創新要素空間流動對區域創新能力的影響：外地吸引與本地依賴

劉 備，王林輝

引言

改革開放40 余年以來，中國經濟高增長被譽為“經濟奇跡”，但經濟產出“數量型”增長的背后，表現出粗放型發展特征。為此，轉變經濟發展方式實現經濟發展由“數量型”增長轉向“質量型”增長，在經濟“新常態”時期尤為重要。

當前，創新驅動戰略已經成為新時期國家面向未來的重大發展戰略。黨的十九大報告強調，堅決貫徹“創新、協調、綠色、開放、共享”的五大發展理念，并把創新置于五大發展理念的首要位置。能否創新以及創新能力如何，已然成為中國未來經濟發展的“風向標”。毫無疑問，創新能力是國家提升核心競爭力的關鍵，也是保障高質量發展的重要基石。在國家發展過程中，創新要素是創新驅動戰略得以順利實施的重要資源。因此，創新要素能否自由流動，以及能否實現創新要素集聚效應意義突出（白俊紅等，2017）。①白俊紅、王鉞、蔣伏心、李婧：《研發要素流動、空間知識溢出與經濟增長》，《經濟研究》2017 年第7 期，第109—123 頁。

通常情況下，要素稟賦分布的非均等性是區域發展不平衡的典型特征，而非均等的要素稟賦進一步使得經濟空間產生非均質化，這是形成要素流動的基本前提（卓乘風和鄧峰，2018）。②卓乘風、鄧峰：《創新要素區際流動與產業結構升級》，《經濟問題探索》2018年第5期，第70—79頁。就研發人員而言，研發人員會遷移到高報酬、高福利、高潛力區域。伴隨高鐵等基礎設施建設完善，發達快捷的交通網絡有利于縮短研發人員流動的距離，促進研發人員的交流與合作。而對于研發資本而言，通常會流入到高利潤回報地區。伴隨著信息化水平的提高，投資人對于項目信息的把控更加及時、準確，降低非對稱信息所造成的成本損失和投資風險，將加速研發資本向優勢地區流動。創新要素的流動程度及流動方向，可能會對地區的創新能力產生深遠影響。

一、文獻綜述

自熊彼特提出創新理論以來，學術界對于提升創新能力的研究文獻層出不窮，主要從創新環境、金融政策、知識產權保護等視角展開分析。楊震寧和趙紅（2020）基于1407 家制造企業數據，探究開放式創新對企業創新績效的影響，以及不同制度類型在其中所扮演的角色。結果發現，不同制度類型對開放式創新的作用效果差異明顯。正式制度會擴大創新的廣度效應，而限制創新的深度效應；而非正式制度會激勵創新的深度效應，而對于創新的廣度效應作用有限。③楊震寧、趙紅：《中國企業的開放式創新：制度環境、“競合”關系與創新績效》，《管理世界》2020年第2期，第139—160頁。馬凌遠和李曉敏（2019）基于2006—2016 的地級市數據，采用PSM-DID 的方法考察科技金融政策對區域創新能力的影響及其作用機制。指出，科技金融政策可以通過影響地區的金融發展水平和政府的科技支出占比進而激勵區域創新水平提升。④馬凌遠、李曉敏：《科技金融政策促進了地區創新水平提升嗎？——基于“促進科技和金融結合試點”的準自然實驗》，《中國軟科學》2019年第12期，第30—42頁。吳超鵬和唐菂（2016）選擇中國上市公司的數據，研究知識產權保護對于企業創新能力的影響，認為提高知識產權力度會通過減少研發損失和緩解融資約束方式，影響企業創新能力。⑤吳超鵬、唐菂：《知識產權保護執法力度、技術創新與企業績效——來自中國上市公司的證據》，《經濟研究》2016年第11期，第125—139頁。

近年來，隨著科技創新投入規模的不斷擴大，進一步引發了學界對于創新要素與區域創新能力問題的思考。有研究分別從本地的創新要素集聚與異地的創新要素流動兩個視角，考察創新要素流動與集聚可能會對創新能力的影響。其主要思路有二：

一是區際創新要素流動與創新能力關系。創新能力源于創新要素流動，創新要素流動具有較強的外部性，會通過知識外溢性，規模效應、創新合作網絡效應等作用于區域的創新水平（呂海萍等，2018）⑥呂海萍等：《研發要素空間聯系及其對區域創新績效的影響——基于浙江省的實證研究》，《華東經濟管理》2018年第5期，第20—26頁。。此外，創新要素在不同部門的跨區域流動，可以使不同區域創新主體形成嵌入式合作效應。不同創新主體優劣勢技術實現錯位互補，在各創新主體之間形成創新網絡促使異質性知識嵌入，進而創造出新的技術軌跡和避免技術的低端鎖定（Zhao 等，2015）①S L Zhao et al.,“Regional Collaborations and Indigenous Innovation Capabilities in China:A Multivariate Method for the Analysis of Regional Innovation Systems”,in Technological Forecasting and Social Change,2015,Vol.94,No.1,p.202-220.。白俊紅和蔣伏心（2015）研究區域間創新要素流動所形成的協同創新能力是否會對區域創新績效產生影響，發現創新要素流動通過激勵知識空間溢出水平，提高區域創新績效②白俊紅、蔣伏心：《協同創新、空間關聯與區域創新績效》，《經濟研究》2015年第7期，第174—187頁。。同時，創新要素的空間流動會提高研發要素的配置效率，改變原有創新要素結構，并對本地創新要素存量形成“鯰魚效應”。當然，創新要素空間流動也可能引致擁擠效應（卓乘風和鄧峰，2018）③卓乘風、鄧峰：《創新要素區際流動與產業結構升級》，《經濟問題探索》2018年第5期，第70—79頁。，進而促使創新要素空間流動對區域創新能力存在非線性影響。

二是考察本地創新要素集聚與創新能力關系。Beneito（2003）以西班牙1990—1996 年的企業數據，檢驗研發資本與企業創新水平關系，發現研發投資與企業創新水平呈現正向關系。④Pilar Beneito,“Choosing Among Alternative Technological Strategies:An Empirical Analysis of Formal Sources of Innovation”,in Research Policy,2003,Vol.32,No.4,pp.693-713.Hus 和Fang（2009）選擇偏最小二乘法（PLS）檢驗研發資本與企業創新關系，結果發現人力資本和關系資本通過組織學習能力提高新產品開發績效。⑤Ya-Hui Hus,Wenchang Fang,“Intellectual Capital and New Product Development Performance :the Meditating Role of Organizational Learning Capability”,in Technological Forecasting and Social Change,2009,Vol.76,No.5,pp.664-677.馬文聰等（2013）發現，在新興產業提高研發經費與研發人員的投入強度，可以顯著提升企業的創新能力，而傳統產業研發經費的投入強度與研發人員的薪酬激勵，將起到明顯的促進作用。⑥馬文聰、侯羽、朱桂龍：《研發投入和人員激勵對創新績效的影響機制——基于新興產業和傳統產業的比較研究》，《科學學與科學技術管理》2013年第3期，第58—68頁。周國林等（2020）發現，開發區的外源集聚對產業升級的驅動作用，在較短時間內集聚各類高端要素，使得開發區產業結構直接得到改變，進而產生了較強的經濟增長能力。⑦周國林等：《外源型產業集聚與本土產業升級——基于中國開發區外商投資促進產業升級的分析》，《上海商學院學報》2020年第1期，第14—35頁。

事實上，雖然大多數文獻肯定研發要素投入對于創新能力的促進作用，但相關研究卻并未形成共識。鄒文杰（2015）以空間異質性視角考察研發要素集聚對于區域創新效率的影響，認為二者并非存在線性關系，而是表現出“倒U型”關系特征。⑧鄒文杰：《研發要素集聚、投入強度與研發效率——基于空間異質性的視角》，《科學學研究》2015 年第3 期，第390—397 頁。當研發要素集聚的強度低于門限值時，研發要素集聚將激勵區域創新效率，而當研發要素集聚強度高于門限值時，對區域創新效率產生抑制效應。類似地，卓乘風等（2017）選擇2005—2015 年分省面板數據，進一步探究創新要素集聚水平的外部性，驗證創新要素集聚對于創新績效存在顯著的“倒U 型”關系特征。⑨卓乘風等：《創新要素集聚對區域創新績效的非線性邊際效應演化分析》，《統計與信息論壇》2017 年第10 期，第84—90 頁。余泳澤和劉大勇（2013）通過空間面板方法檢驗創新要素集聚對不同創新主體的創新效率的影響，結果顯示，創新要素集聚對企業的創新效率影響為正，而對于科研機構的影響卻為負向作用，對高校的影響并不顯著。⑩余泳澤、劉大勇：《創新要素集聚與科技創新的空間外溢效應》，《科研管理》2013年第1期，第46—54頁。

不過，現有研究主要考察本地創新要素投入對于區域創新能力的影響，抑或是考察創新要素流動對于區域創新能力的作用。不可否認，無論是本地創新要素還是跨區域創新要素流動，均會作用于一地的創新能力，二者并非相互隔離和孤立地發揮作用。然而，現有研究往往將二者分別獨立，并未將兩者同時納入同一經濟系統內，考察地區創新能力與本地及跨區域創新要素的空間流動的關系。即創新要素對區域創新能力的影響，是否會表現出“本地依賴”或是會呈現出“外地吸引”特征？與此對應，創新要素空間流動是否是當前我國呈現“東高西低、南強北弱”的區域創新格局的重要因素？如果地區創新能力依賴于創新要素的空間流動特征，那么在研發人員流動過程中，基礎設施和戶籍制度會產生何種作用？而在研發資本流動過程中，政府補貼和市場化程度對于區域創新能力的影響是否具有同等激勵效應？這些問題的回答將有利于促進創新驅動發展戰略的有效實施、構建區域創新要素網絡，助力我國經濟發展由“數量型”轉變為“質量型”增長，實現高質量發展。

二、變量指標設計、空間計量模型選擇與數據來源說明

本文基于引力模型對研發人員流動進行測量。“推力-拉力”理論經常被勞動經濟學家用來解釋人口遷移問題，認為人口遷移主要依賴于本地的推力和外地的拉力作用，借鑒白俊紅和王鉞（2015）①白俊紅、王鉞：《研發要素的區際流動是否促進了創新效率的提升》，《中國科技論壇》2015 年第12 期，第27—32 頁。的做法，構建如下R&D人員流動的引力模型：

其中，pfij表示從i省流動到j省研發人員的流動數量，pi表示i省的研發人員數量，用各省市R&D 人員的全時當量表征，pgdpj表示j省人均GDP，代表j省的經濟吸引力，dij代表兩地中心位置距離，而pfi代表i省研發人員的總流動量。

與研發人員流動不同，“推力-拉力”理論在資本流動時并不適用（卓乘風和鄧峰，2017），②卓乘風、鄧峰：《創新要素流動與區域創新績效——空間視角下政府調節作用的非線性檢驗》，《科學學與科學技術管理》2017年第7期，第15—26頁。因為資本流動具有風險性，流入地已有配套的R&D 資本存量是研發資本流動需要考量的重要因素。借鑒蔣天穎等（2014）③蔣天穎、謝敏、劉剛：《基于引力模型的區域創新產出空間聯系研究——以浙江省為例》，《地理科學》2014 年第11期，第1320—1326頁。的做法，構建研發資本的引力模型：

其中，cfij表示從i省流動到j省研發資本的流動量，rdki表示i省的研發資本存量，rdkj表示j省已有的研發資本存量。cfi代表i省研發資本的總流動量。研發資本的存量數據，根據rdkt=Mt-1+(1-η)rdkt-1計算，其中Mt-1代表前期的實際研發投資，η為折舊率，根據吳延兵（2006）④吳延兵：《R&D存量、知識函數與生產效率》，《經濟學》（季刊）2006年第3期，第1129—1156頁。的做法，一般設為15%，而基期資本存量參考董直慶等（2020）⑤董直慶、胡晟明、王林輝：《創新要素錯配：空間溢出視角的對比檢驗》，《浙江學刊》2020年第2期，第136—145頁。的思路，rdk0=M0/(g+η)；g代表實際投資的年增長率均值，參考白俊紅等（2017）⑥白俊紅、王鉞、蔣伏心、李婧：《研發要素流動、空間知識溢出與經濟增長》，《經濟研究》2017 年第7 期，第109—123 頁。的處理方式，構建研發投資指數以2000年為基期對研發資本進行平減。

已有研究表明，創新要素的流動與創新區域能力具有較強的空間相關性（董直慶和趙星，2018）⑦董直慶、趙星：《要素流動方向、空間集聚與經濟增長異地效應檢驗》，《東南大學學報》（哲學社會科學版）2018第6期，第57—67頁。，忽視創新要素流動與創新能力的空間依賴性易導致實證結果的偏誤。而空間計量模型可以有效的檢驗和識別空間關聯性，基于此，本節構建創新要素與區域創新能力的空間誤差模型（SEM），進而借以探究區域創新能力提升源于本地要素還是外地要素流動？以及在創新要素流動的過程中基礎設施、戶籍制度、政府資金支持以及市場化程度所發揮的作用。

基于此，構建空間誤差模型（SEM）如下：其中，被解釋變量innovit為第i個省份在第t年的區域創新能力，而專利授權量是體現區域創新能力的重要指標（吳超鵬和唐菂，2016）①吳超鵬、唐菂：《知識產權保護執法力度、技術創新與企業績效——來自中國上市公司的證據》，《經濟研究》2016年第11期，第125—139頁。。為此，本文選擇區域專利授權量占全國整體授權量的比重表征。pfit為第i個省份在第t年研發人員流動量，cfit為第i個省份在第t年研發資本流動量。lnpit代表第i個省份在第t年的研發人員，lnrdkit代表第i個省份在第t年的研發資本。Xit為控制變量的合集，δ0代表不隨個體變化的截距項，βi代表各解釋變量的估計系數，W代表權重矩陣，uit、εit代表隨機誤差項。

控制變量選取如下：（1）城鎮化水平（ub）。楊維等（2019）認為城鎮化會通過規模效應、技術溢出效應、節約交易費用等影響創新產出。②楊維、姚程、蘇夢穎：《城鎮化水平影響創新產出的地區差異性和空間依賴性——基于非空間面板與空間面板模型的實證分析》，《中國軟科學》2019年第7期，第91-101頁。為此，本文采用各地非農人口占總人口的比重表征（董直慶和王輝，2019）。③董直慶、王輝：《城鎮化、經濟集聚與區域經濟增長異質性——基于空間面板杜賓模型的經驗證據》，《學術月刊》2019第10期，第54—66頁。（2）政府主導（gov）。由于區域創新能力具有空間外部性，政府主導將會發揮重要作用（Arrow,1962），④Kenneth J.Arrow,“The Economic Implications of Learning by Doing”,in Review of Economic Studies,1962,Vol.29,No.3,pp.155-173.但對于政府主導的作用并未得到一致結論。在此采用財政收入占GDP 的比重表征（曾藝等，2019）。⑤曾藝、韓峰、劉俊峰：《生產性服務業集聚提升城市經濟增長質量了嗎?》，《數量經濟技術經濟研究》2019年第5期，第83—100頁。（3）貿易開放度（open）。黃凌云和張寬（2020）基于城市面板數據，檢驗貿易開放對于城市創新能力的影響，結果發現貿易開放通過產業結構升級，激勵城市創新能力的提高。⑥黃凌云、張寬：《貿易開放提升了中國城市創新能力嗎？——來自產業結構轉型升級的解釋》，《研究與發展管理》2020年第1期，第64—75頁。基于此，本文采用進出口貿易總額占GDP的比重表征（楊博等，2018）。⑦楊博、王林輝、趙景：《中國經濟“結構性加速”轉向“結構性減速”源于產業結構嗎？——基于一個隨機前沿模型的研究》，《東南大學學報》（哲學社會科學版）2018年第5期，第65—79頁。原始數據源于歷年各省市《統計年鑒》《中國科技統計年鑒》，樣本為2000-2017年中國30個省市行政區域（除去西藏和港澳臺地區）。

對于空間權重矩陣的選擇，由于本文檢驗創新要素流動對于區域創新能力的影響，參考董直慶等（2020）⑧董直慶、胡晟明、王林輝：《創新要素錯配：空間溢出視角的對比檢驗》，《浙江學刊》2020年第2期，第136—145頁。的做法，構建人力資本空間權重矩陣（W1）和研發投入空間權重矩陣（W2），構建方法如下：W1=WH、W2=WR，其中W 代表空間鄰接矩陣，W1和W2同時考慮了地理和研發要素的空間相關性。其中H、R矩陣的主對角線元素均為0，而

分別代表從to到t1內人力資本和研發投入的均值。Hit為以受教育年限法測算的人力資本存量，而Rit代表研發投入。考慮到經濟發展水平的空間相關性，參考邵帥等（2016）選擇經濟距離權重矩陣（W3）作為穩健性檢驗。⑨邵帥等：《中國霧霾污染治理的經濟政策選擇——基于空間溢出效應的視角》，《經濟研究》2016年第9期，第73—88頁。

三、創新要素對區域創新能力的影響效應檢驗

在運用空間計量模型之前，需要考察樣本期內區域創新能力是否存在空間關聯性。為此，首先采用莫蘭指數進行相關性檢驗，其中莫蘭指數的計算方法如下：

上式中，n是區域個數，wij是空間權重矩陣的元素值，xi,xj是區域i和區域j變量的取值。S2表示30個省份x的方差，xˉ為30個省份x的均值。莫蘭指數取值介于-1和1之間，若其小于0，則表明空間數據存在負相關，若其大于0，則表明空間數據之間存在正相關；其絕對值越接近于1，則表明相關的程度越大，若接近于0，不存在空間相關性。結果顯示，在樣本期2000-2017年內，區域創新能力的全局莫蘭指數（MoranI）均保持1%的顯著性為正，表明區域創新能力表現出顯著正向空間相關性，忽視區域創新能力的空間相關性，可能會引致模型的偏誤，采用空間計量模型具有合理性。

表1 創新要素對區域創新能力的影響檢驗

為考察不同類型創新要素的影響，首先在人力資本空間權重矩陣W1、研發投入空間權重矩陣W2、經濟距離空間權重矩陣W3下，分別建立空間面板誤差模型（SEM），借以探究區域創新能力是依賴于本地創新要素還是靠異地創新要素流動的作用。

表1的結果顯示，在三種權重矩陣下，研發資本流動（cf）、研發人員流動（pf）、研發人員（lnpi）的系數為正且保持5%以上的顯著性水平，但本地研發資本（lnrdk）的系數為正卻不顯著。這表明，創新要素空間流動對區域創新能力的影響顯著性更高，外地吸引的效果甚至強于本地依賴。可能的原因是，研發人員的空間流動促進知識的傳播和擴散，形成知識溢出效應，提升流入地的創新能力。同時，若創新要素能夠在空間范圍內自由與充分流動，會配置到更需要和更具生產力的地區，并與當地的創新要素錯位互補形成協同創新效應，促進地區創新能力的提升。

在控制變量的作用方面，城鎮化水平（ub）的系數保持1%的顯著性水平，表明城鎮化水平會增強區域創新能力。而貿易開放度（open）的系數在1%的顯著性水平上為正，表明貿易開放會有助于吸收國外先進技術，在一定程度上激勵區域創新能力，提升本國創新能力。政府主導（gov）的系數為正且并不顯著，可能是源于在中國分權式體制下，政府主導可能會削弱經濟活力，進而無法有效提升創新能力。

在區域發展不平衡的背景下，創新水平也存在“東高西低、南強北弱”的區域格局(徐鵬杰和黃少安，2020)。①徐鵬杰、黃少安：《我國區域創新發展能力差異研究——基于政府與市場的視角》，《財經科學》2020 年第2 期，第79—91 頁。創新要素流動是否是產生這種格局的關鍵性因素？本文采用引入地區虛擬變量的方法，探究創新要素流動對區域創新水平影響的區域異質性。表1方程（4）—（7）結果顯示：一是東部研發資本流動（pf×D1）與研發人員流動（cf×D1）的系數在1%的顯著性上為正。表明東部創新能力提升得益于研發人員流動與研發資本流動的“雙驅動”作用，東部沿海省份基于地理區位、經濟條件與創新環境等方面的優勢，會吸引其它地區的研發人員和研發資本涌入，在東部地區形成集聚提升地區創新能力。二是中部研發人流流動（pf×D2）與研發資本流動（cf×D2）均表現為正向作用但不顯著。表明中部創新要素流動弱，這可能與中部地區的資源稟賦相關。三是西部研發資本流動（cf）的系數呈現負值但不顯著；而研發人員流動（cf×D3）的系數至少在10%的顯著性水平上為負。表明西部研發人員流動與研發資本流動在一定程度上均顯著削弱本地的創新水平，可能的原因是西部地區往往是創新要素的流出地，研發人員的流出削弱了地區創新能力。現階段通過市場機制難以激勵西部地區的創新要素集聚，因此需通過政策傾斜，提高政府對于創新活動的調節作用。四是東北研發人員流動（pf×D4）的系數在5%的顯著性水平上為負，而研發資本流動(cf×D4)的系數表現為正向作用但并不顯著。表明與西部地區類似，東北地區研發人員流動在一定程度上削弱了地區創新水平。近年來，東北經濟出現“板塊塌陷”和斷崖式下跌狀況，勞動力和創新人才外流嚴重，經濟結構轉型舉步維艱。因此，東北需大力引進高科技人才，全面推進“東北振興計劃”，吸引研發資本涌入提高創新活力，推動產業結構轉型與經濟持續增長。

四、創新要素空間流動的調節機制檢驗

上文研究表明，區域創新能力的提升主要不僅依賴于本地的研發人員，也依賴于外地研發人員與研發資本的流入。同時，基礎設施、戶籍制度、研發補貼、市場化程度在要素流動的過程中扮演重要角色（余泳澤等，2019；夏怡然和陸銘，2015）。②余泳澤等：《高鐵開通是否加速了技術創新外溢？來自中國230個地級市的證據》，《財經研究》2019年第11期，第20—31頁；夏怡然、陸銘：《城市間的“孟母三遷”——公共服務影響勞動力流向的經驗研究》，《管理世界》2015年第10期，第78—90頁。那么，一個自然的問題是：在創新要素流動的過程中，基礎設施建設、戶籍制度、研發補貼、市場化進程又是如何影響區域創新能力？為此，構建各研發要素流動量與各要素的交互項，探究研發要素空間流動的區域創新效應。

首先，勞動力的流動往往以基礎設施為載體，為此本文首先引入研發人員流動與基礎設施的交互項（pf*trs），探究基礎設施在研發人員流動中所發揮的作用。其中基礎設施（trs）參考樊綱等（2011）③樊綱、王小魯、馬光榮：《中國市場化進程對經濟增長的貢獻》，《經濟研究》2011年第9期，第4—16頁。的思路，將各省鐵路按照14.7 的比例折算后與標準公路里程合并，再與各省的面積之比來衡量基礎設施狀況，數據源于各省市統計年鑒。

表2 的（1）—（3）方程結果顯示，不同的權重矩陣下，研發人員流動與基礎設施的交互項（pf*trs）的系數在1%的顯著性水平上為正，證實基礎設施在研發人員流動對創新能力影響的外地吸引效應中存在激勵作用。可能的原因是，鐵路等基礎設施的建設有利于縮短區域之間的空間距離，降低研發人員流動的成本并提高研發人員的流動頻率。

表2 研發人員流動的調節效應檢驗

其次，除基礎設施外，勞動力流動往往受制于戶籍制度，中國的戶籍制度不僅會影響外來的勞動力享受流入地的公共服務，而且會使外來人口子女受到入學限制。因此，戶籍管制放松會更有利于勞動力自由流動（王麗艷等，2017）。①王麗艷、楊楠、王振坡：《土地產權制度、戶籍制度與城鄉統籌發展研究》，《農村經濟》2017年第7期，第45—51頁。那么，戶籍制度是否會對研發人員流動產生影響呢？為此，本文引入研發人員流動與戶籍管制的交互項（pf×hj），探究戶籍管制對研發人員流動的創新效應。其中戶籍管制指標（hj）參考李拓等（2016）②李拓、李斌、余曼：《財政分權、戶籍管制與基本公共服務供給——基于公共服務分類視角的動態空間計量檢驗》，《統計研究》2016年第8期，第80—88頁。的方法，采用各地區常住人口中非戶籍人口的比重，表征戶籍管制程度。

表2 方程（4）—（6）顯示：不同的權重矩陣下，研發人員流動與戶籍管制的交互項（pf×hj）的系數在1%的顯著性水平上為負。表明，戶籍管制會約束研發人員流動對區域創新強度的正向激勵作用。即戶籍管制會阻礙研發人員之間的跨地區跨部門流動，進而抑制地區創新能力的提升。同時，也間接說明各地區為吸引高層次、高質量的創新人才流入，提供落戶保障將會起到激勵地區創新的效果。

再次，研發補貼往往是研發資本跨區域流動的重要影響因素。為此，本文也引入研發資本流動與研發補貼的交互項（cf×bt），探究研發補貼對于研發資本流動的影響。其中研發補貼(bt)的指標參考董直慶等（2020）③董直慶、胡晟明、王林輝：《創新要素錯配：空間溢出視角的對比檢驗》，《浙江學刊》2020年第2期，第136—145頁。的方法，采用政府資金占整個研發經費的比重表征。表3 方程（1）—（3）顯示：不同的權重矩陣下，研發資本流動和研發補貼的交互項（cf×bt）系數為負但并不顯著。這表明，雖然研發補貼對創新活動的影響起到“助推器”的作用，可以緩解研發資金壓力，但卻無法有效激勵流入的研發資本通過企業創新活動產生創新成果。其原因可能是研發補貼政策雖然有助于提升本地已有研發資本水平，但也可能是企業通過尋租等方式獲取研發補貼，損害研發補貼政策實施的效果。

最后，區別于研發補貼的政府干預形式，市場化程度是資源配置能力的重要體現，對企業創新的影響效應更為顯著（樊綱等，2003）。①樊綱等：《中國各地區市場化相對進程報告》，《經濟研究》2003年第3期，第9—18頁。那么，在研發資本流動過程中，市場化程度能否加速研發資本的流動，進而有效激勵創新能力？為此，本節進一步引入市場化程度和研發資本的交互項（cf ×mkt），探究市場化程度對于研發資本流動對區域創新的影響，其中市場化指標參考王小魯等（2016）②王小魯、樊綱、余靜文：《中國分省份市場化指數報告（2016）》，北京：社會科學文獻出版社，2017年。市場化指數報告，缺失年份數據以插值法補全。

表3 研發資本流動調節效應檢驗

表3方程（4）—（6）結果顯示：不同的權重矩陣下，研發資本流動和市場化程度的交互項（cf*mkt）系數在1%的顯著性水平上為正。結果表明，市場化進程加快研發資本的流動，進而在整體上提升區域創新能力。可能的原因是，市場化進程加劇了企業競爭，倒逼企業提升資源配置效率，最大化提高研發資本的利用效率。此外，市場化程度高的地區，法律制度相對完善、市場中介組織發達，可以提高企業的知識產權保護力度，使創新成果相關權益得到有效保障，激勵企業提高創新的質量和效率，加快創新成果積累。

五、基本結論及政策建議

本文基于2000—2017 年省際面板數據，結合引力模型選擇空間誤差模型，檢驗創新要素流動對區域創新能力的影響及異質性效應，結果表明：（1）不同區域創新能力存在正向空間相關性，區域創新能力的提升不僅依賴于本地的研發人員，也依賴于外地研發人員與研發資本的流入。（2）創新要素流動表現出“極化效應”特征，即在東部地區集聚、西部與東北地區流出的特征，特別是研發人員外流嚴重抑制了西部和東北地區創新能力的提升。（3）不同因素對創新要素流動作用具有非對稱性。基礎設施建設和市場化正向激勵創新要素對區域創新能力的提升作用，而戶籍制度與政府補貼的作用則相反。

為此，政府部門在政策制定中需要充分考量創新要素流動對于區域創新的影響，以及區域異質性可能引發的后果，分地區制定不同類型政策提高創新激勵效應并重視：（1）在以“效率優先，兼顧公平”的前提下，實現創新要素流動均化。東部地區作為創新要素集聚的“高地”，發揮創新要素流動向其他地區的輻射作用形成“涓滴效應”；中部地區重點優化產業結構，促進產業結構向合理化、高級化方向發展，通過產業結構的升級，激勵創新要素涌入；西部地區重點增強地區的政策傾斜，例如通過“筑巢引鳳”等手段，激勵研發資本和研發人員集聚。東北地區則從質量和數量兩方面引進高科技人才，提升地區核心競爭力，因地制宜培育新興業態，制定有針對性和可操作的措施推進“東北振興戰略”。（2）基于差異化的政策手段，調動創新要素充分流動實現跨區域協同創新格局。鼓勵提高基礎設施建設投資力度，尤其是高鐵基建等重大工程建設，加快提高高鐵建設的覆蓋度；發揮市場在資源配置中的決定性作用的同時，重視政府對創新要素的引導；放松戶籍管制力度，尤其是對于高科技人才全面放開戶籍門檻，助推科研人員的充分流動。