創新基礎設施對經濟高質量發展的影響

摘 要：創新基礎設施作為科技創新的載體，是推動經濟高質量發展的重要抓手。利用空間面板計量模型，研究創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的影響。結果發現：①我國地區間經濟高質量發展水平存在顯著正向空間自相關性，并呈現“高高集聚”和“低低集聚”特征；②2011—2020年，除工業企業研發機構外，創新基礎設施存量增加及其協同效應增強能夠顯著促進我國經濟高質量發展水平提升，且提升程度占整體增幅的22.23%，其中，設施協同效應、商業服務機構、高校和科研機構、制造業企業集聚對經濟高質量發展的貢獻份額分別為11.11%、27.78%、5.56%、-22.22%；③從空間效應分解看，我國經濟高質量發展水平提升主要依靠空間溢出（占比93.63%），直接效應的促進作用較?。ㄕ急?.37%）；④創新效應、知識溢出效應、結構效應、資源配置效應和環境效應在創新基礎設施協同影響經濟高質量發展過程中發揮中介作用；⑤異質性分析結果表明，創新基礎設施及其協同效應對經濟高質量發展的影響在經濟發展階段、地區異質性上存在顯著結構性差異。

關鍵詞：創新基礎設施；經濟高質量發展；協同效應；空間溢出

DOIDOI：10.6049/kjjbydc.2022100688

中圖分類號：F124.3文獻標識碼：A

文章編號：1001－7348（2024）06－0063－12

0 引言

中共二十大報告指出高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務，推動高質量發展已經成為當前以及未來一段時期內我國經濟發展的根本要求。從近五年經濟藍皮書《中國經濟增長報告》公布的數據以及學者研究成果看，我國經濟高質量發展水平仍需提高，區域發展不平衡、不協調問題日益突出[1]，如何促進經濟高質量發展成為政府和學界共同關注的話題。在后疫情時代，全要素生產率（TFP）提升成為經濟高質量發展的源泉[2]，隨著外部風險的加劇，外源式技術進步對全要素生產率的影響逐漸減弱，表明后疫情時代我國全要素生產率增長轉向依靠內源式技術進步和資源配置效率提升上來。創新基礎設施作為科技創新活動和成果轉化的載體，是塑造地區科技創新能力和決定地區科技地位的先決條件，也是全要素生產率提升的基本依托，已經成為驅動經濟高質量發展的主要因素。

作為國家科技力量的重要載體，創新基礎設施為創新鏈整個環節提供物質保障，能夠促進重大科學突破，增加原始科技成果產出，培育人才，尤其是孵化器和技術轉移機構等通過創新創業技術轉移增強創新與產業界之間的聯系[3]。2020年4月，政府首次將創新基礎設施納入“新基建”范圍，進一步彰顯了創新基礎設施在新發展階段的重要地位（隆云滔，2020）。在我國區域經濟高質量發展不平衡、創新體系整體效能不高的雙重背景下，從理論上分析創新基礎設施協同集聚對經濟高質量發展的作用機理，從經驗上分析創新基礎設施協同集聚對經濟高質量發展的影響作用，從實踐上分析創新基礎設施協同集聚促進經濟高質量發展的措施，對于推動經濟高質量發展、縮小區域差距具有重要意義。

當前研究重點強調創新基礎設施單一維度對經濟高質量發展的影響，對協同效應的重視不夠。對此，本文以創新基礎設施協同效應作為研究重點，以2011—2020年中國內地31個省份面板數據為研究樣本，采用空間計量模型探究創新基礎設施協同效應與經濟高質量發展之間的關系，并分析經濟發展階段和區域異質性的影響。本文邊際貢獻在于：①從理論層面分析創新基礎設施協同效應影響經濟高質量發展的作用機理，可為發揮創新基礎設施協同作用，促進經濟高質量發展提供理論基礎；②在經驗層面實證檢驗2011—2020年我國創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的影響程度及異質性，有助于揭示樣本期內我國創新基礎設施所作的貢獻；③在實踐層面提出以創新基礎設施建設為抓手，因地制宜地促進創新基礎設施協同聯動、優化創新基礎設施布局以及促進經濟整體高質量發展的建議。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 經濟高質量發展

當前，學者對經濟高質量發展內涵和測算未形成共識，但基本可劃分為兩類：單一指標法和多維度指標體系。其中，采用單一指標法的學者普遍利用全要素生產率測度經濟高質量發展水平，也有極少數學者利用技術效率、勞動生產率衡量[4]；采用多維度指標體系的學者主要圍繞新發展理念[5]、中國社會的主要矛盾[6]展開。在全球經濟大變局和疫情雙重疊加背景下，部分學者指出當前區域經濟高質量發展的關鍵在于提高全要素生產率，實現新舊動能轉換[7]。尤其是后疫情時代，提高全要素生產率已經成為驅動經濟高質量發展的動力源泉[2]。

1.2 創新基礎設施與經濟高質量發展

關于創新基礎設施與經濟高質量發展關系，學者主要從創新基礎設施單一維度入手，僅分析某一類創新基礎設施對經濟高質量發展的影響[8]。只有極少數學者從創新基礎設施整體維度入手，探討其對創新產出、經濟高質量發展的影響。例如，Suarez－villa amp; Hasnath[9]指出創新基礎設施與國家總體創新產出及企業創新產出正相關，且對于促進創新績效提升具有較大的內生性；李海剛[10]指出創新基礎設施作為新基建的子系統，對經濟高質量發展具有促進作用，但未對創新基礎設施協同效應進行分析，同時也缺少對異質性作用機理的詳細論述。

1.3 創新基礎設施協同與創新績效

Al－Hakim amp; Latif[11]、Laranja[12]指出，創新基礎設施并不能保證區域創新繁榮，創新基礎設施要素內部不協調，尤其是科學與工業之間缺乏協同[13]是創新基礎設施低效的主要原因。通過梳理已有研究發現，創新基礎設施協同效應對創新績效的影響體現在3個方面：首先，知識是創新活動中的關鍵投入要素，隱性知識轉移具有隱蔽性（Perez－Luno等，2019），創新基礎設施協同利用制度形成的契約關系可以有效打破創新主體間壁壘，促進知識生產、轉移和利用[14－15]；其次，創新基礎設施協同效應強調科學家與企業家之間的交互作用，改變了傳統線性創新模式[16]，使得旨在知識創造和人才培育的高校和科研院所向下延伸至成果產業化后置環節，旨在技術開發和應用的企業向上延伸至新知識和技術研發先導環節[17]，創新基礎設施各要素優勢得到進一步耦合；最后，創新基礎設施協同效應是科學研究、成果轉化、人才培養、產業發展的深度整合和集成發展[17]，通過增強產業界與科學界之間的聯系促進經濟發展。

1.4 研究假設

由上述分析可知，創新基礎設施協同對經濟高質量發展的影響仍有研究空間。王貽芳和白云翔[18]指出，提升國家創新體系支撐能力，促進經濟高質量發展，需要促進各類創新基礎設施功能互補、協同互動。為此，本文重點分析創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的影響，可為經濟高質量發展提供有益參考。

當前，相關文獻對創新基礎設施概念的界定主要圍繞創新主體[19]、創新載體[20]和創新環境[21]3個維度展開。本文借鑒Feldman amp; Florida[19]的研究，從創新主體視角定義創新基礎設施，即某一地區創新活動所依賴的基礎條件，包括高校和科研機構、工業企業研發機構、相關制造企業集聚以及與創新創業相關的商業服務機構。其中，高校和科研機構利用基礎知識存量為工業領域提供技術機會，提高工業企業Ramp;D投入潛在生產率；工業企業研發機構在增加技術知識來源的同時，通過把握技術趨勢進行技術開發；相關制造企業集聚通過知識溢出為產品創新提供潛在市場基礎；商業服務機構通過提供產品市場信息和技術信息支撐整個產品創新服務，以強化技術創新轉化為商品的能力?？梢?，4類創新基礎設施的作用各有側重，涵蓋科學研究、技術開發、技術轉移、產品創新整個鏈條，基于創新鏈視角建立長期穩定的協同合作關系，是一個具有聚集優勢、知識溢出、學習特征的開放型協同創新網絡。創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的作用體現在以下5個方面（見圖1）：

（1）創新效應。Furman等[21]指出，創新基礎設施為一國或地區創新活動設置一般背景，是國家或地區創新能力的決定性因素；Amir等[22]指出公共研發機構、大學和企業等創新主體之間的交互關系對技術創新能力具有重要影響。創新基礎設施形成的協同網絡使創新能力被“鎖定”在某些地區，進而形成“路徑依賴”。創新基礎設施協同網絡越緊密，地區創新能力越強，全要素生產率提高越快，經濟發展質量也就越高。

（2）知識溢出效應。創新基礎設施集聚有利于知識共享和面對面互動，促使科技成果優先在設施所在地區轉化，進而促進當地經濟發展，尤其是各類創新基礎設施集中的地區，往往也是重要的科技創新中心，更能加快科技成果的產生。

（3）結構效應。結構主義理論指出，產業結構升級推動要素在邊際生產效率不同產業部門之間流動，因此結構變化是全要素生產率增長的主要動力。創新基礎設施的作用涵蓋創新鏈各個環節，最終目的是將科技成果應用于實體經濟，促進科技成果商品化和產業化?？萍汲晒c實體經濟通過兩種方式融合：一是將新技術運用到舊產業中即對舊產業進行改造；二是新技術促使新興產業崛起，融合過程本質就是產業結構升級。創新基礎設施通過科研成果轉化和創新創業促進產業結構升級，進而推動經濟高質量發展。

（4）資源配置效應。創新基礎設施具有“位置固定”特征，供給“不可分割性”和初始“配置集聚性”影響區域創新資源存量規模。隨著創新基礎設施建設水平差距的不斷拉大，創新要素開始流動。創新基礎設施集中地區會吸引人才、資金、知識等創新要素集聚，改善地區創新要素稟賦，提升資源配置效率，促進全要素生產率提高和區域經濟高質量發展。

（5）環境效應。創新地理學理論認為，企業區位選擇依賴地區創新環境，創新基礎設施作為創新環境的重要組成部分（Shan，2017），各類創新基礎設施集聚可以增強所在地區比較優勢，優化創新環境，吸引創新人才和創新型企業入駐，并對周邊地區產生積極溢出效應，進而促進經濟高質量發展。

根據上述分析，本文提出如下假設：

H1：創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展具有正向影響。

H2：創新基礎設施協同效應通過創新效應、知識溢出效應、結構效應、資源配置效應和環境效應促進經濟高質量發展。

2 研究設計

2.1 模型構建

2.1.1 空間計量模型

為分析創新基礎設施對經濟高質量發展的空間溢出效應，本文構建如下空間計量模型：

其中，wij為空間權重矩陣，∑nj=1wijurdit、∑nj=1wijgrdit 、∑nj=1wijidpit、∑nj=1wijfwit、∑nj=1wijTFPit、∑nj=1wijcontrolit分別表示高校和科研機構基礎設施水平、工業企業研發機構基礎設施水平、制造企業集聚基礎設施水平、商業服務機構基礎設施水平、經濟高質量發展水平和控制變量的空間滯后項，εit為空間誤差項。當γ=0時，表示SDM模型；當γ=0和τ=0時，表示SAR模型；當ρ=0和τ=0時，表示SEM模型。

2.1.2 中介效應模型

本文采用分步檢驗法檢驗創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的影響，計量模型如下：

2.2 空間權重矩陣

本文在綜合考慮地理距離和經濟距離的基礎上構建嵌套空間權重矩陣，以刻畫區域之間的經濟空間效應和地理空間效應。為使研究結果更加穩健，本文同時構建0～1鄰接矩陣。

0～1鄰接矩陣構建方法是看兩地之間是否相鄰，若直接相鄰則賦值為1，否則賦值為0。

嵌套空間權重矩陣是將地理距離矩陣和經濟距離矩陣相結合，具體方法如下：

其中，Wc表示地理距離空間權重矩陣，當i≠j時，賦值為1/dij；當i=j時，賦值為0；dij表示兩省會城市之間的距離；diag表示對角線上的元素，每個省份GDP的均值k-i=∑10t=1kit，樣本期內所有省份GDP的均值k-=∑ni=1∑10t=1kit/tn；n為截面數據，t為樣本期數，此處等于10。

2.3 變量選取與數據說明

2.3.1 被解釋變量：經濟高質量發展水平

本文借鑒Zhang amp; Kong[23]的研究，利用全要素生產率（TFP）衡量經濟高質量發展水平，利用軟件DEAP2.1計算DEA－Malmquist指數，并從中分離全要素生產率。該方法以2000年為基期，利用GDP平減指數對總產出作不變價格處理，投入要素中的資本、勞動分別采用新增固定資本和年末就業人數衡量。資本存量以1996年為基期（單豪杰，2008），再運用公式（8）計算基期資本存量。

其中，k表示基期資本存量；i表示基期新增固定資本；g-表示新增固定資本年均增長率；δ表示折舊率，取值為10.96%（單豪杰，2008）。隨后，利用永續盤存法計算各區域資本存量，如式（9）所示。

2.3.2 解釋變量：創新基礎設施協同水平

（1）創新基礎設施主體包括高校和科研機構（urd）、工業企業研發機構（grd）、制造企業集聚（idp）和創新創業服務相關商業服務機構（fw）。相應地，創新基礎設施協同水平采用4類創新基礎設施水平的乘積衡量。其中，工業企業研發機構基礎設施水平采用規模以上工業企業Ramp;D投入占GDP的比重衡量，商業服務機構基礎設施水平采用技術轉移成交額占GDP的比重衡量[24]。

（2）高校和科研機構基礎設施水平采用高校和科研機構Ramp;D投入占GDP的比重衡量。由于沒有直接統計數據，所以本文采用總支出減去來源于企業的資金近似表示高校和科研機構經費支出。由《中國科技統計年鑒》 數據可知，企業資金中約有95%由企業自身科研活動支出，來源于政府、國外的資金則由高校和研究機構支出。

（3）制造企業集聚采用工業增加值占GDP的比重衡量。由于中國各省份未公布制造業增加值數據，而《中國工業統計年鑒》只公布了2016年以前制造業銷售產值數據，與制造業增加值統計口徑不一致。因此，本文采用工業增加值占GDP的比重衡量存在一定的合理性。由世界銀行公布的數據（現價本幣單位）可知，2010-2020年我國制造業增加值占工業增加值的比重均值為69.78%，可見采用工業增加值占GDP的比重衡量制造企業集聚水平一定程度上能夠反映制造業集聚特征。

2.3.3 中介變量

（1）創新效應（pat）。創新效應的本質是創新能力，由于專利申請需要具有足夠的創新性，所以本文采用專利授權量與地區就業人口的比值衡量創新效應[25]。

（2）知識溢出效應（cit）。知識溢出效應反映知識流動，Peri[26]、Kim amp; Steensma[27]采用專利引用次數衡量知識流動和溢出效應。我國《專利審查指南》規定，申報人在申請專利時需要通過引證方式寫明與本發明相關的背景信息，由于實用新型專利引用數量較少，故本文采用高校和企業發明專利引用次數與研發人員數量的比值衡量知識溢出效應。

（3）結構效應（adv）。結構效應從產業結構視角分析創新基礎設施協同對經濟高質量發展的影響。本文采用產業結構轉換率衡量結構效應[28]，以體現產業結構演進的動態過程。

（4）資源配置效應（hlq）。創新基礎設施協同能夠促進創新要素尤其是人才流動，進而促進知識、信息、技能在不同區域傳播擴散[29]，使資源在特定地區得到整合。本文借鑒王慧娟和蘭宗敏[30]的研究，采用人力資本數量衡量資源配置效應。

（5）環境效應（col）。創新基礎設施通過塑造區位優勢，為企業選址決策提供依據，新企業創立是地區創新環境優劣的直觀反映。中國科學技術發展戰略研究院（2017）、中國科技戰略研究小組（2016）將創業活力作為衡量創新環境的重要指標，本文采用地區科技型新創企業數量衡量環境效應。

2.3.4 控制變量

本文設置以下控制變量：①Ramp;D人員（rdpeople）：采用研發人員數量占就業人口的比重衡量；②人均GDP（pgdp）：采用地區生產總值與地區總人口的比值衡量；③對外開放水平（open）：采用地區進出口貿易總額與地區GDP的比值衡量；④信息化程度（xin）：采用地區郵電業務總量與地區GDP的比值衡量。

2.4 數據說明

本文采用2011—2020年中國內地31個省份面板數據分析創新基礎設施協同對經濟高質量發展的影響，數據來源于歷年《中國科技統計年鑒》《全國技術市場統計年度報告》《中國統計年鑒》以及CnOpenData、國家知識產權局和EPS數據平臺。值得說明的是，創新基礎設施對經濟增長的影響具有一定滯后性，故本文對各類創新基礎設施協同水平作滯后一期處理。相應地，采用2010—2019年各類創新基礎設施協同水平對2011—2020年經濟高質量發展水平進行回歸分析。其余變量仍采用當期值，變量描述性統計結果如表1所示。

3 實證結果分析

3.1 空間自相關檢驗與模型設定

3.1.1 模型設定

本文對相關變量依次進行LM檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗和AIC、BIC檢驗，以確定模型的最終形式，結果如表2所示。首先，LM檢驗結果表明適合采用空間誤差模型（SEM）；其次，LR檢驗結果顯示空間杜賓模型（SDM）無法退化成空間誤差模型（SEM）；再次，由Hausman檢驗結果可知，對于空間誤差模型（SEM）而言，地區隨機效應模型、時間固定效應模型和雙向隨機效應模型更優；對于空間杜賓模型（SDM）而言，地區隨機效應模型、時間固定效應模型和雙向固定效應模型更優。根據AIC、BIC信息準則，最終確定采用時間固定效應空間誤差模型（SEM）和地區隨機效應空間杜賓模型（SDM）對相關變量進行分析。

3.1.2 空間自相關檢驗

進一步，本文采用莫蘭指數進行空間自相關檢驗，考察數據之間是否存在空間依賴性。表3結果顯示，2011—2020年經濟高質量發展水平莫蘭指數I均顯著為正，且通過5%顯著性水平檢驗，表明我國經濟高質量發展水平存在顯著正向空間自相關性。

為直觀反映經濟高質量發展水平的空間依賴關系，本文繪制2011年、2015年和2020年的莫蘭散點圖。由圖2、圖3和圖4可知，中國內地31個省份主要分布在第一象限和第三象限，表現出“高高集聚”和“低低集聚”特征，其中“高高集聚”類型主要分布在我國東部地區，“低低集聚”類型主要分布在我國西部地區，進一步表明東、中、西部地區經濟高質量發展水平存在顯著差異。進一步觀察可知，我國經濟高質量發展水平斜率由2011年的0.092降至2015年的0.044，隨后又升至2020年的0.097，斜率均為正值表明存在正向空間相關性，斜率波動較大說明我國經濟高質量發展空間格局演化呈現復雜性。

3.2 基準結果分析

3.2.1 空間效應檢驗

本文利用Stata15軟件對SDM、SEM模型進行估計，為方便比較，同時報告OLS估計結果，如表4所示。由表4可知，在地區隨機效應SDM模型中反映擬合優度的指標Log－likelihood值最大，表明SDM模型明顯優于SEM模型。同時，地區隨機效應SDM模型調整后R2（0.609）明顯高于OLS模型（0.222）。因此，本文采用地區隨機效應SDM模型展開實證分析。

由模型（3）估計結果可知，創新基礎設施協同水平在1%水平下顯著為正，表明創新基礎設施協同對經濟高質量發展具有促進作用，H1得以驗證。中共十九大以來，國家相繼提出“加強新基建建設”“布局創新基礎設施”等一系列政策，我國創新基礎設施建設補短板優結構穩步推進，協同水平得到一定程度提高。創新基礎設施協同效應強調創新主體的交互性，將科研成果轉化環節內置于創新活動中，填補了科學界與產業界之間的鴻溝，進而促進經濟高質量發展。

從設施類型看，高校和科研機構、商業服務機構、制造企業集聚3類創新基礎設施對經濟高質量發展具有正向促進作用。從系數橫向比較看，創新基礎設施協同系數遠高于其它變量，表明創新基礎設施協同對經濟高質量發展的影響作用最大，高校和科研機構、制造企業集聚和商業服務機構的影響作用較小。工業企業研發機構系數為正但不顯著，這與葉祥松和劉敬[31]的研究結論一致，原因可能在于我國技術基礎薄弱，受技術引進路徑依賴的影響，工業企業研發機構Ramp;D投入傾向于對國外技術進行本土化改造，尚未形成核心創新力，導致其對經濟高質量發展的影響不顯著。

為進一步分析創新基礎設施協同水平對經濟高質量發展的偏效應，本文將SDM模型中的空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應，結果如表5顯示。由表5可知，創新基礎設施協同水平對經濟高質量發展的直接效應占比為6.37%，間接效應占比為93.63%，表明樣本期內我國經濟高質量發展主要來源于空間溢出效應。

表6列示了2011—2020年我國創新基礎設施對經濟高質量發展的貢獻。從中可見，我國創新基礎設施存量增加及協同作用增強帶動我國經濟高質量發展增長0.000 8個單位，占經濟高質量發展水平整體增幅的22.23%。從貢獻構成看：①創新基礎設施協同水平對經濟高質量發展的貢獻較大；②商業服務機構對經濟高質量發展的貢獻最大，制造企業集聚對經濟高質量發展的貢獻最小，前者主要源于考察期內存量增長迅速，后者主要源于考察期內制造業呈分散趨勢，集聚水平連續下降；③高校和科研機構對經濟高質量發展的貢獻較小，這是由于在考察期內該類設施存量增幅較低所致。

3.2.2 穩健性檢驗

本文替換空間權重矩陣進行穩健性檢驗，將上述嵌套空間權重矩陣替換為0～1鄰接矩陣。經過LM檢驗、LR檢驗、hausman檢驗、AIC和BIC準則，最終采用地區固定效應SDM模型、地區隨機效應SAR模型和時間固定效應SEM模型。表7為穩健性檢驗結果，從反映擬合優度的R2、Log－likelihood、ρ/λ看，SDM模型擬合程度最優，因此本文根據SDM模型估計結果展開分析。由模型（6）結果可知，除工業企業研發機構外，創新基礎設施協同水平系數顯著為正。從系數大小比較看，創新基礎設施協同水平對經濟高質量發展的影響作用最大，高校和科研機構、商業服務機構、制造企業集聚系數較小，工業企業研發機構影響作用不顯著。由“W×”變量可知，除工業企業研發機構外，均存在空間溢出效應?？梢姡捎?～1矩陣估計結果與上文基本一致，說明估計結果穩健。

3.3 作用機制檢驗

根據理論分析，創新基礎設施協同經由5條路徑對經濟高質量發展產生影響，本文對5個機理進行實證檢驗。關于模型選擇，本文依次進行LM檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗和AIC、BIC檢驗以確定最終形式，結果如表8所示。模型（7）（8）中創新基礎設施協同系數和創新效應系數顯著為正，且模型（8）中創新基礎設施協同系數小于上文基本回歸模型估計結果，表明創新效應發揮中介作用。創新效應本質上是由創新基礎設施協同水平內生決定的自主創新能力，是知識存量的體現，通過擠出效應對國外進口技術形成替代，進而促進內源式全要素生產率提升和經濟高質量發展。同理，由模型（9）（10）結果可知，知識溢出效應發揮中介作用。知識溢出效應是知識的自然擴散行為，每個創新主體都會因為“在場”而免費受益，知識溢出效應增強使創新主體成本下降，學習能力得以提升，進而促進創新產出增加和經濟高質量發展。由模型（11）（12）結果可知，結構效應發揮中介作用。不同產業部門的要素邊際生產率并不相等，結構效應可以促進要素和資源在不同部門之間流動，提高資源配置效率，促進全要素生產率提升。由模型（13）（14）結果可知，資源配置效應發揮中介作用。資源配置效應一方面指創新要素集聚，另一方面指資源合理分配。資源配置效應是影響地區競爭優勢的關鍵，資源配置效應越高越能左右地區創新資源配置格局，改變創新方向，促進創新效率提升和經濟高質量發展。由模型（15）（16）結果可知，環境效應的中介效應顯著存在。創新基礎設施為創新活動和投資提供硬條件支持，同時吸引創新企業和人才入駐，促使其開展創新活動，進而促進創新產出增加和技術進步，假設H2得以驗證。

4 異質性分析

4.1 經濟發展階段異質性

研究發現，結構轉換與全要素生產率變化在不同經濟發展階段表現不同，隨著經濟結構中服務業比重上升，知識經濟部分替代傳統商品，知識密集程度大幅提升，在結構效應作用下，新興產業加速成長，全要素生產率快速提升[32]。因此，本文認為服務業比重越高，創新基礎設施協同通過結構效應促進經濟高質量發展的效果越明顯。本文以第三產業增加值占第二產業增加值的比重為基礎，將經濟發展階段劃分為工業化階段（該比值＜1）和服務化階段（該比值大≥1）[33]。經過LR檢驗、LM檢驗、Hausman檢驗和AIC、BIC準則，在工業化階段和服務化階段分別采用時間隨機效應SAR模型和地區固定效應SAR模型，結果如表9所示。由模型（17）（18）可知，工業化階段創新基礎設施協同系數為正但不顯著，服務化階段創新基礎設施協同系數顯著為正，表明服務化階段創新基礎設施協同效應能夠促進經濟高質量發展。此外，從創新基礎設施類型看，無論經濟發展水平處于哪個階段，高校和科研機構均能夠顯著促進經濟高質量發展，但制造企業集聚的促進作用不顯著，而工業企業研發機構和商業服務機構在服務化階段對經濟高質量發展則具有顯著促進作用。

4.2 地區異質性

本文將中國內地31個省份劃分為東部地區、中部地區和西部地區，檢驗創新基礎設施協同對經濟高質量發展的異質性影響。創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的作用機理包括5個方面，受資源稟賦、政策、區位、歷史發展等因素的影響，5個方面在不同地區的重要程度（或地位）不盡相同，可能導致創新基礎設施協同對不同地區經濟高質量發展的影響不一致。我國高水平創新基礎設施主要分布在東部地區，高端創新主體的一致集聚使中西部地區創新要素普遍面臨“東南飛”的窘境。未來，資源配置效應產生的“馬太效應”會進一步強化東部創新能力；中部地區制造業體系門類齊全，且經濟發展進入服務化階段，在結構效應作用下更有利于促進經濟高質量發展；西部地區創新基礎設施數量少、規模偏小，導致創新活動和創新投資硬環境落后，環境效應不足使其難以形成對創新主體的投資吸引力。由此，本文認為創新基礎設施協同對中東部地區高質量發展具有促進作用，而在西部地區則不顯著。

本文以LR檢驗、LM檢驗、Hausman檢驗和AIC、BIC準則為依據，對東部地區、中部地區、西部地區分別采用地區隨機效應SAR模型、地區固定效應SDM模型和時間固定效應SDM模型進行檢驗，結果如表9所示。由模型（19）（20）（21）可知，中東部地區創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的促進作用顯著，西部地區不顯著。此外，從創新基礎設施類型看，無論哪個地區高校和科研機構均能促進經濟高質量發展，工業企業研發機構對經濟高質量發展的影響不顯著，制造企業集聚對中東部地區經濟高質量發展具有促進作用，商業服務機構對西部地區經濟高質量發展具有促進作用。

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本文以中國內地31個省份2011—2020年數據為研究樣本，利用空間計量模型實證檢驗創新基礎設施協同效應對經濟高質量發展的空間溢出效應及異質性，得出以下結論：

（1）從單一要素和協同效應看，除工業企業研發機構外，各類創新基礎設施及其協同效應均能顯著促進區域經濟高質量發展。具體而言，2011—2020年各類創新基礎設施及其協同效應促進我國經濟高質量發展水平提升0.000 8個單位，占高質量發展水平整體增幅的22.23%。其中，設施協同效應、商業服務機構、高校和科研機構、制造企業集聚對經濟高質量發展的貢獻份額分別為11.11%、27.78%、5.56%、-22.22%。

（2）從空間效應分解看，創新基礎設施協同對經濟高質量發展的促進作用主要源于空間溢出（占比93.63%），直接效應的促進作用較?。ㄕ急?.37%）。

（3）創新效應、知識溢出效應、資源配置效應、結構效應和環境效應在創新基礎設施協同影響經濟高質量發展過程中發揮中介作用。

（4）創新基礎設施對經濟高質量發展的影響存在顯著結構性差異。從經濟發展階段看，創新基礎設施協同效應顯著促進處于服務化階段的各省份經濟高質量發展，但對于處于工業化階段省份的促進作用不顯著；無論經濟發展水平處于哪一階段，高校和科研機構均能顯著促進經濟高質量發展，而制造企業集聚的促進作用不顯著，工業企業研發機構和商業服務機構在服務化階段對經濟高質量發展具有促進作用；從地區異質性看，創新基礎設施協同效應顯著促進中東部地區經濟高質量發展，對西部地區的促進作用不顯著；無論處于哪一地區，高校和科研機構均能促進經濟高質量發展，工業企業研發機構對經濟高質量發展的影響不顯著，制造企業集聚對中東部地區高質量發展具有促進作用，商業服務機構對西部地區高質量發展具有促進作用。

（5）從空間溢出效應看，除工業企業研發機構外，創新基礎設施協同效應具有顯著正向空間溢出效應，隨著鄰近省份創新基礎設施協同效應提升，能夠進一步促進本省份經濟高質量發展。

5.2 啟示

根據上述研究結論，本文提出如下啟示：

（1）推動創新基礎設施集群聯動式發展。積極發揮政府對創新基礎設施的引導作用，以創新基礎設施建設為抓手，協調各創新主體之間的關系，推動各主體在協同過程中形成創新合力，尤其是著力推動中西部地區創新基礎設施協同，切實發揮創新基礎設施協同聯動對經濟高質量發展的促進作用。由高校和科研機構、企業等創新主體合力構建協同創新平臺，促進“創新聯姻”，為經濟高質量發展提供有力支撐。

（2）提高創新基礎設施建設的針對性，優化創新基礎設施布局。東部地區應致力于提高商業服務機構專業化水平，同時引導工業企業研發機構提高創新效率。中部地區應建設商業服務機構，鼓勵高校設立技術轉移中心，鼓勵社會化商業服務機構發展，同時引導工業企業研發機構增加研發投入。西部地區應積極吸引創新型企業入駐，推進制造業企業集聚，鼓勵企業設立研發機構，開展創新活動。

（3）打通創新基礎設施傳導路徑，精準促進經濟高質量發展。5種作用機理在不同地區的地位不同，因此不同地區應因地制宜地優化傳導通道。東部地區應積極發揮資源配置效應，加快一體化聯動，加強交易平臺建設，打破創新要素流動空間壁壘，引導創新資源在不同地區高效流動。中部地區應積極發揮產業結構優勢，促進產業結構優化升級，通過結構變化促進要素流動。西部地區應積極發揮環境效應，著力加強創新基礎設施建設，優化創新環境，吸引創新投資。

5.3 不足與展望

本文存在如下不足：一方面，對創新基礎設施的界定主要圍繞創新主體展開，未來將從創新載體和創新環境視角出發，深入研究創新基礎設施對經濟高質量發展的影響；另一方面，對中介變量環境效應的測量側重于創業活力，但環境效應評估是一個復雜問題，未來將從多維度、多角度進行評價。

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（責任編輯：王敬敏）

The Impact of Innovation Infrastructure on High－Quality Economic Development： the Perspective of Synergy Effect

Tang Lingling， Feng Hua

Abstract：The Chinese government highlights high－quality development in building a modern socialist country in an all－round way， but the current issue of uneven and uncoordinated regional development is prominent. How to promote the overall high－quality development of the economy has become a common concern of the government and academia. At present， the improvement of total factor productivity has become a driving force for high－quality economic development. As the carrier of innovation activities， innovation infrastructure is the basic support for the improvement of total factor productivity and provides a material guarantee for the complete link of the innovation chain. Against the backdrop of China's unbalanced regional economic high－quality development， it is of great practical significance to analyze the impact of innovation infrastructure synergy on high－quality development， and find the measures for promoting high－quality development and narrowing the regional gap through collaborative agglomeration of innovative infrastructure in practice.

Most recent studies have focused on the impact of a single dimension of innovation infrastructure on high－quality development， and paid insufficient attention to the synergy effect. This study centers around innovation infrastructure synergies. Since innovative infrastructure has spatial effects， and in order to analyze the spatial spillover effects of innovative infrastructure on high－quality economic development， this study takes the panel data of 31 provinces in China from 2011 to 2020 to construct a spatial econometric model to empirically analyze the relationship between the innovation infrastructure synergy effect and high－quality development. It further constructs a spatial mediating effect model to test the mechanism of innovation infrastructure synergy affecting high－quality development. Meanwhile， this paper analyzes the heterogeneous impact of economic development stage and region using the spatial econometric model.

The result shows that except for Ramp;D institutions of industrial enterprises， innovation infrastructure has significantly promoted the level of China's high－quality development， accounting for 22.23% of the overall increase in high－quality level from 2011 to 2020. Among them， the contribution shares of innovation infrastructure synergy， commercial service institutions， universities and research institutions， and agglomeration of manufacturing enterprises to high－quality development are 11.11%， 27.78%， 5.56%， and －22.22%， respectively. From the perspective of spatial effect decomposition， the improvement of China's high－quality economic development level mainly relies on spatial spillover （accounting for 93.63%）， while the promotion of direct effect is relatively small （accounting for 6.37%）. The innovation effect， knowledge spillover effect， structure effect， resource allocation effect and environment effect all play a mediating role in the synergistic impact of innovation infrastructure on high－quality economic development. Heterogeneity analysis shows that there are significant structural differences in the impact of innovation infrastructure and its synergistic effects on high－quality development in terms of economic development stages and regions.

The innovations in this paper are as follows. First， from a theoretical perspective， this paper makes a deep analysis of the mechanism of innovation infrastructure synergy effect affecting high－quality development， which provides a theoretical basis for leveraging the facility synergy effect to promote high－quality development; second，from an empirical perspective， it empirically tests the degree and heterogeneity of the impact of China's innovation infrastructure synergy on high－quality development， and measures the contribution of China's innovation infrastructure during the sample period.

From a practical perspective， this paper puts forward the following suggestions. （1） The government should make more efforts to promote innovative infrastructure synergy in the central and western regions， and effectively play the role of innovative infrastructure synergy in promoting high－quality development. （2） It is essential to optimize the layout of innovation infrastructure according to local conditions. The eastern region should strive to improve the professional level of commercial service institutions; the central region should strengthen the construction of commercial service institutions， encourage university－institution－industry cooperation， and guide industrial enterprise research and development institutions to increase research and development investment; the western region should actively attract innovative enterprises and promote the agglomeration of manufacturing enterprises. （3） Different regions should optimize transmission channels according to local conditions. The eastern region should accelerate the construction of integrated factor trading platforms， the central region should fully leverage the advantages of industrial structure to promote the optimization and upgrading of industrial structure， and the western region should focus on enhancing the construction of innovation infrastructure， and optimizing the innovation environment.

Key Words：Innovation Infrastructure; High－quality Development;Synergistic Effect;Space Overflow

收稿日期：2022－10－25 修回日期：2023－02－03

基金項目：北京市社會科學基金重點項目（22JJA003）

作者簡介：唐玲玲（1992—），女，山東濱州人，北京交通大學經濟管理學院博士研究生，研究方向為產業經濟理論與政策；馮華（1968—），男，山東泰安人，博士，北京交通大學經濟管理學院教授、博士生導師，研究方向為產業經濟理論與政策。