技術(shù)擴散能否成為區(qū)域創(chuàng)新效率提升的新動能
——研發(fā)要素流動視角

鄭萬騰，趙紅巖，陳羽潔，謝 敏

(1.東華大學 旭日工商管理學院,上海 200051；2.浙江醫(yī)藥高等?？茖W校 商學院，浙江 寧波 315100)

1 問題提出

堅持創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展，推動新舊動能轉(zhuǎn)換是我國在后新冠疫情時期應(yīng)對世界經(jīng)濟形勢變化的重要抓手，而效率提升是當前創(chuàng)新發(fā)展的主要著力點。當前，隨著我國區(qū)域市場逐步整合、創(chuàng)新合作項目不斷落地，區(qū)際創(chuàng)新要素在“擇優(yōu)性”、“趨利性”等特征的影響下出現(xiàn)流動擴散現(xiàn)象。據(jù)統(tǒng)計，2018年國內(nèi)技術(shù)市場成交額達到17 697億元，同比增長31.83%，國外技術(shù)引進達331.34億美元，相比2002年將近翻一番，無論是國內(nèi)技術(shù)擴散交易，還是國外技術(shù)引進溢出，都呈現(xiàn)出良好發(fā)展勢頭。另外，世界知識產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的《全球創(chuàng)新指數(shù)報告》顯示，2018年我國創(chuàng)新指數(shù)位居全球第17位，連續(xù)4年攀升，同時，創(chuàng)新效率比達到0.92，位居全球第3位。據(jù)此可知，我國技術(shù)擴散與整體創(chuàng)新效率同步提升、互動頻繁。那么，這種典型事實能否佐證技術(shù)擴散驅(qū)動創(chuàng)新效率提升？事實上，一方面，我國幅員遼闊，區(qū)際創(chuàng)新特點顯著，技術(shù)擴散效應(yīng)驅(qū)動創(chuàng)新資源優(yōu)化配置，顯然能夠積極支持區(qū)域創(chuàng)新效率提升，但另一方面，擴散極易催生創(chuàng)新資源的區(qū)域極化和不均衡發(fā)展，有可能會阻礙創(chuàng)新效率改善[1]。因此，技術(shù)擴散能否為區(qū)域創(chuàng)新效率提升提供持續(xù)的動力輸出是一個值得探討的問題。

關(guān)于技術(shù)擴散影響區(qū)域創(chuàng)新效率的研究結(jié)論尚未達成統(tǒng)一，主要包括3種觀點：一是正向驅(qū)動。如Lichtenberg & Potterie[2]認為OFDI技術(shù)擴散能夠正向提升母國創(chuàng)新能力；彭峰和李燕萍[3]發(fā)現(xiàn)本土技術(shù)轉(zhuǎn)移擴散提升了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，同時，F(xiàn)DI存在顯著的正向外溢效應(yīng)；李政等[4]證實由FDI引發(fā)的技術(shù)擴散對區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著正向影響。二是負向作用。Bitzer & Kerekes[5]認為OFDI技術(shù)擴散對創(chuàng)新全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響且存在區(qū)域差異；魏守華等[6]發(fā)現(xiàn)在集聚環(huán)境的影響下技術(shù)擴散對長三角地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效表現(xiàn)出弱負外部性；段慶鋒和潘小換[7]研究表明向外技術(shù)擴散會抑制組織利用式創(chuàng)新。三是有條件影響。鄧路[8]發(fā)現(xiàn)行業(yè)出口度與集中度上升能夠促進FDI技術(shù)擴散，從而正向驅(qū)動內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新效率上升；魯釗陽和廖杉杉[9]認為FDI技術(shù)擴散對本土技術(shù)創(chuàng)新存在知識產(chǎn)權(quán)保護雙門檻效應(yīng)；張涵和李曉瀾[10]證實FDI與OFDI技術(shù)擴散對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新存在R&D人員雙門檻效應(yīng)。

歸納起來，學者們主要從國際技術(shù)擴散影響本土技術(shù)創(chuàng)新的視角開展具體研究，但結(jié)論分歧較大。當前，在知識經(jīng)濟時代，技術(shù)要素主要以知識流動特征形成擴散趨勢，而創(chuàng)新要素正是知識流動的有效載體，因此引發(fā)思考——技術(shù)擴散能否通過創(chuàng)新要素流動影響區(qū)域創(chuàng)新效率？除了國際技術(shù)擴散，本土不同省份是否存在同樣的擴散效應(yīng)？立足這樣的思考，本文從研發(fā)要素流動視角，采用空間杜賓模型和面板門檻回歸模型，研究我國內(nèi)地30個省份的技術(shù)擴散能否成為區(qū)域創(chuàng)新效率提升的新動能問題，以期為區(qū)域創(chuàng)新提供政策啟示。

2 影響機理

2.1 技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率

FDI技術(shù)擴散能夠驅(qū)動外商企業(yè)參與本土企業(yè)的股權(quán)交易和技術(shù)工程承包，派駐技術(shù)團隊指導本土企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動，實現(xiàn)技術(shù)信息、技術(shù)知識向本土企業(yè)轉(zhuǎn)移，從而影響區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，最終有利于創(chuàng)新效率提升。另外，由于受到技術(shù)勢能差、擴散場等因素影響，本土企業(yè)需要構(gòu)建常態(tài)化技術(shù)合作機制，驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)形成和區(qū)域分工協(xié)作，從而促進區(qū)域創(chuàng)新效率改善。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：技術(shù)擴散正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率。

2.2 技術(shù)擴散與研發(fā)要素流動

在自由的市場環(huán)境下，技術(shù)擴散具有一定方向性和動力機制，能夠積極驅(qū)動研發(fā)資本向經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域轉(zhuǎn)移，以提升研發(fā)資本流通率和邊際效益，而且在宏觀政策調(diào)控下，技術(shù)擴散驅(qū)動研發(fā)資本向政策傾斜區(qū)流動，以進一步降低創(chuàng)新發(fā)展不穩(wěn)定性，實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新均衡發(fā)展。另外，技術(shù)擴散驅(qū)動了創(chuàng)新資源集聚，提升了區(qū)域創(chuàng)新能力和經(jīng)濟發(fā)展實力，形成了強大的勞動力吸引力，有利于研發(fā)人才集聚內(nèi)化。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：技術(shù)擴散正向影響研發(fā)資本和研發(fā)人員流動。

2.3 研發(fā)要素流動與區(qū)域創(chuàng)新效率

研發(fā)資本流動有利于區(qū)際創(chuàng)新合作項目開展，形成創(chuàng)新合作網(wǎng)絡(luò)，有利于信息共享和地域分工，從而提高創(chuàng)新資源利用效率，同時，能夠積極引導區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境匹配優(yōu)化，強化市場競爭態(tài)勢，有利于創(chuàng)新資源優(yōu)化配置。研發(fā)人員是知識的有效載體，通過區(qū)際流動，促進知識交流、溢出和擴散。不同創(chuàng)新主體積極整合異質(zhì)性創(chuàng)新知識并消化吸收內(nèi)化，帶動知識轉(zhuǎn)移，進而提升整個國家或地區(qū)的創(chuàng)新力[11]。當然，研發(fā)人員流動可能會造成欠發(fā)達區(qū)域創(chuàng)新人才流失，同時造成發(fā)達區(qū)域創(chuàng)新人才過度集聚甚至擁擠，提高了企業(yè)人力資本成本，反而不利于區(qū)域創(chuàng)新效率提升。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：研發(fā)資本流動正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率，研發(fā)人員流動負向影響區(qū)域創(chuàng)新效率。

3 計量模型構(gòu)建

區(qū)域創(chuàng)新效率反映創(chuàng)新資源投入與產(chǎn)出的比例關(guān)系?？紤]到創(chuàng)新效率受到技術(shù)擴散、要素流動等多重因素影響，基于傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)，本文設(shè)定基礎(chǔ)模型如下：

inei,t=α0+β1lntmti,t+β2lnfdii,t+β3lnXcontrol+εi,t

(1)

式(1)中，i表示省份，t表示時間。ineit表示區(qū)域創(chuàng)新效率；α0為常數(shù)項；lntmtit表示本土各省份技術(shù)擴散； lnfdiit表示國際技術(shù)擴散；lnXcontrol表示系列控制變量；βi是變量回歸系數(shù)；εit表示隨機擾動項。

技術(shù)擴散并不是區(qū)域的獨立行為，而是跨區(qū)域協(xié)作交流的過程，技術(shù)擴散不僅直接影響本地區(qū)創(chuàng)新效率，還可能間接影響其它區(qū)域創(chuàng)新效率。因此，本文采用空間杜賓模型(SDM)進行實證分析，具體模型設(shè)定如下：

inei,t=α0+τinei,t-1+ρWinei,t+β1lntmti,t+β2lnfdii,t+β3lnXcontrol+δ1Wlntmti,t+δ2Wlnfdii,t+δ3WlnXcontrol+εi,t

(2)

式(2)中，τ=0表示靜態(tài)面板，τ≠0表示動態(tài)面板，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣，本文采用地理距離矩陣；δi表示空間滯后項的回歸系數(shù)；其它變量解釋同式(1)。

為了繼續(xù)探究技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性特征，本文構(gòu)建單一門檻、雙重門檻和多重門檻面板模型，具體模型形式如下：

inei,t=α+β1lntedi,t·I(lntedi,t≤γ1)+β2lntedi,t·I(lntedi,t>γ1)+β3lnXcontrol+…+β4lntedi,t·I(lntedi,t≤γn)+β5lntedi,t·I(lntedi,t>γn)+εi,t

(3)

式(3)中，lntedit表示本土(國際)技術(shù)擴散；γ表示門檻變量對應(yīng)的門檻值；n表示門檻個數(shù)，本文n值取3；I(·)表示指示函數(shù)；其它變量解釋同式(1)。

4 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

4.1 區(qū)域創(chuàng)新效率

區(qū)域創(chuàng)新效率一般用來刻畫區(qū)域創(chuàng)新資源投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化率。目前，學術(shù)界主要采取不同階段的DEA模型及索洛生產(chǎn)函數(shù)等系列方法測算區(qū)域創(chuàng)新效率。由于DEA模型是一種無參估計方法，操作簡便，應(yīng)用范圍廣，同時，超效率DEA模型(SE-DEA)可以解決DMU有效(效率值為1)的相互比對問題，因此本文采用SE-DEA測算區(qū)域創(chuàng)新效率。首先，在創(chuàng)新投入指標選擇上，參考余泳澤和劉大勇[12]的做法，采用R&D內(nèi)部經(jīng)費支出和R&D人員全時當量測度；其次，在創(chuàng)新產(chǎn)出指標方面，由于專利的技術(shù)含量高，更能有效體現(xiàn)創(chuàng)新知識產(chǎn)出，同時，新產(chǎn)品銷售收入能夠反映創(chuàng)新成果的商業(yè)價值，因此本文選擇專利授權(quán)量和新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標。

4.2 技術(shù)擴散

技術(shù)要素通過滲透和擴散以實現(xiàn)知識溢出與創(chuàng)新資源流動，從而提升區(qū)域創(chuàng)新活力。目前，關(guān)于技術(shù)擴散的研究較為豐富，多數(shù)學者從FDI技術(shù)溢出視角探究國際技術(shù)要素向東道國的擴散程度[13-14]。實際上，F(xiàn)DI是外資參與本土創(chuàng)新活動、實現(xiàn)國際技術(shù)擴散的主要渠道。然而，鮮少學者關(guān)注本土技術(shù)要素的跨區(qū)域流動擴散，隨著國內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善和信息化水平的快速提升，跨區(qū)域創(chuàng)新合作不斷深化，相比于國際擴散渠道，本土技術(shù)要素更容易趨利性擴散，其中，技術(shù)市場成交額是本土技術(shù)擴散的主要表征指標[15]。因此，本文結(jié)合上述學者做法，采用FDI衡量國際技術(shù)擴散規(guī)模，采用技術(shù)市場成交額衡量本土技術(shù)擴散規(guī)模，并換算成2002年不變價實際值。

4.3 研發(fā)要素流動

研發(fā)活動是為了獲取科技新知識而進行的創(chuàng)造性生產(chǎn)活動。根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)定義，研發(fā)活動離不開資金的持續(xù)供給和充足的勞動力參與，因此資本和勞動力是研發(fā)活動的兩大前提要素。本文參考白俊紅等[16]的做法，主要分析研發(fā)資本和研發(fā)人員兩種核心要素的流動量。

4.3.1 研發(fā)人員流動量

研發(fā)人員是勞動力市場的重要組成部分，其流動與勞動力流動較相似。傳統(tǒng)衡量研發(fā)人員流動的方法主要有人口凈變動、從業(yè)勞動人員年均數(shù)、勞動力跨區(qū)流動度指數(shù)。后來有學者開始使用修正的經(jīng)濟引力模型[17]測算研發(fā)人員流動量。引力模型最早來源于物理學中牛頓的萬有引力模型，后來逐漸應(yīng)用到經(jīng)濟學領(lǐng)域并不斷拓展和延伸，進而形成經(jīng)濟引力模型，其主要描述兩個經(jīng)濟體間交易量、作用力或者流動量與個體經(jīng)濟總量的正比關(guān)系，而與兩者距離成反比關(guān)系。經(jīng)過學者們的不斷探究，經(jīng)濟引力模型在要素跨區(qū)域流動的測度上日益成熟。為此，本文利用經(jīng)濟引力模型測算研發(fā)人員流動量，其基本形式如下：

(4)

(5)

4.3.2 研發(fā)資本流動量

目前資本流動測算方法主要有儲蓄—投資模型、永久收入法等。考慮到研發(fā)資本流動易受諸多外部因素影響，采用單一指標描述研發(fā)資本流動顯然不太準確。因此，本文同樣采用修正的經(jīng)濟引力模型衡量研發(fā)資本流動。事實上，影響資本流動的主要力量是市場和政府[20]。金融市場化程度越高，投資環(huán)境越寬松，資金進入壁壘則越低，有助于直接驅(qū)動資本跨區(qū)域流動。同時，金融市場化程度越高，企業(yè)競爭越激烈，將迫使企業(yè)不斷優(yōu)化資源配置，降低成本，從而利于企業(yè)利潤提升，間接影響資本跨區(qū)域流動。因此，本文選擇金融市場化指數(shù)作為吸引力變量，構(gòu)造雙對數(shù)研發(fā)資本流動引力模型，具體如下：

(6)

cait=(1-δ)cai(t-1)+fi(t-1)

(7)

式(7)中，cait表示i省t年研發(fā)資本存量；cai(t-1)表示i省t-1年研發(fā)資本存量；fi(t-1)表示i省t-1年實際研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出，本文構(gòu)造以消費價格指數(shù)(權(quán)重55%)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(權(quán)重45%)加權(quán)形成的綜合平減指數(shù)[22]，將各省名義研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出平減為2002年不變價實際值；δ為折舊率，本文將其設(shè)定為15%[23]。同時，核算基期研發(fā)資本存量，設(shè)定如下：

cai0=fi0/(δ+g)

(8)

式(8)中，cai0表示i省基期研發(fā)資本存量；fi0表示i省基期實際研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出；δ為折舊率；g為考察期內(nèi)實際研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出的年均增長率，經(jīng)過核算，本文選取16%。

4.4 控制變量

為了消除非研究變量對被解釋變量的影響，本文對系列變量予以控制：①基礎(chǔ)設(shè)施情況(road)，采用人均公路里程數(shù)(米/人)表示；②環(huán)境規(guī)制強度(env)，采用工業(yè)污染治理完成投資(萬元)衡量；③人力資本水平(edu)，采用每萬人在校大學生數(shù)(人)反映；④政府支持(gov)，采用科技活動經(jīng)費籌集中政府資金比例(%)刻畫。由于自2008年后《中國科技統(tǒng)計年鑒》不再報告此項數(shù)據(jù)，因此2008年后采用研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出中政府資金比例(%)表示；⑤金融發(fā)展(fin)，采用存貸款余額與GDP的比值表征；⑥城市化(urb)，采用城鎮(zhèn)化率(%)描述；⑦產(chǎn)業(yè)升級(ind)，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)(第一產(chǎn)業(yè)比重*1+第二產(chǎn)業(yè)比重*2+第三產(chǎn)業(yè)比重*3)衡量。

4.5 數(shù)據(jù)來源說明

本文研究樣本是我國內(nèi)地30個省(市)，由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，未納入考量。樣本區(qū)間是2002-2017年，樣本數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫、中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省(市)統(tǒng)計年鑒和金融運行報告。

5 實證結(jié)果與分析

5.1 創(chuàng)效效率測算結(jié)果與分析

基于前文所述的指標體系和超效率模型，本文采用MyDEA1.0軟件測算2002-2017年我國內(nèi)地30個省(市)(西藏因數(shù)據(jù)不全，未納入統(tǒng)計)創(chuàng)新效率，并刻畫出全國及東中西部創(chuàng)新效率時序演變趨勢，具體如圖1所示。

圖1 2002-2017年全國及東中西部創(chuàng)新效率時序演變

由圖1所示，從時序演變趨勢來看，2002-2017年全國及東中西三大區(qū)域創(chuàng)新效率呈現(xiàn)波動收斂態(tài)勢，其中，2005年是分水嶺，2005年之前各區(qū)域創(chuàng)新效率呈波動下降態(tài)勢，之后出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)性波動上升態(tài)勢，可能是2005年中國股市創(chuàng)歷史大低、創(chuàng)新投資環(huán)境面臨巨大危機等諸多因素影響的結(jié)果。同時，中部創(chuàng)新效率波動振幅最為劇烈，達到了0.402。從橫向?qū)Ρ葋砜?，東部區(qū)域整體創(chuàng)新效率最高，全國整體創(chuàng)新效率介于東部和中西部之間，中西部創(chuàng)新效率最低，且兩者交替上探下潛，主要原因在于東部省份經(jīng)濟發(fā)展水平較高，創(chuàng)新要素投入充沛，知識轉(zhuǎn)化和創(chuàng)新經(jīng)濟產(chǎn)出能力較強，兩者形成良好的耦合互動，因此整體創(chuàng)新效率處于領(lǐng)頭羊地位，而中西部經(jīng)濟實力相對較弱、創(chuàng)新資源匱乏，創(chuàng)新發(fā)展較為緩慢。

5.2 基準估計分析

采用空間杜賓模型(SDM)之前需要對被解釋變量的空間依懶性進行判斷，常用手段是分析被解釋變量的Moran指數(shù)。本文核算出2002-2017年我國區(qū)域創(chuàng)新效率的Moran指數(shù)，具體結(jié)果如表1所示。

由表1可知，2002-2017年我國區(qū)域創(chuàng)新效率的Moran指數(shù)都為正數(shù)，且絕大部分年份通過了顯著性檢驗，說明我國區(qū)域創(chuàng)新效率存在空間正相關(guān)性，相鄰省份創(chuàng)新效率在空間上趨于集中分布，具有一定空間依賴性，隨著時間推移，這種空間依賴性越來越強，因此采用SDM是合適的。經(jīng)過分析和判斷，選擇個體固定SDM對技術(shù)擴散影響區(qū)域創(chuàng)新效率的情況開展實證檢驗較為科學。具體結(jié)果如表2所示。

表1 2002-2017年區(qū)域創(chuàng)新效率Moran指數(shù)

由表2可知，主要核心變量在靜態(tài)(動態(tài))SDM中的回歸系數(shù)方向一致，說明結(jié)果穩(wěn)定?？臻g系數(shù)和被解釋變量的滯后一期都通過1%的顯著性概率檢驗，其中，動態(tài)SDM的空間系數(shù)值較小，主要是因為解釋變量中加入由被解釋變量滯后一期構(gòu)成的動態(tài)SDM可以彌補遺漏變量對被解釋變量的影響，從而糾正靜態(tài)SDM的估計偏差，因此本文采用動態(tài)SDM估計結(jié)果進行分析。首先，本土和國際技術(shù)擴散都促進區(qū)域創(chuàng)新效率提升，驗證了假設(shè)H1，其中，國際技術(shù)擴散作用不顯著，可能原因在于技術(shù)擴散能夠為先進知識、工藝流程和研發(fā)要素跨區(qū)域流動提供有效路徑，從而有利于企業(yè)在技術(shù)消化吸收過程中進行模仿創(chuàng)新，為區(qū)域創(chuàng)新效率提升奠定基礎(chǔ)，而由FDI輸入帶來的正向技術(shù)擴散可能會擠占本土創(chuàng)新資源的市場空間，進而影響本土企業(yè)創(chuàng)新的邊際價值，因此國際技術(shù)擴散對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向驅(qū)動作用有限。

表2 基準回歸估計結(jié)果

5.3 非線性效應(yīng)考量

上述線性回歸結(jié)果證實了技術(shù)擴散能夠正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率，由此引發(fā)思考——這種正向影響程度是否存在典型的邊際變化趨勢？本文通過面板門檻模型進行深入考察。首先，根據(jù)Hansen檢驗確定門檻個數(shù)及相應(yīng)門檻值，具體結(jié)果如表3所示。

由表3可知，在300次自舉法實驗過程中，本土和國際技術(shù)擴散的單一門檻分別通過5%、10%的顯著性概率檢驗，而雙重門檻和三重門檻都未通過10%的顯著性概率檢驗，可知本土和國際技術(shù)擴散對區(qū)域創(chuàng)新效率存在單一門檻作用效應(yīng)，因此采用單一面板門檻模型進行回歸估計，具體結(jié)果見表4。

表3 面板門檻Hansen檢驗結(jié)果

由表4可知，本土技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率存在強顯性非線性關(guān)系，當本土技術(shù)擴散對數(shù)取值小于等于9.389時，估計系數(shù)為0.084，說明本土技術(shù)擴散顯著正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率，而當其對數(shù)值大于9.389時，估計系數(shù)下降至0.066，說明本土技術(shù)擴散強度下降但顯著性保持不變。國際技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率存在弱顯性非線性關(guān)系，當國際技術(shù)擴散對數(shù)值小于等于15.142時，估計系數(shù)為0.017，說明國際技術(shù)擴散正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率的作用力有限，而當其對數(shù)值大于15.142時，估計系數(shù)上升至0.022，說明國際技術(shù)擴散強度有所提升但依然不顯著。歸納起來，本土技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新效率表現(xiàn)出邊際遞減的非線性特征，而國際技術(shù)擴散呈現(xiàn)出邊際遞增的非線性特征。

表4 面板門檻模型估計結(jié)果

5.4 傳導機制探究

上述分析發(fā)現(xiàn)技術(shù)擴散成為區(qū)域創(chuàng)新效率提升的強引擎，而區(qū)域創(chuàng)新效率改善的本質(zhì)是創(chuàng)新要素獲得有效配置。在趨利特征和技術(shù)資源勢能差等諸多因素影響下，研發(fā)資本和研發(fā)人員可能發(fā)生跨區(qū)域流動，流向資源充沛、邊際效益更高的區(qū)域進行重組優(yōu)化，那么技術(shù)擴散能否驅(qū)動研發(fā)資本和研發(fā)人員流動，從而提升區(qū)域創(chuàng)新效率？該問題有待進一步考量，本文對此進行檢驗以分析傳導機制的實質(zhì)。

由表5可知，模型①和模型②的估計結(jié)果顯示，技術(shù)擴散能夠正向驅(qū)動研發(fā)要素流動，驗證了假設(shè)H2，其中，本土技術(shù)擴散對研發(fā)資本流動的正向影響更顯著，而國際技術(shù)擴散更有利于研發(fā)人員流動。模型③、模型④和模型⑤的估計結(jié)果顯示，研發(fā)資本流動促進了區(qū)域創(chuàng)新效率提升，而研發(fā)人員流動表現(xiàn)出抑制作用，驗證了假設(shè)H3，原因可能在于研發(fā)資本流動健全了區(qū)域創(chuàng)新交流合作機制，優(yōu)化了區(qū)域創(chuàng)新投資環(huán)境，加劇了資本市場競爭程度，更容易體現(xiàn)資本價值，倒逼創(chuàng)新要素獲得最大程度利用，從而優(yōu)化了創(chuàng)新資源配置效率，而研發(fā)人員的趨利性流動具有一定盲目性，有可能引發(fā)區(qū)域研發(fā)人力過度集聚，造成資源擁擠，反而不利于區(qū)域創(chuàng)新效率改善。在考慮研發(fā)要素流動因素后，本土技術(shù)擴散強度有所下降，而國際技術(shù)擴散強度有所上升，但總體的正向影響方向保持不變。因此，技術(shù)擴散能夠引發(fā)研發(fā)資本和研發(fā)人員的跨區(qū)域流動，研發(fā)資本流動有利于區(qū)域創(chuàng)新效率改善，而研發(fā)人員流動負向影響了區(qū)域創(chuàng)新效率。

表5 傳導機制估計結(jié)果

5.5 內(nèi)生性檢驗

由于可能存在數(shù)據(jù)遺漏和反向因果關(guān)系，造成變量內(nèi)生性，導致估計結(jié)果有偏，因此需要進一步檢驗。本文采用動態(tài)SDM進行估計分析，結(jié)果顯示，被解釋變量滯后一期估計系數(shù)和本土技術(shù)擴散系數(shù)顯著為正，而國際技術(shù)擴散估計系數(shù)不顯著但影響方向保持一致，在一定程度上可以緩解因遺漏變量造成的內(nèi)生性，更真實地反映影響效果。為了進一步解決內(nèi)生性問題，本文采用系統(tǒng)廣義矩估計方法(SYS-GMM)開展檢驗，SYS-GMM能夠解決一般工具變量的弱顯性問題，結(jié)果更為穩(wěn)定。

由表6可知，Sargan檢驗P值大于0.1，說明所有工具變量都有效。AR(1)和AR(2)檢驗P值結(jié)果證實，殘差序列存在1階序列相關(guān)，但不存在2階序列相關(guān)，說明在SYS-GMM中通過了自相關(guān)檢驗，結(jié)果有效。從核心解釋變量的估計系數(shù)看，無論假設(shè)是lntmt還是lnfdi，或者兩者都是內(nèi)生變量，雖然顯著性發(fā)生變化，但系數(shù)方向均保持一致，說明在考慮內(nèi)生性的前提下，核心解釋變量的解釋方向是一致無偏的。

5.6 穩(wěn)健性分析

本文采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。一是變換空間權(quán)重矩陣，采用經(jīng)濟地理權(quán)重；二是將研究時間跨度劃分成兩個階段，即2002-2009年和2010-2017年。結(jié)果顯示：雖然核心解釋變量估計系數(shù)的顯著性水平發(fā)生變化，但作用方向始終保持一致，說明結(jié)果具有較好穩(wěn)健性。

6 結(jié)論與政策建議

6.1 主要結(jié)論

本文立足于研發(fā)要素流動視角，基于2002-2017年我國內(nèi)地30個省市面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用SDM和面板門檻模型對技術(shù)擴散如何影響區(qū)域創(chuàng)新效率的問題開展實證檢驗，主要結(jié)論如下：首先，2002-2017年我國整體及東中西三大區(qū)域創(chuàng)新效率呈現(xiàn)波動性收斂態(tài)勢，其中，東部經(jīng)濟發(fā)展水平較高，不僅創(chuàng)新要素充沛，而且知識轉(zhuǎn)化和商業(yè)產(chǎn)出能力較強，因此創(chuàng)新效率最高。另外，全國整體的創(chuàng)新效率值介于東部和中西部之間，而中西部受限于欠發(fā)展的創(chuàng)新環(huán)境和匱乏的創(chuàng)新資源，創(chuàng)新效率偏低，同時表現(xiàn)出交替上探下潛的狀態(tài)；其次，本土(國際)技術(shù)擴散驅(qū)動知識溢出和模仿創(chuàng)新，都能夠正向影響區(qū)域創(chuàng)新效率提升。本土技術(shù)擴散紅利更利于自主創(chuàng)新能力提升，但始終面臨降本增效困境，持續(xù)力不足，因此驅(qū)動力表現(xiàn)出顯著的邊際遞減效應(yīng)，而國際技術(shù)擴散可能會擠占本土創(chuàng)新資源市場空間，降低創(chuàng)新的邊際價值，導致驅(qū)動力更多地呈現(xiàn)出不顯著的邊際遞增性；最后，技術(shù)擴散能夠引發(fā)研發(fā)要素流動，其中，研發(fā)資本流動優(yōu)化了創(chuàng)新投資環(huán)境，提高了資本價值，從而有利于改善區(qū)域創(chuàng)新效率，而研發(fā)人員流動具有一定盲目性，易造成資源擁擠，反而表現(xiàn)出抑制效應(yīng)。

表6 SYS-GMM估計結(jié)果

表7 穩(wěn)健性分析結(jié)果

6.2 理論貢獻

現(xiàn)有文獻主要從技術(shù)類型、擴散度量、擴散渠道、吸收能力和影響因素等方面對技術(shù)擴散與區(qū)域創(chuàng)新的邏輯關(guān)系開展理論闡述。事實上，技術(shù)擴散是一個較為復雜的過程，具備網(wǎng)絡(luò)化影響、時空傳導和要素流動等特征。因此，本文立足于研發(fā)要素流動視角，從本土(國際)技術(shù)擴散兩條路徑出發(fā)，重構(gòu)技術(shù)擴散驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率提升的綜合分析框架，是對現(xiàn)有研究理論的一種重要補充。

6.3 政策建議

(1)強化本土(國際)技術(shù)擴散驅(qū)動力。技術(shù)擴散能夠積極驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率提升，但作用效度存有差異。首先，政府需要優(yōu)化外商直接投資環(huán)境，積極拓寬國際技術(shù)擴散渠道，優(yōu)化擴散結(jié)構(gòu)；其次，充分考慮地緣因素，引導集群企業(yè)構(gòu)建技術(shù)交流平臺，建立適當?shù)募夹g(shù)依賴和信用制度；最后，不能忽視本土自主創(chuàng)新能力培育，應(yīng)構(gòu)建技術(shù)引進與自主創(chuàng)新雙軌交流協(xié)作機制，共同促進區(qū)域創(chuàng)新效率穩(wěn)步提升。

(2)引導研發(fā)資本跨區(qū)域流動。技術(shù)擴散驅(qū)動研發(fā)資本流動，研發(fā)資本流動促進區(qū)域創(chuàng)新效率提升。因此，需要優(yōu)化資本市場競爭結(jié)構(gòu)，積極營造市場導向的營商環(huán)境，構(gòu)建資源共享平臺，強化信息交流機制，破除區(qū)域資本市場壁壘，深化科技金融制度改革。金融監(jiān)管部門應(yīng)該對研發(fā)投資風險進行適度評估和預警，進而為研發(fā)資金的安全性和穩(wěn)定性保駕護航。其實施系列措施的核心目的是充分引導研發(fā)資本跨區(qū)域流動，發(fā)揮對區(qū)域創(chuàng)新效率的正向驅(qū)動力。

(3)有效規(guī)避研發(fā)人員的盲目流動。技術(shù)擴散促進研發(fā)人員流動，但研發(fā)人員流動會反向抑制區(qū)域創(chuàng)新效率提升，因此需要充分鼓勵科研機構(gòu)、大中院校和高技術(shù)企業(yè)適度引進研發(fā)人才，杜絕因過度、盲目引進而導致資源擁擠，同時，進一步發(fā)揮研發(fā)人才的科研能力，促進其業(yè)務(wù)知識和專業(yè)技術(shù)高效轉(zhuǎn)化為企業(yè)核心競爭力。另外，政府需要進一步完善戶籍制度，為研發(fā)人員落戶開辟綠色通道，保障研發(fā)人員的就業(yè)環(huán)境和生活待遇。同時，偏遠落后地區(qū)需要向研發(fā)人員提供傾斜政策和待遇，這樣不僅能夠吸引研發(fā)人才回流，更能確保研發(fā)人才工作的穩(wěn)定性。

6.4 研究不足與展望

本文雖然立足研發(fā)要素流動視角，采用空間杜賓模型和面板門檻模型對技術(shù)擴散如何驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率提升問題開展了有益研究，但尚存不足之處：第一，在技術(shù)擴散的度量上，更多強調(diào)本土技術(shù)轉(zhuǎn)移和外商直接投資的技術(shù)溢出，而忽視了我國對外投資可能存在的逆向技術(shù)擴散；第二，對研發(fā)要素流動的方向未作劃分，未深入探究研發(fā)人員流動對區(qū)域創(chuàng)新效率的抑制原因；第三，未針對技術(shù)擴散驅(qū)動區(qū)域創(chuàng)新效率提升的異質(zhì)特征展開討論。本文認為未來可就逆向技術(shù)擴散如何影響區(qū)域創(chuàng)新效率以及該影響效應(yīng)的異質(zhì)特征展開探討。