存量；m滯后期數(shù)，km為滯后系數(shù)，即R&D經(jīng)費(fèi)支出在滯后m期時(shí)的貼現(xiàn)系數(shù)。假設(shè)R&D影響的平均滯后期為λ，且t-λ期的R&D經(jīng)費(fèi)支出為t期R&D資本存量的增加量，當(dāng)m=λ時(shí)，km=1，否則，km=0。σ為折舊率，本文采用國(guó)際上通用的做法取σ=15%；Ei(t-m)表示地區(qū)在t-m時(shí)期的R&D經(jīng)費(fèi)實(shí)際支出，其值應(yīng)該按照R&D支出價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。假定R&D活動(dòng)的平均滯后期λ=1年，則當(dāng)m=λ=1時(shí)，式(6)變?yōu)槭?7)：

Kit=(1-σ)×Ki(t-1)+Ei(t-m)

(7)

為了排除物價(jià)的影響，我們需要對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入額進(jìn)行平減。關(guān)于R&D支出價(jià)格指數(shù)的構(gòu)造，本文參照了Loeb和Lin(1977)、岳書敬(2008)等人的研究，從R&D經(jīng)費(fèi)支出的明細(xì)構(gòu)成來(lái)對(duì)R&D支出價(jià)格指數(shù)進(jìn)行構(gòu)造[27-28]。根據(jù)《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)支出的用途劃分，將R&D經(jīng)費(fèi)分為用于日常性支出和資產(chǎn)性支出兩類，計(jì)算出2000-2013年間這兩類支出分別占R&D支出的比例。經(jīng)計(jì)算最終得出R&D支出價(jià)格指數(shù)=0.6*消費(fèi)價(jià)格指數(shù)+0.4*固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。

關(guān)于基期資本存量(K0)的核算，本文參照Hu等(2005)的研究[29]，用式(8)求得：

K0=E0/(η+σ)

(8)

式(8)中，E0為經(jīng)過(guò)平減后的基期R&D經(jīng)費(fèi)投入實(shí)際值，η為考察期內(nèi)R&D經(jīng)費(fèi)支出的增長(zhǎng)率，經(jīng)計(jì)算η的值為26%，σ為折舊率。

第二種是使用滯后期的R&D經(jīng)費(fèi)流量數(shù)據(jù)來(lái)反映R&D經(jīng)費(fèi)投入與經(jīng)濟(jì)成果間的關(guān)系，但是關(guān)于滯后期的選取，目前學(xué)界還沒(méi)有達(dá)成統(tǒng)一的共識(shí)。Bode(2004)、蘇方林(2006)等學(xué)者認(rèn)為R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新生產(chǎn)的影響在滯后1期時(shí)達(dá)到最大[30-31]；朱平芳和徐偉民(2005)以上海市大中型工業(yè)企業(yè)的專利產(chǎn)出量為研究對(duì)象，實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)滯后4期時(shí)，R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對(duì)專利產(chǎn)出的貢獻(xiàn)最大[32]；項(xiàng)歌德等(2011)等以全國(guó)各區(qū)域的專利產(chǎn)出為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)這一滯后期數(shù)最優(yōu)為2[33]。

本文選用R&D資本存量來(lái)度量R&D資本在區(qū)際間的流動(dòng)量。同時(shí)，出于穩(wěn)健性的考慮，本文還采用滯后期的R&D經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)度，并借鑒Bode(2004)等人的研究，將滯后期數(shù)設(shè)置為1年[30]。

(二)生產(chǎn)率的測(cè)算

目前計(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法主要有索洛余值法、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)、隨機(jī)前沿法(SFA)等等。其中DEA方法是一種基于數(shù)學(xué)歸納的測(cè)算方法，其不需要預(yù)先設(shè)定函數(shù)的具體形式，不受投入、產(chǎn)出指標(biāo)量綱的影響，能夠客觀地對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。因此本文選用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測(cè)算各個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率。

(9)

(10)

由于不同生產(chǎn)水平基期存在不同的數(shù)值，F(xiàn)?re等(1994)為了避免數(shù)值的差異，將上述兩個(gè)數(shù)值的幾何平均值作為從t時(shí)期到t+1時(shí)期的Malmquist指數(shù)的真實(shí)近似[13]，可得式(11)：

m0(xt,yt,xt+1,yt+1)=

(11)

(12)

在具體實(shí)踐中，本文選取中國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)為決策單元(西藏由于數(shù)據(jù)不全除外)，將各省的實(shí)際GDP作為產(chǎn)出變量，將各省的年平均就業(yè)人數(shù)以及固定資產(chǎn)投資作為投入變量。其中實(shí)際GDP是以2000年為基期，使用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減后得到的；固定資產(chǎn)投資借鑒張軍等(2004)的方法，采用永續(xù)盤存法核算成存量[34]。

四、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，區(qū)域生產(chǎn)率可能具有空間相關(guān)性的特征[35]。比如，如果某個(gè)地區(qū)具有較高的生產(chǎn)率，那么與之相鄰或者相近的地區(qū)可能會(huì)受到“知識(shí)溢出”效應(yīng)的影響，從而也會(huì)有比較高的生產(chǎn)率；在相鄰或者相近區(qū)域的生產(chǎn)能力和生產(chǎn)效率得到提高的情況下，創(chuàng)新要素將在市場(chǎng)趨優(yōu)機(jī)制的作用下，從本地區(qū)流動(dòng)到生產(chǎn)效率更高的地區(qū)，這不僅不利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而且會(huì)影響到本地區(qū)政府的政績(jī)考核，在此情形下，本地政府在晉升壓力的驅(qū)動(dòng)下，亦會(huì)制定相應(yīng)的政策措施來(lái)提高本地區(qū)的生產(chǎn)率水平。

上面所述的空間相關(guān)性是否在中國(guó)的區(qū)域生產(chǎn)中顯著存在，將關(guān)系到本文計(jì)量模型的正確選擇與建立。如果經(jīng)濟(jì)主體間存在空間相關(guān)性，經(jīng)典經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中的假定條件將不再滿足，其估計(jì)結(jié)果也會(huì)出現(xiàn)偏誤，而空間計(jì)量分析方法則能夠?qū)⑦@種空間相關(guān)性考慮在內(nèi)，以計(jì)量方法識(shí)別和度量空間變動(dòng)規(guī)律，真實(shí)客觀地描述經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。基于此，本文首先選用空間統(tǒng)計(jì)學(xué)中常用的Moran I指數(shù)法對(duì)各省的全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明我國(guó)各省的生產(chǎn)率之間存在著顯著的空間相關(guān)性，就需要采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，建立加入空間權(quán)重的空間計(jì)量模型。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明我國(guó)各省的生產(chǎn)率之間沒(méi)有顯著的空間相關(guān)性，則可建立經(jīng)典計(jì)量模型進(jìn)行分析。

(一)檢驗(yàn)生產(chǎn)率空間相關(guān)性的Moran I指數(shù)

Moran I指數(shù)的計(jì)算方法如式(13)所示：

(13)

Moran I指數(shù)揭示了經(jīng)濟(jì)行為的全局空間相關(guān)性，取值范圍為[-1，1]。該指數(shù)大于0表示經(jīng)濟(jì)行為空間正自相關(guān)，且指數(shù)越接近于1表示正相關(guān)性越強(qiáng)；小于0則表示經(jīng)濟(jì)行為空間負(fù)相關(guān)，且指數(shù)越接近于-1，表示負(fù)的自相關(guān)性越強(qiáng)。Moran I的值近似服從均值為E(I)，標(biāo)準(zhǔn)差為SD(I)的正態(tài)分布?？梢岳肊(I) 和SD(I)的值計(jì)算出近似服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的Moran I的表達(dá)式：

(14)

實(shí)踐中，可利用(14)式的z值判斷判斷空間相關(guān)性的顯著性。

表1報(bào)告了2000-2012年我國(guó)全要素生產(chǎn)率的Moran I指數(shù)。

表1 2000-2012年我國(guó)全要素生產(chǎn)率的全局Moran I指數(shù)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)字為顯著性概率，***、**、*分別代表顯著性水平小于0.01、0.05和0.1。

從表1可以看出，在考察期內(nèi)，我國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的總Moran I指數(shù)在5%的水平下顯著為正，并且大部分年份的Moran I指數(shù)也均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明我國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的分布并不是處于隨機(jī)的狀態(tài)，而是受到與之相鄰省份的影響，在空間分布上具有明顯的正向相關(guān)性。這為本文使用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析奠定了基礎(chǔ)。

(二)空間面板計(jì)量模型的建立與數(shù)據(jù)說(shuō)明

空間計(jì)量模型主要分為兩種基本模型，即在經(jīng)典回歸模型中引入加入空間權(quán)重的內(nèi)生變量的空間滯后(SAR)模型以及引入剩余項(xiàng)，假定空間相互作用是由外生沖擊產(chǎn)生的空間誤差(SEM)模型。

本文用SAR模型包含相鄰省份的全要素生產(chǎn)率對(duì)本省份全要素生產(chǎn)率的空間影響因素。相應(yīng)的模型表達(dá)式為式(15)：

Yit=αit+ρWYit+β1FPit+β2FCit+β3Xcontrol+μit

(15)

在式(15)中，Yit表示區(qū)域i在t時(shí)期的全要素生產(chǎn)率觀測(cè)值，αit為截距項(xiàng)，ρ為空間自回歸系數(shù)，W為空間鄰接權(quán)重矩陣，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其中Xcontrol為本文選取的一系列控制變量，在數(shù)據(jù)說(shuō)明部分進(jìn)行闡述。

用SEM模型來(lái)研究隨機(jī)沖擊所帶來(lái)的空間相關(guān)作用對(duì)各省全要素生產(chǎn)率的影響。這種空間關(guān)聯(lián)性主要體現(xiàn)在誤差中，具體模型的表達(dá)式為式(16)：

Yit=αit+β1FPit+β2FCit+β3Xcontrol+μit

μit=λWμit+εit

(16)

(三)數(shù)據(jù)說(shuō)明

為了更準(zhǔn)確地描述創(chuàng)新要素流動(dòng)對(duì)生產(chǎn)率的影響，本文對(duì)一些相關(guān)變量進(jìn)行了控制。主要包括：反映政府行為的各級(jí)政府財(cái)政支出(Gov)、反映勞動(dòng)力素質(zhì)的人力資本水平(HR)、反映基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的鐵路運(yùn)營(yíng)公里數(shù)(Rail)及反映中國(guó)市場(chǎng)化水平(MRK)的國(guó)有企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重等。

財(cái)政支出(Gov)：宏觀公共財(cái)政理論認(rèn)為，一國(guó)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)與公共財(cái)政支出間呈正向相關(guān)性。原因是，財(cái)政支出規(guī)模越大，勞動(dòng)力和資本的邊際回報(bào)率越高，從而家庭儲(chǔ)蓄和勞動(dòng)者的積極性得到提升，新的發(fā)明創(chuàng)造不斷涌現(xiàn)，生產(chǎn)率得到提升；然而，大量學(xué)者的實(shí)證研究卻發(fā)現(xiàn)公共財(cái)政支出并不總能促進(jìn)生產(chǎn)率的提升[36-37]，受財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響可能并不顯著或呈現(xiàn)倒U形關(guān)系。鑒于此，本文選用各省的財(cái)政支出數(shù)據(jù)，以控制國(guó)政府的財(cái)政支出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

人力資本水平(HR)：人力資本質(zhì)量的提升，一方面可以促進(jìn)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平得到提升，進(jìn)而帶動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[38]；另一方面，還可以提升對(duì)新知識(shí)的效仿、學(xué)習(xí)能力，從而能夠高效率地從創(chuàng)新要素流動(dòng)所伴隨的知識(shí)溢出中獲取收益，使這些新知識(shí)快速轉(zhuǎn)化為自身的創(chuàng)新生產(chǎn)能力，從而促進(jìn)本區(qū)域生產(chǎn)率水平的提升。本文用勞動(dòng)力平均受教育年限來(lái)衡量各省的人力資本水平，具體計(jì)算方法由各學(xué)歷層次所需年限數(shù)乘以各學(xué)歷人才占總?cè)丝诘谋戎丶涌偟玫健?/p>

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(Rail)：交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善一方面可以為創(chuàng)新活動(dòng)的開展提供便利的條件支撐，助推創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈的形成；另一方面可以縮減R&D人員區(qū)際流動(dòng)以及研發(fā)設(shè)備區(qū)際運(yùn)輸?shù)臅r(shí)間成本和物質(zhì)成本，從而可以有效地促進(jìn)創(chuàng)新要素的跨區(qū)域遷移以及創(chuàng)新技術(shù)的區(qū)域擴(kuò)散，促使研發(fā)資源得到有效的配置。本文選取各省份的人均公路里程數(shù)來(lái)表征交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況。

市場(chǎng)化水平(MRK)：市場(chǎng)化水平是影響轉(zhuǎn)型期中國(guó)市場(chǎng)配置資源的程度，反映知識(shí)溢出水平的一項(xiàng)重要指標(biāo)[39]。市場(chǎng)化水平較高的區(qū)域具有知識(shí)分散速度快、知識(shí)員工流動(dòng)性較強(qiáng)、風(fēng)險(xiǎn)投資規(guī)模較大等特點(diǎn)，這些因素均有利于高水平生產(chǎn)活動(dòng)的開展以及生產(chǎn)率的提升。但是另一方面，市場(chǎng)化程度高的區(qū)域可能會(huì)面臨著資源配置扭曲以及過(guò)度依賴外部知識(shí)技術(shù)的風(fēng)險(xiǎn)。本文選取我國(guó)國(guó)有企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值比重來(lái)衡量我國(guó)的市場(chǎng)化程度。

本文的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》?？疾鞓颖緸橹袊?guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)域(西藏由于數(shù)據(jù)不全除外)，研究時(shí)間段為2000-2013年，并且所有的數(shù)據(jù)均以2000年為基期。其中，測(cè)算全要素生產(chǎn)率的所使用的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為14年(2000-2013年)，所測(cè)算出來(lái)的各項(xiàng)指數(shù)的變動(dòng)情況有13年的數(shù)據(jù)，因此在空間面板計(jì)量模型中各變量的時(shí)間跨度為2000-2012年。除投入產(chǎn)出變量有420個(gè)觀測(cè)值外，其余變量均有390個(gè)觀測(cè)值。表2給出了本文選用變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。為了消除異方差的影響，除全要素生產(chǎn)率和比例值市場(chǎng)化程度取原值外，其余變量在模型的估計(jì)中均取對(duì)數(shù)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

(一)實(shí)證結(jié)果

經(jīng)Hausman檢驗(yàn)，我們選用固定效應(yīng)模型。利用MATLAB.R2014b軟件計(jì)算得出的上述模型的具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。其中，根據(jù)固定效應(yīng)模型對(duì)地區(qū)和時(shí)間兩類非觀測(cè)效應(yīng)的不同控制，我們分別對(duì)無(wú)固定效應(yīng)(nonF)、地區(qū)固定時(shí)間不固定(sF)、時(shí)間固定地區(qū)不固定(tF)以及時(shí)間地區(qū)均固定(stF)四種效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)。

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果，在8個(gè)空間面板數(shù)據(jù)模型中，地區(qū)固定時(shí)間不固定(sF)的空間滯后(SAR)模型的估計(jì)系數(shù)顯著的個(gè)數(shù)最多，同時(shí)擬合得到的調(diào)整后R2和對(duì)數(shù)似然值也較高，因此我們選取該模型對(duì)影響全要素生產(chǎn)率的因素進(jìn)行分析。

從sF效應(yīng)的SAR模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，R&D資本流動(dòng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明R&D資本的跨區(qū)域自由流動(dòng)對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的提升有顯著的促進(jìn)作用。R&D人員的流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，這與我們的預(yù)期不同?？赡艿脑蛟谟?，R&D人員在區(qū)際間的流動(dòng)所伴隨的空間知識(shí)溢出、資源優(yōu)化配置和創(chuàng)新合作效應(yīng)雖然能夠促進(jìn)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的提升，但是目前我國(guó)市場(chǎng)化改革雖然已經(jīng)取得了巨大的成就，但尚存在不完善的地方，比如當(dāng)前我國(guó)區(qū)域間就業(yè)信息的交換還比較滯后，使得R&D人員可能并不能及時(shí)掌握和自有技能相關(guān)的招聘信息，從而使其在區(qū)際間的流動(dòng)在一定程度上還具有盲目和滯后性；另外，我國(guó)各省區(qū)的地方保護(hù)主義傾向嚴(yán)重，地方政府官員在“晉升錦標(biāo)賽”的壓力下，可能會(huì)壓低企業(yè)成本，給R&D人員提供特殊待遇，使本區(qū)域R&D人員的流動(dòng)具有更高的隱性成本和心理成本；此外，基礎(chǔ)條件優(yōu)越的地區(qū)在吸引大量R&D人員流入的同時(shí)也會(huì)面臨研發(fā)配套設(shè)施使用擁擠的困境。上述原因的存在，可能使得我國(guó)R&D人員流動(dòng)的負(fù)面效應(yīng)暫時(shí)大于正面效應(yīng)，R&D人員流動(dòng)對(duì)生產(chǎn)率的積極影響并沒(méi)有完全發(fā)揮出來(lái)。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

創(chuàng)新要素的流動(dòng)是本文的關(guān)鍵解釋變量，其科學(xué)設(shè)置尤為重要。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文將衡量地區(qū)吸引力的平均工資替換為人均GDP對(duì) R&D人員的區(qū)際流動(dòng)量進(jìn)行度量，將R&D資本存量替換為滯后1期的R&D經(jīng)費(fèi)流量對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)的區(qū)際流動(dòng)量進(jìn)行度量，重復(fù)上述步驟對(duì)計(jì)量模型重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果見表4。

表3 空間面板計(jì)量回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)字為顯著性概率；***、**、*分別代表顯著性水平小于0.01、0.05和0.1；“/”表示此項(xiàng)為空。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)字為顯著性概率；***、**、*分別代表顯著性水平小于0.01、0.05和0.1；“/”表示此項(xiàng)為空。

從表4可以看出，sF效應(yīng)的SAR模型仍具有最優(yōu)的擬合效果。回歸系數(shù)顯示R&D資本在區(qū)際間的流動(dòng)與全要素生產(chǎn)率之間仍然具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，R&D人員流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。這與表3中的估計(jì)結(jié)果相類似，表明前文中的研究結(jié)果并沒(méi)有因?yàn)橐δＰ椭胁煌笜?biāo)的選取而出現(xiàn)較大的差異，且不論使用R&D資本存量還是滯后期的R&D經(jīng)費(fèi)流量對(duì)R&D資本區(qū)際流動(dòng)量進(jìn)行測(cè)度，對(duì)本文的實(shí)證研究結(jié)果并沒(méi)有較大的影響。綜上所述，本文實(shí)證研究的結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

本文利用2000-2013年中國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，在充分考慮全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間面板計(jì)量分析技術(shù)，實(shí)證考察了創(chuàng)新要素流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各省份間的全要素生產(chǎn)率存在著顯著的空間相關(guān)性，區(qū)域間的生產(chǎn)活動(dòng)是一個(gè)相互聯(lián)系的整體；R&D資本的流動(dòng)顯著地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升，而R&D人員的流動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。

上述結(jié)論對(duì)于科學(xué)合理地引導(dǎo)創(chuàng)新要素的流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)研發(fā)資源的合理配置，推動(dòng)中國(guó)創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)和全要素生產(chǎn)率的持續(xù)提升具有重要的啟示作用。

第一，進(jìn)一步完善我國(guó)資本市場(chǎng)的建設(shè)，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制在資本配置中的作用，實(shí)現(xiàn)R&D資本在區(qū)際間的自由流動(dòng)，從而促進(jìn)我國(guó)區(qū)域生產(chǎn)率的提升。此外，由于R&D資本具有高度的風(fēng)險(xiǎn)性和資產(chǎn)專用性等特征，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)為R&D資本的跨區(qū)域流動(dòng)提供相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)平臺(tái)指導(dǎo)，創(chuàng)新金融與科技的合作模式，為R&D專項(xiàng)資金的流動(dòng)提供多種渠道和相應(yīng)的金融支持。

第二，鑒于區(qū)域生產(chǎn)活動(dòng)的空間相關(guān)性特征，R&D人員的流動(dòng)不僅對(duì)流入地有利，其還可以通過(guò)知識(shí)溢出等途徑，帶動(dòng)整個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此進(jìn)一步消除地方保護(hù)主義行為，減少限制R&D人員流動(dòng)的行政壁壘，加快構(gòu)建完善的跨區(qū)域研發(fā)崗位市場(chǎng)信息體系，對(duì)于促進(jìn)我國(guó)R&D人員在區(qū)際間的合理流動(dòng)具有重要意義。此外，R&D人員流入量較大的地區(qū)要適當(dāng)加大研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施投入，避免由于研發(fā)設(shè)備使用“擁擠”而影響區(qū)域生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

本文的研究也存在一些局限。由于數(shù)據(jù)方面的限制，本文只考察了創(chuàng)新要素在區(qū)際之間的流動(dòng)，而實(shí)際上創(chuàng)新要素在各個(gè)區(qū)域內(nèi)部的流動(dòng)亦可能對(duì)區(qū)域生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。我們也將在后續(xù)研究中對(duì)其給予持續(xù)關(guān)注。

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(本文責(zé)編：王延芳)

Why Is the Flow of R&D Elements So Important：Perspective of Total Factor Productivity

WANG Yue，LIU Bing-lian

(InstituteofUrbanandRegionalEconomics,NankaiUniversity,Tianjin300071,China)

This paper aimed to reveal the influence of the R&D elements’ flow on the total factor productivity in china. It first analyzed the reason why R&D elements’ interregional flow can affect productivity in theory. It then used the method of spatial econometric analysis to make an empirical test on the relationship between R&D elements’ interregional mobility and total factor productivity, by using provincial panel data from Chinese 30 provinces. It is found that the regional total factor productivity has spatial correlation effect obviously, and the R&D capital’s mobility could significantly make a positive effect on regional total factor productivity. After considering the mobility of R&D factors in different form of gravity model, The conclusions of the article provide a useful reference for drafting China’s R&D elements’ interregional flow policy scientifically, which is of great benefit to promoting China’s continuous improvement of productivity.

interregional flow of R&D elements; total factor productivity; spatial econometric

2017-01-05

2017-06-06

國(guó)家自然科學(xué)基金(項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào)：71573138)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究專項(xiàng)任務(wù)項(xiàng)目(項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào)：16JDGC009)。

王 鉞(1991-)，女，河南南陽(yáng)人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究所博士生，研究方向：區(qū)域創(chuàng)新管理。通訊作者：劉秉鐮。

F283

A

1002-9753(2017)08-0091-11