(三)稳健性检验
从表5、表6中的拟合优度与Log－L值可见，SLM模型均较SEM模型更优，以及空间自回归系数ρ均在0．1%水平上显著正，再次验证人力资本对区域创新存在空间溢出效应。
第一，分别比较三种地理权重矩阵下计量模型的ρ值表明，人力资本对区域创新的溢出效应受地理空间距离的影响最强，即Marshall(1890，1961)地理邻近更有利于知识、技术和信息的传播，并在地理空间单元上表现出创新产业集群的极化发展后再辐射周边的扩散效应。其中，地理距离的空间溢出效应要大于地理邻接的空间效应，这是因为:一方面，在区域一体化与东部地区产业向中西部梯度转移背景下，一定空间距离下的跨区合作和产业结构差异性对创新活动更有吸引力，更能产生地区间的协作效应；另一方面，表6中ρ显著为正，说明创新活动的空间交互作用更容易在经济水平相近的地区间产生，揭示出长三角城市群内的创新合作要注意地区间人力资本、技术水平、产业结构等方面的差异性。
第二，空间误差回归系数λ在表4、5和6中均显著为正，表明一个地区创新产出的随机误差还会对周围地区的创新产出产生溢出。由于SEM模型主要反映的是残差项的空间自相关，如政府管制、市场壁垒、资本收益率、技术水平等模型设定之外的因素可能对周围城市创新产出形成空间溢出效应。结合上文中长三角城市群区域创新的时空演化特征，带来的启示是，市场分割不仅限制了创新要素的自由流动，还导致了资源配置的低效，这是导致地区创新水平长期滞后的重要因素。故要加速长三角区域一体化进程，逐步消除市场壁垒、行政壁垒，充分释放人力资本和创新活动的外部效应。
第三，在稳健性分析中，一方面，经典OLS模型显示，人力资本对创新产出增长的影响系数为0．651，而考虑不同空间权重矩阵的计量模型显示，人力资本对创新产出增长的影响系数范围为0．175－0．245，显然，没有考虑空间效应使得OLS模型高估了人力资本对区域创新的产出弹性，以科研人员为代表的人力资本对创新产出具有显著促进作用的结论非常稳健；另一方面，由表4、5和表6的空间自回归系数显著为正可知，区域创新产出的平均外溢效应ρ为0．559，而人力资本直接的产出弹性平均值为0．221。根据胡鞍钢和刘生龙(2014)的算法，人力资本对创新产出的直接影响效应和空间溢出效应之和泰勒公式展开为:
由(11) 式，可以估算出人力资本的外溢效应为:
这意味着2003－2014年，长三角城市群人力资本存量每增加1个百分点，由人力资本外部性所产生的创新产出增长0．28个百分点，而由人力资本直接导致的创新产出增长为0．221个百分点，说明人力资本积累及其溢出是长三角城市群区域创新的重要推力，不容忽视。
五、结论与讨论
综上可知:(1)2003－2014年，长三角城市群创新产出的空间集聚特征不断加强，内部创新能力不均衡现象显著，总体呈现出东中部较高外围较低的“核心－边缘”式的空间分布格局。创新产出高值区由早期的上海市、苏州市、嘉兴市“西进”至常州市和湖州两市，逐渐构成一条自东向西的高水平创新轴，以此演化趋势可见，当前要高度重视安徽东部城市加快融入长三角创新发展，特别是发挥芜湖市、马鞍山市和宣城市的区位优势，主动承接好东部区域的科技创新溢出与产业梯度转移，从加快人力资本、知识信息、基础设施等创新要素的互通共享着手，配以城市化、产业分工、创新平台建设等，尽快形成横贯长三角并覆盖沪苏浙皖的区域创新主轴，构筑“点－轴”式长三角城市群创新空间格局。(2)本研究表明，人力资本除了直接推动区域创新产出外，还能够通过溢出效应推动长三角城市群的整体创新，而非相关研究争议中的“虹吸效应”或“模仿效应”，表明区域一体化进程下，产业转移、知识传播、技术扩散和劳动力流动对提升长三角区域创新水平具有积极作用。(3)在控制了城市化率、基础设施等变量的情况下，通过空间计量模型发现，FDI、对外贸易对区域创新产生了显著的“挤出”效应，说明既有“市场换技术”政策的不可持续性，长三角区域创新的视角需要由依赖国外转向自主创新，转向依靠本地人力资本积累、城市化和区域一体化等内生式发展模式；此外，研究表明，要高度重视地方政府在提升长三角区域创新水平中的积极作用，可通过财政引导、制度配套、平台搭建等政府干预来优化区域创新发展的环境，进一步释放创新要素在区内自由流动的活力。(4)通过3种地理权重矩阵的比较显示，地理临近效应的改善对提升长三角城市群创新溢出效应的影响最大，可见快速便捷、一体化的交通网络对长三角区域创新的协同发展具有重要助推效应。
尽管本研究从理论和实证上证明了人力资本促进区域创新的直接和间接的双重作用，但这并不意味着在科技人员培养方面的投入越大越好。因为实际上人力资本对区域创新的溢出效应，还受到区域发展阶段、政府规制、技术选择等因素的影响，这有待于进一步的研究。
注:
①本文计划针对2000年以来的长三角城市群26个城市进行研究，由于部分地市年度统计数据缺失，以及未披露，故选择研究时间为:2003－2014年(数据查询截止时间为2017年8月)；长三角26个城市分别为:上海市、南京市、苏州市、无锡市、常州市、南通市、扬州市、镇江市、泰州市、盐城市、杭州市、宁波市、嘉兴市、湖州市、绍兴市、台州市、舟山市、金华市、合肥市、芜湖市、马鞍山市、滁州市、宣城市、铜陵市、池州市、安庆市。
②建立个体固定效应模型，通过显著性水平为0．01的F检验(F值:25．89)和Huasman检验(chi2:88．69)。
③本研究模型内已经控制了具有较强时间效应的经济周期虚拟变量，无需再采用时间固定效应，故本研究只报告了地区固定效应模型。
④基于空间计量理论的假设前提，如果系数超过1，则表示模型不再稳定。
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