政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展*

趙 斌

（中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266000）

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，長期依賴高投入、高消耗、高排污、低效率和低回報(bào)的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式已然變得不可持續(xù)[1]。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新時(shí)代，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式也正在經(jīng)歷著深刻的變革，亟需從過去的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式“換擋”到創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的高質(zhì)量發(fā)展模式。黨的十九大明確將創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略上升為國家戰(zhàn)略，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了強(qiáng)力支撐[2]，然而實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略離不開政府的大力支持，政府支持對(duì)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生深刻的影響[3]，這體現(xiàn)在與之相關(guān)的政府財(cái)政科技支出的不斷增加。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2007年中國地方政府財(cái)政科學(xué)技術(shù)支出為858.44億元，2019年支出額度為5954.61億，年均增長約17.5%，遠(yuǎn)高于同期經(jīng)濟(jì)增速。此外，不容忽視的是，在國家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展過程中，研發(fā)要素是保障中國創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略順利實(shí)施，進(jìn)而推動(dòng)創(chuàng)新質(zhì)量提升的重要戰(zhàn)略資源[4]，其在區(qū)際間流動(dòng)帶來的資源優(yōu)化配置效應(yīng)和知識(shí)溢出效應(yīng)等能夠?qū)^(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展[5]。當(dāng)下，在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略下，地方政府一方面加大對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的支持，另一方面創(chuàng)造各種優(yōu)惠政策吸引研發(fā)要素向本地流動(dòng)，有效推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[6-7]。但結(jié)合當(dāng)下中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)狀來看，中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展任重而道遠(yuǎn)。如何更好地發(fā)揮政府支持與研發(fā)要素對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的作用，從而助推中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，對(duì)于理解當(dāng)下創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)的研究，學(xué)者們從不同視角展開了深入探討。首先，關(guān)于政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究，學(xué)者認(rèn)為高質(zhì)量發(fā)展的核心是創(chuàng)新發(fā)展，通過創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)效率變革、質(zhì)量變革和動(dòng)力變革，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[8]。然而創(chuàng)新離不開政府支持，政府是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)的重要主體，在提升創(chuàng)新效率、促進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展方面具有重要的基礎(chǔ)性和導(dǎo)向性作用[3]。政府對(duì)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的影響會(huì)通過財(cái)政科技投入產(chǎn)生[9]，政府支持創(chuàng)新活動(dòng)的方式主要包括保護(hù)創(chuàng)新活動(dòng)的機(jī)制構(gòu)建、軟硬件環(huán)境建設(shè)以及直接提供資金支持等[10]，其中李政和楊思瑩、汪輝平和王增濤分別基于省級(jí)與城市面板宏觀數(shù)據(jù)得出財(cái)政科技支出有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提升[3，11]。此外，政府財(cái)政科技支出可以直接為具有高效率、高潛能的創(chuàng)新企業(yè)注入資金“活力”[12]，如車德欣等基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，得出財(cái)政科技支出是驅(qū)動(dòng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素[2]。然而還有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)地方政府本身存在自利性偏好，使得對(duì)社會(huì)的投資呈現(xiàn)“重生產(chǎn)，輕創(chuàng)新”的偏向[13]，以及政府創(chuàng)新愿景與企業(yè)創(chuàng)新偏好不對(duì)稱[14]，也會(huì)影響區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。

其次，關(guān)于研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究，學(xué)者們更多的基于動(dòng)態(tài)區(qū)際間流動(dòng)視角加以探究。隨著戶籍制度的放開和信息的快速傳播加速了創(chuàng)新要素和技術(shù)產(chǎn)品在不同地區(qū)間的流動(dòng)，提高了資源配置效率，增強(qiáng)了區(qū)域間創(chuàng)新系統(tǒng)的關(guān)聯(lián)，促進(jìn)了研發(fā)部門之間的交流與合作，加快了區(qū)域間協(xié)同網(wǎng)絡(luò)合作的形成[15]。研發(fā)要素流動(dòng)在一定程度上使得知識(shí)轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)知識(shí)資源的集成與整合，促進(jìn)了創(chuàng)新成果的產(chǎn)生[16]，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的空間溢出效應(yīng)，且這種空間溢出效應(yīng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用[5]。如杜兩省等基于省級(jí)面板的宏觀數(shù)據(jù)，將技術(shù)創(chuàng)新資本流動(dòng)、制度環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展納入統(tǒng)一分析框架，并認(rèn)為隨著制度環(huán)境的優(yōu)化，技術(shù)創(chuàng)新資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展不僅在本地發(fā)揮正向作用，而且也具有正向空間溢出效應(yīng)[17]。宛群超等進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素可以促進(jìn)不同創(chuàng)新主體之間的互動(dòng)，而且會(huì)通過優(yōu)化研發(fā)要素的結(jié)構(gòu)和配置效率，助推區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[18]。同時(shí)，焦翠紅等基于企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素配置與研發(fā)人員流動(dòng)促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，從而推動(dòng)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的增長[19]。但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素流動(dòng)具有“俱樂部集聚”效應(yīng)，其規(guī)模效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用[20]。卓乘風(fēng)和鄧峰基于中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)對(duì)于流入地的創(chuàng)新水平的提升具有促進(jìn)作用，研發(fā)要素流動(dòng)表現(xiàn)出“極化效應(yīng)”[21]，研發(fā)要素的外流抑制區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，從而不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[4]。

最后，通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)，以往的研究往往局限探究政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展兩兩之間的關(guān)系，對(duì)于將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一分析框架進(jìn)行相關(guān)研究的文獻(xiàn)很少涉及。因此，在新時(shí)代背景下，將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展納入統(tǒng)一的分析框架，探究如何更好地發(fā)揮政府在區(qū)域創(chuàng)新與吸引研發(fā)要素到本地區(qū)進(jìn)行相關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，這是本文需要探究的核心問題。因此，本文的研究不僅可以豐富創(chuàng)新、可持續(xù)發(fā)展等相關(guān)理論，還可以更好地理解政府在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的作用。與已有研究相比，本文主要從如下幾個(gè)方面進(jìn)行相關(guān)擴(kuò)展：一是為了緩解內(nèi)生性問題，采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，并通過不同的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。二是考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不平衡不充分，使用面板分位數(shù)回歸探究政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響。三是通過構(gòu)建面板門檻模型，以政府創(chuàng)新偏好為門檻，探究研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響。四是進(jìn)一步借助空間面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究思路，使用不同空間權(quán)重矩陣刻畫政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)與二者交互項(xiàng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于更加準(zhǔn)確考察空間溢出效應(yīng)，為政策制定者提供相關(guān)政策啟示。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

為了探究政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響以及捕捉兩變量之間的內(nèi)在聯(lián)動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，引入二者的交互項(xiàng)以期考察其對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的調(diào)節(jié)作用。構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，HE、GXL、YF與GXL*YF分別表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)與政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)要素流動(dòng)的交互項(xiàng)；X表示控制變量；i、t分別表示本文樣本中的省份與年份；α0表示截距項(xiàng)，α1···αj表示解釋變量的回歸系數(shù)，n為大于4的正整數(shù)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

傳統(tǒng)的靜態(tài)面板模型可能面臨著變量之間的內(nèi)生性問題，為了消除內(nèi)生性導(dǎo)致的檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)的偏誤，因此在模型（1）的基礎(chǔ)上引入被解釋變量滯后一期，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板回歸模型，即：

為了確保變量的平穩(wěn)性，對(duì)模型（2）等式兩邊均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。β0表示截距項(xiàng)，β1···βj表示解釋變量的回歸系數(shù)，n為大于5的正整數(shù)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。此外，為了緩解因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，在借鑒已有的研究基礎(chǔ)上，分別引入城市化發(fā)展水平、政府環(huán)保支出、對(duì)外依存度、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等作為控制變量。

（二）變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量

區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（HE）。有關(guān)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測度，目前主流方法分為兩類，一是全要素生產(chǎn)率的計(jì)算，二是綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建，前者僅僅從效率這單一維度評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，后者則從多維度進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，更能客觀反映中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)狀[22]，已經(jīng)得到諸多學(xué)者的關(guān)注與測算。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的環(huán)境資源約束，中國踐行“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”5大發(fā)展理念。鑒于此，本文結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下的“5大發(fā)展理念”，借鑒程翔等研究方法，并本著科學(xué)性、合理性等原則，構(gòu)建以創(chuàng)新、綠色、協(xié)調(diào)、開放、共享在內(nèi)的5個(gè)一級(jí)指標(biāo)和萬人發(fā)明專利擁有量、二氧化硫排放量、城鄉(xiāng)收入比例、對(duì)外貿(mào)易發(fā)展速度、每萬人擁有公共交通車輛等25個(gè)二級(jí)指標(biāo)作為評(píng)價(jià)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的指標(biāo)體系[23]。進(jìn)一步使用極差法對(duì)二級(jí)指標(biāo)的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，而后采用離散系數(shù)法確定各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重，最后對(duì)25個(gè)二級(jí)指標(biāo)對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)合成得到各省份的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)，作為衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的指標(biāo)。

2.核心解釋變量

政府創(chuàng)新偏好（GXL）。在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下，政府進(jìn)一步增加財(cái)政科技投入以支持本地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)，以提高區(qū)域創(chuàng)新水平，依托技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此，本文借鑒李政和楊思瑩處理方法，選用各地區(qū)地方財(cái)政科技支出作為衡量政府創(chuàng)新偏好的代理變量[3]。

研發(fā)要素流動(dòng)（YF）。通過引力模型對(duì)創(chuàng)新要素的流動(dòng)數(shù)量予以測算。引力模型的一般表達(dá)式為：

其中，Wit為區(qū)域i流動(dòng)到區(qū)域j的要素流動(dòng)量。R為區(qū)域i和區(qū)域j之間的引力系數(shù)，一般取值為1。Hi和Hj分別表示i地區(qū)與j地區(qū)的某種經(jīng)濟(jì)變量的測度。τ表示引力參數(shù)，一般取值為1。Dij為區(qū)域i和區(qū)域j之間的距離。b為距離衰減指數(shù)，一般取值為2。研發(fā)資本要素流動(dòng)從本質(zhì)上反映其逐利性，其區(qū)際間的流動(dòng)主要受地區(qū)利潤水平的影響，因此，本文選取各地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)利潤率作為吸引力變量指標(biāo)度量研發(fā)資本流動(dòng)程度。借鑒白俊紅等（2017）研究做法，構(gòu)建研發(fā)資本流動(dòng)的測度公式作為研發(fā)要素流動(dòng)的衡量指標(biāo)[24]。

其中，YFij表示由地區(qū)i地區(qū)到j(luò)地區(qū)的R&D資本流動(dòng)量，Ci表示i地區(qū)的R&D資本存量，Ri、Rj表示i地區(qū)與j地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤率，Mi、Mj表示i地區(qū)與j地區(qū)金融市場化指數(shù)。此外，流入i區(qū)域的R&D資本總量可以表示為如下：

3.控制變量

城市化水平（UD）。選用城鎮(zhèn)人口占各省份總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行衡量。

政府環(huán)保支出（GE）。針對(duì)日益突出的生態(tài)環(huán)境問題，中國政府通過環(huán)保財(cái)政支出通過直接投資環(huán)境治理項(xiàng)目、壯大環(huán)保隊(duì)伍建設(shè)等途徑參與生態(tài)環(huán)境保護(hù)與治理[25]，借鑒其研究思路，本文使用財(cái)政支出中的環(huán)境保護(hù)與節(jié)能環(huán)保支出作為衡量指標(biāo)。

對(duì)外依存度（OP）。開展國際貿(mào)易有助于發(fā)揮比較優(yōu)勢，通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。本文選取各省份進(jìn)出口貿(mào)易總額與當(dāng)年各省份GDP之比進(jìn)行衡量。

經(jīng)濟(jì)水平（DD）。本文使用各省份人均GDP作為衡量指標(biāo)。

市場化水平（MAR）。中國市場化改革為區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了良好的市場環(huán)境，借鑒王小魯?shù)忍幚矸椒?，選用非國有經(jīng)濟(jì)在工業(yè)總產(chǎn)值中的比重作為衡量地區(qū)市場化程度的代理變量[26]。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（IND）。為了全面反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)涵，本文借鑒汪偉等研究方法，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)升級(jí)指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的衡量指標(biāo)[27]。

本文基于2007—2019年中國大陸30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。①中國港澳臺(tái)藏?cái)?shù)據(jù)相對(duì)缺失，未在本文的考察范圍之內(nèi)，其余所有數(shù)據(jù)來源于2008—2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫與各個(gè)省份統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)于個(gè)別指標(biāo)缺失現(xiàn)象，使用插值法進(jìn)行校正，文中具體各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（續(xù)表）

四、實(shí)證分析

（一）動(dòng)態(tài)面板模型回歸分析

關(guān)于動(dòng)態(tài)面板模型，常見的有系統(tǒng)GMM與差分GMM，差分GMM估計(jì)容易受到弱工具變量的影響，在有限樣本條件下，系統(tǒng)GMM增加了因變量的一階差分滯后項(xiàng)作為水平方程的工具變量，得到估計(jì)結(jié)果比差分GMM的偏誤更小，故本文采用面板動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行估計(jì)，以解決靜態(tài)面板模型中可能存在的內(nèi)生性以及估計(jì)偏誤問題。回歸結(jié)果如表2中第（1）列所示，由AR（1）與AR（2）可知，存在一階自相關(guān)，但不存在二階序列自相關(guān)；由Sargan檢驗(yàn)的P值可知，不存在弱工具變量問題，即表明工具變量是有效的。據(jù)此，對(duì)基準(zhǔn)回顧結(jié)果進(jìn)行如下分析。

當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平滯后一期作為解釋變量時(shí)，其回歸系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的慣性特征，區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展會(huì)推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)運(yùn)行步入良性循環(huán)。政府創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有積極的促進(jìn)作用。究其原因，在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略下，具有創(chuàng)新偏好的政府往往通過增加財(cái)政科技投入，參與甚至主導(dǎo)區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)[3]，有效地提升區(qū)域創(chuàng)新水平，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。研發(fā)資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展卻起到阻礙作用，研發(fā)資本流動(dòng)本身具有天然的資本逐利性，研發(fā)資本要素會(huì)向創(chuàng)新效率高的地區(qū)流動(dòng)，同時(shí)研發(fā)企業(yè)資本投入更加注重短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而忽略長期社會(huì)環(huán)境效應(yīng)，從而對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量提升產(chǎn)生擠壓效應(yīng)。地方政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本流動(dòng)二者的交互項(xiàng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向作用，可見政府財(cái)政科技支出與研發(fā)資本流動(dòng)之間形成了良好的耦合效應(yīng)，地方政府為了實(shí)現(xiàn)本地區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，通常為研發(fā)要素流動(dòng)提供良好的創(chuàng)新環(huán)境，增加對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的財(cái)政支持，改善創(chuàng)新環(huán)境，建設(shè)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，進(jìn)而提升區(qū)域創(chuàng)新能力，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

控制變量中，中國城市化進(jìn)程的加快、政府對(duì)環(huán)境的治理、對(duì)外開放的深化、市場化改革以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)均有效地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，一是表明城市化進(jìn)程有助于發(fā)揮其正外部性，通過資源共享、要素匹配、集聚效應(yīng)等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；二是政府加大對(duì)環(huán)保的投資力度對(duì)污染治理與環(huán)境保護(hù)起到很好的促進(jìn)作用，促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型；三是市場化改革的深入，使得資源配置效率得到提高，促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；四是外向型經(jīng)濟(jì)有助于引進(jìn)技術(shù)、促進(jìn)生產(chǎn)效率的提升，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；五是隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過優(yōu)化要素資源配置，提高社會(huì)整體資源配置效率，從而助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。但經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在魚和熊掌不可兼得現(xiàn)象，因此，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展時(shí)，需要從過去以經(jīng)濟(jì)快速增長為目標(biāo)的粗放型發(fā)展模式向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)綠色可持續(xù)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變。

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性與可靠性，本文分別使用替換解釋變量、剔除四大直轄市、縮短樣本時(shí)間以及雙重差分進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表2中第（2-5）列所示。具體表述如下：首先，采取替換解釋變量進(jìn)行進(jìn)一步回歸，將區(qū)域創(chuàng)新水平（QCX）替換創(chuàng)新資本流動(dòng)，選取地區(qū)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)作為衡量區(qū)域創(chuàng)新水平的代理變量，結(jié)果如表2中第（2）列所示；其次，將文章中所研究的30個(gè)全樣本中，剔除北京、天津、上海與重慶四大直轄市進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如第（3）列所示；再次，將樣本的時(shí)間范圍縮減至2008—2019年，再進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如第（4）列所示；最后，隨著“碳達(dá)峰”“碳中和”納入生態(tài)文明建設(shè)中，生態(tài)文明建設(shè)又是實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)，早在2011年10月，中國生態(tài)環(huán)境部出臺(tái)《碳排放權(quán)交易管理暫行條例》，并將北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北與深圳作為試點(diǎn)地區(qū)，鑒于深圳市屬于廣東省，因此將上述6個(gè)省份作為實(shí)驗(yàn)組，賦值為1，其他24個(gè)省份控制組賦值為0，進(jìn)一步將實(shí)驗(yàn)組依據(jù)實(shí)驗(yàn)的時(shí)間進(jìn)行分類，2012年以及2012年之后賦值為1，其他均賦值為0，使用二者交互項(xiàng)（ID*TIME）識(shí)別碳排放權(quán)交易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，回歸結(jié)果如第（5）列所示。綜上，無論是本文研究的核心變量還是控制變量，均與第（1）列基準(zhǔn)回歸結(jié)果符號(hào)與方向保持一致，且AR（2）與Sargan對(duì)應(yīng)的P值可知，動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果均不存在二階序列自相關(guān)以及不存在工具變量過度識(shí)別的問題，均表明本文的回歸結(jié)果是可靠、穩(wěn)健的。

表2 動(dòng)態(tài)面板回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表）

（二）面板分位數(shù)回歸分析

在進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)時(shí)，不能全面的反應(yīng)解釋變量對(duì)不同分位數(shù)上的被解釋變量的影響，故選用面板分位數(shù)模型進(jìn)行回歸分析以探究解釋變量對(duì)被解釋變量的異質(zhì)性影響，同時(shí)還可以在一定程度上消除各變量中的異方差，回歸結(jié)果不易受到極端值的影響。因此在借鑒已有研究基礎(chǔ)上，本文分別選擇10、25、50、75與90的5個(gè)常用的分位數(shù)進(jìn)行相關(guān)回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。首先，政府創(chuàng)新偏好的系數(shù)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的不同分位數(shù)均為正數(shù)且通過了顯著性檢驗(yàn)，但總體上由低分位數(shù)到高分位數(shù)呈現(xiàn)邊際效用遞減規(guī)律，這也給政策制定者提供實(shí)證經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，即在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展較低的地區(qū)，地方政府加大對(duì)財(cái)政科技投入偏好，對(duì)于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。其次，研發(fā)資本要素流動(dòng)的系數(shù)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的不同分位數(shù)下回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)且通過了顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)總體升呈現(xiàn)“先增加后減小”的倒U型，研發(fā)資本要素流動(dòng)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展屬于低分位數(shù)時(shí)，對(duì)其阻礙作用呈現(xiàn)縮小的作用，當(dāng)?shù)竭_(dá)一個(gè)臨界點(diǎn)時(shí)，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用最小，當(dāng)研發(fā)資本要素跨越這一臨界點(diǎn)時(shí)，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用又呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢，研發(fā)資本要素流動(dòng)產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)，導(dǎo)致邊際成本大于邊際收益，負(fù)效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。再次，政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本要素流動(dòng)的交互項(xiàng)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的不同分位數(shù)上均呈現(xiàn)正向的協(xié)同效應(yīng)且通過了顯著性檢驗(yàn)。從總體趨勢看，二者的協(xié)調(diào)效果由經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的低分位數(shù)到高分位數(shù)呈現(xiàn)遞增的趨勢，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平越高的地區(qū)，政府對(duì)創(chuàng)新戰(zhàn)略強(qiáng)有力的支持可以充分發(fā)揮研發(fā)資本要素流動(dòng)的創(chuàng)新效應(yīng)，釋放創(chuàng)新活力，從而助推區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。最后，為了確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒白俊紅等研究方法，通過引力模型計(jì)算出研發(fā)人員要素流動(dòng)結(jié)果[24]，然后將回歸中研發(fā)資本要素流動(dòng)替換為研發(fā)人員要素流動(dòng)，再進(jìn)行面板分位數(shù)回歸，回歸結(jié)果如表4所示。通過對(duì)比表3與表4的回歸結(jié)果，其回歸結(jié)果均顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)方向保持一致，佐證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性與可靠性。

表3 面板分位數(shù)回歸結(jié)果

表4 面板分位數(shù)回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表）

（三）面板門檻效應(yīng)分析

為了檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好對(duì)研發(fā)要素驅(qū)動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展可能存在的門檻效應(yīng)，本文借鑒Hansen（1999）的門檻模型進(jìn)行分析[28]，有別于傳統(tǒng)的非線性模型，Hansen的門檻模型可以內(nèi)生決定門檻的數(shù)值與門檻的數(shù)量，且能夠估計(jì)出具體的門檻值[29]。將門檻模型設(shè)定如下：

上式中，lnGXL為面板的門檻變量，γ為待估的門檻值，I（·）為示性函數(shù)，σ為相關(guān)系數(shù)，其他變量與上文中的保持一致。本文以政府創(chuàng)新偏好為門檻變量，并進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，在進(jìn)行門檻變量回歸之前，首先將種子值設(shè)置為1000，確并定門檻數(shù)量，一次設(shè)定存在1、2、3個(gè)門檻值，門檻值檢驗(yàn)結(jié)果如表所示。由表可知，僅存在單一門檻，且通過了顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步借助stata計(jì)量軟件進(jìn)行門檻結(jié)果回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

由表6第（1）列所知，回歸結(jié)果顯示當(dāng)以政府創(chuàng)新偏好為門檻變量時(shí)，研發(fā)要素流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間存在門檻效應(yīng)。即當(dāng)?shù)胤秸畬?duì)創(chuàng)新的財(cái)政投資低于5.450時(shí)，研發(fā)資本要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為0.142；當(dāng)?shù)胤秸畬?duì)創(chuàng)新的財(cái)政投資高于5.450時(shí)，研發(fā)資本要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為0.096。由此可見，隨著地方政府對(duì)創(chuàng)新重視的背景下，研發(fā)資本要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)“邊際效用”遞減的非線性現(xiàn)象。即若政府對(duì)財(cái)政科技投入維持在一個(gè)適度的增長速度時(shí)，地方政府財(cái)政科技投入與研發(fā)資本要素表現(xiàn)出較好的耦合度，能夠使得研發(fā)資本要素流動(dòng)更好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但當(dāng)政府對(duì)財(cái)政科技投入規(guī)模過大時(shí)，在政策法規(guī)上可能對(duì)技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)造成一定的束縛，對(duì)研發(fā)資本要素流動(dòng)產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)，在一定程度上削減了研發(fā)資本要素流動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。此外，為了增加結(jié)果的可靠性與穩(wěn)健性，依據(jù)上文面板分位數(shù)回歸的研究思路，將研發(fā)人員要素流動(dòng)要替換研發(fā)資本要素流動(dòng)，再進(jìn)行相關(guān)門檻回歸，研究依舊發(fā)現(xiàn)以地方政府創(chuàng)新偏好為門檻時(shí)，其門檻值依舊是5.450，研發(fā)人員要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展依舊呈現(xiàn)“邊際效用”遞減的非線性關(guān)系，回歸結(jié)果如第（2）列所示。以上結(jié)果再一次表明，若更好地釋放研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的拉動(dòng)作用，政府對(duì)地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的支持是不可或缺的部分，但應(yīng)依照當(dāng)?shù)貙?shí)際，堅(jiān)持適度原則。

表6 門檻回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表）

（四）面板空間效應(yīng)分析

在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略下，進(jìn)一步考慮政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)以及二者交互作用對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)是有必要的。最后結(jié)合LeSage和Pace（對(duì)于空間杜賓模型估計(jì)無偏性的肯定）[30]，本文構(gòu)建如下空間杜賓模型進(jìn)行空間計(jì)量分析：

其中，ρ表示空間自回歸系數(shù)，表示相關(guān)估計(jì)系數(shù)，W表示空間權(quán)重矩陣。關(guān)于空間權(quán)重矩陣的設(shè)定，地理鄰接權(quán)重矩陣是最為常見的空間權(quán)重矩陣之一，但不能反映相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)上的相關(guān)關(guān)系，鑒于本文研究的主題有關(guān)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，借鑒卞元超等研究做法，通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣作為空間計(jì)量模型的權(quán)重矩陣[31]。此外，為了確?？臻g計(jì)量模型結(jié)果的可靠性與穩(wěn)健性，引入經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣進(jìn)行相關(guān)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以上權(quán)重矩陣均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

在進(jìn)行實(shí)證分析前，需要進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，本文使用經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣進(jìn)行莫蘭檢驗(yàn)，通過莫蘭檢驗(yàn)結(jié)果表明存在空間自相關(guān)性，表明本地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平也會(huì)受到鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的影響。根據(jù)LeSage和Pace的研究，基于相鄰地區(qū)之間存在著大量交互信息，若僅僅采用回歸系數(shù)解釋空間回歸結(jié)果可能存在偏誤[30]。鑒于此，本文借鑒其研究方法，將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)。具體回歸結(jié)果如表7所示。由表7可知，在單獨(dú)考慮政府創(chuàng)新偏好與創(chuàng)新資本流動(dòng)時(shí)，政府創(chuàng)新偏好、創(chuàng)新資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的間接效應(yīng)均為正，表明在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略下，依托創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展逐漸得到廣泛認(rèn)可，地方政府通過加大財(cái)政科技投入以支持本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，提高區(qū)域創(chuàng)新水平，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。研發(fā)資本流動(dòng)產(chǎn)生的知識(shí)溢出效應(yīng)，對(duì)周邊地區(qū)發(fā)揮“示范效應(yīng)”，周邊地區(qū)通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”縮小地區(qū)間的創(chuàng)新差距，從而產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本要素流動(dòng)交互作用對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)。表明地方政府在財(cái)政支出方面可能存在“重生產(chǎn)，輕創(chuàng)新”行為，同時(shí)可能存在地方保護(hù)主義，地方政府人為的限制技術(shù)、知識(shí)和信息等研發(fā)資本要素的跨區(qū)域流動(dòng)，形成“鎖定效應(yīng)”，客觀上不利于發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用，進(jìn)而產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

表7 空間效應(yīng)分解回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

隨著中國經(jīng)濟(jì)步入高質(zhì)量發(fā)展階段，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新動(dòng)能，各地政府加大對(duì)財(cái)政科技支出的投入力度，并積極為創(chuàng)新活動(dòng)創(chuàng)造各種有利條件吸引研發(fā)要素向本地區(qū)流動(dòng)，以期釋放創(chuàng)新活力，為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供新動(dòng)能。研究發(fā)現(xiàn)：一是為了緩解內(nèi)生性問題，采用面板動(dòng)態(tài)系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，地方政府參與創(chuàng)新活動(dòng)有利于助推中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，研發(fā)要素具有趨利性的特征在一定程度上抑制了創(chuàng)新活力的釋放，阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，地方政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)要素流動(dòng)的交互作用對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有很好的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，以上通過不同方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果均穩(wěn)健可靠。二是地方政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)以及二者的交互項(xiàng)對(duì)于不同分位數(shù)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性特征。三是以政府創(chuàng)新偏好為門檻時(shí)，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)出“邊際效應(yīng)”遞減的非線性變化趨勢。四是進(jìn)一步探究發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向的空間溢出效應(yīng)，但二者的交互后對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)?；谝陨戏治?，提出如下幾個(gè)方面的政策建議。

第一，中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展離不開政府的參與，地方政府始終扮演著至關(guān)重要的角色。因此在衡量地方政府績效考核時(shí)，提高創(chuàng)新績效考核比重，倒逼地方政府摒棄過去唯GDP論的傳統(tǒng)觀念，提高地方政府對(duì)中央創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的落實(shí)，同時(shí)給予地方政府一定的自主權(quán)，使其能夠更好地立足當(dāng)?shù)貙?shí)際，發(fā)揮信息優(yōu)勢，對(duì)必要的創(chuàng)新活動(dòng)提供重要的經(jīng)費(fèi)支持，進(jìn)而發(fā)揮地方政府在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)中的作用，將創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)滲透到各個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈，增強(qiáng)地區(qū)自主創(chuàng)新能力，釋放科技生產(chǎn)力潛能，最終促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，在進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)，不僅要關(guān)注本地區(qū)的創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境，還需加強(qiáng)與周邊省份的研發(fā)要素的交流與合作，打破地區(qū)壟斷壁壘，充分發(fā)揮市場化改革在資源配置中的作用，打破阻礙研發(fā)要素流動(dòng)的體制機(jī)制障礙，為科技成果產(chǎn)業(yè)化轉(zhuǎn)化提供良好的市場環(huán)境。此外，積極構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新合作平臺(tái)，有效整合本地區(qū)和其他地區(qū)的創(chuàng)新資源，促進(jìn)研發(fā)要素的自由流動(dòng)，積極發(fā)揮其空間知識(shí)流動(dòng)和知識(shí)溢出效應(yīng)。

第三，重視地方政府財(cái)政科技投入與研發(fā)要素流動(dòng)的協(xié)同發(fā)展。政府應(yīng)進(jìn)一步破除研發(fā)要素流動(dòng)的阻礙，促進(jìn)研發(fā)要素的區(qū)際間的自由流動(dòng)，激發(fā)新知識(shí)、新技能的溢出效應(yīng)，但依舊需要注意避免由于盲目加大對(duì)創(chuàng)新的投資力度，對(duì)研發(fā)要素流動(dòng)造成的擠出效應(yīng)。此外，研發(fā)要素流動(dòng)具有用腳投票的屬性，要求地方政府適度加大對(duì)研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施的投入，逐步實(shí)現(xiàn)政府財(cái)政科技投入與研發(fā)要素流動(dòng)的融合與對(duì)接，促進(jìn)生產(chǎn)要素、技術(shù)等的流動(dòng)，從而提升地區(qū)創(chuàng)新動(dòng)力和能力，助推區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。