李 濤,劉國(guó)燕

(1.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 商學(xué)院，河北 石家莊 050061；2.北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；3.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401)

1 問(wèn)題提出

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，科技創(chuàng)新在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中發(fā)揮重要作用。近年來(lái)，各地區(qū)在增加創(chuàng)新投入的同時(shí)，積極改善生態(tài)環(huán)境、交通基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)等，以期通過(guò)構(gòu)建創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)生態(tài)加速研發(fā)要素在本地區(qū)流動(dòng)，而人才、資金、技術(shù)等創(chuàng)新要素在區(qū)域間的有序高效流動(dòng)是縮小區(qū)域創(chuàng)新能力差距的必要條件(馮南平,魏芬芬，2017)。相較于傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素，研發(fā)要素本身攜帶了更多的知識(shí)和技術(shù)，特別是人力資本在區(qū)際流動(dòng)，有助于加快隱性知識(shí)在更大范圍內(nèi)的傳播和擴(kuò)散[1]，有利于形成區(qū)域研發(fā)合作網(wǎng)絡(luò)，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新溢出和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)提升區(qū)域整體創(chuàng)新效率。

目前學(xué)界關(guān)于創(chuàng)新效率的研究主要分為三方面：一是創(chuàng)新效率評(píng)價(jià)，主要分為參數(shù)法和非參數(shù)法，前者通過(guò)設(shè)立隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)(SFA)測(cè)算創(chuàng)新效率。如于明潔等[2]采用參數(shù)SFA方法計(jì)算了區(qū)域創(chuàng)新效率；后者則運(yùn)用指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)測(cè)算創(chuàng)新效率。由于DEA是基于多投入多產(chǎn)出的評(píng)價(jià)，其結(jié)果更加客觀準(zhǔn)確，因此采用該方法的研究較多。如Guan 和 Chen[3]利用兩階段DEA 模型對(duì)高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出效率進(jìn)行評(píng)價(jià)；顏莉[4]將主成分分析法和DEA相結(jié)合，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率進(jìn)行評(píng)價(jià)；楊有才等[5]采用DEA-Malmquist指數(shù)法測(cè)算了我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率，并將效率分解為技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步。二是關(guān)于創(chuàng)新效率的影響因素。很多學(xué)者如金懷玉和菅利榮[6]、桂黃寶[7]、李政等[8]的實(shí)證研究結(jié)果表明，包括勞動(dòng)力、FDI等創(chuàng)新投入均對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要作用，但創(chuàng)新投入與創(chuàng)新效率之間并非呈簡(jiǎn)單的線性關(guān)系[9]。此外，有學(xué)者從整體視角分析創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)對(duì)創(chuàng)新效率的影響。如劉志春和陳向東[10]通過(guò)分析科技園區(qū)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)對(duì)創(chuàng)新效率的影響，認(rèn)為該影響主要存在于短期，2年以上作用不顯著。三是創(chuàng)新效率的時(shí)空演變。從宏觀方面，劉軍等[11]研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)協(xié)同創(chuàng)新效率在地理分布上呈現(xiàn)出明顯的空間異質(zhì)性；進(jìn)一步地，吳芹和蔣伏心[12]指出，只有江蘇、浙江和廣東在知識(shí)創(chuàng)新效率、技術(shù)研發(fā)效率和成果轉(zhuǎn)化效率方面均處于高水平，中西部地區(qū)技術(shù)研發(fā)效率較低；也有學(xué)者以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶等典型區(qū)域?yàn)檠芯繉?duì)象，分析創(chuàng)新效率時(shí)空演變規(guī)律[13]。從微觀方面，李曉龍等[14]分析發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率形成了以北京和江蘇為中心的高值集群區(qū)。

綜上，學(xué)界有關(guān)創(chuàng)新效率的研究較豐富，但多數(shù)是基于非流動(dòng)要素的創(chuàng)新效率實(shí)證研究。高鐵開通使得地理上的時(shí)空距離被大大壓縮[15]，產(chǎn)生了明顯的時(shí)空壓縮效應(yīng)，提高了地區(qū)間交流的便利性[16]，特別是研發(fā)人員流動(dòng)有利于溝通、交流、學(xué)習(xí)和分享創(chuàng)新知識(shí)[17]。因此，研究由高鐵開通引致的時(shí)空壓縮是否改變研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)具有一定理論價(jià)值。此外，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響是否受調(diào)節(jié)變量的影響？不同變量的閾值條件是什么？在不同調(diào)節(jié)變量作用下，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在多大差異？這些問(wèn)題目前仍未得到充分回答。本文將對(duì)上述問(wèn)題展開討論，理清時(shí)空壓縮背景下研發(fā)要素流動(dòng)影響綠色創(chuàng)新效率的本質(zhì)規(guī)律，進(jìn)而通過(guò)發(fā)揮高鐵建設(shè)優(yōu)勢(shì)，帶動(dòng)研發(fā)要素流動(dòng)，提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率。

2 影響機(jī)理

交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善不僅有助于增強(qiáng)地區(qū)間聯(lián)系，更重要的是促進(jìn)生產(chǎn)要素，特別是承載創(chuàng)新型知識(shí)的研發(fā)要素流動(dòng)，這也是區(qū)域知識(shí)空間溢出的根本原因[18]。高鐵開通極大縮短了地區(qū)通勤時(shí)間，產(chǎn)生了顯著的時(shí)空壓縮效應(yīng)[19]?？傮w來(lái)說(shuō)，時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響主要表現(xiàn)為：一是知識(shí)溢出效應(yīng)。高鐵開通極大促進(jìn)了研發(fā)要素，特別是高素質(zhì)人才在地區(qū)間的流動(dòng)，從而有利于技術(shù)、管理等多方面知識(shí)跨地區(qū)交互與傳播，通過(guò)知識(shí)溢出效應(yīng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響。二是網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。高鐵開通使得大規(guī)模、高效和頻繁的科技人才面對(duì)面交流成為可能，有利于地區(qū)間創(chuàng)新主體合作并構(gòu)建研發(fā)合作網(wǎng)絡(luò)，而研發(fā)網(wǎng)絡(luò)的形成和完善有利于加快綠色創(chuàng)新與提高成功率，進(jìn)而促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升[20]。三是資源優(yōu)化配置效應(yīng)。高鐵開通有助于研發(fā)要素在更大空間范圍內(nèi)流動(dòng)，降低需求企業(yè)或者創(chuàng)新組織間的信息不對(duì)稱，提升需求端與供給端的匹配率[21]，促進(jìn)閑置資源參與創(chuàng)新，提高資源利用率[22]，同時(shí)，有助于提升企業(yè)信息發(fā)布質(zhì)量，緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束和降低企業(yè)監(jiān)督成本[23]。四是市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。高鐵開通使得企業(yè)面臨的市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大，提升了競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，有利于促進(jìn)企業(yè)向綠色創(chuàng)新效率高的企業(yè)學(xué)習(xí)，通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)推動(dòng)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率提升。五是集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。研發(fā)要素流動(dòng)加速了知識(shí)在地區(qū)的集聚，而集聚外部性有助于本地區(qū)創(chuàng)新主體以較低成本獲取外部創(chuàng)新資源，提升研發(fā)人員效率[24]，在一定程度上彌補(bǔ)自身研發(fā)經(jīng)費(fèi)或技術(shù)不足，進(jìn)而降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升和地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)[25-26]。六是分工協(xié)作效應(yīng)。高鐵建設(shè)改變了原有區(qū)位條件和地區(qū)聯(lián)系強(qiáng)度，更有利于高鐵網(wǎng)絡(luò)中心城市發(fā)揮擴(kuò)散效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)城市專業(yè)化分工，通過(guò)分工協(xié)作提升綠色創(chuàng)新效率[27]。與其它交通方式不同，我國(guó)高鐵系客運(yùn)專線，通過(guò)人員流動(dòng)，特別是研發(fā)要素的跨地區(qū)流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要影響。因此，本文提出研究假設(shè)。

H1：相較于其它空間因素，因高鐵開通引致的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著且存在空間溢出效應(yīng)。

然而，一方面，從研發(fā)要素類別看，高鐵開通有助于提高地區(qū)人員流動(dòng)性，而研發(fā)資本流動(dòng)是以人為載體的，由于高附加值的創(chuàng)新活動(dòng)依賴于面對(duì)面的接觸[28]，因此因高鐵開通引致的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響為正向，其中，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著。另一方面，從高鐵線路和研發(fā)資源稟賦的空間分布看，我國(guó)高鐵線路呈現(xiàn)非均衡性，地區(qū)間差異較大，整體表現(xiàn)為東密西疏特征。同時(shí)，由于創(chuàng)新資源稟賦分布不均，地區(qū)綠色創(chuàng)新效率差異明顯。因此，由高鐵開通后時(shí)空壓縮效應(yīng)引致的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在空間異質(zhì)性。因此，本文提出研究假設(shè)。

H2：研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響為正向，從要素類別看，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著；從區(qū)域位置看，東部地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率提升更顯著。

此外，無(wú)論是研發(fā)人員流動(dòng)還是研發(fā)資本流動(dòng)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響均可能受到多種變量的調(diào)節(jié)作用。原因在于，一方面，雖然研發(fā)人員流動(dòng)有利于增強(qiáng)地區(qū)人才交流，進(jìn)而對(duì)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生正向影響，但研發(fā)人員過(guò)度流動(dòng)也可能導(dǎo)致資源擁擠，不利于區(qū)域創(chuàng)新效率提升[29]。因此，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響可能表現(xiàn)出一定門檻特征，低于或者高于門檻值的研發(fā)要素流動(dòng)可能并不利于綠色創(chuàng)新效率提升。另一方面，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響可能受政府財(cái)政科技支出、交通可達(dá)性、市場(chǎng)化程度等因素的調(diào)節(jié)。原因在于，政府財(cái)政科技支出增加有利于改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，更充分地發(fā)揮研發(fā)要素流動(dòng)的正向效應(yīng)，促進(jìn)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新效率提升[30]；交通可達(dá)性的改善有利于地區(qū)間合作創(chuàng)新[31]，進(jìn)而提高研發(fā)要素流動(dòng)的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)；市場(chǎng)化程度提升有助于促進(jìn)研發(fā)要素由低效部門流向高效部門，通過(guò)優(yōu)化資源配置調(diào)節(jié)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響[32]。因此，本文提出研究假設(shè)。

H3：研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在非線性作用關(guān)系，并受多種變量的調(diào)節(jié)。

基于上述分析，構(gòu)建本文的概念模型如圖1所示。

圖1 時(shí)空壓縮下的研發(fā)要素流動(dòng)影響區(qū)域綠色創(chuàng)新效率的概念模型

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 模型構(gòu)建

本文擬構(gòu)建一個(gè)同時(shí)包含空間相關(guān)性和時(shí)間動(dòng)態(tài)性的動(dòng)態(tài)空間面板杜賓模型，具體為：

Yit=α+τYit-1+ηWYit-1+ρWYit+βXit+θWXit+ξt+μi+uit

(1)

其中，Yit表示被解釋變量，Yit-1表示被解釋變量在時(shí)間上的滯后項(xiàng)，WYit表示被解釋變量在空間上的滯后項(xiàng)，WYit-1表示被解釋變量在時(shí)間和空間上的滯后項(xiàng)，Xit表示解釋變量，WXit表示解釋變量在空間上的滯后值，uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，ξt表示時(shí)間固定效應(yīng)，μi表示空間固定效應(yīng)，τ、ρ、η、β和θ均為待估參數(shù)。

此外，LeSage & Pace[33]指出，使用空間回歸模型可能導(dǎo)致結(jié)果偏誤，從而提出使用偏微分方法檢驗(yàn)與解釋存在的空間溢出效應(yīng)。因此，本文采用偏微分方法，將研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)分為總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。上述空間杜賓模型可改寫為：

Yi=(I-ρW)-1(Xiβ+WXiθ)+R

(2)

其中，R是包括截距和誤差項(xiàng)的剩余項(xiàng)。對(duì)于從單位1到N的第k個(gè)解釋變量，X對(duì)應(yīng)的被解釋變量Y的期望值偏導(dǎo)數(shù)矩陣可以寫成：

(3)

直接效應(yīng)用于測(cè)度解釋變量每變化一個(gè)單位對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響程度，由式(3)右邊的偏導(dǎo)數(shù)矩陣對(duì)角線元素均值反映；間接效應(yīng)(或稱為溢出效應(yīng))用于測(cè)度解釋變量每變化一個(gè)單位對(duì)鄰近地區(qū)被解釋變量的影響程度，由式(3)右邊的偏導(dǎo)數(shù)矩陣非對(duì)角線元素行和或者列和均值反映。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響是否受調(diào)節(jié)變量的影響，以及不同調(diào)節(jié)變量門檻值帶來(lái)的差異性，本文借鑒Hansen提出的門檻模型。該模型的優(yōu)越性在于不僅可以估計(jì)具體門檻值，還能對(duì)內(nèi)生性的門檻特征進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。因此，在式(1)的基礎(chǔ)上，首先假設(shè)存在單一門檻效應(yīng)并建立單一門檻模型(4)，然后將其擴(kuò)展到雙重門檻模型(5)，具體模型形式如下：

Yit=α+β1Xit+γ1Vit·I(Zit≤λ1)+γ2Vit·I(Xit>λ2)+εit

(4)

Yit=α+β1Xit+γ1Vit·I(Zit≤λ1)+γ2Vit·I(Zit≤λ2)+γ3Vit·I(Zit>λ3)+εit

(5)

其中，Zit為門檻變量，I(g)為指標(biāo)函數(shù)，λ1、λ2和λ3為待估算的門檻值。

3.2 變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

被解釋變量：綠色創(chuàng)新效率。借鑒楊柏等[34]的研究，采用DEA-SBM方法對(duì)創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算。其中，創(chuàng)新投入指標(biāo)包括R&D全時(shí)人員當(dāng)量和R&D經(jīng)費(fèi)資本存量，期望產(chǎn)出指標(biāo)包括發(fā)明專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入，非期望產(chǎn)出包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)二氧化硫排放量。

核心解釋變量：研發(fā)要素流動(dòng)，具體包括R&D人員流動(dòng)(RPF)和R&D資本流動(dòng)(RCF)。采用引力模型對(duì)地區(qū)間RPF和RCF進(jìn)行測(cè)算，具體計(jì)算公式如下：

(1)RPF測(cè)度。假設(shè)從i地區(qū)流動(dòng)到j(luò)地區(qū)的R&D人員數(shù)量為RPFij，則：

(6)

其中，R&DPi為地區(qū)i的R&D人員數(shù)量，以R&D人員全時(shí)當(dāng)量表征，wagei和wagej分別為i地區(qū)與j地區(qū)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，housei和housej分別為i地區(qū)與j地區(qū)的商品房平均銷售價(jià)格，Rij為地區(qū)距離；b為距離衰減指數(shù)，取值為2。i地區(qū)R&D人員流動(dòng)總量如下：

(7)

(2)RCF測(cè)度。選取地區(qū)企業(yè)利潤(rùn)率(rate)差值和政府消費(fèi)支出占GDP的比值(C)表征吸引力變量。假設(shè)從i地區(qū)流動(dòng)到j(luò)地區(qū)的R&D資本為RPFij，則

(8)

其中，R&DEi為i地區(qū)的R&D資本存量，ratei和ratej分別為i地區(qū)與地j區(qū)的企業(yè)平均利潤(rùn)率，Ci和Cj分別為i地區(qū)與j地區(qū)的政府消費(fèi)支出占GDP的比值，其它含義同上。i地區(qū)的R&D資本流動(dòng)總量如下：

(9)

除核心解釋變量研發(fā)要素流動(dòng)外，還存在其它影響變量。參考現(xiàn)有研究，將外商直接投資[35]、政府財(cái)政[33]、基礎(chǔ)設(shè)施水平[34]和市場(chǎng)化程度[35]作為控制變量。其中，外商直接投資選取各地區(qū)實(shí)際利用外商投資額(FDI)表征；政府財(cái)政對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響選取政府財(cái)政科技支出額(GOV)作為衡量指標(biāo)；基礎(chǔ)設(shè)施水平選取各地區(qū)人均公路里程數(shù)(ROAD)進(jìn)行測(cè)度；市場(chǎng)化程度則以各地區(qū)技術(shù)市場(chǎng)成交額與科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出比(MAR)作為衡量指標(biāo)。

3.3 空間權(quán)重矩陣

本文構(gòu)建基于距離標(biāo)準(zhǔn)的兩類空間權(quán)重矩陣：①地理距離，以各地區(qū)省會(huì)城市(直轄市)間的歐氏距離表征；②時(shí)間距離，以各地區(qū)省會(huì)城市(直轄市)間的通勤時(shí)間表征，包括高速公路、普通鐵路和高速鐵路3種交通方式。

3.4 數(shù)據(jù)說(shuō)明

研究期為2001—2018年，采用我國(guó)內(nèi)地31個(gè)省級(jí)行政區(qū)面板數(shù)據(jù)，其宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。各地區(qū)地理距離通過(guò)ArcGIS軟件計(jì)算得出，高速公路通勤時(shí)間基于百度地圖以地區(qū)間最短高速公路里程除以最快限定時(shí)速計(jì)算得出，而普通鐵路和高速鐵路通勤時(shí)間則通過(guò)中國(guó)鐵路客戶服務(wù)中心網(wǎng)站逐條查找省會(huì)城市或直轄市之間的最短鐵路運(yùn)行時(shí)間，沒有直達(dá)車時(shí)按最短換乘時(shí)間表征。為避免數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，本文實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)均取自然對(duì)數(shù)，然后建?；貧w。另外，考慮到綠色創(chuàng)新效率可能存在一定時(shí)滯，以其滯后1期數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)結(jié)果分析

在利用空間面板模型實(shí)證分析研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響時(shí)，首先對(duì)創(chuàng)新的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，而Moran′s I指數(shù)是常用的測(cè)度指標(biāo)，其具體計(jì)算公式如下：

(10)

其中，n是研究單元數(shù)量，xi和xj分別代表地區(qū)i與地區(qū)j的專利授權(quán)量，S2表示xi和xj的協(xié)方差。Moran′s I指數(shù)值若為正，則表示屬性值空間正相關(guān)；若為負(fù)值，則表示屬性值空間負(fù)相關(guān)；如為零值，則表示不存在空間相關(guān)性。表1為2011—2018年基于地理、高速公路和高速鐵路3種距離的地區(qū)間綠色創(chuàng)新效率Moran′s I指數(shù)值。

表1 不同距離下綠色創(chuàng)新效率Moran's I 指數(shù)值

從表1可以發(fā)現(xiàn)，3種距離下的綠色創(chuàng)新效率Moran's I指數(shù)值雖然存在一定差異，但均顯著為正，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明我國(guó)區(qū)域綠色創(chuàng)新效率在整體上仍然呈現(xiàn)空間集聚特征，雖然在研究期內(nèi)有波動(dòng)，但集聚趨勢(shì)未發(fā)生顯著變化。

為避免使用非平穩(wěn)變量建立的回歸模型產(chǎn)生虛假回歸問(wèn)題，實(shí)證分析前首先對(duì)變量作平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上，采用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)被解釋變量滯后項(xiàng)和殘差序列的空間相關(guān)性，確定空間計(jì)量模型形式。由基準(zhǔn)模型得到的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率影響的估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 普通面板模型估計(jì)結(jié)果

表2結(jié)果表明，解釋變量和控制變量系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)拉格朗日乘子檢驗(yàn)(LM)發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是SE-LM還是SL-LM均通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明被解釋變量滯后項(xiàng)和殘差序列均存在空間自相關(guān)；進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性拉格朗日乘子檢驗(yàn)(Robust LM)，結(jié)果顯示，SL-RLM和SE-RLM也均通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明同時(shí)考慮被解釋變量滯后項(xiàng)的空間自相關(guān)和殘差項(xiàng)的空間自相關(guān)，采用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型實(shí)證分析研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響是有效的。

表3報(bào)告了對(duì)存在空間效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的空間杜賓面板模型進(jìn)行LR、Wald檢驗(yàn)的結(jié)果，進(jìn)而判斷SDM是否可以轉(zhuǎn)化為SLM或SEM。

表3 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，無(wú)論是LR檢驗(yàn)還是Wald檢驗(yàn)，均拒絕原假設(shè)，即SDM不能轉(zhuǎn)化為SLM或SEM。同時(shí)，Hausman統(tǒng)計(jì)值為96.610，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，拒絕真實(shí)模型為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)。綜上所述，本文將采用時(shí)空雙固定的空間杜賓面板模型研究研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響及其空間效應(yīng)。為避免估計(jì)結(jié)果有偏、單一研究時(shí)段與空間權(quán)重矩陣可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偶然性，采用偏微分方法計(jì)算不同空間權(quán)重矩陣和研究時(shí)段的效應(yīng)分解結(jié)果，具體如表4所示。

表4 效應(yīng)分解估計(jì)結(jié)果

從表4可以看出，無(wú)論是何種形式的空間權(quán)重矩陣，被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)和空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，前期的綠色創(chuàng)新效率會(huì)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)生重要影響；鄰近地區(qū)的綠色創(chuàng)新效率提升會(huì)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)生顯著正向空間溢出效應(yīng)。核心解釋變量RPF和RCF的直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，且研發(fā)人員對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)最顯著，說(shuō)明研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率具有重要影響，特別是在高鐵開通后，時(shí)空壓縮進(jìn)一步增強(qiáng)了地區(qū)間聯(lián)系，而研發(fā)要素流動(dòng)促進(jìn)了知識(shí)、技術(shù)等創(chuàng)新要素在更大空間內(nèi)的傳播，進(jìn)而提升地區(qū)綠色創(chuàng)新效率水平。對(duì)比表4中不同估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，RPF和RCF的間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)在地理距離權(quán)重下并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而在時(shí)間距離權(quán)重下通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)隨著高鐵開通得到提升，說(shuō)明高鐵開通增強(qiáng)了地區(qū)聯(lián)系，而鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)加強(qiáng)意味著知識(shí)存量提升，地區(qū)間通勤成本降低有利于知識(shí)溢出，產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

從控制變量的直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)看，外商直接投資、政府財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度均在一定程度上促進(jìn)綠色創(chuàng)新，表明將上述變量引入模型進(jìn)行實(shí)證分析具有合理性。從控制變量的間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)看，本地區(qū)財(cái)政科技支出增加會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)；本地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度越高，越有利于鄰近地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提高。

比較表5中的模型(2)和模型(4)，不難發(fā)現(xiàn)，研發(fā)要素流動(dòng)及其空間滯后項(xiàng)系數(shù)存在較大差異。與模型(2)相比，模型(4)中研發(fā)人員和研發(fā)資本流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的直接影響效應(yīng)與間接影響效應(yīng)更顯著，特別是研發(fā)人員的影響。同高鐵未開通相比，高鐵開通帶來(lái)的時(shí)空壓縮效果增強(qiáng)了地區(qū)間聯(lián)系，也提高了研發(fā)要素流動(dòng)，特別是研發(fā)人員面對(duì)面交流的機(jī)會(huì)，使得知識(shí)、資本、技術(shù)等在更大范圍內(nèi)傳播，提升了研發(fā)要素配置效率，進(jìn)而提高了地區(qū)綠色創(chuàng)新效率。對(duì)比兩種模型控制變量的間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高鐵開通帶來(lái)的時(shí)空壓縮效果使得研發(fā)要素在地區(qū)間快速流動(dòng)成為可能，特別地，從研發(fā)人員流動(dòng)空間滯后項(xiàng)系數(shù)看，其每提升1%會(huì)產(chǎn)生0.066%的正向空間溢出效應(yīng)。此外，鄰近地區(qū)財(cái)政科技支出對(duì)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的負(fù)向作用更顯著?？赡艿慕忉屖?，高鐵開通引致時(shí)空壓縮，一方面，增強(qiáng)了地區(qū)間聯(lián)系，并通過(guò)知識(shí)溢出、資源優(yōu)化配置等方式促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升；另一方面，區(qū)域一體化程度提升，加劇了競(jìng)爭(zhēng)程度，特別是政府財(cái)政科技支出有利于創(chuàng)新要素的本地化集聚，進(jìn)而對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生不利影響。此外，在模型(2)和模型(4)中，外商直接投資的間接影響效應(yīng)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。原因在于，鄰近地區(qū)外商直接投資增加，一方面，可以通過(guò)相互學(xué)習(xí)加速知識(shí)溢出；另一方面，也可能導(dǎo)致對(duì)本地區(qū)研發(fā)要素的擠占，從而使得整體空間溢出效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

模型(2)和模型(4)是基于不同研究周期和空間權(quán)重矩陣得出的估計(jì)結(jié)果，單純對(duì)比兩種回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于綠色創(chuàng)新效率處于不同階段，因高鐵開通引致的時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響存在一定偏差。為充分說(shuō)明時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的重要作用，基于不含高鐵的時(shí)間距離對(duì)2001—2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到表4中的模型(3)。通過(guò)對(duì)比模型(4)中核心解釋變量研發(fā)人員和資本流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率影響的估計(jì)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高鐵開通后，無(wú)論是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響均更顯著，進(jìn)一步印證時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有重要推動(dòng)作用。從控制變量的估計(jì)系數(shù)看，高鐵開通后FDI對(duì)綠色創(chuàng)新效率的直接效應(yīng)減弱。高鐵開通增強(qiáng)了地區(qū)間聯(lián)系，降低了對(duì)外商直接投資的依賴，而政府財(cái)政科技支出和市場(chǎng)化水平對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響進(jìn)一步提升，說(shuō)明當(dāng)距離不再是問(wèn)題時(shí)，地方財(cái)政科技支出和市場(chǎng)化水平提升優(yōu)化了本地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境，進(jìn)而吸引更多創(chuàng)新要素向本地區(qū)集聚，促進(jìn)了綠色創(chuàng)新效率水平提升。

4.2 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

我國(guó)不同地區(qū)的科技資源稟賦和創(chuàng)新能力存在較大差異，如東部地區(qū)創(chuàng)新較為活躍，而高鐵線路整體上也呈現(xiàn)出東密西疏的空間分布特征。這使得高鐵開通一方面可能導(dǎo)致研發(fā)要素進(jìn)一步向東部地區(qū)集聚，產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)；另一方面，中西部地區(qū)間聯(lián)系密度增大，從而有利于獲取異質(zhì)性信息，進(jìn)而促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新水平提升。為分析時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)不同地區(qū)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)是否存在差異性，本文將樣本劃分為東部、中部和西部，分別按照式(1)進(jìn)行回歸。

表5為時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)我國(guó)東部、中部和西部綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響不僅存在要素異質(zhì)性，還存在地區(qū)異質(zhì)性。從東部地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響看，RPF直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)均顯著大于RCF，說(shuō)明對(duì)東部地區(qū)而言，由時(shí)空壓縮引致的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率具有正向促進(jìn)作用，且研發(fā)人員流動(dòng)的作用更顯著，高于全國(guó)平均水平。從控制變量估計(jì)系數(shù)看，F(xiàn)DI的直接效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而間接效應(yīng)顯著為正。其原因在于，對(duì)東部地區(qū)而言，整體綠色創(chuàng)新效率較高，創(chuàng)新活動(dòng)越來(lái)越依靠自主知識(shí)創(chuàng)新，減弱了對(duì)FDI的依賴；而本地區(qū)FDI增加有利于知識(shí)和技術(shù)的跨地區(qū)傳播，進(jìn)而產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)。與全樣本回歸結(jié)果相比，東部地區(qū)財(cái)政科技支出對(duì)創(chuàng)新的直接效應(yīng)減弱，而市場(chǎng)化水平對(duì)綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)。其原因在于，東部地區(qū)市場(chǎng)化水平較高，特別是技術(shù)市場(chǎng)成熟，使得市場(chǎng)力量對(duì)綠色創(chuàng)新效率的積極作用被進(jìn)一步放大。此外，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)綠色創(chuàng)新效率的直接影響顯著高于全樣本歸回歸結(jié)果，即完善的基礎(chǔ)設(shè)施有利于東部地區(qū)內(nèi)部知識(shí)、技術(shù)等創(chuàng)新要素流動(dòng)與交互，進(jìn)而促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升。

從中部地區(qū)核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果看，RPF和RCF的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且間接效應(yīng)更顯著。對(duì)中部地區(qū)而言，一方面，本地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)增強(qiáng)有利于提升綠色創(chuàng)新效率水平；另一方面，鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)增強(qiáng)對(duì)本地綠色創(chuàng)新效率亦有促進(jìn)作用，且高于全樣本平均水平。其原因在于，對(duì)中部地區(qū)而言，因高鐵開通帶來(lái)的時(shí)空壓縮有助于其加強(qiáng)與東部地區(qū)聯(lián)系，而東部地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)增強(qiáng)意味著該地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)和知識(shí)存量增加，有利于中部獲取異質(zhì)性創(chuàng)新資源，進(jìn)而促進(jìn)本地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升。從控制變量估計(jì)系數(shù)看，外商直接投資對(duì)綠色創(chuàng)新效率的直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但作用方向相反。對(duì)中部地區(qū)而言，受限于自身創(chuàng)新發(fā)展階段，本地區(qū)FDI增加會(huì)顯著促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升；同時(shí)，鄰近地區(qū)外商直接投資增加可能造成對(duì)中部地區(qū)創(chuàng)新資源的虹吸效應(yīng)，進(jìn)而產(chǎn)生顯著負(fù)向空間效應(yīng)。政府財(cái)政科技支出對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的直接影響效應(yīng)在所有控制變量中最顯著，驗(yàn)證了政府在促進(jìn)中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率中的積極作用。

從西部地區(qū)核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果看，RPF和RCF的直接影響效應(yīng)顯著為正，而間接影響效應(yīng)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。受創(chuàng)新發(fā)展階段、地理因素、高鐵建設(shè)不完善等眾多因素影響，時(shí)空壓縮下的研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)西部地區(qū)有顯著促進(jìn)作用；但鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)增大并不會(huì)產(chǎn)生顯著空間溢出效應(yīng)。從控制變量的估計(jì)系數(shù)看，政府財(cái)政科技支出和外商直接投資的直接影響效應(yīng)顯著高于全樣本平均值，而基礎(chǔ)設(shè)施和市場(chǎng)化水平對(duì)綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用較弱。原因在于，對(duì)西部地區(qū)而言，整體綠色創(chuàng)新效率偏低，自主創(chuàng)新能力較弱，外商直接投資增加帶來(lái)的正向促進(jìn)作用大于擠占效應(yīng)；同時(shí)，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，西部地區(qū)技術(shù)市場(chǎng)化程度較低，綠色創(chuàng)新更多依靠政府投入。

進(jìn)一步地，對(duì)比東部、中部和西部三大地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響可以發(fā)現(xiàn)，因高鐵開通引致的時(shí)空壓縮在整體上更有利于東部和中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率提升，對(duì)西部地區(qū)的促進(jìn)作用偏弱，即東中部更能從高速鐵路建設(shè)中獲益，這也與實(shí)際情況基本相符。高鐵線路主要集中于我國(guó)東部和中部，西部地區(qū)較為稀疏，且受自然、地理等方面因素影響，西部省會(huì)城市間距離較遠(yuǎn)，不利于研發(fā)人員跨地區(qū)流動(dòng)。對(duì)比三大地區(qū)控制變量系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率對(duì)FDI和政府財(cái)政的依賴性最低，前者甚至未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而西部地區(qū)對(duì)上述兩項(xiàng)指標(biāo)的依賴性最強(qiáng)。雖然中部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率對(duì)政府財(cái)政和外商直接投資有較強(qiáng)依賴性，但是得益于高鐵開通引致的時(shí)空壓縮，使得鄰近地區(qū)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。其原因在于，隨著東部地區(qū)自主創(chuàng)新能力不斷提升和中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，地區(qū)間的交流與合作日趨密切，使得中部地區(qū)更容易獲取來(lái)自東部知識(shí)、資本、技術(shù)等創(chuàng)新要素的空間溢出。相比之下，對(duì)西部地區(qū)而言，鄰近地區(qū)的研發(fā)要素流動(dòng)并未產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)，綠色創(chuàng)新效率提升還是依靠本地區(qū)投入。

4.3 進(jìn)一步研究

由上述分析可知，時(shí)空壓縮下的研發(fā)要素流動(dòng)與綠色創(chuàng)新效率關(guān)系表現(xiàn)為非線性?？紤]到高鐵客運(yùn)專線的屬性，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響更顯著。因此，采用面板門檻模型分析在研發(fā)人員流動(dòng)、財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度4種調(diào)節(jié)變量作用下研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響。

由表6可知研發(fā)人員流動(dòng)、財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度等4種調(diào)節(jié)變量的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，其中，研發(fā)人員流動(dòng)表現(xiàn)出雙重門檻特征，財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度均表現(xiàn)為單一門檻特征，門檻值分別為3.342、0.325和30.131。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

在研發(fā)人員流動(dòng)、財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度4種調(diào)節(jié)變量的作用下，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響結(jié)果如表7中第(1)-(4)列所示。從研發(fā)人員流動(dòng)門檻效應(yīng)值看，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)雙重門檻特征，當(dāng)研發(fā)人員流動(dòng)量小于門檻值16.851時(shí)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用有限；當(dāng)其介于門檻值16.851～17.178時(shí)，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響增強(qiáng)；當(dāng)研發(fā)人員流動(dòng)量高于第二門檻值時(shí)，其對(duì)綠色創(chuàng)新效率的正向促進(jìn)作用達(dá)到最大，進(jìn)一步印證了時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的重要作用。從政府財(cái)政科技支出的門檻效應(yīng)看，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響表現(xiàn)為單一門檻特征，即當(dāng)財(cái)政科技支出小于門檻值3.342時(shí)，研發(fā)人員流動(dòng)每提升1%會(huì)引起綠色創(chuàng)新效率提升0.039%；而當(dāng)其大于門檻值時(shí)，研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的正向促進(jìn)作用進(jìn)一步增強(qiáng)，且通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。與財(cái)政科技支出類似，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場(chǎng)化水平高于對(duì)應(yīng)門檻值時(shí)，兩者的調(diào)節(jié)作用進(jìn)一步增強(qiáng)。

表7 研發(fā)要素對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響：門檻回歸

對(duì)比財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場(chǎng)化水平在研發(fā)人員流動(dòng)影響綠色創(chuàng)新效率中的調(diào)節(jié)作用看，雖然均表現(xiàn)出單一門檻特征，但其貢獻(xiàn)和顯著性存在明顯差異。其中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用最大，當(dāng)其跨越門檻值時(shí)，研發(fā)人員流動(dòng)每提高1%將使綠色創(chuàng)新效率提升0.115%，顯著高于財(cái)政科技支出和市場(chǎng)化水平,而政府財(cái)政科技支出的調(diào)節(jié)作用最小。這說(shuō)明對(duì)綠色創(chuàng)新活動(dòng)而言，雖然財(cái)政科技支出增加有利于研發(fā)要素流動(dòng)，進(jìn)而影響綠色創(chuàng)新效率提升，但相比之下，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)加大和市場(chǎng)化水平提高更有利于知識(shí)、技術(shù)等創(chuàng)新要素傳播，進(jìn)而充分發(fā)揮研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的正向促進(jìn)作用。

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為證實(shí)前述結(jié)果的可信性，從替換被解釋變量、調(diào)整控制變量和開展內(nèi)生性檢驗(yàn)三方面對(duì)上述結(jié)果穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證，限于篇幅，只展示第一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

5.1 替換被解釋變量

由于時(shí)空壓縮下的研發(fā)要素流動(dòng)更注重專利應(yīng)用價(jià)值，而基礎(chǔ)研發(fā)活動(dòng)較少?；诖耍瑢⑵谕a(chǎn)出中的專利授權(quán)量變?yōu)榘l(fā)明專利數(shù)量，通過(guò)式(1)檢驗(yàn)研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響，具體如表8所示。

表8 研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響：穩(wěn)健性分析檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可知，無(wú)論是核心解釋變量還是控制變量，其系數(shù)值和顯著性并未發(fā)生根本性變化。從核心控制變量看，研發(fā)要素流動(dòng)的促進(jìn)作用減弱，這也表明高鐵開通帶來(lái)的研發(fā)要素流動(dòng)更多地促進(jìn)了專利實(shí)用價(jià)值提升，而對(duì)原始創(chuàng)新的促進(jìn)作用偏弱，最終導(dǎo)致對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響程度降低。

5.2 替換控制變量

實(shí)證分析結(jié)果表明，外商直接投資對(duì)地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的影響有限。一個(gè)地區(qū)整體勞動(dòng)力素質(zhì)越高，越有利于吸收和轉(zhuǎn)化研發(fā)要素流動(dòng)帶來(lái)的創(chuàng)新資源，進(jìn)而對(duì)提升區(qū)域綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生重要作用。因此，考慮到地區(qū)平均勞動(dòng)力素質(zhì)可能帶來(lái)的影響，本文以地區(qū)平均勞動(dòng)力素質(zhì)代替外商直接投資再進(jìn)行回歸，其中，以地區(qū)人均受教育年限表征勞動(dòng)力素質(zhì)。結(jié)果顯示，在控制地區(qū)平均勞動(dòng)力素質(zhì)后，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率同樣具有顯著促進(jìn)作用。

5.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于目前模型中只考慮了研發(fā)要素流動(dòng)、外商直接投資、政府財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和市場(chǎng)化水平對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響，可能導(dǎo)致某些重要變量遺漏，產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。同時(shí)，受限于數(shù)據(jù)可得性，本文在測(cè)算研發(fā)要素流動(dòng)時(shí)是基于引力模型，難免會(huì)造成一定誤差?；诖?，采用被解釋變量的滯后t-2期及以上作為工具變量，采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)方法處理研發(fā)要素流動(dòng)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。動(dòng)態(tài)面板模型結(jié)果顯示，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

6 結(jié)論與政策建議

6.1 研究結(jié)論

本文基于高鐵開通引致的時(shí)空壓縮效應(yīng)，結(jié)合我國(guó)內(nèi)地31個(gè)省級(jí)行政單位2001-2018年面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型和面板門檻模型，探究研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，并對(duì)4種變量的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體來(lái)看，高鐵開通使得研發(fā)要素，特別是研發(fā)人員在地區(qū)間的大規(guī)模、快速和頻繁流動(dòng)成為可能，并通過(guò)人員面對(duì)面溝通與交流，極大加強(qiáng)了知識(shí)、技術(shù)等要素傳播，通過(guò)空間溢出、優(yōu)化資源配置等方式對(duì)綠色創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極作用。高鐵開通帶來(lái)的研發(fā)要素大規(guī)模流動(dòng)對(duì)東部和中部地區(qū)的直接影響效應(yīng)更顯著，且中部地區(qū)更容易接受來(lái)自東部的空間溢出，而研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)西部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的提升作用偏弱。究其原因，一方面，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段影響，西部地區(qū)整體綠色創(chuàng)新效率和質(zhì)量與東中部存在較大差距，獲取研發(fā)要素流動(dòng)帶來(lái)的異質(zhì)性創(chuàng)新資源的能力較弱，進(jìn)而限制了研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響；另一方面，西部省市與東中部城市距離較遠(yuǎn)，時(shí)空壓縮效應(yīng)不如東中部明顯，因此研發(fā)要素流動(dòng)量較低，對(duì)西部地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用有限。此外，通過(guò)對(duì)變量調(diào)節(jié)作用的分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色創(chuàng)新效率的影響呈現(xiàn)門檻特征，且與財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度類似，4種門檻變量均呈現(xiàn)梯度式增強(qiáng)特征。

6.2 政策建議

(1)發(fā)揮東部地區(qū)綠色創(chuàng)新的輻射帶動(dòng)作用，促進(jìn)地區(qū)綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。對(duì)東部地區(qū)而言，特別是創(chuàng)新資源稟賦和能力較強(qiáng)的北京、上海、廣州、深圳等城市，通過(guò)高鐵網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，加強(qiáng)東部與中西部聯(lián)系，通過(guò)構(gòu)建跨區(qū)域的協(xié)同創(chuàng)新共享平臺(tái)，加速研發(fā)人員、資本、技術(shù)等創(chuàng)新要素在地區(qū)間流動(dòng)，提升東部對(duì)中西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)。以高鐵網(wǎng)絡(luò)化建設(shè)加速構(gòu)筑區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，以創(chuàng)新共同體建設(shè)促進(jìn)區(qū)域綠色創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展。

(2)加強(qiáng)西部與中東部地區(qū)創(chuàng)新合作，提升時(shí)空壓縮對(duì)研發(fā)要素流動(dòng)的促進(jìn)作用。對(duì)西部地區(qū)而言，高鐵建設(shè)雖然將西部與中東部地區(qū)連接，但因產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、創(chuàng)新環(huán)境待改善等因素影響，研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響不如東中部顯著。因此，對(duì)西部地區(qū)而言，在不斷完善以高鐵為代表的高速交通基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)上，不斷優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，充分發(fā)揮高鐵建設(shè)引致的時(shí)空壓縮優(yōu)勢(shì)，積極引導(dǎo)研發(fā)要素，特別是創(chuàng)新型人才向本地集聚，提高本地知識(shí)存量，進(jìn)而內(nèi)生化促進(jìn)綠色創(chuàng)新效率提升。

(3)利用政府財(cái)政科技支出等調(diào)節(jié)變量的積極作用，放大時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)的正向效應(yīng)。在時(shí)空壓縮下，財(cái)政科技支出、基礎(chǔ)設(shè)施水平和市場(chǎng)化程度在研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)區(qū)域綠色經(jīng)濟(jì)效率的影響中均發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。因此，需要各地區(qū)進(jìn)一步加大政府財(cái)政科技支出，不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，持續(xù)優(yōu)化市場(chǎng)環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)、高校等創(chuàng)新組織開展跨地區(qū)或跨組織技術(shù)研發(fā)活動(dòng)，使知識(shí)、技術(shù)等在更大空間范圍內(nèi)得到傳播與共享，放大時(shí)空壓縮下研發(fā)要素流動(dòng)對(duì)綠色經(jīng)濟(jì)效率的正向效應(yīng)。