集聚、研發(fā)要素流動(dòng)與產(chǎn)業(yè)競爭力
——以高端服務(wù)業(yè)為例

吳遠(yuǎn)仁，李淑燕

（1.泉州師范學(xué)院 陳守仁商學(xué)院，福建 泉州 362000；2.福建省民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究院 福建 泉州 362000）

一、引言

當(dāng)前，經(jīng)濟(jì)發(fā)展外部環(huán)境的不確定性和不穩(wěn)定性急劇增加，我國審時(shí)度勢，提出了以國內(nèi)大循環(huán)為主體構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局的應(yīng)對戰(zhàn)略。在新發(fā)展格局戰(zhàn)略下，加快國內(nèi)大循環(huán)，擴(kuò)大對內(nèi)開放程度，提升國內(nèi)區(qū)際開放度的緊迫性和重要性已經(jīng)遠(yuǎn)高于對外開放，成為深化對外開放的基礎(chǔ)和前提（劉志彪，2020），而統(tǒng)籌作為影響創(chuàng)新效率和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)成為重中之重。另外，高端服務(wù)業(yè)作為經(jīng)濟(jì)上的皇冠，其最基本的功能是能夠促進(jìn)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，已經(jīng)成為各國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制高點(diǎn)，甚至決定了國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展。高端服務(wù)業(yè)的集聚特性使得這些城市的經(jīng)濟(jì)競爭力和輻射力得到大幅提升（絲奇雅·沙森，2005），成為獲得全球產(chǎn)業(yè)控制力的利器（托馬斯·弗里德曼，2015）。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚作為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一種有效方式，已經(jīng)成為我國高端服務(wù)業(yè)發(fā)展的主要方向，且由于高端服務(wù)業(yè)所需資源的高端性、稀缺性，高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展需要投入大量的研發(fā)要素。因此，統(tǒng)籌研發(fā)要素區(qū)際流動(dòng)，大力發(fā)展高端服務(wù)業(yè)，充分利用高端服務(wù)業(yè)的集聚特性和研發(fā)要素流動(dòng)正向外部性，進(jìn)而促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升成為各個(gè)國家和地區(qū)的不二選擇。然而，對于高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、區(qū)際間研發(fā)要素流動(dòng)與高端服務(wù)業(yè)競爭力提升間的關(guān)系研究鮮有學(xué)者觸及。

服務(wù)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)競爭力影響的研究多數(shù)集中在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)競爭力提升的影響方面，得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠顯著促進(jìn)制造業(yè)競爭力（江茜和王耀中，2016；張志彬，2019），但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚負(fù)向影響制造業(yè)競爭力，且這種影響效應(yīng)表現(xiàn)出先減后增的“U 型”發(fā)展趨勢（田祖海和鄭浩杰，2018）。收集文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，鮮有學(xué)者對服務(wù)業(yè)集聚對其自身競爭力的影響展開研究。馬鵬和李文秀（2014a）研究發(fā)現(xiàn)，高端服務(wù)業(yè)集聚能夠充分發(fā)揮其正的“外部性”和規(guī)避負(fù)的“外部性”，進(jìn)而顯著提升高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)控制力，但文中忽略了空間因素的影響。吳遠(yuǎn)仁（2016）通過分析提升中國高端服務(wù)業(yè)競爭力的必要性基礎(chǔ)上，納入高端服務(wù)業(yè)集聚等變量實(shí)證檢驗(yàn)得到高端服務(wù)業(yè)集聚能夠促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)競爭力，但高端服務(wù)業(yè)集聚對其競爭力影響的理論機(jī)制尚需進(jìn)一步完善。

伴隨中國創(chuàng)新戰(zhàn)略和大力發(fā)展高端服務(wù)業(yè)戰(zhàn)略的深入推進(jìn)，各地區(qū)對研發(fā)要素的需求大量增加，并積極創(chuàng)造各種有利條件吸引研發(fā)要素向本地區(qū)流動(dòng)。現(xiàn)有針對研發(fā)要素在區(qū)際間流動(dòng)對經(jīng)濟(jì)或產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的研究，主要得到兩種結(jié)論。一是優(yōu)化了研發(fā)要素在區(qū)域間的配置，提高其使用效率，且由于研發(fā)要素在區(qū)域間流動(dòng)產(chǎn)生的“知識(shí)溢出”顯著提升區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新效率（邵漢華和鐘琪，2018）和流入地的創(chuàng)新績效（卓乘風(fēng)和鄧峰，2017），高知識(shí)勞動(dòng)力的流動(dòng)對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著的正向影響（Braunerhjelm et al，2020）和顯著提升了服務(wù)業(yè)企業(yè)增加值的創(chuàng)造能力（張慧慧和徐力恒，2021）；二是研發(fā)要素的流動(dòng)也有可能造成流入地研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施使用激增而產(chǎn)生擁擠，致使大幅降低研發(fā)要素的使用效率，以及造成流出地研發(fā)要素的短缺等不利影響。但有關(guān)研發(fā)要素流動(dòng)對相關(guān)產(chǎn)業(yè)尤其是高端服務(wù)業(yè)競爭力影響的研究鮮有涉及，尚缺乏相應(yīng)的理論模型分析與實(shí)證檢驗(yàn)。

以上有關(guān)研發(fā)要素流動(dòng)對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)影響，以及服務(wù)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)競爭力影響的研究，為本文提供了良好的基礎(chǔ)和借鑒。然而，綜合考慮高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力可能的影響研究尚沒有發(fā)現(xiàn)。那么，當(dāng)前我國高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)影響高端服務(wù)業(yè)競爭力的具體機(jī)理機(jī)制是什么？是否促進(jìn)了我國高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展，能否得到我國經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的具體驗(yàn)證？這兩個(gè)問題已經(jīng)成為當(dāng)前統(tǒng)籌區(qū)域間研發(fā)要素流動(dòng)，大力發(fā)展高端服務(wù)業(yè)并促進(jìn)其集聚發(fā)展亟需解答和驗(yàn)證的問題。因此，將從高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)的視角，利用新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型考察高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)影響高端服務(wù)業(yè)競爭力的內(nèi)在機(jī)制，繼而使用空間面板數(shù)據(jù)模型利用我國省域?qū)用婷姘鍞?shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，為我國統(tǒng)籌研發(fā)要素資源配置，促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)發(fā)展提供政策啟示。

與以往研究相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩方面。第一，從高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)的視角，利用新經(jīng)濟(jì)地理模型將高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)與高端服務(wù)業(yè)競爭力納入一個(gè)統(tǒng)一的分析框架，深入揭示高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)影響高端服務(wù)業(yè)競爭力的內(nèi)在作用機(jī)制；第二，實(shí)證研究充分考慮了高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)所可能產(chǎn)生的空間相關(guān)性，采用多種空間面板數(shù)據(jù)模型對理論模型的結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)，對各變量的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行測度。

二、集聚、研發(fā)要素流動(dòng)影響產(chǎn)業(yè)競爭力的理論機(jī)制

本部分在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論的基礎(chǔ)上，以高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)為例，將高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)納入到同一個(gè)模型中，構(gòu)建同時(shí)包含高端服務(wù)業(yè)集聚、研發(fā)要素流動(dòng)與高端服務(wù)業(yè)競爭力提升三者關(guān)系的理論模型，分析高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力提升的影響機(jī)制。

（一）模型假設(shè)

模型基本假設(shè)如下：整個(gè)經(jīng)濟(jì)體具有兩區(qū)域、三部門和兩要素，即東部和西部，工業(yè)（M）、農(nóng)業(yè)（A）和高端服務(wù)業(yè)（H）三個(gè)部門，有勞動(dòng)力（L）和研發(fā)要素（R）兩種要素。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體總勞動(dòng)力為LW，勞動(dòng)力的名義工資（W）在三個(gè)部門中沒有差別（本文經(jīng)濟(jì)變量采用東部不加“*”，西部加“*”表示）。勞動(dòng)力可以在區(qū)域內(nèi)自由流動(dòng)但不能跨區(qū)域流動(dòng)，研發(fā)要素可以在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間自由流動(dòng)。

農(nóng)業(yè)和工業(yè)部門分別處于完全競爭和壟斷競爭市場中。農(nóng)業(yè)部門具有生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品、規(guī)模收益不變等特征。農(nóng)產(chǎn)品唯一投入要素為勞動(dòng)力，每單位農(nóng)產(chǎn)品需要aA單位勞動(dòng)力，農(nóng)產(chǎn)品在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體內(nèi)的交易成本為零，價(jià)格為pA。工業(yè)部門具有生產(chǎn)差異化產(chǎn)品、規(guī)模收益遞增特點(diǎn)，工業(yè)品在東西部跨區(qū)交易時(shí)存在“冰山”運(yùn)輸成本，交易一單位工業(yè)品必須運(yùn)輸τ（τ≥1）單位，以抵消“融解”掉了的“冰山”運(yùn)輸成本。假設(shè)每個(gè)工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)一單位差異化的工業(yè)品，每種差異化工業(yè)品可變投入為aM單位的勞動(dòng)力，固定投入為一單位的高端知識(shí)且收益率為π；假設(shè)代表性工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出x單位工業(yè)品，勞動(dòng)力的名義工資為w，則代表性工業(yè)企業(yè)的成本函數(shù)為π+waMx。

高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)出高端知識(shí)，每單位高端知識(shí)產(chǎn)出需要投入aR單位研發(fā)要素。不管何時(shí)東部和西部投入到高端服務(wù)業(yè)的研發(fā)要素總量不變均為1，東部和西部占比分別為rL和。假設(shè)本地區(qū)內(nèi)的研發(fā)要素能夠全部被利用，而其他地區(qū)研發(fā)要素的可利用程度取決于區(qū)域間研發(fā)要素的流動(dòng)量，本文將區(qū)域間研發(fā)要素的流動(dòng)稱為研發(fā)要素區(qū)際開放度，并用λ表示。那么，可以將兩區(qū)域間的高端知識(shí)溢出函數(shù)f（λ）表示為研發(fā)要素區(qū)際開放度（λ）的增函數(shù)，為簡單起見，采用線性增函數(shù)形式。由于線性增函數(shù)必須具備三個(gè)限制條件（曹驥赟，2007），本文采用f（λ）=（1+λ）/2。假設(shè)東部和西部的高端知識(shí)存量分別為F和F*，高端服務(wù)業(yè)生產(chǎn)高端知識(shí)的成本函數(shù)用“可以利用的高端知識(shí)存量”做分母的“反比例函數(shù)”表示，則高端服務(wù)業(yè)的邊際投入為

假設(shè)兩個(gè)地區(qū)消費(fèi)者的偏好、技術(shù)、資源稟賦等都相同，同樣具有總子雙重效用。總效用（U）用柯布-道格拉斯型函數(shù)（CD 函數(shù)）表示，是消費(fèi)者量入為出，用于購買工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品所具有的效用；子效用CM用不變替代彈性函數(shù)（CES 函數(shù)）表示，表示消費(fèi)者購買差異化的工業(yè)品所具有的效用。可以表示為

其中：CA為對同質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)量或效用量；CM為對差異化工業(yè)品組合消費(fèi)量或效用量；n和n*分別為東部和西部工業(yè)品的種類；nW=n+n*為經(jīng)濟(jì)體總的工業(yè)品種類；ci為消費(fèi)者消費(fèi)第i種工業(yè)品的數(shù)量；μ和σ分別為消費(fèi)者對工業(yè)品的支出份額和不同工業(yè)品間的替代彈性。基于前述的假設(shè)，不同的工業(yè)品使用一個(gè)單位的高端知識(shí)作為固定投入，故高端知識(shí)間的替代彈性也為σ。

消費(fèi)者在可支配收入約束下，其消費(fèi)函數(shù)為

其中：Y是消費(fèi)者的可支配收入；PA為同質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格；pi為第i種工業(yè)品價(jià)格。

用E和E*分別為東部和西部的支出，分別占整個(gè)經(jīng)濟(jì)體比例為sE和，且sE+=1；則經(jīng)濟(jì)體總支出為EW=E+E*；假設(shè)收入全部用于消費(fèi)支出，則Y=EW。用F和F*分別為東部和西部的高端知識(shí)數(shù)量，分別占整個(gè)經(jīng)濟(jì)體比例為sn和，且sn+=1，則經(jīng)濟(jì)體總的高端知識(shí)存量為FW=F+F*；由于假設(shè)不同的工業(yè)品需要固定投入一個(gè)單位的高端知識(shí)。因此，sn和也代表兩個(gè)區(qū)域在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中工業(yè)企業(yè)數(shù)的占比。

（二）模型的短期均衡

1.農(nóng)業(yè)部門

農(nóng)業(yè)部門處于完全競爭市場中，具有生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品、規(guī)模收益不變，實(shí)行邊際成本定價(jià)方法等特征，假設(shè)東部和西部農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格為pA和，則東部為pA=waA，西部為=w*aA。由于農(nóng)產(chǎn)品的交易不需要成本，故pA=，進(jìn)而w=w*，即整個(gè)經(jīng)濟(jì)體勞動(dòng)力工資相同。將計(jì)價(jià)單位設(shè)定為農(nóng)業(yè)部門單位勞動(dòng)投入aA，可以得到pA==w=w*=1。

2.工業(yè)部門

（1）企業(yè)產(chǎn)出量。由于假設(shè)收入全部用于消費(fèi)支出，E和E*分別表示東部和西部的支出，則東部的消費(fèi)水平等于區(qū)域內(nèi)勞動(dòng)力收入加上高端知識(shí)總收益減去高端知識(shí)創(chuàng)造投資的差額。由于東部消費(fèi)者對工業(yè)品的支出份額為μ，則東部消費(fèi)工業(yè)品的支出為μE。在受到收入一定的限制情況下，消費(fèi)者追求效用最大化，根據(jù)總子效用最大化的一階條件，可以得到東部消費(fèi)者消費(fèi)工業(yè)品j的數(shù)量，即①限于篇幅，式（6）～式（8）具體推導(dǎo)過程可以參考鄭長德（2014）。

其中：pj為工業(yè)品j的價(jià)格；nw為經(jīng)濟(jì)體總的工業(yè)品種類數(shù)。由于每個(gè)工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)品在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中進(jìn)行銷售，假設(shè)工業(yè)品在本區(qū)域內(nèi)不用運(yùn)輸成本，跨區(qū)域銷售需要“冰山”運(yùn)輸成本，則可以得到工業(yè)品j的產(chǎn)出量為xj=cj+。

（2）工業(yè)品價(jià)格。工業(yè)企業(yè)處于壟斷競爭市場中，企業(yè)可以自由進(jìn)入和退出，同樣采用邊際成本加成定價(jià)法，在處于均衡狀態(tài)時(shí)企業(yè)獲得的凈利潤為零。在短期均衡時(shí)，整個(gè)經(jīng)濟(jì)體工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出量和價(jià)格都保持均衡。以東部為例，由于工業(yè)品在本區(qū)域內(nèi)不用運(yùn)輸成本，跨區(qū)域銷售需要“冰山”運(yùn)輸成本。因此東部產(chǎn)品在西部的銷售價(jià)格是東部的τ倍，得出：

（3）高端知識(shí)收益率。每個(gè)工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)單位工業(yè)品時(shí)的固定成本為一個(gè)單位高端知識(shí)，故企業(yè)的經(jīng)營利潤就是高端知識(shí)收益率。同時(shí)，由于每單位高端知識(shí)產(chǎn)出需要投入aR單位研發(fā)要素，則高端知識(shí)收益率也就是aR單位研發(fā)要素的收益率。

東部工業(yè)企業(yè)的經(jīng)營利潤為π=bBEW/Fw，B=［sE/Δ+Φ（1-sE）/Δ*］χ，西部工業(yè)企業(yè)的經(jīng)營利潤為π*=bB*EW/Fw，B*=［ΦsE/Δ+（1-sE）/Δ*］χ，其中，b≡μ/σ，Δ=χsn+Φ（1-sn），Δ*=χΦsn+（1-sn），χ=（am/am*）1-σ=［sn+f（λ）（1-sn）］/［（1-sn）+f（λ）sn］均作為中間變量，μ、σ、sE、sn意思與前文相同。

（4）市場支出份額。假設(shè)整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的消費(fèi)支出等于收入。不管東部還是西部，其總收入等于勞動(dòng)力收入與高端服務(wù)業(yè)企業(yè)的收益剩余（研發(fā)要素的收益剩余）。東部的支出等于東部的勞動(dòng)力收入與高端知識(shí)收益之和減去高端知識(shí)創(chuàng)造支出。對于在同一個(gè)國家不同地區(qū)的高端服務(wù)業(yè)競爭力而言，高端服務(wù)業(yè)增長率是其衡量的最重要指標(biāo)。假設(shè)高端知識(shí)存量的增長速度為g，高端知識(shí)折舊率為δ，則高端知識(shí)創(chuàng)造支出包括彌補(bǔ)高端知識(shí)折舊δFWaR和維持高端知識(shí)凈增長的投入gFWaR。因此，東部和西部的經(jīng)濟(jì)支出分別為E=。則經(jīng)濟(jì)體的總支出為EW=LW+bEW-（g+δ）（FaR+F*），東部和西部的市場支出份額分別為sE=E/EW、=E*/EW，且兩者之和為1。

（三）模型的長期均衡

1.均衡條件

長期均衡就是指研發(fā)要素區(qū)際開放度和貿(mào)易開放度在一定的范圍內(nèi)時(shí)，整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的區(qū)位分布模式保持穩(wěn)定，此時(shí)區(qū)域間的高端知識(shí)空間分布（sn）和市場支出份額（sE）均保持長期穩(wěn)定狀態(tài)。一般存在兩種長期均衡狀態(tài)，即核心-邊緣均衡或?qū)ΨQ均衡。當(dāng)處于對稱均衡時(shí)，兩個(gè)區(qū)域的工業(yè)企業(yè)和高端知識(shí)均等分布，高端知識(shí)創(chuàng)造速度也相同，且此時(shí)的高端知識(shí)價(jià)值等于高端知識(shí)創(chuàng)造成本。當(dāng)處于核心-邊緣均衡時(shí)，所有的工業(yè)企業(yè)和高端知識(shí)都在核心區(qū)中聚集，核心區(qū)的高端知識(shí)價(jià)值與高端知識(shí)創(chuàng)造成本相等；而邊緣區(qū)則不同，由于此時(shí)高端知識(shí)價(jià)值低于高端知識(shí)創(chuàng)造成本，造成高端知識(shí)創(chuàng)造停止。根據(jù)“托賓q理論”，兩種均衡狀態(tài)下高端知識(shí)價(jià)值與高端知識(shí)創(chuàng)造成本的關(guān)系可以表示為

對稱均衡情況下：q=v/G=1，q*=v*/G*=1，0＜sn＜1；核心-邊緣均衡情況下：q=v/G=1，q*=v*/G*＜1，sn=1，或q=v/G＜1，q*=v*/G*=1，sn=0；其中，q為托賓q值，等于高端知識(shí)價(jià)值（東部為v，西部為v*）與高端知識(shí)創(chuàng)造成本（東部為G，西部為G*）的比率。

在長期均衡情況下，高端知識(shí)空間分布（sn）與高端知識(shí)存量增長率（g）處于穩(wěn)定狀態(tài)，此時(shí)整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的總收入Ew也處于穩(wěn)定狀態(tài)，即為一定值。此時(shí)高端知識(shí)的總收益：

式（9）也代表了經(jīng)濟(jì)體中工業(yè)企業(yè)的總營業(yè)利潤。由于Ew為定值。因此高端知識(shí)的總收益也為定值。由于高端知識(shí)存量以g的速度增長，則工業(yè)品種類也將隨之增加，每單位的高端知識(shí)收益值將以g的速率下降，即π（t）=πe-gt；同時(shí)，假設(shè)高端知識(shí)所有者對未來收益的折現(xiàn)值為ρ。則東部單位高端知識(shí)的當(dāng)期價(jià)值為

則西部高端知識(shí)的當(dāng)期價(jià)值為v*=π*/（ρ+δ+g）。

2.集聚、研發(fā)要素流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響

當(dāng)東部和西部長期對稱均衡時(shí)，sn==1/2。將式（1）的高端知識(shí)生產(chǎn)成本代入整個(gè)經(jīng)濟(jì)體總支出EW=LW+bEW-（g+δ）（FaR+F*）中進(jìn)行計(jì)算，可得EW=［1（/1-b）］［LW-4（g+δ）（/3+λ）］。此時(shí)東部q=v/G=π［/（ρ+g+δ）×aR］=1，sn=sE=1/2，B=χ=1，代入高端知識(shí)生產(chǎn)成本aR和高端知識(shí)收益π，得到：

式（12）為整個(gè)經(jīng)濟(jì)體高端知識(shí)增長率，由此式可知，對稱均衡時(shí)研發(fā)要素區(qū)際開放度正向影響高端知識(shí)增長速度，促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升，同時(shí)與勞動(dòng)力數(shù)量、工業(yè)品支出份額正相關(guān)；與產(chǎn)品間替代彈性、高端資源損耗率和收益的折現(xiàn)率負(fù)相關(guān)。

由式（13）得到，核心-邊緣長期均衡時(shí)各變量對高端知識(shí)增長率的影響方向與對稱均衡時(shí)相同，但高端知識(shí)增長率已經(jīng)不受研發(fā)要素區(qū)際開放度影響。式（13）減去式（12）可得：

由于0≤λ≤1，所以式（14）大于0。高端知識(shí)增長率在核心-邊緣均衡情況下比對稱均衡情況下高，這表明高端服務(wù)業(yè)的集聚對整個(gè)經(jīng)濟(jì)體高端服務(wù)業(yè)的增長起到促進(jìn)的作用，能夠提升高端服務(wù)業(yè)競爭力。

綜上，高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素流動(dòng)均能夠提升高端服務(wù)業(yè)競爭力。下文將利用我國省域的面板數(shù)據(jù)對高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)是否對高端服務(wù)業(yè)競爭力產(chǎn)生促進(jìn)作用進(jìn)行驗(yàn)證。

三、計(jì)量模型設(shè)定、變量和數(shù)據(jù)

（一）空間計(jì)量模型的建立

前文運(yùn)用新經(jīng)濟(jì)地理模型探討了高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素區(qū)際流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響。某個(gè)省份高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)并不是相互獨(dú)立的，它們會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的溢出效應(yīng)影響其他省份的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，同樣也會(huì)受到其他省份經(jīng)濟(jì)行為的影響。因此，忽略高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素流動(dòng)所伴隨的空間相關(guān)性可能會(huì)造成模型的錯(cuò)誤設(shè)定。而空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型通過設(shè)置空間權(quán)重矩陣來刻畫被解釋變量、解釋變量和誤差擾動(dòng)項(xiàng)的自身空間依存性，并且能夠通過結(jié)構(gòu)方程來驗(yàn)證新經(jīng)濟(jì)地理提出的假設(shè)和量化新經(jīng)濟(jì)地理因素的影響。因此，為了將經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間相關(guān)性考慮在內(nèi)，采用空間計(jì)量模型考察高端服務(wù)業(yè)集聚和研發(fā)要素區(qū)際流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響，并對它們的溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)際測度。

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型經(jīng)過近幾十年的發(fā)展，產(chǎn)生了許多模型，但最常用的模型主要有空間滯后模型（SAR 模型）、空間誤差模型（SEM 模型）和空間杜賓模型（SDM 模型）三種，且不同的模型其溢出的產(chǎn)生原因和傳導(dǎo)機(jī)制不同。SEM 模型假定其溢出原因是由隨機(jī)沖擊產(chǎn)生的，并主要通過誤差項(xiàng)傳導(dǎo)空間效應(yīng)；SAR 模型則假定其溢出主要是由被解釋變量通過空間相互作用而產(chǎn)生的溢出效應(yīng)（Anserlin et al，2010）；SDM 模型則綜合考慮了SAR 和SEM 兩類模型的空間傳導(dǎo)機(jī)制，以及空間交互作用，即一個(gè)地區(qū)的被解釋變量不僅受本地區(qū)自變量的影響，還會(huì)受到其他地區(qū)被解釋變量和自變量的影響。結(jié)合本研究，三種模型設(shè)定如下。

（1）空間滯后面板模型：

（2）空間誤差面板模型：

（3）空間杜賓面板模型：

其中：i為31 個(gè)省直轄市自治區(qū)（因數(shù)據(jù)缺失，不含港澳臺(tái)地區(qū)）；t為2003—2018 年的16 年時(shí)間；GJ為高端服務(wù)業(yè)競爭力指標(biāo)；QWS為高端服務(wù)業(yè)的集聚指標(biāo)；pfl為R&D 人員流動(dòng)量；cfl為R&D 資本流動(dòng)量；L為勞動(dòng)力；T為產(chǎn)品間的替代彈性；Z為工業(yè)品的支出份額；W采用空間距離權(quán)重矩陣，其主對角線數(shù)值均為0，其他值為1/d2，其中d為兩個(gè)省份地理中心位置之間的距離；參數(shù)α1～α5分別反映各解釋變量對因變量的影響；ρ表示地區(qū)因變量的空間依賴關(guān)系，揭示空間自相關(guān)的影響方向和程度；λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，用來測度鄰近地區(qū)關(guān)于高端服務(wù)業(yè)競爭力的誤差沖擊對本地區(qū)因變量的影響程度。

（二）空間計(jì)量模型空間效應(yīng)的測算

LeSage 和Pace（2008a）為了規(guī)避含有空間滯后項(xiàng)的空間計(jì)量模型運(yùn)行結(jié)果的回歸系數(shù)無法正確表征自變量對因變量的影響，根據(jù)空間效應(yīng)作用的范圍和對象的不同，將其影響區(qū)分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）和總效應(yīng)。三種效應(yīng)依次表征自變量x對本地區(qū)被解釋變量y的平均影響，自變量x對其他地區(qū)的被解釋變量y的平均影響，而總效應(yīng)反映的是自變量x對整個(gè)經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生的平均影響，并采用偏微分方法正確測度三種效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)說明

中國服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在GB/T 4754—2002 分類標(biāo)準(zhǔn)出臺(tái)后才逐漸完善，本文中的高端服務(wù)業(yè)范圍借鑒原毅軍和陳艷瑩（2011）的分類，以及數(shù)據(jù)可得性和可比性原則，將以下四類產(chǎn)業(yè)認(rèn)定為高端服務(wù)業(yè)，即信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)；金融業(yè)；租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)；科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)。樣本范圍為31個(gè)省直轄市自治區(qū)（以下簡稱省份），時(shí)間為2003—2018 年，數(shù)據(jù)均來自于中國知網(wǎng)的中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)大數(shù)據(jù)研究平臺(tái)，各變量數(shù)據(jù)均以2003 年為基期進(jìn)行計(jì)算。根據(jù)理論模型分析結(jié)果，具體變量說明如下：

1.因變量

因變量即高端服務(wù)業(yè)競爭力。在全國范圍內(nèi)，各省份的人均GDP（用Yi表示）可以較好地衡量該省的綜合經(jīng)濟(jì)競爭力。而各省份的高端服務(wù)業(yè)競爭力本身就是該地區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)競爭力特別是第三產(chǎn)業(yè)競爭力非常重要的部分，其值相當(dāng)于該省份高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)值在該省份第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值中的占比。因此，可以構(gòu)造如下的高端服務(wù)業(yè)競爭力公式：

其中：SALEi為i省份高端服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值；Xi為i省份第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值；可以看出高端服務(wù)業(yè)競爭力指標(biāo)（GJi）實(shí)質(zhì)上是兩個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)的乘積，它綜合考慮了各省份的綜合經(jīng)濟(jì)競爭力和高端服務(wù)業(yè)在各省份第三產(chǎn)業(yè)中所占的分量，能夠較好的測度各省份高端服務(wù)業(yè)的競爭力。由于中國各省份高端服務(wù)業(yè)相關(guān)行業(yè)的生產(chǎn)總值在很多省份中缺乏統(tǒng)計(jì)，依據(jù)數(shù)據(jù)可得性原則和服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的特殊性，借鑒馬鵬和李文秀（2014b）的做法，本文的高端服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值采用高端服務(wù)業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員工資總額替代。

2.解釋變量

根據(jù)理論模型分析結(jié)果，相應(yīng)的采用以下變量作為解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）高端服務(wù)業(yè)集聚度，采用區(qū)位熵（QWS）進(jìn)行衡量，具體為QWS=（該省高端服務(wù)業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)/該省從業(yè)人員數(shù)）/（全國高端服務(wù)業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)/全國從業(yè)人員數(shù)）。該區(qū)位熵的大小反映了不同省份高端服務(wù)業(yè)的集聚程度。計(jì)算結(jié)果與吳遠(yuǎn)仁和李淑燕（2019）所得結(jié)論一致，即，中國高端服務(wù)業(yè)空間集聚度較低，在許多省份中甚至呈現(xiàn)下降趨勢。

（2）研發(fā)要素區(qū)際開放度。R&D 人員和R&D 資本歷來是研發(fā)要素最重要的兩種資源。因此，本文計(jì)算R&D 人員流動(dòng)量和R&D 資本流動(dòng)量作為研發(fā)要素區(qū)際開放度的變量（鄧峰和楊婷玉，2019）。

①R&D 人員流動(dòng)量。“拉力-推力”理論被勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)用于解釋影響勞動(dòng)力遷移的動(dòng)因，即勞動(dòng)力從一個(gè)地區(qū)流入其他地區(qū)數(shù)量由該地區(qū)的推動(dòng)力和其他地區(qū)的吸引力的合力決定。一個(gè)地區(qū)的R&D 人員數(shù)不斷增多容易造成該地區(qū)的資源擁擠而產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素是吸引R&D 人員向其流動(dòng)的主要?jiǎng)右颉⒄找延械难芯繕?gòu)建R&D 人員流動(dòng)量指標(biāo)為

其中：i、j為不同的省份；pflij為i省份流向j省份的R&D 人員流動(dòng)量；RDP為i省份R&D 人員數(shù)，PGDPj為j省份的人均GDP，為j省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；Dij為根據(jù)i、j兩省份的省會(huì)城市經(jīng)緯度測算出來的兩省份間的距離；Pfli為i省份流入到其他省份總的R&D 人員流動(dòng)量；n=1，2，…，31，代表31 個(gè)省直轄市自治區(qū)。

②R&D 資本流動(dòng)量。區(qū)域間的金融市場發(fā)展水平?jīng)Q定了R&D 資本流動(dòng)的去向和數(shù)量，參照蔣天穎等（2014）的研究，構(gòu)建R&D 資本流動(dòng)量測算指標(biāo)為

其中：cflij為i省份流到j(luò)省份的R&D 資本流動(dòng)量；RDCi為i省份的R&D 資本存量，RDCj為j省份的R&D 資本存量，其值采用常用的永續(xù)盤存法計(jì)算；cfli為i省份流入到其他省份總的R&D 資本流動(dòng)量。

（3）經(jīng)濟(jì)體的勞動(dòng)力數(shù)量（L），采用各省市的從業(yè)人員數(shù)表示。

（4）產(chǎn)品間的替代彈性（T），采用各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)與31 個(gè)省份平均規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的比值表示。

（5）工業(yè)品支出份額（Z），采用制造業(yè)固定資產(chǎn)投資占全國固定資產(chǎn)投資的比重表示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間自相關(guān)分析

借助Geoda 軟件，使用全局Moran’sI指數(shù)對中國2003—2018 年的高端服務(wù)業(yè)競爭力指標(biāo)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)該指標(biāo)在省域間是否存在空間自相關(guān)性（表1）。

從表1 結(jié)果可以看出，中國高端服務(wù)業(yè)競爭力的全局Moran’sI在2003—2018 研究年份中均大于0，且其P值全部在5% 以下顯著。全局Moran’sI總體表現(xiàn)出波動(dòng)上升趨勢，2014 年以來均超過0.255，表明中國高端服務(wù)業(yè)競爭力在省級層面間具有顯著的空間正相關(guān)性，相鄰省市的經(jīng)濟(jì)存在空間上的相互影響。

表1 2003—2018 年高端服務(wù)業(yè)競爭力的Moran’s I 指數(shù)統(tǒng)計(jì)值

（二）空間面板模型選擇與估計(jì)

基于上述模型設(shè)定和檢驗(yàn)思路，為了消除變量異方差的影響，所有變量均采用其自然對數(shù)的形式，對混合數(shù)據(jù)的普通面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行普通最小二乘法（OLS）回歸，回歸結(jié)果見表2。

表2 表明，高端服務(wù)業(yè)集聚、R&D 人員流動(dòng)、R&D 資本流動(dòng)和產(chǎn)品間的替代彈性對高端服務(wù)業(yè)競爭力均表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。經(jīng)濟(jì)體的勞動(dòng)力數(shù)量、工業(yè)品支出份額對高端服務(wù)業(yè)競爭力均表現(xiàn)出顯著的抑制作用。其中，只有經(jīng)濟(jì)體的勞動(dòng)力數(shù)量對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響與理論模型相悖。對模型OLS 回歸殘差進(jìn)行Moran 檢驗(yàn)及LM 檢驗(yàn)（表3）。

表2 OLS 估計(jì)結(jié)果

表3 中，OLS 回歸殘差的四種LM 檢驗(yàn)值只有LMsar值和LMerr值通過顯著性檢驗(yàn)，穩(wěn)健的LMsar值和穩(wěn)健的LMerr值均未通過檢驗(yàn)，且LMsar＞LMerr值。因此，空間滯后面板模型優(yōu)于空間誤差面板模型。殘差的Moran’sI值為0.387，P值為0，表明模型存在顯著的空間正相關(guān)性，采用OLS 方法回歸會(huì)使結(jié)果有偏或無效。因此，為了提高回歸結(jié)果準(zhǔn)確性，需選用能夠?qū)⒏魇》萁?jīng)濟(jì)活動(dòng)空間相關(guān)性考慮在內(nèi)的空間面板SAR、SEM 和SDM 模型進(jìn)行估計(jì)。進(jìn)一步經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)，空間面板計(jì)量模型均選用固定效應(yīng)，使用MATLAB R2016a 軟件完成估計(jì)，結(jié)果見表4。

表3 Moran 檢驗(yàn)和LM 檢驗(yàn)

表4 的估計(jì)結(jié)果表明，SAR、SEM 和SDM 空間計(jì)量的空間項(xiàng)系數(shù)全部顯著為正，表明在省級層面，本省的高端服務(wù)業(yè)競爭力會(huì)受到其他省份高端服務(wù)業(yè)競爭力的加權(quán)影響。對比幾類模型的擬合效果，從SDM 模型回歸結(jié)果來看，幾乎所有的空間交互項(xiàng)系數(shù)都不顯著，基本上滿足模型轉(zhuǎn)化的原假設(shè)H0：θi=0 但不滿足θi≠-δβi，表明SDM模型能夠等價(jià)轉(zhuǎn)化成SAR 模型，但不能等價(jià)轉(zhuǎn)換成SEM 模型。同時(shí)，結(jié)合前面的分析，空間滯后面板模型優(yōu)于空間誤差面板模型。因此，下文的分析主要基于SAR 模型進(jìn)行。

從表4 報(bào)告的結(jié)果來看，各變量的回歸系數(shù)只有經(jīng)濟(jì)體的勞動(dòng)力數(shù)量對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響表現(xiàn)出顯著的抑制作用，與第二部分的理論模型相悖，其他變量的回歸結(jié)果都很好地印證了理論模型的結(jié)論。SAR 模型中高端服務(wù)業(yè)集聚度對高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，表明高端服務(wù)業(yè)的集聚效應(yīng)明顯。R&D 人員流動(dòng)量和R&D 資本流動(dòng)量變量系數(shù)顯著為正，表明R&D 人員流動(dòng)量和R&D 資本流動(dòng)量的提升對高端服務(wù)業(yè)競爭力具有顯著的正向作用。這有力地說明了隨著我國各省份區(qū)域間對內(nèi)開放力度和營商環(huán)境的不斷增強(qiáng)，我國省域?qū)用嫜邪l(fā)要素的流動(dòng)使得研發(fā)要素得到了更有效地利用，有力地促進(jìn)了高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的提升，其潛在的政策含義就是繼續(xù)加強(qiáng)區(qū)域間的開放力度，促進(jìn)研發(fā)要素合理流動(dòng)，提升高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力。從另外幾個(gè)變量來看，經(jīng)濟(jì)體勞動(dòng)力數(shù)量對高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升表現(xiàn)不顯著，但已經(jīng)不像OLS 回歸那樣對高端服務(wù)業(yè)競爭力產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響這可能是高端服務(wù)業(yè)是一些資本密集和知識(shí)密集的服務(wù)業(yè)集合體，我國勞動(dòng)力整體知識(shí)儲(chǔ)備和能力跟不上高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展需要，影響了我國高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的提升。產(chǎn)品間的替代彈性對高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升表現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響；工業(yè)品的支出份額對高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升表現(xiàn)出顯著的正向影響。由于SAR 模型的回歸系數(shù)并不能直接反映自變量對因變量的影響程度。因此我們還需要計(jì)算出直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)才能具體表征。SAR 模型中上述三種效應(yīng)的具體值參見表5。

表4 空間面板模型估計(jì)結(jié)果

從表5 可以看出，高端服務(wù)業(yè)集聚對高端服務(wù)業(yè)競爭力提升的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均顯著為正，且空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的20.8%。這表明中國省份間高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展不是隨機(jī)獨(dú)立的，還會(huì)受到其他省份高端服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響，通過提升高端服務(wù)業(yè)集聚度能夠進(jìn)一步提升高端服務(wù)業(yè)競爭力。研發(fā)要素區(qū)際流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力提升的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均顯著為正，即研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)不僅能夠促進(jìn)本地區(qū)高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升，其所伴隨的空間知識(shí)溢出效應(yīng)還有助于提升其他地區(qū)的高端服務(wù)業(yè)競爭力；但R&D 人員流動(dòng)和R&D 資本流動(dòng)所帶動(dòng)的空間溢出效應(yīng)僅占總效應(yīng)的20.9% 和20.8%，顯示出進(jìn)一步促進(jìn)中國研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)，充分發(fā)揮其空間溢出效應(yīng)提升中國高端服務(wù)業(yè)整體競爭力具有較大的空間。經(jīng)濟(jì)體勞動(dòng)力數(shù)量和產(chǎn)品間的替代彈性對高端服務(wù)業(yè)競爭力提升的三種效應(yīng)均不顯著；工業(yè)品的支出份額對高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升的三種效應(yīng)均顯著為正，表現(xiàn)出明顯的正向影響和空間溢出效應(yīng)。因此，基本上再次驗(yàn)證了前文理論模型分析結(jié)果。同時(shí)，根據(jù)理論模型，在核心-邊緣均衡情況下，高端服務(wù)業(yè)增長率已經(jīng)不受研發(fā)要素區(qū)際開放度的影響，但實(shí)證檢驗(yàn)切是對其有著顯著的促進(jìn)作用，再次驗(yàn)證了中國高端服務(wù)業(yè)集聚度相對較低的結(jié)論。

表5 SAR 模型的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不同空間權(quán)重矩陣對估計(jì)結(jié)果的影響，特別是綜合考慮經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和地理差別的經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣對研究結(jié)果的影響，采用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行空間面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，以檢驗(yàn)結(jié)果是否穩(wěn)定。估計(jì)結(jié)果表明，SAR 模型仍然是最優(yōu)的空間面板數(shù)據(jù)模型。對比兩種矩陣對應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯示，兩種距離矩陣對各變量估計(jì)系數(shù)的方向和顯著性沒有發(fā)生根本性改變，只是各變量的估計(jì)系數(shù)的大小有些出入表明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

由于模型中可能遺漏了其他影響高端服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)競爭力的重要變量，或者是變量之間互為因果關(guān)系都可能造成模型的內(nèi)生性問題。變量之間互為因果關(guān)系表現(xiàn)在高端服務(wù)業(yè)在區(qū)域內(nèi)的集聚或研發(fā)要素在區(qū)際間的流動(dòng)會(huì)影響區(qū)域高端服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)競爭力，反過來，區(qū)域高端服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力水平的差異也可能會(huì)影響到區(qū)域高端服務(wù)業(yè)的集聚度和研發(fā)要素的流動(dòng)規(guī)模與方向。因此，為規(guī)避變量間可能存在的內(nèi)生性，對空間SAR 模型采用廣義矩估計(jì)（GMM）方法進(jìn)行檢驗(yàn)，而如何選擇GMM 方法中的工具變量則顯得尤為關(guān)鍵。雖然Kelejian 和Prucha（1998）研究指出理想的工具變量應(yīng)為Wn（In-δWn）-1Xn β，并得到了余泳澤和劉大勇（2013）的驗(yàn)證，但由于無法提前得到δ值而較難應(yīng)用。因此參照白俊紅等（2017）的研究，選用W×QWS、W×pfl和W×cfl分別作為高端服務(wù)業(yè)聚集度、R&D 人員流動(dòng)量和R&D 資本流動(dòng)量GMM 估計(jì)的工具變量，并通過了Hansen J 檢驗(yàn)。對比空間GMM 估計(jì)與前面空間SAR 的估計(jì)結(jié)果表明，各變量回歸系數(shù)的值大小雖有些出入，但方向不變，顯著性水平也改變不大。因此，前述研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。②限于篇幅，本文沒有列出穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

五、結(jié)論與政策含義

統(tǒng)籌研發(fā)要素流動(dòng)，大力發(fā)展高端服務(wù)業(yè)，充分利用高端服務(wù)業(yè)的集聚特性和研發(fā)要素流動(dòng)正向外部性，進(jìn)而促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升成為各個(gè)國家和地區(qū)的不二選擇。本文著重考察了高端服務(wù)業(yè)集聚與研發(fā)要素區(qū)際流動(dòng)對高端服務(wù)業(yè)競爭力的影響機(jī)制，以及能否得到中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的驗(yàn)證。利用新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論構(gòu)建了高端服務(wù)業(yè)集聚、研發(fā)要素流動(dòng)影響高端服務(wù)業(yè)競爭力的理論模型，在此基礎(chǔ)上利用31 個(gè)省份2003—2018 年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，設(shè)定空間面板計(jì)量模型對理論模型的結(jié)論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。主要的研究發(fā)現(xiàn)和結(jié)論有：

高端服務(wù)業(yè)集聚度較低，各省份的高端服務(wù)業(yè)競爭力之間存在顯著的空間相關(guān)性。高端服務(wù)業(yè)聚集度、R&D人員流動(dòng)量和R&D 資本流動(dòng)量的空間總效應(yīng)均表現(xiàn)出明顯的促進(jìn)作用，但三者的總效應(yīng)主要是由直接溢出效應(yīng)決定的，空間溢出效應(yīng)的貢獻(xiàn)率相對較低。這些結(jié)論的政策啟示如下：一是促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)集聚并做好區(qū)域統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展。在發(fā)展高端服務(wù)業(yè)，促進(jìn)其集聚發(fā)展，制定相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時(shí)，應(yīng)該充分利用本地區(qū)經(jīng)濟(jì)條件，加強(qiáng)地區(qū)間的交流與合作，促進(jìn)本地區(qū)高端服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展并積極向外溢出，同時(shí)積極吸收其他地區(qū)特別是周邊省份高端服務(wù)業(yè)的溢出效應(yīng)，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)區(qū)域間高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展。二是提升營商環(huán)境，擴(kuò)大對內(nèi)開放力度。R&D 人員和R&D 資本等研發(fā)要素作為高端服務(wù)業(yè)重要的投入要素，其不但可以直接促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)競爭力的提升，而且在區(qū)際間的流動(dòng)能夠顯著地促進(jìn)周邊地區(qū)高端服務(wù)業(yè)競爭力。因此各地區(qū)應(yīng)該營造良好的營商環(huán)境，進(jìn)一步破除地區(qū)壁壘，擴(kuò)大對內(nèi)開放，建立完善的人才市場和資本市場，營造良好的區(qū)域間研發(fā)要素流動(dòng)的體制機(jī)制，在充分利用本地區(qū)研發(fā)要素基礎(chǔ)上促進(jìn)其向周邊地區(qū)溢出，同時(shí)利用好周邊地區(qū)研發(fā)要素的溢出部分，這將有利于促進(jìn)中國高端服務(wù)業(yè)競爭力的持續(xù)提升。