研發要素流動與區域創新發展關系研究
——基于數量和質量雙重視角

□李詩琪 劉韻揚

一、引言

改革開放40 多年來，我國經濟高速發展，創造了“中國奇跡”。這種高速增長主要是依靠生產要素大量投入來推動，該模式因效率低下而越來越遭到學術界的質疑，特別是經濟進入“新常態”之后，這種發展模式的不可持續性制約了中國經濟的健康發展。黨的十九大報告明確指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。一個國家的創新能力可以提高要素的生產力和利用率，進而為該國的經濟發展提供源源不斷的活力。因此，要提高一個地區的經濟發展質量，就有必要以創新作為地區發展的重要驅動，轉變經濟發展方式。

研發作為創新活動中主要的投入要素，不僅能夠提高研發單位的創新積極性和創新能力，還能溢出到其他研發單位并帶動其創新，這些新的創新知識又會進一步溢出，形成地區間的知識溢出循環，進而影響區域的勞動生產率和地區經濟發展質量。當前在動態視角下關于研發要素流動與區域創新之間的研究已引起有關學者關注。例如以Almeida 和Kogut（1999）[1]、Los 和Verspagen（2000）[2]為代表的經濟學者認為，不同于傳統生產要素，研發要素具有知識和技術，其會根據市場信號在區域內自由流動；Khanna 等（2018）[3]指出，高層次人才移動對流入地的影響是有兩面性的，一方面，研發人員的流入可以提高企業的活力和創新能力，并且研發資本的流入可以提高本地研發人員的工資條件，另一方面，研發人員的流入也可能會擠出本地原有的研發人員，并且降低近似替代品的工資；Bernardi 和Guadalupe（2007）[4]通過研究西班牙的創新空間格局得出結論，區域間創新不平衡的緩解得益于創新過程中空間知識流動的存在；才國偉和錢金寶（2013）[5]從需求和供給兩個角度研究經濟要素的空間流動，發現要素流動存在兩種類型的空間交互作用；鄒文杰（2015）[6]從空間異質性的角度，考察了研發溢出效應，發現研發要素集聚會促進研發效率的提升，并且具有區域性；余泳澤和劉大勇（2013）[7]分別考察了科研機構、高校和企業等創新主體在空間上的集聚及其帶來的溢出效應，發現創新要素集聚對不同創新主體的影響不同；白俊紅和王鉞（2015）[8]將研發要素分為研發人員和研發資本，實證考察了研發要素流動對區域創新效率的影響，發現研發資本在區際間的流動能夠顯著提升地區的創新效率，而研發人員的區際流動對創新效率的影響并不顯著?？梢姡诋斍坝嘘P研發要素流動的文獻中，大多學者是從創新數量的角度分析研發要素流動對創新的影響，而忽略了研發要素流動與創新質量的關系。

現有觀點普遍認為，研發要素都高度集中于少數地區，比如說美國的硅谷、128 公路沿線和北京的中關村等，而研發要素在部分區域的高度集中是個例還是普遍存在，它又會對該地區的創新水平帶來什么樣的影響，這都是本文將要研究的問題。基于以上梳理，本文以中國30 個?。ㄊ?、區，除港澳臺和西藏）的面板數據為樣本，將創新發展劃分為創新數量和創新質量，考察研發要素流動對地區創新發展的影響，并試圖解釋以下幾個問題：研發要素在區際間的流動是否會對創新發展帶來影響，它對創新數量和質量的影響是否存在區域差異？當今中國發展強調高質量，創新質量的提高相對數量的提高將處于何種地位？相比已有文獻，本文從數量和質量的雙重角度分析了研發要素流動與創新的關系，研究內容更為豐富。

二、研發要素流動影響中國區域創新的機理分析

本文所界定的研發要素主要包括研發人力資本和研發實物資本。人力資本是指對研發人員的投入，是一個經濟體提高其自主創新能力促使經濟發展的核心資本，它是原始創新的關鍵，也對吸收外部環境知識溢出，促進二次創新具有重要作用，對研發人員的投入能為科研創新提供知識資本積累。研發實物資本包括但不限于創新活動的場地、設備等。需要指出的是，由于多數實物資本形成之后很難進行轉移，以及考慮到數據的可得性，本文所指的研發資本主要是指貨幣形式的研發資本。

中國區域發展受制于地區要素稟賦結構和區域要素的流動。研發要素的流動是資源配置的重要機制，通過研發要素在地區間、行業間的流動，可以改變地區要素結構，可以提高資源的配置效率。研發要素的跨區域流動包括研發人員和研發資本從?。ㄊ?、區）外的流入和向?。ㄊ?、區）外的流出，要素的流入和流出是研發要素流動同一事物的兩個不同方面。在這一過程中，出現了以下三種效應。

（一）資源配置效應

各地區原有的創新活動基礎不同，使得研發要素流動對各地區的創新發展水平的影響效果存在明顯差異，從而導致地區間產出與利潤率的變化，打破了原有的平衡。而經濟狀態的失衡又會引起研發要素在地區之間的不斷流動，使得地區的資源配置結構不斷完善，研發要素得到更專業的分工，最終推進地區要素結構的合理化進程。

研發要素流動視角下，研發要素的資源配置效應是實現區域創新發展的主要路徑之一。研發要素的跨區域流動會提高閑置要素的使用效率，擴大創新數量，同時，稀缺研發要素的流入，可以迎合本地區的研發市場需求，促進創新數量的增加，且研發要素的流入并不是等比例的流入，來自其他地區的稀缺研發要素可以優化本地區的研發要素結構，使得研發要素得到更專業的分工，從而促進區域創新質量的提升。

（二）規模效應

研發要素的跨區域流動會導致某一研發要素在一個地區集聚，從而提高該地區對其他要素的吸引力。研發要素在某一地區的集聚，一方面，可能會產生競爭，優化該地區的資源配置，更優的要素配置必然會增強該地區對其他要素的吸引。另一方面，研發要素的集聚能夠使該地區進行專業化生產，推動地區優勢的自我強化。因此說，研發要素在地區間的流動會導致研發要素在優勢區域集聚，并產生規模效應。在封閉經濟中，一個地區研發要素的供給能力受制于先天的研發要素規模，若是研發要素供給不足，則必然會阻礙區域創新發展。但在開放經濟中，研發要素是可以自由流動的，通過研發要素的流動，必然會改變本地區研發要素的供給結構，同時實現研發要素的快速增長，形成研發要素流動的規模效應。

（三）溢出效應

在微觀層面上，研發要素的跨區域流動會產生溢出效應，這種溢出效應多是指知識溢出效應。自馬歇爾之后，隨著新經濟地理學的發展，研發要素流動所產生的溢出效應越來越被學者所關注。所謂知識溢出效應，是指通過地區之間無意識的信息交流，引進新技術、新思想等，各地區之間相互學習、相互借鑒，促進地區的發展（王錚等，2003）[9]。簡單地說，知識溢出實質上是由研發資本的流動所產生的間接作用（Lesage 和Fischer，2002）[10]。與其他要素流動不同，研發要素的流動歸根結底帶來的是知識的跨區域流動。而作為一種公共物品，知識具有一般典型的公共物品所擁有的特征，非競爭性、不完全排他性和共享性。也就是說，知識極易產生外部性，研發要素在區域之間的流動不僅加速了舊知識的共享，還加速了新思想的創造，加快創新的步伐。因此說，研發要素的跨區域流動，必然會加速知識在空間上的傳播，并且在流動過程中必然會產生一定的輻射效應，對流動所經過地區的創新規模和創新效率產生一定程度的影響。

在宏觀層面上，溢出效應表現為通過本地區的創新發展帶動周邊地區的創新發展。研發要素的集聚可能會帶來地區創新發展不均衡，但是當技術發達地區發展到一定程度之后，就會產生溢出效應，形成知識的溢出，對受益地區的創新發展水平產生帶動作用。作為創新極核城市的上海、深圳等地就是很好的例子，它們分別通過輻射帶動長三角城市群和珠三角城市群的創新產出數量的增長，通過空間知識溢出效應帶動區域創新的整體發展，降低了區域創新產出的不平衡（馬靜等，2018）[11]。

三、模型設定與變量說明

（一）模型設定

在計量模型的選取方面，本文的基準計量模型如下：

模型（1）中的β0為常數項，i 表示?。ㄊ?、區），t 表示年份，Innovation1it表示i ?。ㄊ?、區）在t 年的創新數量，即創新規模，Innovation2it表示i 省（市、區）在t 年的創新質量，即創新效率，Flowl表示i 省（市、區）在t 年的研發人員流動量，Flowk表示i ?。ㄊ?、區）在t 年的研發資本流動量，Xit表示除研發要素流動之外其他可能影響區域創新發展的控制變量，包括地區經濟水平、對外開放程度、人力資本水平、地區投資水平和國有化程度，εit為隨機擾動項。

新經濟地理學認為各地區的研發活動都會通過研發要素的流動帶動知識溢出和技術擴散，產生溢出效應，而非互相獨立的，因此在模型（1）中引入了被解釋變量的空間滯后變量，構建如下空間滯后模型（SAR）：

模型（2）中，W*Innovationit為被解釋變量研發水平的空間滯后變量，度量了相鄰?。ㄊ?、區）技術創新水平對i 地區技術創新水平的影響。ρ 為空間自回歸系數：ρ＞0 表示相鄰?。ㄊ小^）技術創新水平對i 省（市、區）的技術創新水平具有正向影響，即相鄰?。ㄊ?、區）之間會產生知識溢出效應；ρ＜0 表示相鄰省（市、區）對i省（市、區）的技術創新水平具有負向影響，即相鄰?。ㄊ?、區）之間是“差異化”戰略；ρ=0 意味著相鄰省（市、區）之間技術創新水平不存在空間相關和依賴性。W 是空間權重矩陣，本文采用0-1 地理鄰接矩陣。

當考慮誤差項之間存在的交互效應時，將變量的空間依賴性引入模型（1）的誤差項中，構造空間誤差模型（SEM）：

模型（3）中，λ 反映了樣本觀測值對隨機擾動項的空間依賴性，為空間誤差系數，W 含義同模型（2）。

然而，上述兩種模型都只從單一方面進行了估計，使得結果可能存在誤差。空間杜賓模型（SDM）則解決了上述問題，使得參數估計結果更加穩健，模型的具體形式分別為：

（二）變量和數據說明

鑒于數據的可得性，本文選取了中國30 個?。ㄊ?、區，除港澳臺和西藏）2002-2017 年的面板數據為研究對象。所有數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》和各?。ㄊ?、區）統計年鑒。

1.被解釋變量：區域創新發展水平的測度

目前學術界尚沒有形成一個統一的標準來測度區域創新發展水平。一些學者認為可以使用專利數量來衡量一個地區的創新發展水平，但是該指標也有局限性，因為有很多研發活動的成果并不會申請專利。事實上除了使用專利申請數量來衡量地區創新產出之外，還應該考慮專利授權數量、新產品銷售收入等指標。而衡量一個地區創新發展水平高低的標準不應該僅僅考慮該地區研發活動所帶來的創新成果，還應該考慮該地區的創新效率。本文選取地區專利授權量作為衡量區域創新發展規模指標，用innovation1表示；采用研發效率作為衡量一個地區創新發展效率指標，用innovation2表示。鑒于中國2000 年以來專利數量激增以及數據的可得性，本文的分析將在2002 年至2017 年這一期間進行。

關于研發效率測算中的投入變量，本文選取30 個省（市、區，除港澳臺和西藏）的R&D 人員和R&D 資本作為研發效率的投入變量。一般采用科技活動人員數、科學家與工程師數、人員全時當量等來衡量一個地區R&D 人員投入。本文采用R&D 人員全時當量來衡量研發人員的投入。至于對研發資本的衡量，本文參照吳延兵（2006）[12]等的研究，將R&D 內部經費支出核算成R&D 資本存量。對于產出變量，本文選取地區專利授權數和新產品銷售收入。

2.解釋變量：研發要素的流動

本文所研究的研發要素是指研發人員和研發資本。引力模型被廣泛應用于空間相互作用，經過不斷拓展，現已經成為研究要素流動的重要模型。以遷入地有利因素為吸引力，遷出地不利因素為推力，研發要素的流動就由這兩股力量相互作用所決定，另外研發要素流動這一行為會受到空間距離的影響，通過此種方式的知識溢出會表現出強烈的空間衰退。借鑒白俊紅等（2017）[13]的研究，采用引力模型對我國研發人員的區際流動量進行測算，建立如下模型：

假設地區i 流動到地區j 的R&D 人員數量為Flowlij，則：

式（5）中，Mi為i 省（市、區）的R&D 人員數量，GDPjt為j ?。ㄊ小^）第t 年的人均GDP，R 是兩個?。ㄊ?、區）省會城市之間的地理距離。這一設定的意義在于：當i 地區研發人員數量較多時，可能會使得當地研發人員之間競爭力提高，形成推力，而j 地區經濟狀況可能會吸引i 地區的研發人員，從而使得研發人員由i 地區向j 地區流動，此外，兩地之間的距離可能會制約研發人員的流動。i 地區在統計年度內R&D 人員的總流動量可用下式計算：

同樣，研發資本在空間上的重新分配可以改變整體的研發生產效率，影響研發資本流動的因素主要有區域的資源稟賦、金融市場環境，等等，因此，研發資本的流動量測算公式為：

式（7）（8）中，Flowkij為第t 年i 地區流入到j 地區的研發資本量，RDi、RDj分別表示第t 年i 地區和j 地區的研發資本存量，Flowk為第t 年i 地區的流動研發資本總量。

3.控制變量

地區經濟水平（gdp），采用地區人均國內生產總值來衡量，為消除物價變化的影響，本文以2000 年為基期，調整數據。

對外開放程度（open），采用進出口總額與當年地區生產總值的比值來衡量。由于進出口總額一般用美元計價，需要利用當年的平均匯率轉化為人民幣計價。

人力資本水平（edu），采用人均受教育年限的對數值來衡量。Lucas（1988）[14]認為科技研發的能力往往取決于一個國家或地區平均人力資本水平，使用當地人口平均受教育程度來衡量。

地區投資水平（investment），用全社會固定資產投資占地區GDP 總值的比重來表示。

國有化程度（soe），用地區規模以上工業企業資產總額中國有控股工業企業所占比重來表示。

四、實證結果分析

（一）空間計量回歸模型類型的確定

在使用面板數據時，需要判斷是采用固定效應還是隨機效應來進行分析。通過對模型進行Hausman 檢驗，結果顯示P 值為0.000，拒絕原假設。因此，使用固定效應方法進行分析。

在進行空間計量建模分析之前，首先應檢驗研發要素流動影響區域創新的數據是否適用于空間模型分析。本文先從不含空間交互效應的普通面板模型開始估計，通過傳統拉格朗日乘數檢驗及其穩健性檢驗來確定其是否存在空間效應。由于拉格朗日檢驗結果會受到具體是空間固定、時間固定還是空間時間雙固定形式的影響，為了更全面地檢驗是否存在空間效應，本文對于原假設為沒有空間滯后項和沒有空間誤差項的所有固定形式的非空間面板數據模型進行了LM 檢驗，計量結果與檢驗結果如表1 所示。

從表1 以創新數量為被解釋變量的空間滯后模型和空間誤差模型LM 檢驗和穩健LM 檢驗結果可以看出，傳統非空間面板數據模型的無控制效應、空間固定效應、時間固定效應、空間時間雙固定效應四種模型的穩健空間誤差LM 檢驗和穩健空間滯后LM 檢驗均通過了5%的顯著性水平檢驗；以創新質量為被解釋變量的模型中，無控制效應、時間固定效應的模型通過了穩健空間誤差LM 檢驗和穩健空間滯后LM 檢驗。因此，應該使用空間面板數據模型對區域創新進行空間計量研究。

表1 傳統非空間面板數據模型的LM 檢驗

（二）結果分析

1.空間面板數據結果分析

本文分別采用空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型作為對照組，使用matlab2016a 進行回歸估計，估計結果見表2、表3。

在用空間面板研究研發要素流動與區域創新的時候，面臨著SAR、SEM、SDM 三個模型形式的選擇問題，可以采用WALD 和LR 等檢驗方法進行選擇。對于空間面板模型的選擇，需要慎重。我們需要進行Wald檢驗和LR 檢驗，以考慮空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型和空間誤差模型，若兩個檢驗均通過顯著性檢驗，則說明空間杜賓模型不能被簡化。

如表2 和表3 所示，無論是創新規模還是創新效率，空間杜賓模型的Wald 空間滯后（Wald-Lag）檢驗和LR 空間滯后（LR-Lag）檢驗的結果均是顯著的，且通過了1%水平的檢驗，表明它拒絕了原假設：H0：θ+δβ=0，拒絕將空間杜賓模型簡化為空間滯后模型；同理，Wald 空間誤差（Wald-Erro）檢驗和LR 空間誤差（LR-Error）檢驗的結果也都是顯著的，即拒絕H0：θ=0 的原假設，拒絕將空間杜賓模型簡化為空間誤差模型。因此，空間杜賓模型是描述研發要素流動與區域創新關系的最佳模型。本文采用空間杜賓模型結果進行分析。

從模型（3）和模型（6）的回歸結果可以看出，研發人員的跨區域流動無論是對中國區域創新數量還是創新質量都有顯著的正向影響，表明研發人員在區際間的流動對中國區域創新發展的促進有顯著的推動作用。研發人員流動對區域創新數量的回歸系數為0.428，對區域創新質量的回歸系數為0.116，意味著研發人員的跨區域流動對區域創新數量的影響大于對區域創新質量的影響。出現上述情況的原因可能在于：第一，本地區研發人員的流入會帶來新的知識技術流入，提升本地區研發人員的知識技術水平，作為知識信息主要載體的研發人員的流動為區域間或行業間各種新知識或新技術的流動提供路徑，對知識的空間溢出具有推動作用；第二，研發人員的流動可能導致研發人員在某一地區集聚，提高該地區研發人員的投入，有利于創新數量的提高，即由于研發人員的自主能動性，研發人員會選擇流向基礎設施建設更完善、工資更高、環境更好的地區，這會導致研發人員在這一些地區集聚，研發人員的集聚會夯實該地區研發活動的人才儲備，增加技術經驗存量，實現研發要素的規模經濟效應；第三，研發人員的流動會改善流入地的要素配置結構，稀缺專業研發人員的流入會優化流入地的研發人員結構配置，而本地區富余專業研發人員的流入可能會給本地區原有的研發人員帶來競爭效應，降低邊際報酬。

從表2、表3 可以看出，研發資本流動與創新數量、質量的回歸系數分別為0.013、0.018，且都通過了1%水平的顯著性檢驗，反映出一個地區的研發資本流動無論是對該地區的研發數量還是研發質量都會產生顯著的正向影響。這可能由于：第一，研發資本具有趨利的本質，會自發地流向邊際收益率更高的地區，這類流動提升了研發資本的利用效率，實現了研發資本的規模經濟效益，刺激研發主體的創新積極性，進而提高了研發資本的邊際報酬率，促進了技術創新水平的提升；第二，研發資本的流入可以與流入地部分閑置資本相結合，共同參與研發活動，實現流入地研發資本的優化配置，進而提升區域創新發展水平。

表2 研發要素流動與區域創新數量的回歸結果

表3 研發要素流動與區域創新質量的回歸結果

控制變量中，在數量方程中，地區經濟發展水平與創新數量的回歸系數顯著為正，表明地區經濟發展在一定程度上促進了地區創新數量的增加，這可能源自于提高地區經濟發展水平能帶來生產要素的快速集聚、基礎設施的高效利用等。人力資本水平的回歸系數為正，且至少在0.05 的水平上顯著，表明人力資本對技術創新水平的提升有著顯著的正向作用，即加強平均教育水平有利于提高勞動者的能力和素質，促進專業化知識生產和加速人力資本積累，進而促進區域創新水平的提升。對外開放程度與創新的回歸系數為0.301，且在1%的水平上顯著，說明對外開放程度與創新的提升有顯著的正向作用，表明中國實施的“走出去，引進來”戰略使得地方能夠接觸到國際上先進的生產技術和管理經驗，并能夠有效地消化、吸收甚至產生二次創新，從而產生顯著的逆向技術溢出，對區域創新水平產生積極的影響。國有化程度與創新發展水平的回歸系數為0.071，顯著為正，表明國有化程度越高，創新發展的絕對水平越高，這可能是因為現階段我國大多地區的研發要素多來源于政府投入。

2.空間固定效應分解分析

在內生增長理論和新經濟地理學中，空間溢出效應被視為是影響區域創新進而促進經濟增長的重要因素。從表2、表3 結果來看，SDM 模型中研發人員和研發資本的水平項和空間交互項系數對區域創新具有顯著影響，然而由于空間杜賓模型的回歸系數并不能直接反映自變量對因變量的影響程度，因此有必要將空間固定效應進行分解，計算出直接效應、空間溢出效應和總效應表征。上述三種效應的具體值參見表4 和表5。

表4 創新數量SDM 模型的直接效應、空間溢出效應和總效應

表5 創新質量SDM 模型的直接效應、空間溢出效應和總效應

從表4 中可以看出，創新數量模型中，研發人員流動的直接效應和空間溢出效應均顯著為正，表明研發人員的區際流動不僅具有明顯的直接效應，其流動所產生的空間溢出效應對創新數量增長也具有顯著的促進作用。由創新數量模型中研發人員流動的空間溢出增長效應和總增長效應可以發現，研發人員流動所帶來的空間知識溢出增長效應占總增長效應的60%左右，由此可以證實研發人員跨區域流動所帶來的空間溢出效應對我國區域創新數量的重要貢獻。這是因為知識是創新的根基，研發人員流動使得研發人員和地區之間在蔓延效應基礎上會形成區域知識積累產生的外部效應。地理鄰近可能會增強企業交流思想和獲取新知識的能力，通過本地化創新集群或創新環境降低創新產出和其轉換成本（Breschi 和Lissoni，2001）[15]。通過這種外部性，將提升周邊地區的創新發展水平，進而提升全要素生產率，經濟發展水平也會得到相應的提高（Rauch，1991）[16]。

從表5 可以看出，創新質量模型中，研發人員流動的直接效應只有0.113，且其所帶來的空間知識溢出增長效應為負，這表明與創新數量不同，研發人員在區域間的流動可能會造成研發活動的空間集聚，導致過度擁擠，研發人員集聚不經濟，不利于周邊地區創新效率的提升。Sher 和Yang（2005）[17]認為，當有太多的鄰近研發人員與本地區交換研發思想時，集群研發的可能導致過度擁擠。這可能的原因是高度集中的研發人員自然會帶來巨大的知識溢出效應，促使周邊地區一些企業通過減少內部的研發經費來模仿先進企業的技術，產生搭便車現象，侵蝕該地區的創新投資，這會間接且負面地影響研發要素流動頻繁地區周邊的創造力。

另一方面，研發資本的區際流動對地區創新數量和創新質量所帶來的直接效應均為正，說明研發資本的區際流動能夠顯著促進本地區創新的提升。研發資本區際流動所來的溢出增長效應雖均為負但不顯著，說明研發資本的區際流動對周邊地區的創新發展影響不大，這可能是因為研發資本與研發人員的本質性特征不同。

3.考慮區域差異性的進一步分析

考慮到中國各?。ㄊ小^）在經濟發展水平、資源環境稟賦、技術進步條件等方面存在較大的差異，可以進一步按照東中西區域的劃分來考察研發要素流動對區域創新的影響。由于本文樣本量有限，傳統的三大區域劃分標準會使得樣本數量不足，影響回歸分析結果，因此本文參考郭家堂和駱品亮（2016）[18]的劃分方法，將中國30 個?。ㄊ小^，除港澳臺和西藏）劃分為東部和西部兩個區域進行回歸，估計結果見表6（東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、廣東、海南；西部地區包括山西、內蒙古、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。

表6 分區域研發要素流動對區域創新的回歸結果

無論是從數量方面還是質量方面看，也無論東部還是西部，研發人員都對區域創新有正向作用，且東部回歸系數的數值大于西部，這說明研發人員流動與區域創新有著緊密關系。西部地區研發資本流動對區域創新的影響大于東部地區研發資本流動的影響。這可能的原因在于，雖然東部地區創新發展水平較高，經濟更發達，但其創新活動更加依賴于研發人員的投入，其研發資本投入基本上已經達到飽和，因此研發資本的流入由于受到要素邊際遞減的約束，以及資源管理和配置能力的不足，并不能明顯改善東部地區的創新發展。另外，東部地區基礎設施相對完善，增加資金的投入可能反而容易造成冗余和浪費，這種情況下反而不能有效提升當地的創新發展水平。

五、結論與啟示

（一）結論

本文基于研發數量和研發質量的雙重視角，重點考察研發要素流動對區域創新的影響，采用2002-2017年中國30 個?。ㄊ?、區，除港澳臺和西藏）數據，實證研究了研發要素流動對區域創新的影響效應?；谘邪l要素流動對區域創新發展水平的檢驗，得到如下結論：

1.考察期內研發要素的流動是影響區域技術創新水平的重要因素。較活躍的研發要素在區際間的流動并不必然會阻礙區域技術創新水平的進步。相反，研發要素的區際間流動促進了技術創新水平的提升。究其原因，當地研發要素的流動能夠加固地區技術創新活動的基礎，并最終影響技術創新水平。

2.研發要素流動對中國創新發展水平具有明顯的區域差異，影響強度表現為研發人員流動對東部地區創新發展水平的正向作用最為明顯，而研發資本流動對西部地區創新發展水平的正向作用更為明顯。

3.研發要素流動均會給區域創新發展水平帶來溢出效應。研發人員的跨區域流動會給區域創新數量帶來正向的溢出效應，而給區域創新質量帶來負向的溢出效應。研發資本的跨區域流動所引致的溢出效應為正，但這種效應并不明顯。

（二）啟示

1.完善知識產權保護制度，優化創新環境。依法懲治侵害知識產權等違法行為，加強對創新成果的保護力度，減少知識外溢的風險，有效保護創新主體所獲得的創新成果，進而激發地方自主創新的積極性。

2.重視基礎設施建設，改善研發要素流動環境。基礎設施建設尤其是交通運輸等基礎設施的建設，可以提高地區的交通便利程度，降低研發要素流動成本，對研發要素的跨區域流動有重要影響。加大西部地區的交通基礎設施建設，構建連接東部沿海和內陸的高效便捷運輸道路網絡，能夠承接東部地區產業的轉移，這不僅有利于西部地區自身的工業化進程，還有利于東部地區的產業結構優化，對促進區域協調發展具有重要意義。另外，西部地區應該加強教育、醫療等公共基礎設施建設，為本地區吸引研發要素流入提供條件。

3.加強宏觀調控，差別化引導研發要素流動。針對各區域的資源稟賦、基礎設施、歷史發展基礎等不同，差別化引導研發要素流動。在制定區域創新協調發展戰略之時，政府應當全面考慮區域間的空間相關因素，充分利用區域間創新發展的空間關聯性、文化相似性和溢出效應，促進核心地區與落后地區的研發合作與交流，引導研發資源在核心地區與落后地區合理流動，創造整體地區創新協同發展的局面。