政府創新偏好、創新要素流動與制造業升級

宋曉玲，李金葉

(1.新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊830046；2.新疆財經大學 經濟學院，新疆 烏魯木齊 830012)

0 引言

在我國經濟由高速增長轉向高質量發展的背景下，制造業高質量發展成為推動經濟高質量發展的重要支撐和牽引，也是構建現代化經濟體系的重要一環。2019年，我國制造業營業收入達94.36萬億元，但技術密集型制造業占比僅為35.69%。制造業整體處于價值鏈中低端，高端制造發展不足，且隨著土地、勞動力、原材料等要素價格不斷上漲，制造業發展的低成本競爭優勢逐漸喪失，產業發展模式迫切需要從傳統的有形生產要素驅動逐漸向創新驅動轉型，而創新要素是實施創新驅動發展戰略、推進產業優化升級的重要戰略資源[1]。創新要素在區際間流動可以加快空間知識溢出和區域創新網絡形成[2]，推動社會技術進步和生產率提升，這些都與制造業升級息息相關。與此同時，隨著創新驅動發展戰略的深入實施和政績考核觀念的轉變，地方政府為獲得競爭優勢，通過財政科技支出加強對區域和產業創新活動的支持，吸引創新要素流入。在此背景下，創新要素流動能否促進制造業升級？政府創新偏好在創新要素流動驅動制造業升級過程中發揮何種效應？回答這些問題對于合理引導創新要素流動，推動制造業升級具有重要實踐意義。

在影響產業結構升級的諸多因素中，創新要素被廣泛關注。Hopenhayn[3]在生產力提升研究理論中提出，創新要素對產業結構升級具有促進作用；鄭新立[4]認為，創新要素的技術進步效應能有效推動產業升級?，F有研究大致沿兩條路徑展開：一是基于內生經濟增長理論模型探討創新要素投入的影響效應。部分學者認為加大創新投入力度對產業高級化具有積極促進作用[5-6]，尤其能促進高技術產業發展[7]，但也有學者認為創新投入結構不合理會阻礙產業高級化[8]。二是借鑒新經濟地理理論分析創新要素空間配置的影響效應。創新要素的集聚與擴散會引起產業生產要素組合變化，從而影響產業升級[9]。卓乘風和鄧峰[10]利用空間模型證實R&D人員流動和R&D資本流動對技術創新具有積極影響；Greunz[11]、 Becker&Dietz[12]認為，技術創新帶來的技術進步是影響產業升級的關鍵因素；張營營和高煜[1]通過實證檢驗表明，R&D人員和R&D資本流動能促進制造業結構合理化和高級化。

地方政府作為區域創新系統建設的重要主體，財政支持是其參與系統建設的基本手段[13]，政府創新偏好體現其對技術創新活動的支持力度。政府財政科技支出不僅可以直接提高區域創新能力[14-15]，還能通過調動企業創新積極性推動產業結構變遷[16-17]。卞元超等[18]研究發現，增加地方政府財政科技支出會加快研發人員流動，對區域創新績效具有顯著促進作用。但也有學者認為創新補貼可能引誘策略式創新或尋租活動[19-20]，過高的創新補貼還可能導致擠出效應從而抑制企業創新[21-22]。因此，本研究認為創新要素流動對制造業升級的作用可能受到地方政府創新偏好的影響。

關于創新要素與產業升級關系的研究已經較為豐富，但更多是基于創新要素的靜態視角，且針對整體產業升級，鮮有從創新要素動態流動視角對制造業升級進行分析?；诖?，本文試圖在以下方面進行拓展：第一，從動態流動視角關注創新要素對制造業高級化、合理化的影響效應，分析創新要素流動對制造業高級化、合理化的作用機制；第二，考慮變量間可能存在的空間依賴性，采用空間計量模型對創新要素流動與制造業升級之間的關系進行實證檢驗，使研究結論更具說服力；第三，將政府創新偏好納入分析框架，探討中國情境下政府財政科技支出在創新要素流動驅動制造業升級過程中發揮的“催化劑”或“抑制劑”效應，有利于打開創新要素流動影響制造業升級的“黑箱”，為政府創新補貼政策調整和優化提供參考，促進制造強國建設。

1 理論機制與研究假設

1.1 創新要素流動對制造業升級的影響

已有研究表明，制造業升級包括高級化和合理化兩方面[23]。其中，高級化是指制造環節向高附加值、高技術含量兩端延伸以及制造環節附加值提升的過程；合理化衡量要素資源在制造業內部各行業間的利用效率和協調程度(干春暉等，2011)。本文沿用既有研究，從制造業高級化和合理化兩方面，分析創新要素流動對制造業升級的影響效應。

1.1.1 創新要素流動對制造業高級化的影響

一方面，創新要素的趨利性促使其更多流向高收益的高端制造行業[24]。高端制造行業能夠吸引并占據更多要素資源，提高行業競爭力和創新能力，促使產業價值鏈不斷向高端化邁進，并倒逼上下游關聯傳統制造業加快產品升級和工藝改進，提高產品科技含量和附加值，推動制造業高級化。另一方面，創新要素流動具有空間知識溢出效應[25]，能夠加快新知識、新技術、新模式在不同地理空間單元傳播擴散，推動先進生產機器普及利用，提升產業生產效率，促進區域主導產業更替，引導制造業生產環節逐漸由傳統中低端勞動與資源密集型向高端知識和技術密集型價值鏈、產業鏈轉移，從而推動高級化進程。

1.1.2 創新要素流動對制造業合理化的影響

一方面，制造業內部各行業屬性差異使創新要素流動帶來的生產率提升效應存在差異，創新要素流動使各行業投入產出、利潤水平發生變化，打破原有經濟均衡狀態[26]，而經濟狀態失衡又會使勞動、資本等生產要素不斷從低效率行業流向高效率行業，行業間資源配置結構不斷優化，各行業產值結構和就業結構協調度不斷提高，從而推動制造業合理化。另一方面，創新要素跨區域流動會產生空間資源配置效應[18]，通過優化要素配置結構、組合方式，整合空間上相互分散的經濟活動，使閑置資源投入到創新活動中，減少資源冗余，提高要素利用率，進而推動制造業合理化水平提升。綜上，提出以下假設：

H1：創新要素流動對制造業高級化、合理化具有正向促進作用。

1.2 創新能力對創新要素流動與制造業升級的傳導機制

創新是產業結構升級的根本動力和途徑，創新要素流動通過提升區域創新能力推動地區制造業升級。一是通過知識擴散效應推動制造業升級。創新要素具有知識性和技術性，其在區域間自由流動促進知識在不同創新主體間互動和交流，推動協同創新和研發合作網絡形成，并通過技術創新改善生產工藝或技術流程，降低生產成本，提高資源配置效率，推動制造業升級。二是通過創新規模效應推動制造業升級。創新要素流動的俱樂部效應會促進創新要素集聚[27]，產生規模經濟效應，使創新投入邊際報酬增加，降低創新平均成本，激發創新積極性，而活躍的技術創新活動可能引發產業變革，實現制造業結構調整和升級。綜上，提出以下假設：

H2：創新要素流動通過創新能力的間接作用影響制造業升級。

1.3 政府創新偏好下創新要素流動對制造業升級的作用機制

在創新驅動發展戰略實施背景下，地方政府加大對科技創新支持力度，優化區域創新環境，提升企業創新活力和研發水平，區域知識吸收能力不斷提高，創新要素流動的知識溢出效應得到更好發揮，并以“吸收—創新—再吸收”的方式使區域創新水平得到持續提升，進而促進制造業升級。政府創新偏好會加快創新要素流動，財政科技支出的杠桿效應引導企業增加研發經費投入(廖信林等，2013)。企業通過采取各種優惠舉措加大對創新人才、創新資本的引進，從而不斷提高創新要素流動規模和水平，加快創新資源和成果共享，進一步增強對制造業升級的促進效應。此外，政府科技投入的導向性質使其優先資助創新能力較強的企業[28-29]，這種政府背書行為和產業調整信號會吸引創新要素流入[30]，引導創新資源集聚，提高技術型企業創新能力，并通過產業關聯、知識外溢帶動上下游產業發展，從而促進制造業升級。由此提出如下假設：

H3：政府創新偏好對創新要素流動的制造業升級效應具有正向調節作用。

政府創新補貼對企業創新存在補貼強度的適宜區間，過高或過低都不利于企業開展創新活動[22]。當財政科技支出總量較小時，政府會優先補助高端創新企業，使創新要素過度流向該類企業，導致其余企業難以獲取開展創新活動所需資金，從而不利于企業創新和資源均衡配置。當政府補貼較高時，會對企業創新投入產生擠出效應[31]，削弱政府研發補助對企業創新能力的提升作用，抑制其對創新要素流動與制造業升級的正向調節作用。由此，提出如下假設：

H4：政府創新偏好對創新要素流動與制造業升級的調節作用會因創新偏好強度不同呈現非線性特征。

2 模型構建、指標選取與數據說明

2.1 模型構建

地理學第一定律證實，大多數空間數據都具有或強或弱的空間依賴性[32]。地區創新要素流動和制造業升級不可避免地受到相鄰地區影響，因此采用空間面板模型進行分析。為獲取擬合效果最優的空間計量模型，參照孫紅軍等(2019)的做法，按照OLS→SAR&SEM→SDM路徑進行模型選擇。

SRit=a0+ρWSRit+β1fpit+θ1Wfpit+γControlijt+ηWControlijt+ε

(1)

式(1)為空間杜賓模型(SDM)，SRit為制造業高級化，fpit為創新人員流動，Controlijt為控制變量，μit為空間誤差項；ρ為空間自回歸系數，反映被解釋變量的內生交互影響；W為經濟距離權重矩陣。當SDM模型不考慮解釋變量的空間關系，即θ1=0，η=0時，則為空間自相關模型(SAR)；當僅關注誤差項的空間依賴關系，即θ1=0，η=0，ρ=0且ε=λWμ+φ時，則為空間誤差模型(SEM)；當SDM模型的空間項系數均為0，即θ1=0，η=0，ρ=0，λ=0時，則為OLS模型。有關創新資本流動與制造業合理化的模型同上。

圖1 政府創新偏好、創新要素流動與制造業升級分析框架Fig.1 Analytical framework of government innovation preference, innovation factor flow and manufacturing upgrading

2.2 指標選取

(1)被解釋變量。本文被解釋變量為制造業高級化和合理化。借鑒傅元海等(2014)的做法，基于技術水平視角將制造業劃分為高端、中端和低端3類。其中，低端技術制造業包括農副食品加工業，食品制造業，紡織業，紡織服裝與服飾業，皮革、毛皮、羽毛及其制鞋業，木材加工和木竹藤草制品業，家具制造業，印刷和記錄媒介復制業，文教工美和娛樂用品制造業，酒、飲料和精制茶制造業，煙草制品業，造紙和紙制品業；中端技術制造業包括橡膠和塑料制品業，非金屬礦物制品業，金屬制品業，石油加工、煉焦和核燃料加工業，化學原料和化學制品制造業，化學纖維制造業，黑色金屬冶煉及壓延加工業，有色金屬冶煉及壓延加工業；高端技術制造業包括醫藥制造業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電氣機械和器材制造業，計算機、通信和其它電子設備制造業，儀器儀表制造業。制造業高級化(SR)采用高端技術制造業銷售產值占制造業總銷售產值比重度量；制造業合理化(HR)利用泰爾指數進行測度，為便于分析，將泰爾指數取倒數，其值越大說明制造業結構越合理。

(2)核心解釋變量。本文核心解釋變量為創新要素流動，主要包括創新人員流動和創新資本流動。參考白俊紅等[25]的研究，采用引力模型對R&D人員流動(fp)和R&D資本流動(fc)進行測算。

(3)中介變量。本文中介變量為創新能力(ppatent)，采用規上工業企業每萬人有效發明專利數表示。

(4)調節變量。本文調節變量為政府創新偏好(lngip)。地方政府通過增加財政科技支出支持本地區科技創新活動，尤其是對技術密集型產業活動進行重點扶持，從而影響區域創新能力和制造業轉型升級。借鑒汪克亮等[33]的做法，利用各地區財政科技支出金額衡量政府創新偏好，并采用創新價格指數(創新價格指數=居民消費價格指數*0.55+固定資產投資價格指數*0.45)進行平減。

(5)控制變量。本文控制變量包括人力資本水平、信息化水平、產業結構、政府干預、經濟發展水平和制造業外向度。其中，人力資本水平(human)用勞動力平均受教育年限表示；信息化水平(infor)用各地區郵電業務量占GDP比重表示；產業結構(ind)用第三產業增加值占第二產業增加值比重表示；政府干預(gov)用地區財政科技支出占GDP比重衡量；經濟發展水平(pgdp)用人均國內生產總值表示；制造業外向度(mopen)用制造業企業出口交貨值與銷售產值比重衡量。

本文數據來源于2005—2020年《中國工業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國房地產統計年鑒》《中國金融統計年鑒》《中國財政年鑒》及各省市統計年鑒，個別缺失數據用插值法補齊。

3 空間計量回歸與結果分析

3.1 創新要素流動對制造業升級的影響

根據模型設定，使用OLS、SAR、SEM、SDM模型分別對創新要素流動與制造業高級化、合理化進行回歸分析，結果如表1所示。結果顯示，創新人員流動和創新資本流動對制造業高級化、合理化的回歸系數均在10%水平上顯著為正，回歸結果較為一致，表明本文研究結論具有一定穩健性。限于篇幅，只報告SDM回歸結果，OLS、SAR、SEM回歸結果未列示，備索。對于3種空間計量模型的選擇，通過LR和Wald檢驗判斷SDM模型能否轉化為SAR和SEM模型。結果顯示，LR和Wald檢驗統計量均在5%水平上通過顯著性檢驗，拒絕θ1=η=0和η+ργ=0原假設，SDM模型不可轉化為SAR和SEM模型。同時，通過比較拉格朗日乘數、AIC及擬合優度發現，SDM模型的拉格朗日乘數和穩健統計量數值更大，顯著性更高，因此使用SDM模型進行分析。制造業高級化的空間自回歸系數顯著為負，說明經濟發展水平接近區域的制造業高級化存在一定空間負相關關系?？赡苁且驗殡S著國家日益重視制造業發展質量，各地區紛紛加大對高端技術制造業支持力度，在缺乏頂層設計和有效規劃的情況下，容易出現重復建設、同質競爭等問題，本地與鄰地產業發展需求脫節、產業組織空間結構錯配，難以通過產業關聯形成協同效應，最終呈現空間負相關關系。

表1 基準回歸結果Tab.1 Baseline regression results

鑒于SDM模型的回歸系數不能很好地體現解釋變量對被解釋變量的回歸結果，因此采用偏微分法，將影響效應分解為直接效應和間接效應，結果如表2所示。從創新要素流動的直接效應看，創新人員流動對制造業高級化、合理化的直接效應系數分別為0.063 9、0.111 6，均通過1%顯著性檢驗，表明創新人員流動能夠促進本地區制造業高級化、合理化。創新人員流動會加快區域知識尤其是隱性知識流轉和傳播，通過面對面的技能傳授和交流，降低企業技術知識獲取成本，促進創新成果擴散和應用，提高產業生產效率，推動技術變革和產業變革，加快制造業結構調整和升級。創新資本流動對制造業高級化、合理化的直接效應系數均在1%水平上顯著為正。創新資本流動可以幫助企業從更多渠道獲取開展創新活動所需資金，提升資金優化配置水平，并帶動生產要素從低效率行業向高效率行業流動，推動生產要素重新分配，提高各部門要素生產率，促進制造業合理化。同時，高端制造業的知識密集型特征會吸引創新資本不斷流入，使其具有更多創新資本從事研發創新活動，在循環累積作用下，產業創新能力不斷提升并不斷向價值鏈中高端邁進，推進制造業向高級化發展。

從創新要素流動的間接效應看，創新人員流動對鄰近且經濟水平相當區域的制造業高級化、合理化不具有顯著影響，而創新資本流動具有顯著抑制作用?？赡苁且驗猷徑医洕较喈攨^域之間存在創新資源爭奪，創新人員的趨優性和創新資本的趨利性會使其流向資源配置效率和邊際收益相對更高的區域，從而形成創新集聚，通過創新規模效應促進制造業升級。但是，在循環累積作用下，這類地區會對創新要素形成虹吸效應，導致鄰近地區技術創新活動衰落，對制造業升級產生抑制作用。同時，由于創新人員攜帶更多隱性知識，在流動過程中更易對所經過區域形成擴散和輻射，從而削弱不利影響，表現為對制造業高級化、合理化不顯著的正向空間溢出效應。

表2 創新要素流動對制造業升級的直接效應與間接效應Tab.2 Direct and indirect effects of innovation factor flow on manufacturing upgrading

3.2 穩健性檢驗

本文采用兩種方式進行穩健性檢驗：一是替換核心變量，參考白俊紅和王鉞(2015)的測算方法，對創新人員流動與創新資本流動變量進行重新測算和再次回歸；二是將基本空間計量模型的經濟距離矩陣替換為地理距離矩陣。兩種估計結果與上文結果基本一致，說明研究結論可靠。

3.3 區域異質性檢驗

考慮到中國特有的大國經濟特征，創新要素流動的作用效應可能存在地區差異，需要對創新要素流動影響制造業升級的地區異質性進行分析，結果如表4所示。東部地區創新人員流動和創新資本流動對制造業高級化具有顯著正向促進作用。這主要是因為東部地區經濟發展起步較早，高端技術制造業規模大、水平高，完善的配套設施、先進的管理理念有利于推進創新要素在制造業各行業間高效整合和優化配置，創新要素的趨利性也促使其不斷流向東部地區，創新集聚的規模效應加快促進制造業高級化。中西部地區創新人員流動對制造業高級化不具有顯著性，而創新資本流動具有顯著促進作用。主要原因在于：一方面，中西部地區創新資源匱乏，創新基礎相對薄弱，發展環境等軟實力不強，在一定程度上削弱對創新要素尤其是創新人員的吸引力。在當前“搶人大戰”背景下，東部地區更加優惠的人才引進政策加劇中西部地區高素質人才流失，使創新人員流動的制造業高級化效應難以有效發揮。另一方面，在中部崛起、西部大開發戰略背景下，國家通過產業轉移、財政投入等方式加大對中西部產業扶持，這種政府行為信號會促進創新資本流入，解決企業開展創新活動所需資金問題，激發產業發展潛力，推動高級化進程。

不論是東部地區還是中西部地區，創新人員流動對制造業合理化均具有不顯著的負向作用，創新資本流動具有不顯著的正向作用。這主要是由于創新要素的擇優機制和制造業內部各行業間差異，促使創新要素從低利潤的傳統制造行業流向高利潤的中高端制造行業，導致產業間發展差距擴大，難以實現資源配置效率均衡，從而對制造業合理化的作用不顯著。

從創新要素流動的空間溢出效應看，東部地區創新人員流動對制造業高級化、合理化具有顯著正向空間溢出效應，創新資本流動具有不顯著的負向空間溢出效應，與全樣本回歸結果在顯著性上存在一定差異。這主要是由于東部地區創新能力較強，更能有效吸收創新人員流動帶來的隱性知識溢出，同時削弱創新資本流動的虹吸效應。中西部地區創新人員流動和創新資本流動對制造業高級化、合理化均具有負向空間溢出效應。這可能是因為中西部地區知識吸收能力較弱，導致創新要素的知識溢出效應難以有效發揮。同時，創新資源短缺可能會加劇區域內部創新資源爭奪，難以形成協同創新效應，從而表現為負向空間溢出效應。

表3 穩健性檢驗結果Tab.3 Robustness test

4 影響機制檢驗

4.1 中介效應

由前文分析可知，創新要素流動通過提高創新能力促進制造業升級。因此，通過構建中介效應模型驗證創新能力驅動作用的內在影響機制。

Mit=a1+ρWMit+β2fpit+θ2Wfpit+γControlijt+ηWControlijt+ε

(2)

SRit=a2+ρWSRit+β3fpit+θ3Wfpit+σMit+φWMit+γControlijt+ηWControlijt+ε

(3)

其中，Mit表示中介變量創新能力，其余變量含義均與式(1)相同。首先，對式(1)進行回歸，若系數β1通過顯著性檢驗，則按中介效應進行下一步檢驗；其次，對式(2)、(3)進行檢驗，如果系數β2、σ均顯著，則存在中介效應；最后，觀察式(3)中系數β3是否顯著，如果顯著且小于β1，則存在部分中介效應，若不顯著，則為完全中介效應。系數β2×σ即為中介效應，反映創新要素流動通過中介變量影響制造業升級的程度。

表5報告了中介機制檢驗結果。列(1)顯示，創新人員流動對創新能力的估計系數在1%水平上顯著為正，即創新人員流動對制造業創新能力具有促進作用。列(3)、(5)顯示，創新能力和創新人員流動對制造業高級化、合理化均具有顯著促進作用，且創新人員流動的估計系數小于基準回歸模型中的系數，說明創新人員流動通過提升創新能力促進制造業高級化、合理化。創新人員承載了豐富的創新知識，在區域間自由流動會加快緘默知識傳播和新知識、新技術產生，推動制造業技術水平提升，實現制造業結構根本性變革。列(2)顯示，創新資本流動能夠顯著提升制造業創新能力。列(4)、(6)顯示，創新能力和創新資本流動對制造業高級化、合理化均具有顯著促進作用，且創新資本流動的回歸系數小于基本回歸模型中的估計系數，說明創新資本流動也能通過提升創新能力促進制造業升級。創新活動具有高風險、高投入特征，創新資本流動能夠緩解企業創新資金短缺壓力，保障企業創新活動正常開展，進而通過提升創新能力促進制造業升級。

表4 區域異質性檢驗結果Tab.4 Regional heterogeneity test

表5 中介效應檢驗結果Tab.5 Mediating effect test

4.2 調節效應

表6考察了政府創新偏好對創新要素流動與制造業升級的調節效應。從制造業高級化看，創新要素流動與政府創新偏好的交互項系數顯著為正，說明政府創新偏好能夠顯著增強創新要素流動對制造業高級化的促進作用。從制造業合理化看，政府創新偏好對創新資本流動與制造業合理化具有顯著正向調節效應，但對創新人員流動的制造業合理化效應不顯著。這可能是由于政府創新偏好更多是以資金幫扶的形式扶持制造業，對創新資本流動的杠桿效應和導向性更強，從而對創新資本流動的調節效應更加顯著。

從交互項的空間溢出效應看，政府創新偏好與創新要素流動的交互項系數不顯著，說明政府創新偏好的調節作用并未對周邊地區制造業高級化、合理化產生顯著影響?？赡苁怯捎谠趧撔买寗影l展戰略實施背景下，各地方政府通過增加研發投入的方式對企業進行扶持，鄰近且經濟水平相當區域之間扶持力度相似，調節作用的空間溢出效應不顯著。

4.3 進一步討論

根據上述研究和理論假設，本文建立面板門檻模型[34]，引入政府創新偏好作為門檻變量，對政府創新偏好調節作用的非線性特征進行檢驗。借鑒卓乘風和鄧峰[10]的研究，構建如下模型：

SRit=α+β1fpit×lngip×I(lngipit≤γ1)+β2fpit×lngip×I(γ1γn)+θControlit+εit

(4)

其中，γ為待估門檻值，I(·)為示性函數，lngipit為政府創新偏好。

表7報告了政府創新偏好門檻存在性的檢驗結果。結果顯示，對于制造業高級化，政府創新偏好對創新人員流動的調節作用存在顯著的雙重門檻效應，均通過5%顯著性檢驗，門檻值分別為4.842、5.271；政府創新偏好對創新資本流動的調節作用存在單一門檻效應，門檻值為4.842。對于制造業合理化，政府創新偏好對創新人員流動和創新資本流動的調節作用均存在單一門檻效應，門檻值均為2.238。

表6 政府創新偏好調節效應檢驗結果Tab.6 Moderating effect test of government innovation preference

表7 創新要素流動下政府創新偏好調節作用的門檻效應檢驗結果Tab.7 Threshold effect test of government innovation preference,moderating effect with the flow of innovation factors

表8為面板門檻模型估計結果。對于制造業高級化，列(1)顯示，當政府創新偏好程度低于門檻值4.842時，其與創新人員流動的交互項系數為0.019 2；當門檻值在4.842～5.271區間時，交互項系數為0.026 8；當門檻值超過5.271時，交互項系數下降至0.018 9。也即，政府創新偏好的調節作用對制造業高級化的影響呈先升后降的倒U型特征，政府財政科技支出過高或過低都會削弱創新人員流動對制造業高級化的促進作用。因為政府研發補助對企業創新能力提升存在最適區間，超過適宜區間，可能會擠出企業研發投入，進而不利于創新能力提升，削弱創新人員流動的制造業高級化效應。列(2)顯示，政府創新偏好程度門檻值在4.842前后時，其與創新資本流動的交互項系數分別為0.015 3、0.028 5，且都通過1%顯著性檢驗，調節作用強度有所提高。財政科技支出規模擴大可以彌補企業創新資金缺口，提高企業創新意愿，拓寬企業研發邊界，進而提升創新能力和勞動生產率，不僅使創新要素流動的知識外溢性得到更好發揮，還能加快創新要素流動，使創新要素流動的制造業升級效應不斷增強。

表8 政府創新偏好調節作用的門檻回歸結果Tab.8 Threshold regression results of the moderating effect of government innovation preference

對于制造業合理化，列(3)顯示，當政府財政科技支出力度小于2.238時，其調節作用的交互項系數為-0.037 8，通過5%顯著性檢驗；當政府財政科技支出力度超過2.238時，交互項系數不顯著，說明調節作用不明顯。列(4)顯示，政府創新偏好對創新資本流動的調節作用在門檻值前后由負向顯著的-0.087 4變為正向顯著的0.015 5，即政府財政科技支出較低會削弱創新要素流動對制造業合理化的促進作用。因為在創新競爭壓力下，政府政策更加青睞高端創新企業，從而使創新要素過度流入該類企業，雖然可以提升該類企業創新能力，但卻造成傳統制造業創新要素短缺，行業間資源配置扭曲，從而不利于制造業合理化。隨著財政科技支出力度加大，更多企業開始注重創新活動并爭取政府財政支持，對創新要素流動與制造業合理化的正向調節作用逐漸凸顯。

5 研究結論與政策啟示

本文采用2004—2019年中國內地30個省域政府創新偏好、創新要素流動和制造業升級數據，利用空間計量模型和中介模型探討創新要素流動對制造業升級的影響效用及作用機制。結果表明，創新人員流動和創新資本流動均能顯著促進制造業高級化、合理化，且創新能力起到部分中介作用。進一步研究政府創新偏好在創新要素流動與制造業升級之間的調節作用發現，政府科技支持在創新資本流動與制造業高級化、合理化以及創新人員流動與制造業高級化之間具有顯著正向調節作用，但對創新人員流動與制造業合理化的調節作用不顯著。為進一步探討政府創新偏好調節效應的差異性，利用面板門檻模型分析政府創新偏好調節作用的非線性特征。根據研究結論，本文提出政策建議如下：

(1)促進創新要素合理流動。加強區域間交流合作，打破阻礙創新要素流動的藩籬，促進R&D人員和R&D資本等創新要素按市場規律高效流動配置，通過提高創新要素流動性擴大知識外溢的空間半徑，加快新知識、新技能在區際間傳播和交流，促進技術創新協同和協調發展。對于創新要素資源相對匱乏的中西部地區，應注重提高地區科技水平，提高吸收、轉化、利用外界知識的能力，通過“干中學”效應對創新要素流動帶來的新知識、新技術進行學習、消化吸收；對于創新要素相對豐裕的東部地區，謹防出現要素扎堆現象，提高創新資源的空間配置效率，切實發揮創新要素流動對制造業升級的提升作用。

(2)加強與地理鄰近或同等經濟水平區域的產業聯系，合理規劃產業空間布局，制定產業協同錯位發展戰略，避免產業同質化競爭，通過抱團發展和合作共贏的方式實現產業協同發展，助力制造業升級。

(3)考慮到創新要素流動會通過提升創新能力間接促進制造業升級，應不斷提高產業創新能力，利用技術先導性實現技術產業化發展，促進制造生產環節向高附加值、高技術、高加工度邁進，實現制造業升級。

(4)重視并發揮政府科技支出在創新要素流動促進制造業升級過程中的正向調節作用，同時要設定合理的創新補助區間。一方面，加大對高端創新企業的財政科技投入，同時也應注重對傳統制造行業的扶持，彌補其研發資金缺口，激發其創新活力，為制造業升級提供持久動力；另一方面，完善財政科技投入激勵和監督機制，加強對企業創新補貼資金使用情況的監督，確保政府補助能夠真正用于企業研發活動。