習(xí)瓊星， 林 翊

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 福州 350108)

近年來，具有高創(chuàng)新、高技術(shù)性特征的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展日益受到政府和學(xué)界的重視。作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的助推器以及必然產(chǎn)物，以高新園區(qū)為重要載體的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展在拉動經(jīng)濟增長中的作用愈加凸顯。統(tǒng)計顯示，我國國家級高新區(qū)數(shù)量1995-2018年間由52家增長到169家，增長了3.25倍，2018年國家高新區(qū)企業(yè)營業(yè)收入達346 213.9億元，占GDP的38.6%；實現(xiàn)了凈利潤23 918.1億元，占高技術(shù)企業(yè)凈利潤額近91.5%(1)數(shù)據(jù)來自《中國火炬統(tǒng)計年鑒2019年》。。同時，創(chuàng)新是引領(lǐng)我國建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的強大動力支撐。在創(chuàng)新越活躍的地區(qū)，企業(yè)越能獲得優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新資源和服務(wù)，從而有利于吸引企業(yè)集聚。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)更傾向集聚在創(chuàng)新水平較高的地區(qū)[1]。從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新之間的關(guān)系來看，目前學(xué)術(shù)界研究多關(guān)注的是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚帶來的創(chuàng)新效應(yīng)，而較少關(guān)注創(chuàng)新投入等創(chuàng)新活動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。此外，研究表明企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新活動中的研發(fā)投入對高新區(qū)集聚發(fā)展產(chǎn)生重要的影響，并在不同集聚水平下具有非線性作用[2]。那么，創(chuàng)新投入能在多大程度上影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚？隨著集聚水平的變化，創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響趨勢如何？是否存在區(qū)域差異？政府支持等因素對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚又有怎樣的作用？基于上述思考，本文從創(chuàng)新投入影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的內(nèi)在機制出發(fā)，探討在不同集聚水平下創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響，以為促進我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展提供可行的建議。

1 文獻綜述

目前對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的研究主要集中在集聚的影響因素、集聚的測度和集聚效應(yīng)的分析上[3]。關(guān)于創(chuàng)新投入等創(chuàng)新活動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響，學(xué)者們主要從以下方面展開：

一是從理論和實證上探討創(chuàng)新對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。強健、梅強認為創(chuàng)新有助于整合提升要素功能，從內(nèi)部推動產(chǎn)業(yè)集聚[4]。荊象源、譚清美的分析表明技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)集聚互為促進，并進一步實證得出高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平與作為內(nèi)生動力的技術(shù)創(chuàng)新之間高度正相關(guān)[5]。Forman等發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新是影響產(chǎn)業(yè)空間集聚的重要因素[6]。在實證層面，陳俊等借鑒改進的索洛殘差法分析財政科技投入在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚中的貢獻程度，研究表明財政科技投入效果先上升后下降，并存在很大區(qū)域差異：東部的貢獻率不斷下降；中部較平穩(wěn)；西部呈上升趨勢[7]。梁瀅利用面板固定效應(yīng)模型實證得出，R&D投入對東、中、西部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展存在巨大差異，對東、西部的產(chǎn)業(yè)集聚有顯著促進作用，且對西部集聚的作用大于東部，但對中部的產(chǎn)業(yè)集聚有顯著抑制作用[8]。朱火弟等認為研發(fā)投入有助于吸引人才等資源匯聚，助推產(chǎn)業(yè)集聚，并采用門限模型得出研發(fā)投入對高端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在產(chǎn)業(yè)集聚的雙重門檻效應(yīng)[9]。

二是對創(chuàng)新投入影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的路徑進行分析。一方面通過技術(shù)、知識溢出來影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚。楊曉琴和于津以四個主要高科技產(chǎn)業(yè)為例，得出地區(qū)不同行業(yè)的知識溢出是影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的決定性因素之一[10]。彭中文、何新城的研究表明R&D溢出是促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的重要因素[11]。另一方面通過提高地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出水平并推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級來促進集聚。李建玲、孫鐵山分析了北京市政府在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展中的作用，認為政府的科研投入支持有利于鼓勵企業(yè)進行科技創(chuàng)新，提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平，扶持重要領(lǐng)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而促進集聚[12]。趙玉林、高裕的研究表明技術(shù)創(chuàng)新有助于驅(qū)動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值鏈升級，從而促進產(chǎn)業(yè)集聚[13]。張可、徐朝暉認為創(chuàng)新能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)、增長極效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)促進產(chǎn)業(yè)集聚，并運用聯(lián)立方程模型考察了產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域創(chuàng)新的交互影響[14]。

通過對文獻的梳理，學(xué)者們基本認為創(chuàng)新投入等創(chuàng)新活動對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有顯著的促進作用。我國省域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展差異較大，那么創(chuàng)新投入和政府支持等因素對不同集聚程度下的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展有怎樣的影響以及作用趨勢如何？目前這一角度的研究成果較少且多集中于行業(yè)異質(zhì)性的研究。因此，本文在分析創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響機制基礎(chǔ)上，運用分位數(shù)回歸進行實證分析，以更加全面反映創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響，從而制定更有針對性的政策來促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。

2 影響機制分析

產(chǎn)業(yè)集聚是產(chǎn)業(yè)在空間上的集中分布現(xiàn)象，包括同類產(chǎn)業(yè)及其相關(guān)支撐產(chǎn)業(yè)或不同類產(chǎn)業(yè)集中分布在一定的地域范圍內(nèi)，是創(chuàng)新因素的聚集以及競爭動力的放大[5]。不同于一般產(chǎn)業(yè)多是由于要素稟賦、區(qū)位優(yōu)勢、運輸成本等因素形成的集聚，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識、技術(shù)密集型的特征決定了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚更多受規(guī)模經(jīng)濟和知識溢出等因素的作用。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度取決于其持久的創(chuàng)新能力[15]。

從微觀層面看，創(chuàng)新投入能提高生產(chǎn)的專業(yè)化程度，吸引企業(yè)集聚。研發(fā)投入等創(chuàng)新活動有助于提高生產(chǎn)效率、擴大規(guī)模經(jīng)濟，提升企業(yè)經(jīng)營績效，并對企業(yè)向產(chǎn)品附加值更高的領(lǐng)域開發(fā)新產(chǎn)品或占據(jù)價值鏈高端起重要引導(dǎo)作用，從而對外界形成一定的吸引力，這是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚形成的內(nèi)在基礎(chǔ)。從區(qū)域?qū)用婵矗皇窃谧分鹦б婧屠麧欁畲蠡氖袌鰴C制作用下，以研發(fā)資金和研發(fā)人員投入為主的創(chuàng)新要素在區(qū)際間流動效應(yīng)明顯，并在流入地形成一定的集聚效應(yīng)[16]。這種流動主要給高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚帶來兩種作用：一方面是促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，增強集聚效應(yīng)。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有明顯的“虹吸效應(yīng)”以及“知識溢出效應(yīng)”，這有助于分散的、關(guān)聯(lián)度較弱的高技術(shù)企業(yè)強化合作交流，從而加強創(chuàng)新要素流動通過促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等途徑對集聚經(jīng)濟形成促進作用，發(fā)揮資源共享效應(yīng)，形成良性循環(huán)。另一方面是形成新興高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，壯大產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模。從需求端來看，研發(fā)人員大都是具有專業(yè)化知識的高素質(zhì)人才，其對產(chǎn)品和服務(wù)的需求也趨向于專業(yè)化。研發(fā)人員的流入不僅增加了對當(dāng)?shù)鼗井a(chǎn)品和服務(wù)的市場消費，而且增強了對具有技術(shù)含量的高附加值產(chǎn)品的消費以及高體驗感服務(wù)的需求，如對專業(yè)化電腦辦公設(shè)備和高端醫(yī)療服務(wù)的需求，大大催生了具有高技術(shù)、高創(chuàng)新性的知識、資本密集型高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的興起。從供給端來看，研發(fā)資金的流入能提供必備的資本來源，推動創(chuàng)新型高技術(shù)企業(yè)的孵化和壯大；研發(fā)人員的流入不僅能加速知識和技術(shù)外溢，且能通過進一步地交流與合作，不斷產(chǎn)生新的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)理念等，從而壯大產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模。二是創(chuàng)新投入推動地區(qū)形成經(jīng)濟新增長極。隨著可獲取的媒介方式更多樣化以及行業(yè)間交流的日益頻繁，企業(yè)通過知識、技術(shù)溢出來進行創(chuàng)新模仿的成本不斷降低，從而增強相關(guān)企業(yè)或行業(yè)的競爭優(yōu)勢并促進產(chǎn)業(yè)空間集聚[14]。以高新園區(qū)為代表的創(chuàng)新載體不斷吸引各類創(chuàng)新投入要素的匯聚和重組，并促進地區(qū)增長極的形成，提高地區(qū)產(chǎn)業(yè)的集聚水平[17]。此外，由于各企業(yè)、研究機構(gòu)之間建立了密切聯(lián)系，高新園區(qū)內(nèi)企業(yè)的研發(fā)投入及效率都要高于園區(qū)外企業(yè)的[18]，因此不斷吸引高技術(shù)企業(yè)在當(dāng)?shù)丶邸?/p>

3 分析方法、變量選取與模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

3.1 分析方法選擇

在實證上，目前學(xué)者們也多用線性回歸或空間計量等方法直接研究創(chuàng)新對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響[5，19]，而忽略了探討在不同集聚程度下創(chuàng)新對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。由于OLS、固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)模型等均是分析解釋變量對被解釋變量“均值”的影響，結(jié)果易受極端值的影響。Koenker和Bassett提出的“分位數(shù)回歸”方法能在被解釋變量的不同分位點上全面刻畫解釋變量對被解釋變量的影響[20]，從而更準確體現(xiàn)本文關(guān)于在不同集聚程度下創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響的研究。因此，本文借鑒蔡玉蓉、汪慧玲研究中的方法[21]，對面板數(shù)據(jù)進行分位數(shù)回歸分析。具體推導(dǎo)公式如下：

設(shè)Y為連續(xù)型隨機變量，且解釋變量x在被解釋變量y的條件下，其累計分布函數(shù)為Fy|x，則條件分布下Y的q分位數(shù)滿足：

q=P(Y≤yq)=Fy|x(yq)

(1)

從上式可看出，條件分布y|x的q分位數(shù)yq依賴于解釋變量x。進一步假設(shè)yq為x的線性函數(shù)，則有：

(2)

式中，xi為各解釋變量(i=1、2…n)，δq為q在不同分位點上的回歸系數(shù)。

將(1)、(2)兩式合并得出：

(3)

當(dāng)q=1/2時，分位數(shù)回歸變?yōu)橹形粩?shù)回歸，隨著分位數(shù)q能取不同的值，如0.1、0.3、0.5、0.9，就可以更加全面展現(xiàn)在不同集聚水平下創(chuàng)新投入和政府支持等因素對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響，從而增強估計的準確性。

3.2 變量選取

1)被解釋變量的選取。從文獻上看，根據(jù)Karla and Davies、梁瀅、張可等學(xué)者對產(chǎn)業(yè)集聚水平的測度方法[8，14，22]，本文也選取區(qū)位熵進行度量,不僅能高度反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度，且能較易獲取數(shù)據(jù)以及減少計算過程的復(fù)雜程度。區(qū)位熵測量的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度(Aggl)用地區(qū)高技術(shù)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重與全國高技術(shù)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重的比值來表示，用公式可表示為：

(4)

其中：Aggl為地區(qū)i(i=1、2…30)的區(qū)位熵數(shù)值，Hti、Gi、Ht、G分別為地區(qū)i高技術(shù)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、地區(qū)i的生產(chǎn)總值、全國高技術(shù)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、全國生產(chǎn)總值。Aggl越大，表明該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專門化程度越高，集聚度越高。若Aggl>1,表明該地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已滿足成為當(dāng)?shù)氐膶ｉT化產(chǎn)業(yè)。

2)解釋變量的選取。根據(jù)國內(nèi)外研究一般用研發(fā)人員以及研發(fā)資金投入來表示創(chuàng)新投入，同時考慮到研發(fā)資金投入的流動往往引導(dǎo)著研發(fā)人員的流動，本文選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出額存量來進行研究。并借鑒相關(guān)學(xué)者的做法,選擇滯后期為一年，折舊率為15%的永續(xù)盤存法來計算高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D資本存量[23]，具體公式如下：

Kt=θt-1+(1-δ)*Kt-1

(5)

K0=B0/(δ+g)

(6)

其中：Kt為當(dāng)年R&D研發(fā)經(jīng)費支出存量，Kt-1為上年R&D研發(fā)經(jīng)費支出存量，δ為折舊率。θt-1為上年經(jīng)折現(xiàn)后的R&D研發(fā)經(jīng)費支出額，其中，折現(xiàn)以2007年為基期進行R&D價格指數(shù)平減后的現(xiàn)值來計算。此外，借鑒相關(guān)研究，R&D價格指數(shù)以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來衡量[24]。B0為基期R&D投入量，K0為基期R&D投入資本存量，g為R&D經(jīng)費投入年平均增長率，以代替R&D資本存量年平均增長率。同時，為增強實證結(jié)果的可靠性，將研發(fā)人員投入作為穩(wěn)健性檢驗變量，并以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D折合全時人員來量化。

3)控制變量的選取。除創(chuàng)新投入外，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚還可能受到政府支持等因素的影響。一般而言，政府支持能減輕高新產(chǎn)品研發(fā)帶來的高風(fēng)險，從而增強高技術(shù)企業(yè)研發(fā)的積極性，吸引高技術(shù)企業(yè)向政府政策環(huán)境良好的地區(qū)集聚。但政府支持也有一定的偏好性，而不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚[25]。本文選取地方高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費支出中政府資金來源占R&D經(jīng)費總支出的比重來表示政府支持力度(Gov)。由于2008年前后統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，故2007、2008年用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費支出中政府資金來源與科技經(jīng)費支出總額的比值來表示政府支持力度。對外貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有重要影響[26]，一個地區(qū)的貿(mào)易開放程度越高，越有利于知識、技術(shù)的擴散，從而促進集聚。對外貿(mào)易開放(Open)用地區(qū)進出口總額占GDP的比重表示。經(jīng)濟發(fā)展水平越高，會使地區(qū)擁有更完善的經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施、更優(yōu)越的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)營商環(huán)境和吸引更優(yōu)質(zhì)多樣的人才，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展提供良好的環(huán)境。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(El)用地區(qū)人均GDP占全國人均GDP的比重表示。外商直接投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有一定的正相關(guān)關(guān)系[27]，不但有利于通過外資吸收來積累資本存量，更能通過技術(shù)外溢來強化創(chuàng)新，促進產(chǎn)業(yè)集聚。外商直接投資(Fdi)用地區(qū)實際外商直接投資額占GDP的比重表示。

3.3 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

本文以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚(Aggl)作為被解釋變量，以R&D資本存量作為解釋變量，以政府支持(Gov)、對外貿(mào)易開放(Open)、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(El)、外商直接投資(Fdi)為控制變量構(gòu)建以下模型來分析創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。

(7)

(8)

模型中：i代表不同地區(qū)(i=1、2…30)，t代表年份(t=2007、2008…2018)；α為R&D資本存量估計系數(shù)；βj為各控制變量系數(shù)(j=1、2、3);ui、εit、c分別為截距項、擾動項、常數(shù)項。

根據(jù)本文的研究目的，筆者對實證分析數(shù)據(jù)作如下說明：由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，不便于進行研究，故將西藏剔除掉，研究范圍為2007-2018年中國30個省、市、直轄區(qū)的數(shù)據(jù)。即依據(jù)于國家統(tǒng)計局的劃分，東部11個省(市)、中部8個省、西部11個省(市、直轄區(qū))(西藏除外)。針對個別數(shù)據(jù)缺失，研究分析采取平均插值法補入。使用面板數(shù)據(jù)包括2008-2019年《中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國火炬統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《地方政府統(tǒng)計年鑒》。

4 實證分析

4.1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的動態(tài)趨勢

通過對2007-2018年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的測度，將集聚程度分為高、中、低三個級別，結(jié)果如下(見表1)①。從總體水平來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高集聚水平所涵蓋的地區(qū)數(shù)量相對中、低集聚地區(qū)來說數(shù)量較少。從地區(qū)分布來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平總體較高的地區(qū)主要有北京、上海、江蘇、浙江、安徽、山東、廣東、陜西、重慶；江蘇、上海、廣東、安徽較平穩(wěn)分布于前列；浙江、江西、湖南、河北等變動較大且集聚水平有提升趨勢；集聚水平較低的地區(qū)主要有甘肅、貴州、寧夏、新疆、青海。從分區(qū)域來看，總體上，東、中、西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平按階梯狀依次遞減。中部地區(qū)的安徽、湖北、湖南等以及西部地區(qū)的陜西、重慶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較高。

表1 2008、2013、2018年全國各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度分布狀況

4.2 估計結(jié)果分析

4.2.1 省域?qū)用鎰?chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響

1)創(chuàng)新投入的影響。從表2中可看出，豪斯曼檢驗表明應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型進行回歸。無論是使用穩(wěn)健OLS模型、隨機效應(yīng)模型還是分位數(shù)進行回歸，創(chuàng)新投入都對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有正向的促進作用且在5%水平高度顯著。此外，與穩(wěn)健OLS和隨機效應(yīng)模型相比，分位數(shù)回歸的估計結(jié)果更優(yōu)。分位數(shù)回歸估計結(jié)果顯示在不同分位點下創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈不斷遞增趨勢，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚水平越高，創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的進一步促進作用越大。

2)政府支持的影響。政府支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有抑制作用，且分位數(shù)回歸系數(shù)呈先增后減的“倒U型”分布趨勢。在集聚水平較低時，以政府直接研發(fā)資助的政府支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚呈顯著地抑制作用，隨著集聚水平不斷提高，抑制作用減弱且不顯著。在低集聚水平地區(qū)，企業(yè)的數(shù)量較少且分布相對分散，政府資助很可能偏向于實力強的大型企業(yè)以及國有企業(yè)，從而在一定程度上抑制這些企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新等活動，而將其用于低效率活動，如為增強壟斷優(yōu)勢地位的尋租活動，造成了對其它企業(yè)的擠退或進入壁壘作用，不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚。在高集聚水平地區(qū)，往往更多優(yōu)質(zhì)的高技術(shù)企業(yè)被吸引進入，受政府研發(fā)資助的企業(yè)范圍也更大，減弱了政府研發(fā)資助對集聚進一步地抑制作用。

3)對外貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著地促進作用，且隨著分位數(shù)的增加，促進作用也增強。到0.9分位點時，對外貿(mào)易開放每提高1%，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平能提高0.516%，表明產(chǎn)業(yè)集聚水平越高的地區(qū)，對外貿(mào)易開放對其促進作用越大。這與現(xiàn)實中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是十分切合的，東部沿海地區(qū)如廣東、上海、江蘇、浙江高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平位于全國前列。它們充分利用優(yōu)越的地理區(qū)位條件，貿(mào)易開放水平較高。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響總體呈抑制作用，只有在0.1分位點才具有促進作用且不顯著，與現(xiàn)實相反，表明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的融合性較差。外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響總體呈上升趨勢。在低集聚水平地區(qū)，F(xiàn)di對集聚影響較小且不顯著，但在高集聚水平下，F(xiàn)di對集聚的促進作用有了實質(zhì)性飛躍。在0.75和0.9分位點下，F(xiàn)DI每增加1%，集聚水平分別提高6.954%、7.738%，表明Fdi需要與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平相適應(yīng)，即需要跨過一定高度的集聚水平，才會發(fā)揮顯著的杠桿作用。

表2 省域?qū)用娣€(wěn)健OLS、隨機效應(yīng)和分位數(shù)回歸分析結(jié)果

4.2.2 區(qū)域?qū)用鎰?chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響

為更能反映出創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響的區(qū)域差異，本文將東、中、西部穩(wěn)健OLS、隨機效應(yīng)和分位數(shù)回歸分析結(jié)果置于同一表格中(見表3)。

1)東部地區(qū)。從表3中可看出，隨著集聚水平分位點的增加，創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)大小呈先升后降趨勢，表明創(chuàng)新投入對東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有邊際效應(yīng)遞減作用。且在大多數(shù)分位點下，東部地區(qū)的影響遠大于中、西部地區(qū)，表明創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響主要集中于東部地區(qū)。主要在于東部地區(qū)憑借區(qū)位優(yōu)勢以及不斷地改革開放，如深圳、廈門、上海等地區(qū)，整體上已具備了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的基礎(chǔ)優(yōu)勢，如完善的基礎(chǔ)設(shè)施、良好的營商環(huán)境、人才的匯聚等，因此增加創(chuàng)新投入對集聚水平提升具有較大的作用效果。但隨著集聚水平的提高，由于可能存在過度擁擠現(xiàn)象，高技術(shù)企業(yè)間存在搭便車、強勢壟斷、惡性競爭等行為，從而削弱了企業(yè)創(chuàng)新投入的效果[28]?；蛟诩ち业氖袌龈偁幭?，由于東部地區(qū)在基礎(chǔ)研究、高端產(chǎn)品生產(chǎn)等關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域與國外相比差距仍很大，企業(yè)技術(shù)走向趨同，較難進一步吸引高技術(shù)企業(yè)進入，而企業(yè)進行附加價值更高產(chǎn)品的研發(fā)投資回報周期加大、回報率降低，創(chuàng)新投入對集聚的邊際效應(yīng)遞減。政府支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著地抑制作用，且呈遞增趨勢，可能與政府資助配置效率低下有關(guān)。對外貿(mào)易開放對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有很大促進作用，隨著分位數(shù)的增加影響也更大。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有抑制作用，并隨集聚水平提高抑制作用也增強。Fdi對東部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低的地區(qū)具有很大促進作用，對高集聚水平地區(qū)呈一定抑制作用，與西部地區(qū)類似。

表3 分區(qū)域穩(wěn)健OLS、隨機效應(yīng)和分位數(shù)回歸分析結(jié)果

2)中部地區(qū)。創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響總體呈遞增趨勢，表明在中部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高的地區(qū)，創(chuàng)新投入的促進作用越大。到0.9分位點時，創(chuàng)新投入每增加1個單位，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平能提高0.086 2個單位，且在5%水平高度顯著。政府支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚呈先增后減地抑制作用，且較東部地區(qū)的抑制作用更弱，說明政府支持在一定程度上加大了企業(yè)的資金依賴，弱化了其創(chuàng)新動力，也加大了市場化資源的低效配置。但隨著集聚水平的提高，抑制作用有所減弱。對外貿(mào)易開放、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及FDI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平影響不太顯著且在不同集聚水平下促進和抑制效應(yīng)存在差異。

3)西部地區(qū)。創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有顯著的促進作用且隨著分位數(shù)的增加，其影響效果越大，但遠小于東部地區(qū)。這主要在于西部地區(qū)受基礎(chǔ)設(shè)施、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及創(chuàng)新投入力度較少等影響。隨著國家越來越注重區(qū)域平衡發(fā)展，實行西部大開發(fā)戰(zhàn)略，西部地區(qū)在各方面如創(chuàng)新投入都處于快速趕超當(dāng)中。估計系數(shù)的大小在集聚水平0.75分位點上與東部地區(qū)差距不大，在0.9分位點甚至超過了東部地區(qū)；與中部地區(qū)在各分位點下的相差不大。與東、中部地區(qū)不同，隨著分位點增加，政府支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚呈反向抑制到正向促進轉(zhuǎn)變，在0.9分位點處這一促進作用十分顯著。而政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金支持力度總體按西、中、東部依次遞減，這也充分表明政府對西部地區(qū)的大力扶持只有在當(dāng)?shù)馗呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚水平達到一定程度時才有很好的效果。對外貿(mào)易開放水平對集聚有顯著促進作用，與東部類似且影響大大超過東部和中部地區(qū)。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平較低和較高的地區(qū)具有促進作用，且在集聚水平很高時，促進作用越大和顯著；對集聚水平中等地區(qū)呈抑制作用，與中部地區(qū)相反。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為保證前文研究結(jié)果的可靠性，本文再用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員折合全時當(dāng)量表示創(chuàng)新投入進行穩(wěn)健性檢驗(見表4)。結(jié)果顯示，創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響的趨勢和顯著性水平均未發(fā)生明顯變化。另外，控制變量的估計結(jié)果前后對比相差不大(本表未列出)，從而得出本文的結(jié)論比較可靠。

表4 創(chuàng)新投入的穩(wěn)健OLS、隨機效應(yīng)和分位數(shù)回歸分析結(jié)果

5 主要結(jié)論和政策啟示

通過運用我國2007-2018年省域面板數(shù)據(jù)進行分位數(shù)回歸，本文考察了創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響效果，主要得出以下結(jié)論：①創(chuàng)新投入對全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚有顯著地促進作用且區(qū)域差異明顯，對東部地區(qū)的作用大于中、西部地區(qū)。隨著分位數(shù)的增加，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平從低向高變化，對東部地區(qū)的影響效果顯著且呈“倒U型”分布趨勢；對中、西部地區(qū)的影響呈遞增趨勢，但中部地區(qū)不如西部地區(qū)顯著。②政府支持對東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚具有抑制作用，且抑制作用明顯高于中部地區(qū)，并隨集聚水平的提高抑制作用也增強；對全國、中部地區(qū)呈抑制作用且達到一定集聚水平后抑制作用有所減弱；對西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)反向抑制后正向促進作用，且只有達到一定高度集聚水平才有正向促進作用；③對外貿(mào)易開放、外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的影響遠大于創(chuàng)新投入的影響，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚主要受貿(mào)易開放，外商投資等外部因素的驅(qū)動，而受創(chuàng)新投入等內(nèi)部因素的驅(qū)動力還較小。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對全國和區(qū)域的影響不顯著。

綜上，本文的研究可獲得以下啟示：①創(chuàng)新主體應(yīng)進一步優(yōu)化以研發(fā)投入為主的創(chuàng)新投入管理體系，加大自主創(chuàng)新力度，增強靠內(nèi)部研發(fā)創(chuàng)新帶來的“虹吸效應(yīng)”驅(qū)動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚。②應(yīng)根據(jù)東、中、西部的差異來制定發(fā)展戰(zhàn)略，東部地區(qū)應(yīng)進一步利用對外開放的區(qū)位優(yōu)勢，加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高端技術(shù)前沿面的創(chuàng)新投入，吸引具有附加價值更高端產(chǎn)品的高技術(shù)企業(yè)集聚，以突破創(chuàng)新投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的邊際效應(yīng)遞減限制；中、西部地區(qū)創(chuàng)新投入的邊際效應(yīng)遞增作用還未充分顯示出來，應(yīng)進一步加大創(chuàng)新投入力度。③加強區(qū)域聯(lián)動協(xié)作，東部地區(qū)應(yīng)適當(dāng)加大對中、西部地區(qū)的技術(shù)扶持，強化引領(lǐng)和帶動作用；中、西部地區(qū)應(yīng)深化與東部地區(qū)的合作，在實現(xiàn)技術(shù)趕超上向東部地區(qū)看齊，提高整體高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平。④政府應(yīng)進一步完善創(chuàng)新投入資金支持政策的管理，對創(chuàng)新研發(fā)資金流向進行更有效的評估和把關(guān)，提高資源配置效率，從而減弱政府研發(fā)支持對東、中部的抑制作用。對中、西部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)低、中集聚地區(qū)，政府支持去向應(yīng)更加注重實施普惠性政策，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和營商環(huán)境的改善，以吸引更多優(yōu)質(zhì)高技術(shù)企業(yè)進入。只有當(dāng)?shù)丶鬯娇邕^一定門檻，政府創(chuàng)新資助才能有效減輕對中部地區(qū)的抑制作用，對西部的大力資助才會達到顯著促進效果。⑤加大對中、低集聚水平地區(qū)高新園區(qū)建設(shè)的扶持，引進和吸引創(chuàng)新型人才、企業(yè)和科研機構(gòu)等進入，充分發(fā)揮創(chuàng)新對集聚的促進作用。此外，應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)發(fā)展差異，適當(dāng)加大外商投資力度，并進一步推動?xùn)|中西部地區(qū)的對外貿(mào)易開放，促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。