企業異地進入促進區域創新空間收斂嗎

嵇正龍，宋 宇

(1.宿遷學院商學院，江蘇 宿遷 223800；2.西北大學經濟管理學院，陜西 西安 710127)

一、問題的提出

企業的異地進入具體表現為企業在不同的區域間遷移或設立子公司的投資決策。而企業作為研發要素的所有者和使用者，其異地進入行為必然引起生產技術和研發要素在空間上的溢出和流動，進而對區域創新產生極化效應或擴散效應。那么，中國的企業異地進入是否促進了區域創新空間收斂？包括研發人員和研發資本在內的創新要素流入是否產生了中介效應機制作用并表現怎樣的特征差異？

為回答這些問題，本文聚焦于企業異地進入影響區域創新空間收斂及創新要素流入的中介效應機制分析。首先，構建企業異地進入的創新收斂模型并提出相應的研究假說；然后，擴展經濟增長理論的β收斂模型，用于企業異地進入影響區域創新空間收斂的實證檢驗，同時設置中介效應模型，用于創新要素流入的中介效應機制檢驗；最后，運用制造業上市公司異地設立子公司的數據集和區域宏觀數據集構造面板數據集，為理論假說提供經驗證據。研究結果表明，企業異地進入顯著促進了區域創新的空間收斂，而創新要素中的研發人員流入起到顯著的中介效應作用，但未發現研發資本流入存在中介作用。本文的研究對優化地區的企業發展政策和創新政策具有重要的參考意義，在拓展創新理論的同時也豐富了經濟增長理論的空間收斂性研究。

二、相關文獻回顧

中國的區域經濟差距在逐漸擴大，不同區域企業的技術積累和創新能力也呈現分化的趨勢[1]。資本流動推動中國及其東部地區創新活動的空間發散而非收斂[2]。基于空間收斂模型檢驗國際研發溢出對創新效率的空間收斂分析結果認為國際研發溢出顯著促進創新的空間收斂，但呈現地理衰減特征[3]。中國省級專利授權數據也驗證中國創新增長的收斂性[4]。已有關于創新的空間收斂性研究主要沿著兩條路線展開：一是影響創新空間收斂的因素分析[2][3]；二是總體分析空間收斂的特征刻畫[4][5]。而關于影響創新的空間收斂機制分析尚不夠深入，其中白俊紅等(2020)討論市場整合通過創新要素流動促進創新的空間收斂機制研究對本文具有啟發意義[6]。

事實上，企業是知識溢出和創新要素流動的關鍵組織載體。比如，外商企業的直接投資對中國工業化進程中物質資本深化形成的偏向型技術進步具有重要作用[7]。研發要素的區際流動存在顯著的空間溢出效應[8]。企業提高技術水平和創新能力主要源于企業的自主創新和知識的區域間轉移[9]，中國企業的創新更多的是通過后者來實現[10]。企業的空間行為動態產生知識溢出效應，加強了流入地企業之間的技術交流和合作，有助于促進創新的空間收斂。企業在研發方面的投資導致知識溢出，從而影響鄰近企業[11]。比如，出口企業存在鄰居企業的知識溢出效應，尤其是新鄰居的出現對出口企業的生產率貢獻更為顯著[12]。白旭云等(2020)將知識溢出分為同域溢出和同行溢出兩類，并驗證二者對企業創新績效的積極作用[13]。

關于企業異地進入的動態行為產生的知識溢出和研發要素流動影響區域創新收斂的研究還較為鮮見。企業在發展過程中為突破地理距離約束而在靠近要素市場的異地注冊設立子公司。異地子公司的設立可降低市場分割的影響[14]，實現資源的跨區域配置。當企業從創新領先地區向落后地區轉移或設立分支機構時，不僅發生生產活動的空間轉移，同時也存在創新知識和研發要素的轉移。企業異地子公司的設立主要通過以下四個途徑影響進入地創新水平：一是知識溢出，先進技術企業的進入會產生知識溢出，在位企業從中獲得技術提升的機會，但到底能有多大程度的提高取決于企業自身的學習和吸收能力；二是競爭效應，通過競爭倒逼技術水平落后的在位企業提高研發創新強度，以避免市場失敗；三是清洗效應，未能從知識溢出中獲益、又不能通過自主研發勝出的在位企業被淘汰后，資源流入存活企業；四是創新要素流動，在區域內優化配置并形成空間集聚，產生集聚經濟。

有鑒于此，本文試圖做出如下的邊際貢獻：一是借鑒產品轉換模型[15]，聯通微觀企業進入和區域宏觀創新，構建企業異地進入的創新收斂模型，為分析提供一個嚴密的理論框架；二是從企業異地設立分支機構的角度切入，豐富區域創新空間收斂的因素分析；三是構建區域創新β收斂模型，拓展經濟增長理論收斂模型的實踐應用。

三、理論機制與研究假說

(一)基本假設

模型討論的經濟體包括進入企業在內合計N家企業，每家企業只生產1種產品且標準化為1，所有的商品以相同的外生給定價格P交易。每個產品具有差異性，使用其生產率θi區分且i∈(0,N]。企業的生產率θi按照高低排序，較高的排名意味著技術水平或知識含量也較高。生產率在0～k的范圍內均勻分布，即θi∈[0,k]。k表示地區的技術水平，也是企業的技術上限邊界。企業的初始狀態需一定的投入并以b個單位的勞動力表示，此處的勞動作為資本和技術的混合體表征創新要素。進入企業無法確知其生產率θnew的高低，事前只知道θnew是在[0,k]內均勻分布。進入企業實現生產率θnew的技術成為通用知識并被所有企業知悉。本地企業可“搭便車”享受知識溢出或技術擴散的好處，自由生產具有較高替代性的產品而不用支付技術創新的成本。如果本地企業采用進入企業的技術，那么其生產效率是進入企業生產效率的一定比例α且α∈[0,1]。α的經濟學意義是本地企業的知識吸收能力系數。

(二)理論模型

本地企業i采用原有技術還是新技術取決于θi與αθnew之間的比較。如果θi>αθnew，本地企業將繼續采用原有技術，否則采用新技術。

考慮在位企業的投資決策及其預期利潤。預期利潤取決于本地企業自身的原有生產率與采用進入企業生產技術后的生產率的比較。根據所有企業的生產率均勻分布的假定且存在集聚經濟，設定進入企業的預期生產率為該區域中企業數量m的增函數：

(1)

其中，E(θnew)為進入企業的預期生產率。當m=0時，E(θnew)=0；當m→∞時，E(θnew)→k。

根據企業生產率分布假定，本地企業i繼續采用原有技術的概率為：

(2)

在該概率下，我們可得到預期利潤為：

(3)

類似地，本地企業選擇新技術的概率和預期利潤分別為：

(4)

(5)

由上述討論，我們可得到本地企業的預期利潤為：

E(π)=Prob(θi≥αθnew)*E(π|θi≥αθnew)+Prob(θi<αθnew)*E(π|θi<αθnew)

(6)

進一步地，根據產品標準化的假定，本地企業的預期生產率為：

(7)

企業的預期生產率E(θ)與技術水平邊界k、知識吸收能力α和采用新技術的企業數量m等變量呈正相關。地區原有技術水平顯然與技術水平邊界和知識吸收能力密切相關，而企業數量說明經濟集聚程度有利于知識的溢出，從而使技術創新擴散相對容易。

(三)理論機制與研究假說

采用新技術的本地企業數量m是內生的且持續增加，直到超額利潤為零時停止。企業進入帶來的新技術溢出影響本地企業的預期利潤水平E(π)*可表示為：

(8)

其中，m*表示均衡時的m值。每個采用新技術的企業均需b個單位的前期勞動力投資而導致的沉沒投資為bw，w是采納新技術后的工資率。均衡條件為預期利潤的現值與投資的沉沒成本相等：

(9)

(10)

聯立方程(9)、(10)，可得方程組(11)：

(11)

經解析方程組(11)，我們可得均衡時的m*和w*。考慮到計算的復雜性，本文使用線性圖形簡要分析動態均衡(見圖1所示)。方程(9)、(10)分別被繪制為曲線Z和L，兩條曲線的斜率皆為正，且曲線L的斜率大于曲線Z的斜率。

圖1 知識溢出和要素流入的區域創新收斂機制

1.企業進入的知識溢出機制。企業異地進入帶來具有比較優勢的新技術并產生知識溢出效應。當采用新技術的本地企業數量為m0時，本地企業的預期收益為A點，勞動市場價格為B點。顯然，A點的預期收益高于B點的工資水平，從而激勵更多的企業采用新技術。隨著采用新技術的本地企業數量m的逐漸增加而產生集聚的相互學習效應，企業的預期收益上升。同時，本地企業的加入使勞動需求增加而導致工資水平w上升。工資水平比預期收益上升的速度更快，即A點和B點的差距逐漸收斂并最終達到均衡，均衡點為曲線L1和Z的交點E1(m1,w1)。因此，新技術企業進入后，采納新技術的企業增多而同步引發工資水平上升并最終達到均衡點。這一過程總體上表現為區域創新的收斂過程。據此，我們提出研究假說1：企業異地進入產生知識溢出效應，吸引大量的本地企業采用新技術，從而形成區域創新空間收斂效應。

2.研發要素流入的中介機制。企業異地進入通過知識溢出機制引發區域內部勞動力調整和工資水平上升，進一步吸引區域外要素流入(包括研發人員和研發資本的流入)。區域的研發要素稟賦增加使曲線L1向右移動到L2，市場再次出現預期收益與勞動市場失衡的情況(即E1(m1,w1)代表的企業預期收益和C點表征的工資水平)，知識溢出機制再次發生作用并最終收斂于新的均衡點E2(m2,w2)。相對于初始均衡，新的均衡具有更高的工資水平和更高的生產率，意味著創新要素的持續流入，也是企業異地進入影響區域創新持續收斂的重要中介變量。據此，我們提出研究假說2a：研發人員流入對企業異地進入促進區域創新空間收斂產生顯著的中介作用；假說2b：研發資本流入也存在相同的中介作用機制。

四、研究設計

為契合企業異地進入影響區域創新收斂的理論機制分析，本文擴展經濟增長理論中的β收斂模型，設置創新要素流入的中介效應模型并進行經驗數據驗證。經濟的收斂性研究通常從時間和空間的切入點來區分，其實二者密不可分。也就是說，時間上的收斂具有空間特征，而空間上的收斂也具有時間維度[16]。本文基于Barro和Sala-i-Martin研究各國經濟增長的β收斂模型[17]，借鑒已有研究的空間收斂檢驗方程[6][16]，設置空間計量模型并考察區域創新的空間收斂，設置中介效應模型并考察創新要素流入的中介機制。

(一)計量模型

1.區域創新空間收斂模型。基于Barro和Sala-i-Martin的經濟β收斂性方程，我們將創新收斂方程表述為：

(12)

其中，i為區域，t和T分別表示研究的期初和期末，(T-t)表示時間跨度且為正數，K為區域創新水平，η為常數，β表征創新的收斂或發散，ε為干擾項。

借鑒Islam的研究[18]，我們采用當期的增長率來表征被解釋變量，即時間跨度(T-t)為1。方程(12)可簡化為：

(13)

ln(Kit)=η+e-βln(Ki,t-1)+εit

(14)

令A=e-β，則收斂系數為：

β=-lnA

(15)

綜合方程(12)～(15)的分析，可得到結論：β>0，意味著區域創新水平越高，區域創新增長率越小，區域創新水平收斂，且β值越大，區域創新收斂的速度越快；β<0，此時的區域創新處于空間發散狀態，表示創新呈現塊狀集聚的經濟現象，且β的絕對值越大，發散速度越快；β=0，此時的區域創新處于空間相對均衡狀態。

區域的創新活動受到地區間的知識溢出和創新要素流動的影響[8]。因此，在方程(14)中引入企業進入、區域創新要素流動等核心解釋變量及其他控制變量，以檢驗研究假說。此外，考慮控制區域的個體效應和時間效應，我們將計量模型進一步拓展為：

ln(Kit)=η+Aln(Ki,t-1)+ρWln(Ki,t-1)+τ1FEit+τ2FPit+τ3FSit+BXit+νi+ωt+εit

(16)

其中，空間自回歸系數ρ表征區域之間創新的空間依賴性并反映其他地區的創新水平對本區域創新收斂的影響，W為n×n階的空間權重矩陣，τ為相應變量的系數，FEit為企業異地進入，FPit為研發人員流入，FSit為研發資本流入，B為控制變量的系數集合，Xit為控制變量集合，νi和ωt分別為區域的固定效應和時間效應，εit為誤差項。

2.創新要素流入中介模型。為進一步檢驗企業異地進入影響區域創新空間收斂的創新要素流入的中介機制，本文參考已有研究并應用三步法中介模型做檢驗分析[19]。

Kit=cFEit+OXit+νi+ωt+e1

(17)

CFit=aFEit+PXit+νi+ωt+e2

(18)

Kit=c′FEit+bCFit+QXit+νi+ωt+e3

(19)

其中，方程(17)的系數c為企業異地進入對區域創新的總效應；方程(18)的系數a為企業異地進入對中介變量創新要素CFit的效應，創新要素為研發人員流入或研發資本流入；方程(19)的系數c’是在控制創新要素流入和其他控制變量的影響后企業異地進入對區域創新的直接效應，系數b是在控制企業異地進入和其他控制變量的影響后創新要素流入對區域創新的效應；O、P、Q為控制變量的系數向量；e1、e2和e3是回歸殘差。創新要素流入的中介效應等于間接效應(即系數乘積ab)，與總效應和直接效應的關系為c=c′+ab。創新要素流入的中介效應模型分析就是檢驗ab是否顯著存在及估計間接效應與總效應的比值ab/c，以體現創新要素流入的中介效應作用程度。

(二)變量描述

1.區域創新。專利申請量和專利授權量常被用來表征創新水平。專利授權量受到政策和專利授權管理機構等多方面因素的影響，而且要求嚴格、周期較長，往往低估區域創新水平。專利申請量指標使用最為廣泛，能反映包括知識溢出的模仿創新在內的地區創新水平。因此，本文采用專利申請量(pait)來表征區域創新水平，以最大限度地反映自主創新和知識溢出。在實證模型中，本文以對數值形式引入專利申請量(lnpait)。

2.企業異地進入。借鑒已有研究的做法[14][20]，本文以異地上市公司在本地設立子公司的總數表征企業異地進入。具體的做法是：按年篩選出區域的上市公司設立子公司數據，剔除母公司為本地的子公司數據，得到異地上市公司在本地設立的子公司數量(ssit)，以表征企業異地進入。由于本文考察的是區域層面的創新收斂，對企業異地進入的界定采取更為寬松的口徑，即子公司與母公司不在同一個區域的界定為異地。此外，本文使用未剔除本地上市公司設立的子公司數據的寬口徑子公司數量(tsit)進行穩健性檢驗。在實證模型中，本文以對數值形式引入異地子公司總量(lnssit)和子公司總量(lntsit)兩個指標。

3.創新要素流入。王鉞和劉秉鐮(2017)將創新要素流動分為研發人員和研發資本，采用引力模型測度兩類要素從某個區域的流出，以反映區際要素流動[21]。本文采用與其相同的分類方法，但使用引力模型測度其他地區的兩類要素向某個區域的流入，以表征創新要素的區域流入。因此，本文在其研究的基礎上改造創新要素的流出引力公式為創新要素的流入引力公式。此外，基于省級層面的分析，我們采用省會城市之間的地理距離來表征區域間空間距離。在實證模型中，本文以對數值形式引入研發人員流入(lnrdpiit)和研發資本流入(lnrdeiit)兩個指標。

(1)研發人員流入。區域i就業人員的平均工資水平對其他地區的研發人員具有吸引力，相應的研發人員引力模型可修正為：

(20)

此時，區域i的研發人員的總流入量為其他各區域向區域i流入量的總和：

(21)

其中，FPit為t期區域i的研發人員流入總量，n為區域i之外的其他區域的數量。

(2)研發資本流入。根據資本的逐利性，區域i的企業平均利潤率對其他地區的研發資本具有吸引力，相應的研發資本引力模型可修正為：

(22)

此時，區域i的研發資本的流入總量為其他各區域向區域i流入量的總和：

(23)

其中，FSit為t期區域i的研發資本流入量，n為區域i之外的其他區域的數量。

區域研發資本存量既是知識溢出的來源，也是知識吸收能力的基礎。關于研發資本存量的估計，我們利用研發支出的流量并采用永續盤存法來估計得到[21]。

SRit=(1-δ)×SRi,t-1+REi,t-1

(24)

其中，SRit為當期的研發資本存量，SRi,t-1為前期的研發資本存量，δ為折舊率并設定為15%，REi,t-1為前期的研發支出。

由于《中國科技統計年鑒》中的研發經費支出分為日常性支出和資產性支出兩類。參考王鉞和劉秉鐮(2017)的研究[21]，設定研發支出的價格指數=0.6×消費價格指數+0.4×固定資產價格指數并剔除其價格因素。而基期的研發資本存量的估計采用基期的研發支出并推算得到：

SR0=RE0/(g+δ)

(25)

其中，SR0為初始的研發資本存量，RE0為初期的研發支出，g為研究期內研發支出的年增長率。

4.控制變量集合。本文選擇一系列控制變量并以對數值形式引入模型。(1)經濟發展水平(lnagdpit)，既為創新提供需求驅動，也為創新保障投入來源，往往也是區域創新呈現非均衡性特征的重要原因，以人均地區生產總值來衡量。(2)要素稟賦(lnpdit)，既是區域發展的必要條件，也是區域發展差異的根源，顯然也影響區域創新的差異，使用人口密度表征。(3)人力資本(lnemit)，它有助于知識和新技術的傳播，實現“干中學”的效應，形成技術創新的持續積累，以年末單位從業人員表征區域的人力資本投入。(4)物質資本(lnfixit)，以先進的生產機器和技術設備等為代表，是技術成果的重要載體和進一步創新的直接物質平臺，有助于區域創新的收斂，使用當年固定資產投資總額表征。(5)金融資本(lnloanit)，作為現代市場經濟的關鍵的要素投入之一，其規模大小與市場對區域發展的收益預期正相關，能強化區域的創新優勢，以貸款總量表征。(6)創新政策(lnfeit)，作為地方政府干預區域創新的重要措施之一，通過直接投資或提供補貼等多種形式推動和扶持區域創新進程，使用財政支出表征。(7)對外開放(lnexit)，意味著大量的進出口貿易和外資企業進入，為本地區帶來先進的技術和管理經驗，有助于區域創新的收斂，使用地區進出口總量表征。(8)基礎設施(lnkiloit)，它是區域經濟生產和創新研發的環境載體，使用鐵路營業里程、內河航道里程和公路里程總和來衡量。

(三)數據說明

本文的數據主要來源于國泰安(CSMAR)數據庫、《中國科技統計年鑒》、國研網的區域經濟數據庫。考慮到數據的完整性和可得性，本文的研究樣本為中國大陸地區未包含西藏自治區的30個省市。綜合制造業上市公司的母公司總數量及其子公司設立的區域覆蓋情況，設定研究期限為2000～2018年，并以2000年為基期剔除相應的價格因素。

上市公司的基本信息包括年度區間、證券代碼、公司名稱、行業代碼和注冊地址等，上市公司的子公司的情況表包括年度區間、證券代碼、子公司名稱和注冊地址等。上市公司的子公司異地進入數據集的清洗和構造的具體過程如下：(1)根據證券代碼和年度區間合并上市公司的基本信息和上市公司子公司的情況表；(2)根據證監會的行業代碼表，篩選出兩位數代碼為13～43范圍內的制造業上市公司；(3)根據子公司的注冊地址信息，手工整理其所在省份，地址缺失的樣本通過百度查詢企業名稱后補齊，得到寬口徑的企業異地進入的數據集并用于穩健性檢驗；(4)剔除母公司和子公司在同一省市的數據，得到窄口徑的企業異地進入的數據集并用于基準估計。

區域的各項宏觀經濟指標主要來源于國研網的區域經濟數據庫，部分缺失的數據通過手工方式從相應省份的歷年統計年鑒和統計公報中獲取基礎數據并計算得到。此外，通過高德地圖開放平臺，根據省會城市的市政府所在地，獲取省會城市的經緯度并采用大圓距離公式計算得到城市間的直線距離[22]。

本文的研究樣本數據集為前述構造的企業異地進入數據集和省市的區域數據集，根據省市和年份兩個指標合并而成并對進入計量模型的變量進行對數化處理(見表1所示)。

表1 變量的描述性統計(N=570)

五、實證研究結果及分析

(一)區域創新的全局自相關檢驗

借鑒已有研究，本文采用全局莫蘭指數I(Moran’s I)來評估區域創新空間相關性(見表2所示)。結果表明，中國各個省市的區域創新莫蘭指數顯著大于0，即呈現顯著的正向相關的特征。進一步觀察發現，中國區域創新莫蘭指數較為均衡，表明中國的市場開放和一體化程度較高，區域創新的空間依賴性較強且較為穩定。

表2 區域創新的莫蘭指數I(Moran’s I)

(二)區域創新收斂的實證結果及討論

白俊紅和劉怡(2020)在分析市場整合影響區域創新空間收斂時[6]，根據Elhorst的空間模型篩選規則設定空間模型[23]。而Belotti等(2017)認為Elhorst的空間模型篩選規則計算繁瑣[24]，提出了更為簡潔的判斷方法和標準。因此，本文選擇空間杜賓模型(SDM)對區域創新分別做絕對收斂、條件收斂和穩健性檢驗(見表3所示)，并進一步使用中介效應模型檢驗創新要素流入的中介機制作用(見表4所示)。

表3 企業異地進入影響區域創新收斂的實證結果(N=540)

1.區域創新收斂的基本估計。區域創新空間依賴的絕對收斂分析結果的估計1顯示，樣本的空間自相關系數ρ在1%的水平上顯著為正且擬合優度較高，區域創新滯后項的系數顯著為正，絕對收斂系數β>0，意味著中國的區域創新表現為顯著的空間依賴且存在顯著的絕對收斂效應。進一步地，考慮企業進入的區域創新空間依賴的條件收斂分析結果的估計2顯示，與絕對收斂相似，其擬合優度較好且空間自相關系數ρ、區域創新滯后項的系數和企業異地進入的系數都顯著為正，條件收斂系數β>0，表明中國的區域創新存在顯著的空間依賴且表現顯著的條件收斂效應。同時，條件收斂系數大于絕對收斂系數，意味著企業異地進入提高了區域創新收斂的速度。估計3為引入控制變量后得到的結果，依然可得到與前述相同的結論。因此，綜合來看，中國的區域創新存在顯著的空間依賴性且同時存在絕對收斂效應和條件收斂效應，企業異地進入促進了區域創新空間收斂，從而驗證了研究假說1。

2.穩健性檢驗。為檢驗基本估計結果的穩健性，本文采用包含上市公司本地子公司的寬口徑指標替代窄口徑的企業異地進入指標，以相同的估計策略做收斂性分析。估計4和5的結果表明，中國的區域創新同時存在絕對收斂和企業異地進入的條件收斂，基準估計的結果較為穩健且進一步驗證了研究假說1。

3.創新要素流入的中介機制檢驗。按照方程(17)～(19)的中介效應模型設定，本文采用三步法分別檢驗研發人員流入和研發資本流入的中介作用(見表4所示)。研發人員流入的中介效應檢驗結果表明，企業異地進入對區域創新的總效應是0.307，直接效應為0.280，而通過研發人員流入促進區域創新的間接效應為0.0264(即中介效應)，所有效應都在1%的水平上顯著。研發人員流入的中介效應在總效應中占比8.6%，雖然影響不是很大，但很好地驗證了研究假說2a。研發資本流入的中介效應檢驗結果并不顯著，未能識別其在企業異地進入促進區域創新空間收斂中的中介作用。這可能是由于研發資本更多地向創新領先地區集聚，產生的極化效應抑制了其區域擴散效應，且二者相互抵消導致結果不明確。因此，研發資本流入的中介效應檢驗并不支持研究假說2b。總的來說，企業異地進入促進區域創新空間收斂的機制分析表明創新要素中的研發人員流入是重要的中介變量。

表4 研發要素流入影響區域創新收斂的機制分析(N=570)

六、結論與啟示

本文的研究結果發現，中國的區域創新表現顯著的空間相關性并存在絕對收斂和條件收斂，且呈現持續穩定的收斂特征。企業的異地進入產生知識溢出，協同研發要素的區際流動促進了中國區域創新的收斂。因此，各地區的創新政策應充分考慮到鄰近區域創新的溢出效應，尤其是企業的空間進入和退出動態行為產生的知識溢出和引發的研發要素的區域間流動進一步強化了創新的區域間依賴，從而促進區域創新的空間收斂。

創新要素類型的進一步細分研究發現，研發人員流入具有顯著的中介作用，強化了企業異地進入對區域創新的收斂，而研發資本流入的影響并不顯著。因此，地方政府應注重企業作為創新要素的載體作用，引進企業的判斷標準需從傳統的要素規模視角轉向技術含量視角，保持企業異地投資和研發人員流動的渠道暢通，營造適合知識溢出和創新累積的機制，以實現地區的經濟結構調整和高質量發展。