創新要素流動與產業結構變遷關系及其空間溢出效應研究

韓 軍，孔令丞

(華東理工大學 商學院，上海 200237)

0 引言

自改革開放以來，我國利用發達國家的產業轉移、技術轉讓以及資本流入等實現了快速發展，年平均增長速度超過9%，成為全世界第二大經濟體，經濟建設取得矚目成就。隨著我國經濟發展從高速增長進入高質量發展期，企業創新能力不足、資本回報率下降、產能過剩嚴重等一系列問題開始疊加出現，成為制約產業結構轉型與經濟高質量發展的重大障礙。因此，如何重塑經濟發展新動力，跨越“中等收入”陷阱，進一步加快創新資源流動，提高創新資源配置效率，實現創新驅動與產業結構融合發展，已成為當前我國經濟發展中必須解決的重大問題。

經濟發展是產業結構不斷優化的過程。結構主義觀認為，經濟發展的本質是科學技術不斷創新以及產業結構不斷變遷的過程。目前我國產業發展中暴露出諸多問題，如長期處于結構失衡和中低端鎖定狀態，導致我國經濟增長缺乏效率和國際競爭力。基于此，黨的十九大報告提出，“提高自主創新能力，建設創新型國家”，改造提升傳統產業，推進結構調整，實現經濟結構與創新融合，促使我國產業邁向全球價值鏈中高端。這是實現經濟可持續發展的必由之路。

本文基于經濟高質量發展背景，將創新要素流動與產業結構變遷統一納入分析框架，分析其關系及溢出效應，不僅拓寬了研究視野，同時，在政策層面對推進創新驅動發展戰略實施、促進產業發展有一定現實意義。

1 文獻綜述

1.1 產業結構變遷與經濟發展

經濟發展是產業結構變遷的結果，產業結構變遷既是保證經濟發展 “數量”的需要，又是推動經濟增長 “質量”提升的需要[1]。梁向東和魏逸玭[2]研究認為，產業結構升級對經濟發展具有明顯的推動作用，但是在不同階段其作用不同。如制造業升級對經濟增長存在“結構紅利”現象，隨著產業結構變遷，這種“結構紅利”會逐漸消失，甚至存在“結構負紅利”效應；張永安等[3]分析了產業結構變遷對經濟發展的影響機制。研究發現，經濟水平由低級邁向高級的過程中，產業結構變遷對經濟發展有顯著促進作用，但隨著產業結構分位數提高，這種邊際作用表現為遞減效應；孫葉飛等[4]基于城鎮化進程，對產業結構變遷與經濟增長關系進行實證研究后認為，當前由產業結構變遷帶來的經濟增長效應仍存在，但是這種“結構紅利”的邊際貢獻率正逐漸降低；陶長琪和周璇[5]、陳曉等[6]認為，產業結構高級化并未顯著推動我國經濟增長，而經濟規模擴大卻顯著促進了產業結構轉型升級，同時，產業結構合理化對經濟增長的影響大于產業結構高級化的作用。也有一些學者，如Kaiser[7]、李庭輝和董浩[8]、方大春和馬為彪等[9]認為，經濟增長與產業結構之間并不存在雙向因果關系，即經濟增長并不必然導致產業結構調整，產業結構調整也并不必然對經濟發展產生作用。

1.2 創新要素流動與創新效率

當前，創新要素流動與創新效率研究主要從人口、資本及技術進步等因素角度考慮其對產業結構造成的沖擊和制約，如導致產業結構調整或變遷。Montobbio & Sterzi[10]基于空間面板模型，分析了創新要素流動視角下的創新效率，認為創新要素流動存在空間溢出效應，而R&D人員與R&D資本溢出能夠顯著促進地區創新效率提升，但這種溢出效應存在空間異質性；陶桂芬與方晶[11]從東中西部地區選取經濟發展差距較大的省份作為研究對象，構建產業結構變遷指數，根據創新效率和全要素生產率提高對產業結構變遷指數的影響，認為創新要素流動能顯著促進區域協同創新效率提升，但一些地區存在高水平集聚和低水平集聚；于斌斌[12]利用兩部門經濟增長動態空間面板模型，基于國內285個地級市面板數據，對創新要素流動與協同創新效率提升下的經濟增長效應進行了實證檢驗，認為由R&D人員流動帶來的技術外溢是提升創新效率以及實現經濟增長的重要影響因素；李婧與產海蘭[13]基于地區經濟發展水平空間異質性視角，研究了創新要素集聚與區域創新績效關系，認為創新要素集聚對研發績效的影響存在創新效率的空間差異，創新要素流動趨向于在經濟水平、地理環境相似的地區流動。

1.3 資源配置與產業結構

資源配置與產業結構變遷關系研究主要形成兩種觀點。一種觀點認為，由資源配置帶來的產業結構變遷對經濟發展具有積極作用。如Zheng等[14]從政府規制角度研究認為，總體上我國經濟效率提升存在顯著的“結構紅利”現象，但資本的“結構紅利”相對不足，因資源配置錯位引發創新要素流動差異化，進而導致行業內部產業結構變化；Saccone & Valli[15]發現，行業內部的生產率提升與行業間資源再分配均會促進國民經濟增長，即經濟增長的動力主要來源于行業內部生產率提升，而各種資源在行業間的再分配則會產生所謂的“結構紅利”；張軍和陳詩一[16]基于對我國工業企業的研究發現，由資源配置帶來的“結構紅利”效應顯著提高了工業生產率并促進了產業高級化；王立新和曹梅英[17]根據三次產業統計方法的調整，探討了自改革開放以來產業結構調整期的資源配置效率，對“結構紅利假說”進行了再檢驗。另一種觀點認為，產業結構變遷對經濟增長的影響并不明顯或存在消極作用。如劉偉和張輝[18]，蘇振東等[19]、尹秀芳[20]等研究了資源配置與產業結構變遷對經濟的影響，結果表明，由于行業間資源分配不均，偏離了有效配置，導致制造業生產效率低下，在兩階段經濟增長過程中“結構紅利”效應并不顯著。

通過對現有文獻的梳理發現，學者們針對創新要素流動與產業結構變遷的研究成果已相當豐富，但仍存在以下不足：首先，絕大部分學者主要研究產業結構變遷對經濟增長的作用或創新效率與產業結構變遷的關系，少有學者探究創新要素流動對產業結構變化的內在推動機制；其次，較少從創新要素的兩個維度探究二者與產業結構變遷互為因果的關系。因此，本文試圖從R&D人員與R&D資本流動耦合的角度揭示兩個維度與產業結構變遷的內生關系，并采用廣義三階段最小二乘(GS3SLS)模型探討兩者間的雙向作用機制與空間溢出效應。

2 創新資源配置與產業結構變遷的交互機制

產業結構變遷往往伴隨經濟發展的變化，并呈現出一定規律性，即從簡單到復雜、從低級到高級的動態變遷過程。黨的十九大報告也指出，經濟現代化建設必須注重創新驅動和產業結構優化，實現創新與產業互助協同發展。

2.1 R&D人員流動與產業結構變遷互動機制

人力資本作為產業結構變遷的主導因素，其R&D人員流動帶來了新技術、新工藝，并改變了要素相對成本，同時，人力資本存在異質性，伴隨知識空間溢出效應的增大以及專業技術人才需求的上升，R&D人員流動對產業結構演進產生影響。這種影響主要體現在以下方面：首先，創新要素中的人力資本流動不僅能夠內生地推動產業結構調整和新興產業崛起[17]，而且有利于提高流入地的人力創新要素存量，促進其它生產要素向該區域集聚；其次，在人力創新要素流動過程中通過研發活動的內部驅動，形成本地區創新型知識存量的比較優勢，有助于推動產業結構提升；最后，在R&D人員流動過程中發生的知識溢出、技術交流與技術擴散，不僅有利于降低創新成本和不確定性，而且會帶來新管理模式、生產技術及產品創新，最終增加創新產出。這種“干中學”效應帶來的產業結構升級有助于優化與提升勞動效率，帶動分工深化以及專業化程度提高，推動國內外市場規模擴大。市場需求的擴大同時使得企業競爭加劇，進一步增大對人力創新要素的需求。

產業升級以及新興產業的崛起，一方面需要吸引大量高層次、復合型創新創業人才，形成強大的人力資本，才能發揮人才的輻射和帶動作用[20]；另一方面，隨著國內外市場擴大以及行業細分，企業必然加大對勞動力數量和高素質人才的需求，而市場競爭將進一步加劇人力資本流動。此外，地方政府為了完成區域績效指標考核，促進產業發展與產業結構升級，需要引進先進的技術及創新人才，提高人力資本配置效率。

2.2 R&D資本流動與產業結構變遷互動機制

資本的本質是能夠帶來剩余價值，而資本能夠實現增值主要在于它處在無休止的運動中，不斷地在流通領域與生產領域之間進行循環、周轉，刺激生產和再生產，促使企業轉型升級[21]。R&D資本作為資本的一種，其流動也以實現價值最大化為目的，在各部門之間流動，最終R&D資本流動改變了生產要素在不同部門間的比重，促進資本及其它生產要素從低生產效率部門流向高生產效率部門或行業，進而提高要素生產率或資源利用率，直到不同部門之間實現利潤均等化。此外， R&D資本流動會進一步帶來土地、勞動力等其它生產要素的重新分配，實現部門生產效率提升，以及產業結構優化升級。

由R&D資本流動帶來的技術進步將深化產業生產分工，而資本要素投入增加不僅能夠通過技術進步推動生產機器的普及與利用，提升技術密集型產業比值，而且能夠提高勞動者素質與企業生產效率，主導產業更替，深化產業生產分工。同時，資本要素投入能夠促進傳統生產要素配置結構與分配效率優化，通過增加技術密集型產業投入，促進勞動密集型產業向資本密集型、技術或知識密集型產業轉變，推動產業結構變遷[22]。

伴隨產業結構優化或升級，生產要素將從低效率部門流向高效率部門。當某行業或地區的R&D資本凈流入量增加時，將帶來生產要素集中，形成產業集聚并不斷擴大規模。在該過程中，創新資源的空間集聚必然引起資源的重新分配。Krugman也指出，產業變遷過程中集聚形成的根本原因是成本下降、規模經濟出現、知識溢出、分工專業化等優勢。反之，基于集聚效應分析，產業集聚也可以促進上述優勢積累，進而促進R&D資本流入。

3 研究設計

3.1 創新要素流動量測度

Kelejian & Prucha[23]、Anderson[24]、Eaton等[25]曾相繼將引力模型引入應用經濟學領域，目前引力模型被廣泛用于衡量國際進出口貿易、跨國投資以及人口遷移等研究。

3.1.1 R&D人員流動(Pfl)

一般認為，“推拉理論”能夠較好地解釋人員流動。其主要觀點認為，人口流動是流入地人員效用提高的拉力因素以及流出地人員帶來的推力因素共同作用的結果。基于此，本文在度量R&D人員流動量時，選取引力變量的引力模型，參考吳群鋒和楊汝岱[26]、王鉞和劉秉鐮等[27]的研究，認為工資差異是顯著影響勞動力流動的重要因素，因此采用城鎮人員就業平均工資差額表征本地區對其它地區R&D人員流動的吸引力，如式(1)所示。

(1)

式(1)中，Pflijt為t時期從i區域到j區域的R&D人員流動，Mit為t時期i區域的R&D人員，wagejt是t時期j區域的平均工資，表示為j區域對i區域人員的吸引力，Rij表示i區域與j區域距離(文中用兩地區省會之間距離)。i區域R&D人員流入到其它地區的流動總量(Pflii)如式(2)所示。

(2)

3.1.2 R&D資本流動(Cap)

任何地區與其它地區均存在空間關聯性，且地理鄰近地區間的經濟關聯更緊密。R&D資本流動從本質上反映了其逐利性，其區際流動主要受地區利潤率水平的影響，而地理鄰近地區間的資本流動較頻繁，因此選取各地區規模以上企業利潤率作為吸引力變量指標度量R&D資本流動程度。借鑒白俊紅等[28]的研究，構建R&D資本流動量度量方程。

(3)

式(3)中，Capijt表示t時期從i地區到j地區的R&D資本流動量，Rij表示i區域與j區域距離。Cpit為t時期i區域的R&D資本存量，Ratejt為規模以上工業企業利潤率。同樣，流入i區域的R&D資本總量可以用式(4)表示。

(4)

3.2 產業結構調整度量

產業結構變遷是動態過程，包括產業結構合理化與高級化兩個維度。

3.2.1 產業結構合理化(Rat)

產業結構合理化是指產業集聚質量，它既是產業協調程度的反映，又是投入要素有效利用率的重要表現。目前產業結構合理化有多種測算方式，大多以泰爾指數(Theil index)為基礎，這是因為泰爾指數是能比較客觀地度量產業結構合理程度的指標[17,19]。本文也基于泰爾指數進行產業結構合理化評判，具體算法如下：

(5)

Yi表示第i產業生產總值，Li表示第i產業從業人員；n表示產業總數。Yi/Li表示各產業部門勞動生產率。Rat值越小,表明產業結構越合理。Rat為0，表示產業結構合理，Rat數值越大代表產業結構越不合理，經濟系統穩定性越差。

3.2.2 產業結構高級化(Upg)

以往文獻多采用Petit-Clark定理衡量產業結構高級化程度，但在當前經濟服務化趨勢下，以互聯網技術為代表的信息化服務更為廣泛地參與制造業生產，進一步提高了生產性服務業產值占整個服務業產值的比重，產出服務化趨勢更加凸顯。由于制造業的全部產出中有相當大比例是服務型產品，使得工業化后期的第二與第三產業界限越發模糊。借鑒學者對產業結構高級化的度量方法，以第三產業產值與第二產業產值之比衡量產業結構高級化程度，能夠更好地反映產業結構變遷的服務化發展方向，具體如式(6)所示。

Upg=Y3/Y2

(6)

Upg表示產業結構高級化指數，Y3代表第三產業產值，Y2代表第二產業產值。Upg指數越大，表示產業結構越高級，反之則越低。

3.3 控制變量與數據來源

控制變量選取與解釋說明。①城鎮化進程(urb)。產業主要在城市周邊集聚，創新也通常在此范圍內發生，從某種角度而言，城鎮化進程驅動產業結構調整，同時促進區域創新能力提升。因此，本文以區域非農業戶口人員與地區常住人口比例衡量城鎮化進程；②人力資本(edu)。人力資本積蓄是促進區域創新績效提升和產業結構調整的重要途徑。參照白重恩和張瓊[29]研究地區受教育程度的方法，采用地區平均受教育年限表征人力資本變量，平均受教育年限=小學人數/總人口6+初中人數/總人口9+高中人數/總人口12+大專及以上人數/總人口16；③對外開放(ope)。由于外商直接投資(FDI)具有正外部性，即FDI不僅能夠提高地區產業分工水平與生產效率，而且能夠促進創新績效提升。因此，選取外商直接投資(FDI)與地區GDP比值反映區域對外開放水平；④政府政策干預(gov)。政府通過干預資源配置或制定產業政策，以達到產業調整目的。因此，采用政府財政支出占政府財政收入的比值表示政府政策干預力度；⑤經濟發展水平(pgdp)。導致人力資本流動的最重要因素是地區經濟發展水平不平衡，隨著我國戶籍制度改革，地區對外開放程度不斷擴大，地區經濟發展水平提高與競爭加劇將極大促進人力資本流動；⑥醫療水平(hos)。良好的醫療條件不僅是吸引人才的重要原因，而且可以為勞動力的身心健康提供保障，從而提高勞動生產率。因此，采用萬人床位數衡量地區醫療水平；⑦交通便利性(roa)。便利的交通有利于區域對外經濟交流和要素流通，吸引更多人力資本，從而促進地區創新能力提升。因此，采用人均道路面積測度。

數據來源。考慮到數據可得性，采用1998-2018年省級面板數據，數據來源于《中國統計年鑒》、《中國區域統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》，以及省級單位的《統計年鑒》。由于西藏地區數據缺失嚴重，未納入統計分析。

3.4 產業結構調整與創新要素流動耦合協調分析

我國產業結構進入深度調整期，創新要素流動促進了產業結構高級化與合理化，同時，產業結構變遷也促進了技術創新，即創新資源流動與產業結構調整互為支撐、相互促進，因此創新要素流動與產業結構變遷是否協調就顯得尤為重要，而采用耦合模型有助于反映長期以來創新要素流動與產業結構變遷間的耦合程度。

本文在耦合度模型基礎上，根據產業結構變遷與創新要素流動兩個系統的綜合得分，構建產業結構合理化/高級化與R&D人員/資本流動耦合協調度模型，并對其進行定量分析，以準確評判產業結構與創新要素流動協調程度。其耦合模型如下所示：

(7)

式中，C表示耦合度，K為調節系數。為了強調區分度，設定K值為4。X1表示產業結構調整合理化或高級化指數，X2為R&D人員流動或R&D資本流動指數。在計算產業結構變遷與創新要素流動耦合協調度之前，首先對原始數據進行標準化處理。為避免產生偏差，準確評價產業結構變遷與創新要素流動的耦合協調程度，在已經建立的耦合度模型基礎上構建耦合協調度模型。

(8)

式(8)中，D表示創新要素流動與產業結構變遷耦合協調度，α和β分別表示產業結構合理化/高級化、R&D人員流動/資本流動的權重，本文中取α=0.4，β=0.6，即認為創新要素流動與產業結構變遷具有較大權重[19,20]。根據耦合協調度數值，將其劃分為4類，見表2所示。

表2 耦合協調度類型

根據R&D人員流動與產業結構高級化/合理化耦合情況，如圖1和圖2所示，總體來說，在全國范圍內R&D人員流動與產業結構高級化/合理化的耦合度不斷上升。由圖1所示，分地區來看，東部地區1998-2018年的R&D人員流動與產業結構高級化/合理化的耦合協調度大都介于0.5～0.7之間，屬于高度耦合協調。因此，未來應注重優化制度環境，保障人才基本權利，促進產業結構高級化，推動經濟增長由粗放型向集約型轉變，重點發展高科技產業，推動產業向中高端轉型。從中西部地區R&D人員流動與產業結構高級化發展情況來看，二者耦合協調度介于0.3～0.5之間，屬于中度耦合協調，特別是某些年份耦合協調度低于0.3，屬于低度耦合協調。因此，對中西部地區來說，應在經濟欠發達地區以產業結構合理化及生產要素合理配置為重心，有選擇地引進相關企業，注重協調產業地位。

在R&D人員流動與產業結構合理化方面，如圖2所示，東中部地區R&D人員流動與產業結構合理化的耦合協調度介于0.3～0.5之間，協調系數逐漸由中度耦合向高度耦合轉變。而西部地區由中度耦合協調趨向低度耦合協調。此外，由圖1和圖2的趨勢線也可以看出，R&D人員流動與產業結構高級化/合理化的耦合協調性表現為東→中→西依次遞減，反映出地區人員流動與產業結構越合理，產業間越協調互補，越有助于資源分配合理化以及生產要素利用率提高。

圖1 R&D人員流動與產業結構高級化耦合情況

圖2 R&D人員流動與產業結構合理化耦合情況

根據圖3、圖4的R&D資本流動與產業結構變遷情況來看，R&D資本流動與產業結構高級化/合理化間的耦合協調度略低于R&D人員流動與產業結構高級化/合理化間的耦合協調度，在一定程度上說明了R&D資本流動的作用有限，而由R&D人員流動帶來的技術進步與產業結構之間具有更強的協同效用。分地區來看，R&D資本流動與產業結構高級化的耦合協調度也呈現出東部最高，西部地區最低。此外，從時間趨勢線也可以看出，上述地區的耦合協調度發展平緩。其中，東部地區R&D資本流動與產業結構高級化/合理化耦合協調度的波動幅度較大，說明東部地區近年來在吸引資本方面比中西部地區具有更強優勢；中部地區R&D資本流動與產業結構高級化/合理化之間的耦合協調度由中度向高度發展；西部一些地區R&D資本流動與產業結構高級化/合理化間的耦合協調度由中度向低度演變，隨著創新要素從西部地區向東中部地區聚集，帶來西地區資本積累速度下降、勞動力流失，且這種“強者越強，弱者越弱”效應會進一步凸顯。

圖3 R&D資本流動與產業結構高級化耦合情況

圖4 R&D資本流動與產業結構合理化耦合情況

根據創新要素流動與產業結構變遷的時間序列總趨勢線可以發現，創新要素流動與產業結構的耦合協調性逐漸改善，當區域經濟發展差距較大時，相同的創新要素在不同區域對產業結構的作用存在明顯差異，創新資源配置不合理限制了產業產出效率提升，抑制了企業發展。因此，需要根據不同地區制定合理的創新要素配置方案和產業發展規劃，同時，建立完善的人力創新要素管理水平和產出效率評估考核與監督機制，促進創新要素合理流動。需要說明的是，上述耦合協調度模型的測度結果只能反映創新要素流動與產業結構高級化/合理化的緊密程度，并不能解釋兩者間的因果關系，下面采用空間計量模型對二者關系作進一步分析。

4 空間計量分析

4.1 聯立方程設定

空間計量模型可以根據空間效應采用不同模型進行刻畫，主要有空間滯后模型(SLM)、空間自回歸模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)等，但這些空間計量模型僅能考察某經濟變量與影響因素間的單項因果關系，而空間聯立方程有助于考察整個經濟系統相互依存、互為因果的聯系。不僅如此，聯立方程可以解決解釋變量和被解釋變量互為因果帶來的內生性。為考察創新要素流動和產業結構變遷間的交互影響及空間溢出效應，構建廣義空間三階段最小二乘(GS3SLS)面板聯立方程，其顯著優點是既考慮了內生變量的潛在空間相關性，同時考慮了各方程隨機擾動項可能存在的相關性。

(9)

(10)

模型中，inn表示創新要素流動(R&D人員流動或R&D資本流動)，ind表示產業結構變遷(產業結構高級化或合理化)，Z表示創新要素流動相關控制變量，T表示產業結構變遷相關控制變量。

空間相關性分析是區別傳統模型與空間計量模型的重要依據,傳統模型因忽略空間因素會帶來一定偏差，而采用莫蘭檢驗(Moran′s I)可以在一定程度上消除由空間因素帶來的誤差。創新要素流動與產業結構變遷的莫蘭檢驗結果介于-0.063～0.336之間，整體來看，變量基本大于0，因此初步呈現空間正相關性。在相鄰和距離的空間權重條件下，除個別年份不顯著外，其余年份均顯著大于零，因此表現出空間集聚效應。總體來說，各地區沒有顯現出完全的隨機狀態，而是具有一定空間相關性，表現出集聚性；在某些年份還發現，相關變量的莫蘭檢驗結果小于0,因此呈現出擴散效應。基于上述結果，空間自相關檢驗結果還需納入具體模型中作進一步分析。

4.2 實證結果及分析

為便于對比分析，還需提交不包含空間模型的3SLS估計結果。由于變量存在異方差和量綱問題，在實證前，首先對變量進行取對數處理，其次為了避免多重共線性帶來的模型估算失真問題，利用方差膨脹因子(VIF)對變量進行檢驗，對其中VIF>10的變量進行中心化處理。

根據表1創新要素流動估計結果可知，在回歸模型中，產業結構合理化/高級化對R&D人員流動具有顯著影響，其中，產業結構合理化對R&D人員流動的回歸系數為正(1.613)，顯著促進了R&D人員流動。而產業高級化回歸系數顯著為負(-0.844)，表現為抑制R&D人員流動。該結果可以從兩方面解釋，一方面，從創新要素流入角度并結合地區經濟發展水平與受教育程度，產業結構合理化促進了R&D人員流入；另一方面，從創新要素流出角度看， R&D人員會流向產業結構水平更高，以及經濟發展更好的地區。此外，表1中產業結構高級化/合理化對R&D人員流動回歸系數與表2中R&D人員/R&D資本對產業結構高級化回歸系數存在明顯的雙向關系，同時，根據GS3SLS面板估計結果也可以發現，R&D人員流動與創新要素流動存在雙向互動效應。

表1 變量描述性統計分析結果

從空間效應看，R&D人員流動、R&D資本流動回歸系數分別為0.191和0.305，即空間滯后效應顯著，說明周邊R&D人員流動會通過空間溢出效應促進本區域R&D人員及R&D資本流動。這是因為不同地區間存在合作、人員交流、技術轉移，區域外的產業結構調整對本區域創新具有顯著催化效應。從R&D資本流動來看，產業結構合理化對R&D資本流動的回歸系數為正(1.554)，空間溢出效應為負(-0.319)，考慮到控制變量城鎮化水平，即城鎮化加速了資本流動并促進了集聚，這主要是因為產業主要在城市或其周邊集聚，隨著城市發展，產業結構趨向于合理化，R&D資本流動也會更加頻繁。

表3 創新要素流動估計結果

由表4產業結構調整估計結果可以發現，核心解釋變量在3SLS和GS3SLS上的估計結果系數具有一致性。這是因為人口遷移往往伴隨人力資本轉移與資源的優化配置。此外，R&D人員回歸系數為負(-1.203)，說明抑制了產業結構合理化。對此本文解釋為：當前經濟發展中的突出問題是產業結構不合理，而產業結構變遷又會對R&D人員/R&D資本流遷方向、距離及其穩定性帶來影響。此外，從空間效應角度來說，R&D人員流動的空間溢出系數為正(0.226)，說明R&D人員流動的空間溢出效應促進了區域外的產業結構合理化。產業結構高級化的空間溢出效應系數為正(0.352)，說明周邊產業結構變遷不僅會通過空間溢出效應優化本區域產業布局，同時，也促進了其它地區的產業結構合理化。其主要原因是近些年我國面臨較大的經濟下行壓力，產業結構面臨深度調整，導致各地區產業競爭加劇。

表4 產業結構調整估計結果

從聯立方程角度審視產業結構高級化與創新要素流動關系。首先，在不考慮空間效應的情況下，R&D人員流動制約了產業結構高級化。該結論與梁向東和魏逸玭[2]的研究結論相似。對此可以解釋為隨著人口流動加快，雖然短期內形成流動人口聚集，但是因干中學過程中技能積累不足而制約了企業技術進步，抑制了產業結構高級化。從空間溢出效果看，產業結構變遷均存在顯著的正向空間外溢，其周邊地區產業結構變遷均會影響本地區產業結構調整。其次，從創新要素流動角度來說，R&D人員流動對產業結構高級化的空間溢出具有抑制作用，R&D資本流動對產業結構高級化的空間溢出效應為正。本文對此的解釋為創新要素流動過程中產生的人口流動替代效應削弱了企業創新動力，從而抑制了產業結構高級化。

5 結論與政策啟示

本文首先將創新要素劃分為R&D資本流動和R&D人員流動，將產業結構變遷劃分為產業結構高級化與產業結構合理化兩個方面，從理論上分析了創新要素流動與產業結構變遷交互機制；其次，采用耦合協調模型對新要素流動與產業結構變遷關系進行刻畫，解析了二者相互關系及作用機制；最后在耦合協調模型基礎上建立空間面板聯立方程的門檻模型，研究了創新要素流動與產業結構變遷的空間互動關系，得到如下結論：

從發展趨勢看，1998-2018年全國內地30個省市創新要素流動與產業結構變遷的耦合度由從低度轉向中高度。其中，R&D人員流動與產業結構變遷的耦合協調度大于R&D資本流動與產業結構變遷的耦合協調度；R&D人員流動與產業結構變遷的耦合協調度整體呈平穩發展，而R&D資本流動與產業結構變遷的耦合協調度波動較大，從一定程度上說明資本流動的便捷性大于人員流動，資本可以通過選擇撤出該地區來降低機會成本，甚至快速“轉身”投向高利潤地區，而人員流動不會像資本發生短期內的快速流動。分地區來看，東中部地區創新要素流動與產業結構高級化的耦合協調度呈緩慢上升態勢，R&D人員流動與產業結構變遷的耦合協調度呈現為東-中-西依次遞減。在創新要素流動與產業結構合理化方面，東中部地區整體差距較小，反映出近年產業結構調整由東部向中部轉移。西部地區創新要素流動與產業結構耦合協調度的波動幅度較大，基本處于0.3以下，從時間趨勢看，創新要素流動與產業結構高級化的耦合協調度呈平緩上升發展趨勢。

基于空間聯立方程模型的研究結果表明，創新要素流動與產業結構變遷之間存在空間交互效應，創新要素流動對產業結構變遷均存在顯著的正向空間溢出，同時，產業結構變遷也對創新要素流動產生正向空間溢出效應。產業結構合理化促進了R&D人員流動及R&D資本流動。與R&D資本相比，R&D人員流動對產業結構變遷的影響更顯著。創新要素流動對本地區產業結構調整存在抑制作用，對流入地產業結構高級化與合理化具有促進作用。

針對上述結論分析，本文提出如下政策建議：

(1)構建地區產業與創新發展協調機制。實踐證明，區域產業互動與區域創新發展障礙往往來自地方保護主義，其根源是沒有形成資源、成果共享和創新發展協調機制。因此，應將產業規劃與資源配置協調，建立地區創新中心與產業發展的協同對接，構建資源信息共享平臺，打破地區行政保護和壟斷，形成良好的市場環境，鼓勵資源多向流動。

(2)健全人才儲備機制，破除體制機制壁壘。為解決人力創新要素短缺與區際不平衡問題，產業基礎薄弱地區可以借助“一帶一路”倡議以及“長三角一體化”等國家重大發展戰略，破除體制機制壁壘，通過技術模仿或技術移植等提升中西部地區創新發展水平，促進創新資源多樣化發展。

(3)保障人才流動權利，加強人才工作立法。通過改善地區軟硬件環境，實行人才引進、人才派遣等柔性引才機制，特別是引導企業、科研機構、高等學校等建立協同創新基地，規范人力資源市場，發揮市場在人才引進、考核、激勵等方面的決定性作用。重視原始創新和戰略性科技創新能力建設，以形成智力、資本投入與產業結構優化升級的雙向聯動機制。

(4)優化政府職能，強化市場在資源配置中的作用。構建有利于發揮市場作用的技術創新政策體系，適當控制產業應用技術方面的政府投入，鼓勵企業自主創新，降低政府依賴，更多地實行“后補助”政策。在跨地區產學研合作中，政府應重點支持有價值、有市場前景的技術成果，充分發揮創新要素流動對產業結構升級的積極作用，引導創新要素合理配置。產業結構水平較低的區域應根據地方要素資源稟賦承接產業轉移，經濟發達地區則應注重產業結構高級化，重點發展高新技術產業，推動產業邁向高端化。