研發要素流動、空間溢出與經濟高質量發展

陳 文

（南京郵電大學 管理學院，江蘇 南 210003）

一、引言

黨的十九大提出中國經濟由高速增長轉向高質量發展階段，高質量發展成為我國經濟建設的主題。2020 年3 月，《中共中央國務院關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》指出：促進要素自主有序流動、提高要素配置效率對推動經濟發展質量變革具有重要意義，意見要求引導勞動力要素合理暢通有序流動，推進資本要素市場化配置。研發要素是保障我國創新驅動戰略順利實施，推動經濟可持續發展的重要資源，包括R&D 人員和R&D 資本等。目前，隨著戶籍制度和金融制度改革不斷深入，研發要素逐漸跨越區域界限在省際大規模流動，深刻影響著經濟發展。因此，在新時代背景下，研究研發要素流動對經濟高質量發展的影響具有重要的理論和現實意義。

二、文獻綜述

目前，國內外關于研發要素流動與經濟高質量發展的研究，主要包括以下幾個方面：

第一，要素流動對經濟增長的影響。在經濟高質量發展概念提出以前，國內外學者主要關注經濟增長質量。Eng 等（2016）[1]基于亞洲9 個國家的數據，發現資本流入對經濟增長無顯著影響，但資本流出對經濟增長存在負向作用。易瑩瑩和凌迎兵（2015）[2]基于重慶市的數據，發現勞動力流出和流入分別促進和阻礙其經濟增長。方慧等（2020）[3]基于國際數據，發現生產要素跨國流動表現為外商直接投資，要素稟賦顯著促進經濟增長質量。

第二，經濟高質量發展的內涵和評價方法。郭春麗等（2018）[4]認為經濟高質量不僅包含經濟總量，還包含經濟效益提升、結構優化、可持續發展及發展成果共享等。肖周燕（2019）[5]認為高質量發展是在一定生態規模下社會福利持續增進的發展。目前，對經濟高質量發展水平的評價主要有兩種方法，一是構建評價指標體系，師博和任保平（2018）[6]構建了包含經濟增長基本面和社會成果2 個維度6個指標的評價體系。華堅和胡金昕（2019）[7]基于五大發展理念，構建了涵蓋13 個一級指標、29 個二級指標的經濟高質量發展評價指標體系。二是用某一指標表征經濟高質量發展水平，如陳詩一和陳登科（2018）[8]將勞動生產率作為經濟高質量發展水平的代理變量。劉思明等（2019）[9]用全要素生產率表征經濟高質量發展。

第三，研發要素流動對經濟高質量發展的影響。白俊紅等（2017）[10]發現研發要素流動的空間溢出效應顯著，顯著促進中國經濟發展。王鉞和劉秉鐮（2017）[11]認為研發資本流動對我國區域全要素生產率的正向影響顯著。陳曉（2019）[12]認為研發要素流動顯著促進本省和周邊省份的全要素生產率。

綜合上述研究發現，已有研究大多聚焦在經濟增長質量上，對經濟發展質量的研究較少；對研發要素流動的空間知識溢出效應和路徑依賴性研究不足。因此，本文將基于SBM 方向距離函數測度綠色全要素生產率，用其表征經濟高質量發展水平。運用動態SDM 模型從空間溢出效應和路徑依賴性兩方面研究研發要素流動對省域經濟高質量發展的影響。

三、理論模型

（一）空間權重矩陣

定義空間權重矩陣W：wij是W中第i行第j列的元素，表示區域i與區域j之間的距離。其中，主對角線上的元素wnm=0，即同一區域的距離為0。

0～1 鄰接矩陣基于地理相鄰關系，當區域i與區域j有共同邊界時，wij=1；否則wij=0。

地理距離矩陣基于各省之間的地理距離dij，當i≠j時，wij=1/dij2；否則wij=0。

（二）空間計量模型設定

空間滯后（SAR）模型只包含空間因變量滯后，空間誤差（SEM）模型只包含空間誤差自相關，而空間效應可能同時存在于上述兩個方面，基于此，LeSage 構建了包含這兩種空間效應的空間杜賓（SDM）模型。相較于靜態空間面板模型，動態空間面板模型可有效處理內生性問題，并顯著降低空間自回歸系數的有偏性。因此，采用動態SDM 模型進行分析：

Y表示被解釋變量，X表示解釋變量，Control表示控制變量。W表示空間權重矩陣，εit是滿足獨立同分布的擾動項。

四、變量選取與說明

（一）經濟高質量發展水平（GTFP）

運用MaxDEA 軟件測算SBM 方向距離函數的GML 指數，具體指標為：投入指標包括地區就業人數、資本存量、能源消費總量；期望產出為地區生產總值；非期望產出包括工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢物產生量。根據Cooper 等的研究，考慮非期望產出的SBM 模型為：

s-?Rn，sb?Rv，sg?Ru分別表示投入過多、非期望產出過多和期望產出不足。0<ρ≤1，其分子和分母分別代表決策單元實際投入與產出相對于生產技術前沿面的平均可縮減比例和可擴張比例。當且僅當ρ=1，即s-=0、sb=0、sg=0 時，決策單元完全有效；ρ<1 表示決策單元存在效率損失。

為解決ML 指數的跨期方向距離函數可能存在無可行解的問題，Oh 提出了GML 指數：

（x，y，b；g）是在全局生產可能性集合PG（x）下定義的全局方向距離函數。表示第t+1 期的GTFP 相對于第t期的環比增長率。因此，假設2008年的GTFP 為1，將各期GTFP 累乘得到相應年份的GTFP。

（二）研發要素流動

根據白俊紅等（2017）[10]的研究，用引力模型測度研發要素流動量。

1.R&D 人員流動量

Mi為i省的R&D 人員數量，Nj是j省的城鎮單位就業人員平均工資，dij表示i、j兩省的地理距離。PFij表示從i省到j省的R&D 人員流動量，PFi表i某一年份i省R&D 人員的總流動量。

2.R&D 資本流動量

Ki與Kj分別表示i省和j省的R&D 資本存量，根據吳延兵的研究，采用永續盤存法來計算各省的R&D 資本存量。CFij表示從i省到j省的R&D 資本流動量，CFi表示某一年份i省R&D 資本的總流動量。

（三）控制變量

選取4 個控制變量：交通運輸水平（tra），用單位面積鐵路和公路里程和來表示；企業平均規模（size），用規模以上工業企業平均資產總額來表示；人力資本水平（edu），用勞動力平均受教育年限來表示；政府支持力度（gov），用R&D 經費內部支出中政府資金所占比重來表示。

基于2009—2017 年中國省級面板數據展開研究，因西藏地區數據缺失較多，暫不予研究。數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國環境統計年鑒》等。以2009 年的價格為基期，對相關變量進行平減。

五、實證研究

（一）空間自相關檢驗

Moran's I 指數可考察數據的空間自相關性，其值一般介于-1～1 之間，大于0 表示空間正自相關，小于0 表示空間負自相關，等于0 表示不存在空間自相關性。結果如1 所示。

由表1 可知，2011—2017 年的Moran's I 指數均顯著為正，且考察期內顯著性呈增強趨勢，表明經濟高質量發展水平具有較強的空間正自相關性，適用空間計量模型。

表1 2009—2017 年我國經濟高質量發展水平的Moran's I 指數

（二）空間計量模型選取

1.LM 與Hausman 檢驗

由表2 可知，LM-Error、RobustLM-Error、LM-Lag均通過了1%的顯著性檢驗，而RobustLM-Lag 通過了5%的顯著性檢驗，因此，選擇SDM 模型更加合理。為判斷選擇固定效應還是隨機效應，進行了Hausman檢驗，結果顯示，chi2（4）=45.99，Prob>chi2=0.000，在1%的顯著性水平下拒絕原假設，因此選擇固定效應模型。

表2 LM 檢驗結果

2.LR 檢驗與Wald 檢驗

表3 顯示，LR 檢驗和Wald 檢驗結果分別拒絕了θ=0 和θ=-δβ假設，說明SDM 模型不能轉化為SAR 或SEM 模型，即SDM 模型包含的兩種傳導機制對經濟高質量發展的作用都不能忽略，因此下文將基于SDM 模型展開研究。

表3 LR 檢驗和Wald 檢驗結果

（三）研發要素流動對經濟高質量發展的動態空間SDM 模型

由表4 可知，空間項系數均在1%水平下顯著為正，表明本省經濟高質量發展水平受到其他地區的影響。經濟高質量發展水平滯后一期（lnGTFP（t-1））的回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明各省前期的經濟高質量發展水平對當期經濟高質量發展具有顯著正向影響。

表4 動態空間SDM 模型回歸結果

就研發要素流動來看，在地理距離矩陣下，lnPF回歸系數在5%的水平上顯著為正，在0～1 鄰接矩陣下的回歸系數為正，但不顯著，表明R&D 人員流動對經濟高質量發展具有一定的促進作用。lnCF回歸系數分別在1%和5%的水平下顯著為正，說明R&D 資本流動能夠顯著推動經濟高質量發展。綜合來看，R&D 資本流動對經濟高質量發展的推動作用強于R&D 人員流動。這一發現與王鉞和劉秉鐮（2017）[11]的結論相似，即R&D 資本流動顯著促進全要素生產率的提升，而R&D 人員流動對全要素生產率影響不顯著。

在控制變量中，lnedu、lntra、lngov的回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明人力資本水平、交通運輸水平、政府支持力度對經濟高質量發展有顯著正向影響。lnsize回歸系數均小于零，在地理距離矩陣下通過了1%的顯著性檢驗，但在0～1 鄰接矩陣下未通過顯著性檢驗，說明企業平均規模對經濟高質量發展有一定的制約作用。

（四）研發要素流動對經濟高質量發展的空間溢出效應

表4 中，R&D 人員流動和R&D 資本流動的空間交互項系數均顯著，但由于SDM 模型無法直接反映自變量對因變量的影響，因此運用偏微分方法計算直接效應、間接效應（空間溢出效應）和總效應。

由表5，R&D 人員流動的直接效應和間接效應均在10%的水平下顯著為正，表明R&D 人員流動顯著促進本省和周邊省份的經濟高質量發展。R&D 資本流動的直接效應為正但不顯著，間接效應在1%的水平下顯著為正，說明R&D 資本流動對本省經濟高質量發展的正向影響較小，卻對周邊省份有顯著的正向作用。從總效應來看，兩種研發要素流動均對省內和省外的經濟高質量發展具有顯著推動作用，且R&D 資本流動的作用強于R&D 人員流動。

表5 空間效應分解

交通運輸水平、人力資本水平、政府支持力度的直接效應均顯著為正，而間接效應顯著為負，表明這三個因素能夠促進本省的經濟高質量發展，卻對周邊省份有一定的阻礙作用。企業平均規模表現出了與上述三個控制變量相反的作用，其顯著阻礙了本省的經濟高質量發展，卻顯著促進周邊省份的經濟高質量發展。總效應與SDM 模型的結果類似。

六、結論與建議

本文運用動態SDM 模型實證研究了研發要素流動對經濟高質量發展的影響，主要結論如下：第一，經濟高質量發展水平存在顯著的空間集聚效應和路徑依賴性。Moran's I 指數表明經濟高質量發展水平呈現出“高高—低低”聚類。動態SDM 模型結果表明前期的經濟高質量發展水平對當期有顯著正向影響。第二，研發要素流動對經濟高質量發展水平有顯著正向效應。R&D 人員流動和R&D 資本流動對本省和其他省均有顯著促進作用，并且空間溢出效應均大于直接效應，R&D 資本流動的總效應大于R&D 人員流動的總效應。第三，交通運輸水平、人力資本水平、政府支持力度顯著促進本省經濟高質量發展，卻對周邊省份有一定的阻礙作用。但企業平均規模對本省經濟高質量發展有顯著負向影響，卻顯著促進周邊省份的經濟高質量發展。

根據上述結論，得到幾點啟示：第一，各省之間加強區域聯系和合作，共享發展經驗，推動區域協調發展。牢固樹立新發展理念，深入實施創新驅動戰略，使創新成為高質量發展的強大動能。通過多方協調合作，提高全要素生產率，共同促進經濟高質量發展。第二，深化研發要素市場化配置改革，促進要素自主有序流動。深化戶籍制度改革，暢通勞動力流通渠道，引導R&D 人員合理有序流動。發展股票、債券市場，放寬金融服務業市場準入，優化金融資源配置。第三，完善交通運輸、人才培養、政府支持等配套政策。加強基礎設施建設，提升交通運輸效率，降低物流成本。重視基礎教育，加強勞動力技能培訓，制定和實施人才政策，培養高素質人才。加大政府支持力度，整合金融資源，助力中小微企業發展。