趙 斌

（中國海洋大學經濟學院，山東 青島 266000）

一、引言

中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，長期依賴高投入、高消耗、高排污、低效率和低回報的粗放型經濟發(fā)展方式已然變得不可持續(xù)[1]。隨著經濟發(fā)展步入新時代，中國經濟發(fā)展模式也正在經歷著深刻的變革，亟需從過去的粗放型經濟發(fā)展模式“換擋”到創(chuàng)新驅動的高質量發(fā)展模式。黨的十九大明確將創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略上升為國家戰(zhàn)略，為實現經濟高質量發(fā)展提供了強力支撐[2]，然而實現創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略離不開政府的大力支持，政府支持對區(qū)域創(chuàng)新活動會產生深刻的影響[3]，這體現在與之相關的政府財政科技支出的不斷增加。據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，2007年中國地方政府財政科學技術支出為858.44億元，2019年支出額度為5954.61億，年均增長約17.5%，遠高于同期經濟增速。此外，不容忽視的是，在國家創(chuàng)新驅動發(fā)展過程中，研發(fā)要素是保障中國創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略順利實施，進而推動創(chuàng)新質量提升的重要戰(zhàn)略資源[4]，其在區(qū)際間流動帶來的資源優(yōu)化配置效應和知識溢出效應等能夠對區(qū)域創(chuàng)新生產活動產生重要影響，進而影響區(qū)域經濟的可持續(xù)發(fā)展[5]。當下，在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略下，地方政府一方面加大對創(chuàng)新活動的支持，另一方面創(chuàng)造各種優(yōu)惠政策吸引研發(fā)要素向本地流動，有效推動地區(qū)經濟高質量發(fā)展[6-7]。但結合當下中國區(qū)域經濟高質量發(fā)展現狀來看，中國區(qū)域經濟高質量發(fā)展任重而道遠。如何更好地發(fā)揮政府支持與研發(fā)要素對區(qū)域創(chuàng)新的作用，從而助推中國區(qū)域經濟高質量發(fā)展，對于理解當下創(chuàng)新驅動區(qū)域經濟高質量發(fā)展具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

有關政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展相關的研究，學者們從不同視角展開了深入探討。首先，關于政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域經濟高質量發(fā)展的相關研究，學者認為高質量發(fā)展的核心是創(chuàng)新發(fā)展，通過創(chuàng)新實現效率變革、質量變革和動力變革，從而促進經濟高質量發(fā)展[8]。然而創(chuàng)新離不開政府支持，政府是區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設的重要主體，在提升創(chuàng)新效率、促進創(chuàng)新發(fā)展方面具有重要的基礎性和導向性作用[3]。政府對區(qū)域創(chuàng)新活動的影響會通過財政科技投入產生[9]，政府支持創(chuàng)新活動的方式主要包括保護創(chuàng)新活動的機制構建、軟硬件環(huán)境建設以及直接提供資金支持等[10]，其中李政和楊思瑩、汪輝平和王增濤分別基于省級與城市面板宏觀數據得出財政科技支出有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提升[3，11]。此外，政府財政科技支出可以直接為具有高效率、高潛能的創(chuàng)新企業(yè)注入資金“活力”[12]，如車德欣等基于企業(yè)微觀數據，得出財政科技支出是驅動企業(yè)技術創(chuàng)新活動的重要因素[2]。然而還有一些學者研究發(fā)現地方政府本身存在自利性偏好，使得對社會的投資呈現“重生產，輕創(chuàng)新”的偏向[13]，以及政府創(chuàng)新愿景與企業(yè)創(chuàng)新偏好不對稱[14]，也會影響區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。

其次，關于研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的相關研究，學者們更多的基于動態(tài)區(qū)際間流動視角加以探究。隨著戶籍制度的放開和信息的快速傳播加速了創(chuàng)新要素和技術產品在不同地區(qū)間的流動，提高了資源配置效率，增強了區(qū)域間創(chuàng)新系統(tǒng)的關聯(lián)，促進了研發(fā)部門之間的交流與合作，加快了區(qū)域間協(xié)同網絡合作的形成[15]。研發(fā)要素流動在一定程度上使得知識轉移，增強知識資源的集成與整合，促進了創(chuàng)新成果的產生[16]，對區(qū)域經濟發(fā)展具有明顯的空間溢出效應，且這種空間溢出效應對區(qū)域經濟可持續(xù)發(fā)展具有顯著的促進作用[5]。如杜兩省等基于省級面板的宏觀數據，將技術創(chuàng)新資本流動、制度環(huán)境與區(qū)域經濟發(fā)展納入統(tǒng)一分析框架，并認為隨著制度環(huán)境的優(yōu)化，技術創(chuàng)新資本流動對區(qū)域經濟可持續(xù)發(fā)展不僅在本地發(fā)揮正向作用，而且也具有正向空間溢出效應[17]。宛群超等進一步發(fā)現研發(fā)要素可以促進不同創(chuàng)新主體之間的互動，而且會通過優(yōu)化研發(fā)要素的結構和配置效率，助推區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，進而促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展[18]。同時，焦翠紅等基于企業(yè)層面微觀數據研究發(fā)現研發(fā)要素配置與研發(fā)人員流動促進了企業(yè)生產效率的提升，從而推動區(qū)域全要素生產率的增長[19]。但也有學者發(fā)現研發(fā)要素流動具有“俱樂部集聚”效應，其規(guī)模效應對經濟增長具有抑制作用[20]。卓乘風和鄧峰基于中國省級面板數據，研究發(fā)現研發(fā)要素在區(qū)際間的流動對于流入地的創(chuàng)新水平的提升具有促進作用，研發(fā)要素流動表現出“極化效應”[21]，研發(fā)要素的外流抑制區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，從而不利于區(qū)域經濟高質量發(fā)展[4]。

最后，通過梳理相關文獻，我們可以發(fā)現，以往的研究往往局限探究政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域經濟高質量發(fā)展、研發(fā)要素流動與區(qū)域經濟高質量發(fā)展兩兩之間的關系，對于將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動與區(qū)域經濟高質量發(fā)展納入統(tǒng)一分析框架進行相關研究的文獻很少涉及。因此，在新時代背景下，將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動與區(qū)域經濟高質量發(fā)展納入統(tǒng)一的分析框架，探究如何更好地發(fā)揮政府在區(qū)域創(chuàng)新與吸引研發(fā)要素到本地區(qū)進行相關創(chuàng)新活動，實現區(qū)域經濟高質量發(fā)展，這是本文需要探究的核心問題。因此，本文的研究不僅可以豐富創(chuàng)新、可持續(xù)發(fā)展等相關理論，還可以更好地理解政府在創(chuàng)新驅動經濟高質量發(fā)展中的作用。與已有研究相比，本文主要從如下幾個方面進行相關擴展：一是為了緩解內生性問題，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型進行基準回歸，并通過不同的方法進行穩(wěn)健性檢驗。二是考慮區(qū)域經濟高質量發(fā)展不平衡不充分，使用面板分位數回歸探究政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的異質性影響。三是通過構建面板門檻模型，以政府創(chuàng)新偏好為門檻，探究研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的非線性影響。四是進一步借助空間面板計量經濟學研究思路，使用不同空間權重矩陣刻畫政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動與二者交互項對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響，有助于更加準確考察空間溢出效應，為政策制定者提供相關政策啟示。

三、研究設計

（一）模型構建

為了探究政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響以及捕捉兩變量之間的內在聯(lián)動對經濟高質量發(fā)展產生的聯(lián)動效應，引入二者的交互項以期考察其對經濟高質量發(fā)展的調節(jié)作用。構建如下計量模型：

其中，HE、GXL、YF與GXL*YF分別表示區(qū)域經濟高質量發(fā)展、政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動與政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)要素流動的交互項；X表示控制變量；i、t分別表示本文樣本中的省份與年份；α0表示截距項，α1···αj表示解釋變量的回歸系數，n為大于4的正整數，εit表示隨機誤差項。

傳統(tǒng)的靜態(tài)面板模型可能面臨著變量之間的內生性問題，為了消除內生性導致的檢驗結果出現的偏誤，因此在模型（1）的基礎上引入被解釋變量滯后一期，構建動態(tài)面板回歸模型，即：

為了確保變量的平穩(wěn)性，對模型（2）等式兩邊均進行對數化處理。β0表示截距項，β1···βj表示解釋變量的回歸系數，n為大于5的正整數，εit表示隨機誤差項。此外，為了緩解因遺漏變量而產生的內生性問題，在借鑒已有的研究基礎上，分別引入城市化發(fā)展水平、政府環(huán)保支出、對外依存度、地區(qū)經濟發(fā)展水平、市場化水平以及產業(yè)結構升級等作為控制變量。

（二）變量說明與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

區(qū)域經濟高質量發(fā)展（HE）。有關經濟高質量發(fā)展水平的測度，目前主流方法分為兩類，一是全要素生產率的計算，二是綜合評價指標體系的構建，前者僅僅從效率這單一維度評價經濟增長質量，后者則從多維度進行綜合評價，更能客觀反映中國經濟高質量發(fā)展的現狀[22]，已經得到諸多學者的關注與測算。隨著中國經濟發(fā)展面臨的環(huán)境資源約束，中國踐行“創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享”5大發(fā)展理念。鑒于此，本文結合中國經濟高質量發(fā)展背景下的“5大發(fā)展理念”，借鑒程翔等研究方法，并本著科學性、合理性等原則，構建以創(chuàng)新、綠色、協(xié)調、開放、共享在內的5個一級指標和萬人發(fā)明專利擁有量、二氧化硫排放量、城鄉(xiāng)收入比例、對外貿易發(fā)展速度、每萬人擁有公共交通車輛等25個二級指標作為評價區(qū)域經濟高質量發(fā)展的指標體系[23]。進一步使用極差法對二級指標的數據進行標準化處理，而后采用離散系數法確定各項指標權重，最后對25個二級指標對應數據進行加權合成得到各省份的經濟高質量發(fā)展綜合指數，作為衡量區(qū)域經濟高質量發(fā)展的指標。

2.核心解釋變量

政府創(chuàng)新偏好（GXL）。在創(chuàng)新驅動經濟高質量發(fā)展背景下，政府進一步增加財政科技投入以支持本地區(qū)的創(chuàng)新活動，以提高區(qū)域創(chuàng)新水平，依托技術進步促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展。鑒于此，本文借鑒李政和楊思瑩處理方法，選用各地區(qū)地方財政科技支出作為衡量政府創(chuàng)新偏好的代理變量[3]。

研發(fā)要素流動（YF）。通過引力模型對創(chuàng)新要素的流動數量予以測算。引力模型的一般表達式為：

其中，Wit為區(qū)域i流動到區(qū)域j的要素流動量。R為區(qū)域i和區(qū)域j之間的引力系數，一般取值為1。Hi和Hj分別表示i地區(qū)與j地區(qū)的某種經濟變量的測度。τ表示引力參數，一般取值為1。Dij為區(qū)域i和區(qū)域j之間的距離。b為距離衰減指數，一般取值為2。研發(fā)資本要素流動從本質上反映其逐利性，其區(qū)際間的流動主要受地區(qū)利潤水平的影響，因此，本文選取各地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)利潤率作為吸引力變量指標度量研發(fā)資本流動程度。借鑒白俊紅等（2017）研究做法，構建研發(fā)資本流動的測度公式作為研發(fā)要素流動的衡量指標[24]。

其中，YFij表示由地區(qū)i地區(qū)到j地區(qū)的R&D資本流動量，Ci表示i地區(qū)的R&D資本存量，Ri、Rj表示i地區(qū)與j地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤率，Mi、Mj表示i地區(qū)與j地區(qū)金融市場化指數。此外，流入i區(qū)域的R&D資本總量可以表示為如下：

3.控制變量

城市化水平（UD）。選用城鎮(zhèn)人口占各省份總人口的比重進行衡量。

政府環(huán)保支出（GE）。針對日益突出的生態(tài)環(huán)境問題，中國政府通過環(huán)保財政支出通過直接投資環(huán)境治理項目、壯大環(huán)保隊伍建設等途徑參與生態(tài)環(huán)境保護與治理[25]，借鑒其研究思路，本文使用財政支出中的環(huán)境保護與節(jié)能環(huán)保支出作為衡量指標。

對外依存度（OP）。開展國際貿易有助于發(fā)揮比較優(yōu)勢，通過規(guī)模經濟、技術進步效應等促進經濟高質量發(fā)展。本文選取各省份進出口貿易總額與當年各省份GDP之比進行衡量。

經濟水平（DD）。本文使用各省份人均GDP作為衡量指標。

市場化水平（MAR）。中國市場化改革為區(qū)域經濟高質量發(fā)展提供了良好的市場環(huán)境，借鑒王小魯等處理方法，選用非國有經濟在工業(yè)總產值中的比重作為衡量地區(qū)市場化程度的代理變量[26]。

產業(yè)結構升級（IND）。為了全面反映產業(yè)結構升級的內涵，本文借鑒汪偉等研究方法，構建產業(yè)升級指數作為產業(yè)結構升級的衡量指標[27]。

本文基于2007—2019年中國大陸30個省級面板數據進行實證分析。①中國港澳臺藏數據相對缺失，未在本文的考察范圍之內，其余所有數據來源于2008—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》、中經網統(tǒng)計數據庫、國研網數據庫與各個省份統(tǒng)計年鑒。對于個別指標缺失現象，使用插值法進行校正，文中具體各個變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（續(xù)表）

四、實證分析

（一）動態(tài)面板模型回歸分析

關于動態(tài)面板模型，常見的有系統(tǒng)GMM與差分GMM，差分GMM估計容易受到弱工具變量的影響，在有限樣本條件下，系統(tǒng)GMM增加了因變量的一階差分滯后項作為水平方程的工具變量，得到估計結果比差分GMM的偏誤更小，故本文采用面板動態(tài)系統(tǒng)GMM模型進行估計，以解決靜態(tài)面板模型中可能存在的內生性以及估計偏誤問題?；貧w結果如表2中第（1）列所示，由AR（1）與AR（2）可知，存在一階自相關，但不存在二階序列自相關；由Sargan檢驗的P值可知，不存在弱工具變量問題，即表明工具變量是有效的。據此，對基準回顧結果進行如下分析。

當區(qū)域經濟高質量發(fā)展水平滯后一期作為解釋變量時，其回歸系數顯著為正，表明經濟高質量發(fā)展存在顯著的慣性特征，區(qū)域經濟高質量發(fā)展會推動區(qū)域經濟運行步入良性循環(huán)。政府創(chuàng)新偏好對區(qū)域經濟高質量發(fā)展具有積極的促進作用。究其原因，在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略下，具有創(chuàng)新偏好的政府往往通過增加財政科技投入，參與甚至主導區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設[3]，有效地提升區(qū)域創(chuàng)新水平，進而推動區(qū)域經濟高質量發(fā)展。研發(fā)資本流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展卻起到阻礙作用，研發(fā)資本流動本身具有天然的資本逐利性，研發(fā)資本要素會向創(chuàng)新效率高的地區(qū)流動，同時研發(fā)企業(yè)資本投入更加注重短期經濟效應，而忽略長期社會環(huán)境效應，從而對區(qū)域經濟高質量提升產生擠壓效應。地方政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本流動二者的交互項對區(qū)域經濟高質量發(fā)展具有正向作用，可見政府財政科技支出與研發(fā)資本流動之間形成了良好的耦合效應，地方政府為了實現本地區(qū)域經濟高質量發(fā)展，通常為研發(fā)要素流動提供良好的創(chuàng)新環(huán)境，增加對創(chuàng)新活動的財政支持，改善創(chuàng)新環(huán)境，建設創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力，促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展。

控制變量中，中國城市化進程的加快、政府對環(huán)境的治理、對外開放的深化、市場化改革以及產業(yè)結構優(yōu)化升級均有效地促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展，一是表明城市化進程有助于發(fā)揮其正外部性，通過資源共享、要素匹配、集聚效應等促進經濟高質量發(fā)展；二是政府加大對環(huán)保的投資力度對污染治理與環(huán)境保護起到很好的促進作用，促進中國經濟綠色轉型；三是市場化改革的深入，使得資源配置效率得到提高，促進了區(qū)域經濟高質量發(fā)展；四是外向型經濟有助于引進技術、促進生產效率的提升，從而實現經濟高質量發(fā)展；五是隨著產業(yè)結構的優(yōu)化升級，產業(yè)結構通過優(yōu)化要素資源配置，提高社會整體資源配置效率，從而助推經濟高質量發(fā)展。但經濟增長速度與經濟高質量發(fā)展存在魚和熊掌不可兼得現象，因此，促進經濟高質量發(fā)展時，需要從過去以經濟快速增長為目標的粗放型發(fā)展模式向創(chuàng)新驅動綠色可持續(xù)發(fā)展模式轉變。

為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性與可靠性，本文分別使用替換解釋變量、剔除四大直轄市、縮短樣本時間以及雙重差分進行回歸分析，回歸結果如表2中第（2-5）列所示。具體表述如下：首先，采取替換解釋變量進行進一步回歸，將區(qū)域創(chuàng)新水平（QCX）替換創(chuàng)新資本流動，選取地區(qū)專利申請授權數作為衡量區(qū)域創(chuàng)新水平的代理變量，結果如表2中第（2）列所示；其次，將文章中所研究的30個全樣本中，剔除北京、天津、上海與重慶四大直轄市進行回歸分析，回歸結果如第（3）列所示；再次，將樣本的時間范圍縮減至2008—2019年，再進行回歸分析，回歸結果如第（4）列所示；最后，隨著“碳達峰”“碳中和”納入生態(tài)文明建設中，生態(tài)文明建設又是實現中國經濟高質量發(fā)展的重要一環(huán)，早在2011年10月，中國生態(tài)環(huán)境部出臺《碳排放權交易管理暫行條例》，并將北京、天津、上海、重慶、廣東、湖北與深圳作為試點地區(qū)，鑒于深圳市屬于廣東省，因此將上述6個省份作為實驗組，賦值為1，其他24個省份控制組賦值為0，進一步將實驗組依據實驗的時間進行分類，2012年以及2012年之后賦值為1，其他均賦值為0，使用二者交互項（ID*TIME）識別碳排放權交易對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響，回歸結果如第（5）列所示。綜上，無論是本文研究的核心變量還是控制變量，均與第（1）列基準回歸結果符號與方向保持一致，且AR（2）與Sargan對應的P值可知，動態(tài)系統(tǒng)GMM估計結果均不存在二階序列自相關以及不存在工具變量過度識別的問題，均表明本文的回歸結果是可靠、穩(wěn)健的。

表2 動態(tài)面板回歸結果與穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表）

（二）面板分位數回歸分析

在進行動態(tài)面板模型估計時，不能全面的反應解釋變量對不同分位數上的被解釋變量的影響，故選用面板分位數模型進行回歸分析以探究解釋變量對被解釋變量的異質性影響，同時還可以在一定程度上消除各變量中的異方差，回歸結果不易受到極端值的影響。因此在借鑒已有研究基礎上，本文分別選擇10、25、50、75與90的5個常用的分位數進行相關回歸分析，回歸結果如表3所示。首先，政府創(chuàng)新偏好的系數在區(qū)域經濟高質量發(fā)展的不同分位數均為正數且通過了顯著性檢驗，但總體上由低分位數到高分位數呈現邊際效用遞減規(guī)律，這也給政策制定者提供實證經驗證據，即在經濟高質量發(fā)展較低的地區(qū)，地方政府加大對財政科技投入偏好，對于促進地區(qū)經濟高質量發(fā)展具有重要的現實意義。其次，研發(fā)資本要素流動的系數在區(qū)域經濟高質量發(fā)展的不同分位數下回歸系數均為負數且通過了顯著性檢驗，但系數總體升呈現“先增加后減小”的倒U型，研發(fā)資本要素流動在區(qū)域經濟高質量發(fā)展屬于低分位數時，對其阻礙作用呈現縮小的作用，當到達一個臨界點時，對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的阻礙作用最小，當研發(fā)資本要素跨越這一臨界點時，對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的阻礙作用又呈現擴大的趨勢，研發(fā)資本要素流動產生的擁擠效應，導致邊際成本大于邊際收益，負效應逐步顯現。再次，政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本要素流動的交互項在區(qū)域經濟高質量發(fā)展的不同分位數上均呈現正向的協(xié)同效應且通過了顯著性檢驗。從總體趨勢看，二者的協(xié)調效果由經濟高質量發(fā)展的低分位數到高分位數呈現遞增的趨勢，表明區(qū)域經濟高質量發(fā)展水平越高的地區(qū)，政府對創(chuàng)新戰(zhàn)略強有力的支持可以充分發(fā)揮研發(fā)資本要素流動的創(chuàng)新效應，釋放創(chuàng)新活力，從而助推區(qū)域經濟高質量發(fā)展。最后，為了確?；貧w結果的穩(wěn)健性，借鑒白俊紅等研究方法，通過引力模型計算出研發(fā)人員要素流動結果[24]，然后將回歸中研發(fā)資本要素流動替換為研發(fā)人員要素流動，再進行面板分位數回歸，回歸結果如表4所示。通過對比表3與表4的回歸結果，其回歸結果均顯著，且回歸系數符號方向保持一致，佐證回歸結果的穩(wěn)健性與可靠性。

表3 面板分位數回歸結果

表4 面板分位數回歸穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表）

（三）面板門檻效應分析

為了檢驗政府創(chuàng)新偏好對研發(fā)要素驅動區(qū)域經濟高質量發(fā)展可能存在的門檻效應，本文借鑒Hansen（1999）的門檻模型進行分析[28]，有別于傳統(tǒng)的非線性模型，Hansen的門檻模型可以內生決定門檻的數值與門檻的數量，且能夠估計出具體的門檻值[29]。將門檻模型設定如下：

上式中，lnGXL為面板的門檻變量，γ為待估的門檻值，I（·）為示性函數，σ為相關系數，其他變量與上文中的保持一致。本文以政府創(chuàng)新偏好為門檻變量，并進行門檻效應檢驗，在進行門檻變量回歸之前，首先將種子值設置為1000，確并定門檻數量，一次設定存在1、2、3個門檻值，門檻值檢驗結果如表所示。由表可知，僅存在單一門檻，且通過了顯著性檢驗。進一步借助stata計量軟件進行門檻結果回歸檢驗，回歸結果如表5所示。

表5 門檻效應檢驗

由表6第（1）列所知，回歸結果顯示當以政府創(chuàng)新偏好為門檻變量時，研發(fā)要素流動與區(qū)域經濟高質量發(fā)展之間存在門檻效應。即當地方政府對創(chuàng)新的財政投資低于5.450時，研發(fā)資本要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的回歸系數為0.142；當地方政府對創(chuàng)新的財政投資高于5.450時，研發(fā)資本要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的回歸系數為0.096。由此可見，隨著地方政府對創(chuàng)新重視的背景下，研發(fā)資本要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展呈現“邊際效用”遞減的非線性現象。即若政府對財政科技投入維持在一個適度的增長速度時，地方政府財政科技投入與研發(fā)資本要素表現出較好的耦合度，能夠使得研發(fā)資本要素流動更好地促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展，但當政府對財政科技投入規(guī)模過大時，在政策法規(guī)上可能對技術創(chuàng)新企業(yè)造成一定的束縛，對研發(fā)資本要素流動產生一定的擠出效應，在一定程度上削減了研發(fā)資本要素流動對經濟高質量發(fā)展的促進作用。此外，為了增加結果的可靠性與穩(wěn)健性，依據上文面板分位數回歸的研究思路，將研發(fā)人員要素流動要替換研發(fā)資本要素流動，再進行相關門檻回歸，研究依舊發(fā)現以地方政府創(chuàng)新偏好為門檻時，其門檻值依舊是5.450，研發(fā)人員要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展依舊呈現“邊際效用”遞減的非線性關系，回歸結果如第（2）列所示。以上結果再一次表明，若更好地釋放研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的拉動作用，政府對地區(qū)創(chuàng)新活動的支持是不可或缺的部分，但應依照當地實際，堅持適度原則。

表6 門檻回歸結果與穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表）

（四）面板空間效應分析

在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略下，進一步考慮政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動以及二者交互作用對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的空間溢出效應是有必要的。最后結合LeSage和Pace（對于空間杜賓模型估計無偏性的肯定）[30]，本文構建如下空間杜賓模型進行空間計量分析：

其中，ρ表示空間自回歸系數，表示相關估計系數，W表示空間權重矩陣。關于空間權重矩陣的設定，地理鄰接權重矩陣是最為常見的空間權重矩陣之一，但不能反映相鄰地區(qū)經濟上的相關關系，鑒于本文研究的主題有關區(qū)域經濟高質量發(fā)展，隨著區(qū)域經濟一體化進程的加快，借鑒卞元超等研究做法，通過構建經濟空間權重矩陣作為空間計量模型的權重矩陣[31]。此外，為了確保空間計量模型結果的可靠性與穩(wěn)健性，引入經濟地理權重矩陣進行相關穩(wěn)健性檢驗，以上權重矩陣均進行標準化處理。

在進行實證分析前，需要進行空間相關性檢驗，本文使用經濟空間權重矩陣進行莫蘭檢驗，通過莫蘭檢驗結果表明存在空間自相關性，表明本地區(qū)經濟高質量發(fā)展水平也會受到鄰近地區(qū)經濟高質量發(fā)展水平的影響。根據LeSage和Pace的研究，基于相鄰地區(qū)之間存在著大量交互信息，若僅僅采用回歸系數解釋空間回歸結果可能存在偏誤[30]。鑒于此，本文借鑒其研究方法，將政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響分解為直接效應、間接效應與總效應。具體回歸結果如表7所示。由表7可知，在單獨考慮政府創(chuàng)新偏好與創(chuàng)新資本流動時，政府創(chuàng)新偏好、創(chuàng)新資本流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的間接效應均為正，表明在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略下，依托創(chuàng)新驅動經濟高質量發(fā)展逐漸得到廣泛認可，地方政府通過加大財政科技投入以支持本地區(qū)的技術創(chuàng)新活動，提高區(qū)域創(chuàng)新水平，對區(qū)域經濟高質量發(fā)展產生正向空間溢出效應。研發(fā)資本流動產生的知識溢出效應，對周邊地區(qū)發(fā)揮“示范效應”，周邊地區(qū)通過“學習效應”縮小地區(qū)間的創(chuàng)新差距，從而產生正向的空間溢出效應。政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)資本要素流動交互作用對經濟高質量發(fā)展產生負向空間溢出效應。表明地方政府在財政支出方面可能存在“重生產，輕創(chuàng)新”行為，同時可能存在地方保護主義，地方政府人為的限制技術、知識和信息等研發(fā)資本要素的跨區(qū)域流動，形成“鎖定效應”，客觀上不利于發(fā)揮創(chuàng)新驅動作用，進而產生負向空間溢出效應。

表7 空間效應分解回歸結果

五、結論與建議

隨著中國經濟步入高質量發(fā)展階段，創(chuàng)新驅動發(fā)展成為促進經濟高質量發(fā)展的新動能，各地政府加大對財政科技支出的投入力度，并積極為創(chuàng)新活動創(chuàng)造各種有利條件吸引研發(fā)要素向本地區(qū)流動，以期釋放創(chuàng)新活力，為經濟高質量發(fā)展提供新動能。研究發(fā)現：一是為了緩解內生性問題，采用面板動態(tài)系統(tǒng)GMM模型進行基準回歸，地方政府參與創(chuàng)新活動有利于助推中國經濟高質量發(fā)展，研發(fā)要素具有趨利性的特征在一定程度上抑制了創(chuàng)新活力的釋放，阻礙區(qū)域經濟高質量發(fā)展，地方政府創(chuàng)新偏好與研發(fā)要素流動的交互作用對區(qū)域經濟高質量發(fā)展具有很好的正向調節(jié)效應，以上通過不同方法進行穩(wěn)健性檢驗，結果均穩(wěn)健可靠。二是地方政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動以及二者的交互項對于不同分位數的區(qū)域經濟高質量發(fā)展呈現出明顯的異質性特征。三是以政府創(chuàng)新偏好為門檻時，研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展呈現出“邊際效應”遞減的非線性變化趨勢。四是進一步探究發(fā)現，政府創(chuàng)新偏好、研發(fā)要素流動對區(qū)域經濟高質量發(fā)展具有正向的空間溢出效應，但二者的交互后對區(qū)域經濟高質量發(fā)展產生負向空間溢出效應。基于以上分析，提出如下幾個方面的政策建議。

第一，中國經濟實現高質量發(fā)展離不開政府的參與，地方政府始終扮演著至關重要的角色。因此在衡量地方政府績效考核時，提高創(chuàng)新績效考核比重，倒逼地方政府摒棄過去唯GDP論的傳統(tǒng)觀念，提高地方政府對中央創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的落實，同時給予地方政府一定的自主權，使其能夠更好地立足當地實際，發(fā)揮信息優(yōu)勢，對必要的創(chuàng)新活動提供重要的經費支持，進而發(fā)揮地方政府在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設中的作用，將創(chuàng)新驅動滲透到各個產業(yè)鏈，增強地區(qū)自主創(chuàng)新能力，釋放科技生產力潛能，最終促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展。

第二，在進行研發(fā)創(chuàng)新活動時，不僅要關注本地區(qū)的創(chuàng)新資源和創(chuàng)新環(huán)境，還需加強與周邊省份的研發(fā)要素的交流與合作，打破地區(qū)壟斷壁壘，充分發(fā)揮市場化改革在資源配置中的作用，打破阻礙研發(fā)要素流動的體制機制障礙，為科技成果產業(yè)化轉化提供良好的市場環(huán)境。此外，積極構建區(qū)域創(chuàng)新合作平臺，有效整合本地區(qū)和其他地區(qū)的創(chuàng)新資源，促進研發(fā)要素的自由流動，積極發(fā)揮其空間知識流動和知識溢出效應。

第三，重視地方政府財政科技投入與研發(fā)要素流動的協(xié)同發(fā)展。政府應進一步破除研發(fā)要素流動的阻礙，促進研發(fā)要素的區(qū)際間的自由流動，激發(fā)新知識、新技能的溢出效應，但依舊需要注意避免由于盲目加大對創(chuàng)新的投資力度，對研發(fā)要素流動造成的擠出效應。此外，研發(fā)要素流動具有用腳投票的屬性，要求地方政府適度加大對研發(fā)基礎設施的投入，逐步實現政府財政科技投入與研發(fā)要素流動的融合與對接，促進生產要素、技術等的流動，從而提升地區(qū)創(chuàng)新動力和能力，助推區(qū)域經濟高質量發(fā)展。