制度環境影響技術創新的典型機制：理論解讀與空間檢驗

徐 浩

一、引 言

隨著中國經濟步入“新常態”階段，經濟增長方式正處于由要素驅動的粗放型增長向創新驅動的內涵型增長轉變的戰略機遇期，技術創新正日益成為中國經濟可持續發展新的動力源泉①。2018年3月7日，習近平在全國兩會上再次表示，創新是經濟發展的第一動力，抓住技術創新就抓住了經濟發展的牛鼻子。在此背景下，如何有效提升技術創新水平已成為當前我國經濟社會發展面臨的重大議題。目前，學界關于技術創新的研究已經有了一定積累。

自古典經濟增長理論以來，早期研究主要關注要素投入對企業技術創新產出的推動作用，認為增加資金和科技人員投入即可提高創新績效(Romer，1990)，但關于如何激勵企業增加技術創新的要素投入則眾說紛壇。凱恩斯主義強調政府在科技創新中的導向作用，指出政府應通過財政補貼、稅收減免等措施引導企業生產要素向技術創新方向聚集和流動(陸國慶等，2014)。相反，自由主義學派則認為，政府應該減少直接干預，僅致力于維護良好的市場秩序和公平的競爭環境，而市場的“無形之手”將引導大、小企業按照各自的稟賦優勢進行生產創新活動(Kamien 和 Schwartz，1975；Aghion 等，2005)。隨著研究的不斷深入，新制度經濟學認為制度激勵最終決定了一國的技術創新水平(Acemoglu 等，2005)。制度包括企業內部治理、外部市場競爭和國家宏觀制度環境三個層面，關于制度與企業技術創新關系的研究也沿著這三個層面依次展開：(1)企業內部管理機制對自身技術創新產出的影響，如董事會架構、公司高管、激勵機制等(O′Connor 和 Rafferty，2012；吳延兵，2012)；(2)企業外部市場競爭對自身技術創新產出的影響，如債務約束、融資結構、要素市場競爭等方面(聶輝華等，2008)；(3)國家層面制度環境對技術創新的影響，包括政府行為、法制水平和金融環境等方面(Belloc，2012)。總體而言，現有研究大多立足于企業內部治理和市場層面，較少關注國家層面制度環境變遷對企業技術創新的影響(魯桐和黨印，2015)，而國家層面制度作為一種外部激勵從根本上決定了企業的創新產出(Acemoglu等，2005)。

不同國家具有不同的行政和法制特點，對企業技術創新的影響機制和程度也不盡相同。對于中國而言，一方面，“諸侯經濟”的典型特征導致不同地區間制度環境水平和技術創新水平存在較大差異(樊綱等，2011)，那么制度環境差異是造成地區技術創新績效差異的重要因素嗎？另一方面，地方政府下轄法律部門的組織架構和法院“合一制”組織模式決定了行政和法制間存在著顯著的交互關系①法院“合一制”是指由法院院長全面負責，司法審判與院內行政管理彼此交融、組織結構科層化的一種制度安排(陳杭平，2011)。，這些盤根錯節的關系又是如何影響技術創新的呢？只有厘清上述兩方面問題，找到決定我國技術創新水平的制度根源，才能明晰我國產業“低端突圍”的根本路徑。這具有重要的理論和現實意義。

首先，本文從我國的體制特征出發，沿著制度環境——市場主體行為選擇——技術創新這一邏輯主線，依次分析了制度環境及其分項間的交互性影響技術創新的典型機制。具體地，本文從我國“諸侯經濟”和“標尺競爭”的體制特征出發并通過理論分析發現，地方政府激勵扭曲引致的要素錯配和公共品供給缺失對企業家技術創新產生了抑制作用，而較弱的法律執行力度無法激發市場“無形之手”的要素配置功能，從而對技術創新產生了負向影響。相反，行政治理水平的提升能夠通過降低要素錯配程度增加企業家配置的資源總量，通過優化公共品供給降低企業家技術創新的交易成本，從而促進技術創新水平的提升；良好的法律執行一方面能夠塑造更加公平公正的競爭秩序，避免企業家之間惡性競爭引致的創新收益損失和資源損耗，另一方面能夠強化市場機制，進一步發揮“無形之手”在引導生產要素向具有“創造性破壞”能力和動力的企業家流動的配置作用，從而通過提升資本配置效率來促進技術創新。在此基礎上，本文基于我國地方政府下轄司法部門的組織結構和法院“合一制”模式，進一步分析了行政治理干預司法運行的動機、渠道和能力，結果發現行政干預的減少有助于提升司法部門的獨立性和執法強度，從而提升法制水平對市場“無形之手”要素配置功能有強化作用，市場有效性的加強最終促進了技術創新水平的提升。可見，優化行政治理水平是改善法制水平進而提升制度環境總體水平的根本所在。然后，本文從技術創新“高風險、高投入、長周期”的產業特征出發，剖析了企業技術創新的制度需求，將政府干預和政府廉政等納入考量范疇，構建了技術創新視角下的制度環境指標體系，并結合實際數據對比分析了地區間制度環境的演化趨勢。最后，文章采用SEM模型對我國30個省區2001—2016年數據進行了經驗分析。研究表明：在制度環境水平更為優渥(行政治理透明高效、法制公正有力)的地區，技術創新水平更高；東中西部制度環境水平按照地理位置依次減弱，其對技術創新的促進作用也相應降低；細分制度環境構成后發現，行政治理水平改善對本地技術創新水平的正向促進作用大于法制水平的相關作用；行政干預的減少能夠提高司法部門的獨立性和執法強度，從而強化法制水平對技術創新的促進效用。基于以上分析，本文最后有針對性地提出了政策建議。

本文可能的創新是：(1)細分制度環境構成，系統分析了決定我國技術創新的制度因素及其作用渠道。本文從我國“諸侯經濟”和“標尺競爭”的制度安排出發，剖析了地方政府行政行為對技術創新的作用機理，發現地方政府激勵扭曲引致的要素錯配和公共品缺失對技術創新產生了重要影響；在此基礎上，文章基于我國地方政府下轄司法部門的組織結構和法院“合一制”模式，進一步分析了行政治理干預司法運行的動機、渠道和能力，厘清了行政治理通過法制水平影響技術創新的典型機制，發現行政治理是決定我國技術創新水平的最根本制度因素。以上理論分析在一定程度上豐富了制度影響經濟運行的新制度經濟學文獻。(2)已有實證分析大多采用市場化進程指數衡量制度環境，而市場化進程指數與技術創新間的特征差異可能導致結論偏誤。本文從技術創新的產業特征出發，厘定其制度需求，并構建了技術創新視角下的制度環境指標體系。這為制度視角下的技術創新相關經驗研究提供了更為合理的數據基礎。(3)合理的模型選擇和多角度的對比研究為本文理論假說提供了更具說服力的經驗證據。一方面，回歸模型更為合理。本文將地區技術創新間的“地域關聯”性納入回歸框架，采用解釋力更強的動態空間回歸模型(SEM)在省際層面進行了類似“跨國研究”的實證分析，較好的控制了變量間的空間相關性對經驗分析的影響；另一方面，本文從區域橫向視角和地區內縱向視角對兩者關系進行了對比研究。合理的模型選擇和多視角的對比分析為本文結論提供了更有力的經驗支撐，所得結論也更為豐富。

二、相關研究與理論分析

遵循制度決定論的分析脈絡，本文沿著制度環境——市場主體行為選擇(企業家和投資者)——企業技術創新這一核心邏輯(North 和 Thomas，1973)，依次分析了行政治理、法制水平、行政治理和法制水平間的相互作用與技術創新間的關系。

（一）行政治理與技術創新

公平、自由和充分競爭是構建反映生產要素稀缺性的“有效市場”的基本條件(林毅夫，2014)。政府作為國家機器的代理人，其公權力往往具有一定的強制性和暴力性。因此，地方政府參與本地經濟發展必然形成對其他市場主體的不對等地位(North，1981)，進而破壞自由、公平和充分競爭的市場規則，抬高企業家實施創新活動的交易成本和風險，最終降低其生產和創新意愿。

改革開放以來，制度變遷對行政部門造成的激勵扭曲是抑制經濟增長創新轉型的根本原因(Jin 等，2005)。“財政分權”的經濟利益和“標尺競爭”的晉升壓力對地方政府具有推動本地經濟快速發展的強烈激勵(周黎安，2004)。為了快速積累經濟績效，一方面，地方政府傾向于推動低風險、周期短、見效快的“短平快”投資項目，并通過財政扶持、稅收優惠、資產抵扣等途徑為此類項目獲得優質生產要素提供擔保，從而降低了資本等生產要素向技術創新項目的配置總量(李青原等，2013)。要素成本的升高推升了高風險、長周期、見效慢的技術創新項目的生產成本，降低了企業家的預期收益和創新動力。同時，“短平快”項目大多具有投資規模大、資源消耗強、技術含量低等特征，參與企業在與地方政府的合作中實現了自身利益的粗放增長，占據了大量的優質生產要素卻不具有推動自身技術創新的內在動力(銀溫泉和才婉茹，2001)。可見，地方政府激勵扭曲誘致的要素錯配抑制了本地技術創新水平的持續升高。另一方面，行政部門激勵扭曲導致公共品供給缺失，從而抑制了技術創新。地方政府既是地方經濟發展的管理者，又是地方經濟發展的參與者。地方政府迫于職級晉升的博弈壓力，傾向于“放松”對自我參與者身份的監管，從而導致整個市場秩序的松弛和懈怠(王永欽和丁菊紅，2007)。同時，當本地經濟發展受到“條管”①條管單位：該單位的人事任免、財務劃撥和工作指導均由上級部門直接管轄，不受所在地地方政府節制。部門的影響時，地方政府偏好于動用地方資源將前者拉入自己的利益同盟，為地方經濟的粗放發展鋪平道路(周黎安，2007)。因此，地方政府出于晉升博弈的自利動機使得中央旨在提升公共服務質量的努力失去意義(Li 和 Zhou，2005)。具體地，繁雜冗長的行政審批提高了企業家技術創新過程中的交易成本；監管的松懈也破壞了公正有序的市場競爭環境，進而削弱了市場“無形之手”在引導優質生產要素向高收益的技術創新部門流動的作用機制。可見，生產要素供給不足、交易成本升高和“市場失靈”最終抑制了技術創新(魯桐和黨印，2015)。

當然，良好的行政治理水平有助于企業家的創新發展。自1978年改革開放以來，地區間行政治理水平從同一基點出發，演化至今呈現出較大的水平差異，東部地區顯著優于中西部地區(樊綱等，2011)。這是因為東部地區沒有豐富的煤炭、石油等資源儲備，地方政府為了在“標尺競爭”中占據先機，不得不從本地良好的地理區位等稟賦優勢出發，通過招商引資、優化制度環境等方式謀求地方經濟的快速發展，不斷減少地方政府干預行為便是東部地區優化制度環境的重要策略之一。這一方面更好地吸引了海外投資，另一方面促進了本地民營經濟的逐步壯大，進而促發東部地區獲得了更高的經濟發展成就和技術創新水平。基于以上分析，本文提出假說1。

假說1：在行政治理更為優良的地區，技術創新水平更高。

（二）法制水平與技術創新

法制是推動技術創新水平不斷提升的重要制度保障之一。法律水平從塑造公平競爭秩序和優化資本配置效率兩個方面對技術創新產生了重要影響，而執法力度的強弱和公正與否是保證這兩條機制能否有效運轉的關鍵所在(徐浩等，2016)。

良好的產權保護是推動企業實施技術創新的重要激勵。企業通過向內部技術創新部門配置要素進行知識生產，知識的不斷累積推動技術創新水平的提升，知識生產過程具有較強的外溢性和風險性。在技術產權缺乏有效保護的法制環境下，企業家們為了搶占市場先機和兌現風險收益，將“爭先恐后”地推出并未成熟的新技術(Moser，2005)，而現有成熟技術對經濟社會的貢獻往往并未達到最優水平。因此，新技術的過早引入不僅造成社會資源的浪費，而且導致技術創新市場的無序競爭，從而抬升企業兌現創新收益的風險，最終降低整個社會的技術創新水平(Moser，2012)。相比之下，公正有力的法律保護將有助于塑造公平的市場競爭秩序，穩定企業家的創新收益預期，引導企業家適時且持續的投入生產要素進行知識生產，促進自身技術水平的持續上升。

有效的法律保護通過優化資本配置效率對技術創新產生了重要影響。熊彼特(1990)認為，金融系統的作用在于通過信息搜集降低市場與企業間的信息不對稱程度，識別出最具創新潛質的企業家并向其配置資本要素，以支持其技術創新活動，從而推動企業和社會技術創新水平的持續提升。一方面，良好的法律執行能夠營造公平公正的競爭環境。在公平公正的市場環境下，金融市場的“無形之手”才能更有效的引導生產要素流向具有“創造性破壞”能力和動力的企業家，支持其進行技術創新活動；另一方面，在法律執行公正有力的地區，投資者將有更多的方式保護自身利益，個體有更強的意愿向市場提供富余資金以支持高收益的技術創新項目。這樣良好的融資環境和權益保護也將提升企業家的收益預期值和創新激勵程度(La Porta 等，2000)。相反，較弱的執法力度將降低企業家發生道德風險、激進創新的機會成本，抬升投資者的經營風險。隨著投資風險的上升，風險偏好較低的投資人將逐步退出市場，而風險偏好較高的投資人將通過提高收益預期值來對沖因風險上升而可能帶來的損失(Stiglitz和 Weiss，1981)，要素成本的升高最終抑制了企業的技術創新活動。

從以上兩方面可以看出，一國即使具備完備的規章制度和法律條例，也不一定必然會對地區技術水平的提升產生顯著的促進作用。因為法律的執行強度和公正度對投資者和企業家經營決策的影響比法律規定本身更具有解釋力(Pistor 等，2000)。對正處于健全法制機制、全面推進依法治國進程中的我國而言，公正有力的法律執行更彌足珍貴。因此，本文提出假說2。

假說2：在法制水平更為優渥的地區，技術創新水平更高。

（三）制度環境與技術創新

一方面，改變以 GDP為導向的官員晉升考核機制將弱化其對地方政府的激勵扭曲。地方政府激勵扭曲的弱化將通過降低要素錯配程度、優化公共品供給、維護市場秩序等機制促進本地技術創新水平的提高。政府干預的減少將提高企業家配置資源的總量和效率，行政審批的加快有助于降低企業家技術創新活動的預期風險。因此，優渥的行政治理有利于技術創新水平的提升。另一方面，公正有力的法律執行將通過穩定技術創新參與主體的收益預期、優化資本配置效率等機制促進技術創新產出。因此，本文在假說1和假說2的基礎上提出假說3。

假說3：在制度環境更為優良的地區，技術創新水平更高。

（四）行政治理與法制水平間的交互性與技術創新

我國地方政府下轄法律部門的組織結構表明，行政治理和法制水平間可能存在顯著的交互作用。這意味著地方政府還可能通過法律部門對技術創新產生了重要影響。首先，地方政府具有干預本地法律部門的強烈動機。在現行制度下，地區經濟發展水平和社會穩定是地方政府晉升考核的核心指標。法律部門是維護地方政府市場干預行為合法性和社會穩定的重要工具。在經濟發展方面，地方政府為了在“標尺競爭”中脫穎而出，偏好于實施低風險、短周期、見效快的“短平快”生產項目。“短平快”項目大多具有投資規模大、資源消耗強、技術含量低等特征(銀溫泉和才婉茹，2001)，往往隱藏著環境污染和拆遷補償等各種社會糾紛。對于此類糾紛，法院往往通過拒絕項目的落地實施來維護公共訴求，但這將對地方就業、經濟增長、財政收入以及地方政府晉升資本造成顯著的負面影響。由此，地方政府偏好于采用行政干預等方式為此類粗放項目的順利實施鋪平道路。就社會穩定而言，訴訟至法院的糾紛往往蘊涵著階層間或群體間的社會對抗，處理不當容易激化出帶有輿論偏見的群體性事件，嚴重危害社會穩定(顧培東，2014)。對于此類糾紛，地方法院往往僅著眼于事件本身的法理公正，而地方政府則會統籌考慮事件的社會輿情以及其對地區穩定和政治晉升可能造成的影響。因此，地方政府傾向于采用行政命令來引導法律部門對事件進行適當處理。可見，在本地經濟發展和社會穩定等政治晉升的重要領域，地方政府均傾向于對法律部門的正常運轉施加影響。其次，地方政府下轄法律部門的組織構架和法院“合一制”為行政治理干預司法運行提供了制度便利(陳柏峰，2015)。法院“合一制”最重要的特征是院長及院黨組負責院內的資源分配和人事任免。在實踐中，法院內部職級晉升、經濟績效和其他資源均嚴格按照職位等級進行分配且職級越高分得越多，由此形成了“倒金字塔”型的資源分配結構(李蓉，2013)。最重要的是，這套分配規則并不對專業審判人員和行政管理人員加以區分。因此，法官等專業技術人員便具有了攀爬職位等級以謀求更多資源配置權的強烈動機，而院內職級升遷和資源配置均取決于“一把手”的行為準則。可見，這種獨特的物質資源分配方式和職級晉升路徑在客觀上保證了法官等專業技術人員對上級命令的服從(黃文藝，2014)。同時，法院作為地方政府的組成部分，后者直接掌握法院領導層的人事任免和資源供給權力。這種法官——法院院長——地方政府三者間獨特的資源配置方式，保證了司法執行在法官和地方政府間具有高度的共識和一致性。因此，這種獨特的組織結構為地方政府干預法制運行提供了制度便利。最后，從戰爭時期延續至今的“一元化”領導模式，為地方政府領導干預司法運行提供了意識合理性(侯猛，2013)。由此，本文進一步提出假說4。

假說4：在行政治理更為優渥的區域，法制水平對技術創新具有更強的推動效應。

三、研究設計

（一）模型設計

技術創新具有較強的空間相關性，忽視變量間的空間關聯將影響結論的有效性(Rey 和 Montouri，1999)。

由于上期技術創新水平對本期創新績效具有重要影響，本文基于 Anselin 等(2004)的分析，在解釋變量中引入因變量的滯后一期項，構建動態空間面板模型。這樣既考慮了技術創新的空間溢出效應，又避免了變量間“雞蛋相生”的內生性問題，提高了模型估計的準確性和有效性(Elhorst，2014)。由于行政治理對法制水平具有重要影響，因而我們在解釋變量中引入行政治理與法制水平之間的交互項。至此，本文回歸模型如下所示：

其中，y為地區年度技術創新水平；Enviro是地區制度環境水平，包括行政治理(Gov)和法制水平(Law)兩個分項指標；ρ為技術創新反應系數，度量了相鄰區域技術創新水平對本地技術創新的影響程度；λ為空間誤差自相關系數，反映了相鄰地區誤差項間的空間依賴對本地技術創新的影響；Wij為經過行標準化處理后的空間權重矩陣元素；為空間滯后因變量；x是控制變量集。?衡量地區固定效應；υ測度年度宏觀經濟政策變化。下標k為解釋變量，i表示地區，t代表年份。ε為隨機擾動項。

至此，本文完成了實證分析所需的模型構建。然而，在實際應用中，如何進行模型選擇呢？Anselin 等(2004)給出了具體的模型選擇方法：首先比較兩個 Lagrange乘數LM-sar和 LM-error的顯著性，選擇顯著一方對應的空間計量模型，若兩者均顯著，則需進一步觀察他們的穩健形式Robust LM-sar和Robust LM-error的顯著性，并將顯著一方作為回歸分析的空間計量模型。在回歸方法上，與廣義矩估計(GMM)方法相比，無條件極大似然估計法(Unconditional Maximum Likelihood Estimation，簡稱 UMLE)無需嚴格的矩估計假設條件且能更充分的利用樣本信息，估計結果也更加漸進有效(Hsiao等，2002)。因此，本文采用UMLE方法進行動態空間模型的回歸估計。

（二）指標構建

1.技術創新水平

一國技術創新水平主要從投入和產出兩個方面進行測度。在投入方面(Rdm)，本文選擇R ＆ D內部支出經費占國內生產總值的比重來測度資金投入(唐未兵等，2014)，采用 R ＆ D人員全時當量衡量勞動投入(lnRdp)。在產出方面，采用發明專利授權量(lnPat)度量實質性技術創新產出，并用于穩健性檢驗。因為與居民的專利申請授權量相比，發明專利等推動技術進步的實質性創新才能使企業獲得競爭優勢，提高企業的市場價值，推動企業發展(黎文靖和鄭曼妮，2016)。

2.制度環境

縱觀已有制度視角下的技術創新相關研究，大部分采用了樊綱等(2011)的中國市場化進程指數來度量制度環境(呂曉軍，2015；許玲玲，2018)。然而，市場化進程指數主要反映了中國特色社會主義市場經濟體系的建設程度，與我國宏觀經濟發展或經濟增長特征相對應(樊綱等，2011)。技術創新雖然是宏觀經濟發展的一個方面，但其“高風險、高投入、長周期”的產業特征與其他宏觀經濟變量存在著明顯差異(林毅夫，2012)。因此，采用市場化進程指數測度制度環境，并以此來研究其對技術創新的影響將得出有偏的研究結論。本文將在與市場化進程指數的對比中，構建更為合理的制度環境指標體系。

正如前文所述，政府部門行政治理優化將通過降低要素錯配程度和交易費用等機制影響企業家技術創新活動和最終產出。那么，如何度量政府行為對技術創新的影響呢？中國市場化進程指數中的“政府與市場的關系”一項對政府行為水平進行了測度，但該項指標包括“減少農民的稅費負擔”和“減少企業的稅外負擔”兩項內容(樊綱等，2011)。前者“減少農民的稅費負擔”與技術創新相關研究不匹配。因為與農業相比，工業對技術創新的需求與投資更大，在技術創新相關研究中不應將其作為核心指標；后者“企業稅外負擔”雖然是阻礙企業家實施“創造性破壞”活動的重要因素，但在本文關注的工業企業中，稅收負擔依然是企業稅費負擔中的核心構成(宋炬懿和郭淼，2017)。因此本文將“減少企業的稅外負擔”修改為“工業企業的稅收負擔”。更重要的是，“政府與市場的關系”一項無法衡量地方政府對市場的干預強度，而地方政府對市場的強烈干預是抑制經濟創新轉型的重要因素(吳延兵，2017)。因為中央“財政分權”導致地方政府面臨“事權”與“財權”不對等的較大壓力，而“晉升錦標賽”又迫使地方政府快速累積經濟績效，因此地方政府具有以超經濟手段干預市場的強烈動機。這種動機誘使地方政府傾向于短期經濟績效，而忽視長期發展效益，從而抑制了經濟增長的創新轉型。因此，應將地方政府的干預強度納入指標體系，這可以采用“地方財政收支比”來衡量(劉煜輝，2007)。

法制水平是影響企業家收益預期和創新動機的重要因素(魯桐和黨印，2015)。地方政府腐敗對技術創新具有顯著的抑制作用。一方面，地方政府腐敗將引導企業家通過非市場化手段謀求資源配置機會，這不僅破壞了市場的公平競爭機制，而且抬升了企業家的運營成本和創新風險，降低了其推動技術創新的要素配置能力和意愿(徐浩和馮濤，2016)；另一方面，在中國的體制特征下，地方政府對地方法律部門具有重要影響。地方政府腐敗將引導法律部門為其相關行為提供制度便利，從而弱化了法律部門維持公平公正市場秩序的職能，進而放大市場的不公平競爭程度，進一步抑制企業技術創新。可見，腐敗對技術創新具有顯著的負向影響。

綜上分析，在制度環境與技術創新的相關經驗研究中，樊綱等(2011)市場化進程指數并不完全匹配，所得結論可能存在偏誤。因此，有必要從技術創新視角出發構建更為合理的制度環境指標體系。本文將政府干預、企業稅收負擔、政府廉政等指標納入考量范疇，構建了新的指標體系，具體如下。

(1)行政治理(Gov)。參照王小魯等(2017)等的研究，本文從 5個方面衡量行政治理水平。①由于數據可得性問題，無法獲得全部企業的稅收和營業收入數據。本文采用工業企業作為替代變量，鑒于該指標主要采用稅率來表示稅負的繁重程度，因而工業企業是較為合理的替代變量。政府干預度(Inter)。央地分稅改革以后，地方事權日漸增多與財權逐步下降間的不平衡日趨嚴重，迫使地方政府在各個領域與市場展開資源爭奪。可見，財政自給率在一定程度上反映了地方政府干預對市場其他參與主體的擠出程度。②政府主導性(Lead)。地方財政支出(剔除科教文衛以及社會保障等民生性支出)占比的高低反映了市場在資源配置中的作用大小，該份額越高意味著市場化程度越低。③政府行政治理(Geffi)。繁瑣的行政審批往往意味著尋租空間的擴大和審批時間的延長，從而抬升了企業家實施技術創新活動的成本和風險(Moser，2012)。④政府規模(Gsca)。公共部門的膨脹將提升企業行政審批的時間和交易成本。⑤企業稅收負擔(Gtax)。企業稅負增加將減少企業向內部技術創新部門的要素配置總量①。

(2)法制水平(Law)。地方公共部門的法制化水平決定著一個地區法制水平的高低(葉曉佳和孫敬水，2015)。這可以從政府廉政、專利保護、消費者權益保護和勞動者權益保護四個方面進行測度。①樊綱等(2011)認為采用主成分分析法會導致指數跨年度不可比，因此本文采用算術平均法合成指數。政府廉政(Corr)。政府通常擁有資源配置權和自由裁量權，腐敗加劇表明公權力已淪為政府官員獲取私人利益的工具；清正廉潔意味著高效的資源配置和自由裁量權的合理利用(Murphy 等，1993)，從而有助于維護公平公正的市場秩序和提升企業家實施“創造性破壞”的動機(李后建，2013)。②參考中國經濟增長前沿課題組(2014)的定義及李青原等(2013)的具體做法，令文盲的受教育年限＝0、小學文化程度人口的受教育年限＝6、初中文化程度人口的受教育年限＝9、高中文化程度人口的受教育年限＝12、大專及以上文化程度人口的受教育年限＝16，并利用各文化程度的人口占6歲以上總人口的比重乘以相應的受教育年限即得人均受教育年限。專利保護(Lpat)。公正有力的知識產權保護能夠維護公平的創新市場競爭秩序，避免企業家惡性競爭導致的創新收益損失和資源損耗(Moser，2012)。③消費者權益保護(Lcus)。消費者投訴的增多意味著市場秩序的混亂，消費者逆向選擇將對技術含量高的優質產品造成擠出。④勞動者權益保護(Llab)。與消費者權益保護類似，勞動爭議案件數的增加表明執法強度的低下和市場秩序的混亂，從而抬升企業家技術創新的經營風險。

(3)制度環境指標測算。為了使各級指標可在區域和年度間進行比較，本文對基礎指標進行標準化處理(樊綱等，2011)。本文以 2001年為基期，基期各基礎指標最小值記為0分，最大值記為10分，然后按照式(3)～式(6)測算其他年份對應指標的相對得分，最后采用算術平均法合成各級指數①。

基年：

其他年份：

3.控制變量

為剔除其他變量對回歸結果的影響，本文考慮了影響技術創新的其他因素(x)(唐未兵等，2014；魯桐和黨印，2015)：經濟發展水平(lnpGDP)；產業結構(Ins)；人力資本(Hum)②；外商直接投資(Fdi)；對外開放程度(Trade)；城鎮化率(Urb)；基礎設施(Infra)。

4.變量描述

圖 1報告了制度環境的測算結果。2001—2016年間，全國和地區制度環境總體呈逐步優化趨勢。2001年，制度環境總體在全國及東中西部地區的得分依次為 5.01分、6.68分、4.25分、3.90分，到2016年，其水平已經分別上升至8.76分、12.98分、7.52分和 5.80分。分地區來看，東部地區制度環境水平顯著優于中西部地區，中西部地區制度環境水平差距正在逐年擴大，西部地區制度環境的優化速率最慢。表1報告了全部變量及其統計性描述。

圖1 制度環境演化趨勢(2001—2016年)

表1 描述性統計(2001—2016年)

（三）數據來源

本文搜集了我國 2001—2016年 30個省區的面板數據。R ＆ D經費、R ＆ D勞動、發明專利數據源于《中國科技統計年鑒》；制度環境分項指標政府行政治理水平源于王小魯等(2017)的文獻，其中2010—2014年只有偶數年數據，因此采用前后兩年平均的方法獲得2011年和2013年數據，2015年和2016年數據由前三年平均增長率推算得到；人民幣兌美元匯率、城鎮人口、進出口總額、工業企業營業收入、工業企業稅收①工業企業稅收包括兩部分，主營業務稅金及其他和本年應交增值稅。、地區工業增加值和鐵路公路水路里程等來源于《中國統計年鑒》、《新中國 60年統計資料匯編》。其中，2001年按受教育程度分的人口數來源于《中國人口統計年鑒》；2010年按受教育程度分的人口數來源于《中國人口和就業統計年鑒》；實際利用外資額源于 CEIC數據庫；消費者投訴案件數來源于《中國工商行政統計年鑒》；專利執法累計結案數取自各年《中國知識產權年鑒》；勞動爭議案件數從《中國勞動統計年鑒》獲得。為減少異方差的影響，本文對相關變量取對數處理。

四、實證結果與分析

（一）單位根與協整檢驗

為保證回歸分析的有效性，文章采用 IPS、Fisher-ADF和 Fisher-PP三種方法進行單位根檢驗。結果發現，在全國和地區樣本中，Rdm和lnRdp均為單位根過程。不過，兩個變量的一階差分項均通過了單位根檢驗，為一階單整過程。接下來，本文主要采用 Westerlund(2007)的方法進行協整檢驗②該方法不僅可以檢驗異質面板的協整關系，還可以考察變量與變量間、變量與整個面板數據間的協整關系。，結果顯示在全國和地區層面，變量間均存在長期的協整關系。最后我們進一步采用 KAO法驗證了上述結論的穩健性。因此，本文認為可以采用原始數據直接進行下一步的經驗分析。

（二）空間相關性檢驗

本文測算了2001—2016年中國地區技術創新水平的全局Moran′s I指數，結果發現，年度全局Moran′s I指數均顯著為正，這意味著我國地區技術創新具有顯著的空間相關特征。進一步地，本文采用LISA集聚圖(圖略)測算了我國各地區間技術創新的空間集聚特性③LISA集聚圖將本地區與周邊地區的空間相關性劃分為 5個狀態，包括“高-高”(HH)集聚區、“高-低”(HL)集聚區、“低-高”(LH)集聚區、“低-低”(LL)集聚區和“None”(不顯著)。其中，“高-高”表示本地區技術創新水平較高以及周邊地區技術創新水平也較高，其他依次類推。，結果發現我國形成了華北、東部、東南和西部四個技術創新集聚區。一是華北“低-高”(LH)集聚區，包括北京、天津和河北。二是東部“高-高”(HH)集聚區，包括江蘇、浙江和上海等地。三是東南“低-高”(LH)集聚區，包括廣東、廣西、湖南、江西、福建五地。四是西部“低-低”(LL)集聚區，包括甘肅、青海、西藏和新疆四地。這表明技術創新水平較高地區的周邊地區同樣具有較高的創新水平，創新水平較低地區依然被較低水平的周邊地區所包圍。這再次說明中國區域技術創新水平間存在顯著的溢出效應。可見，本文采用空間計量模型進行分析是必要的、合理的。

（三）回歸結果及分析

接下來，本文考察制度環境對地區技術創新的效用。首先選擇回歸模型，我們依據Anselin 等(2004)的判別規則，比較兩個 Lagrange乘數 LM-sar和 LM-error及其穩健形式的顯著性。傳統回歸結果表明：LM-sar和LM-error的值分別為1.257和 10.409，分別通過了 10%和 1%的顯著性檢驗，表明可能存在空間滯后項或誤差項；進一步對比 Robust LM-sar(0.982)和 Robust LM-error(11.316)的顯著性水平，前者不顯著而后者通過了 1%的顯著性檢驗，因此模型(2)更適合本文的回歸分析。最后，本文采用UMLE法進行模型的回歸分析。

1.制度環境對R ＆ D經費投入(Rdm)的效用

如表2所示，λ均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明技術創新在鄰近地區間存在較強的空間相關性。因此，在制度環境與技術創新關系的回歸中考慮空間關聯性將會得出更加穩健的研究結論。被解釋變量滯后一期(L.Rdm)均在 10%及以上的顯著性水平上顯著為正，這意味著技術創新是一個連續累積、逐步上升的動態過程，本文采用動態模型以剔除前期技術積累的影響是合理的。

表2 制度環境對R ＆ D經費投入(Rdm)的效用(全國)

表2中模型(1)未加入制度環境總體因素，其經調整的擬合度 A dj-R2嚴格小于模型(2)～(4)的回歸結果。這說明制度環境總體、行政治理和法制水平對技術創新均具有較強的解釋力，是決定技術創新水平的重要因素。模型(2)中制度環境總體(Enviro)的系數為 0.142，且在 5%的顯著性水平上顯著為正。這表明在控制其它變量的前提下，全國制度環境總體水平上升 1個標準差，R ＆ D經費投入將上升 14.2%。這為假說3提供了初步的經驗證據，即在制度環境更為優良的地區技術創新水平更高。模型(3)中行政治理(Gov)和法制水平(Law)的系數分別為 0.158、0.121，分別通過了 1%、5%的顯著性檢驗。這表明在控制其它變量的前提下，行政治理(Gov)和法制水平(Law)分別每上升1個單位，R ＆ D經費投入將分別上升15.8%、12.1%。這初步驗證了假說1和假說 2的合理性，即在行政治理水平更高、法律執行更加公正有力的地區技術創新水平更高。模型(2)和模型(3)的結果表明，外部制度環境的改善對本地技術創新水平的提高均具有顯著的正向促進作用。這是因為行政治理水平的改善，一方面能夠降低地方政府的激勵扭曲程度，減弱地方政府對市場的干預強度，增強以企業家為核心的市場在資源配置中的比重和作用，從而更有效的引導優質生產要素從“短平快”的生產項目流向高收益的技術創新項目；另一方面可以優化公共服務質量，降低企業家進行創新生產的交易成本，提高企業家應對市場變化、把握創新機會的能力。法制水平的優化，一方面能夠更好的維護企業家的創新收益，避免企業家惡性競爭導致的創新收益損失和社會資源浪費；另一方面，公正有力的法律執行能夠塑造公平公開的市場秩序，投資者將有更多的方式保護自身利益，個體有更強的意愿向市場提供富余資金以支持高收益的技術創新項目。可見，行政治理水平的提高，法制水平的增強通過緩解要素配置扭曲問題、優化公共品供給和資本配置效率以及塑造市場競爭機制等渠道影響了企業家可支配的要素總量和預期收益，最終對企業創新產出產生了正向影響。對比模型(3)中行政治理和法制水平的回歸系數可以發現，行政治理(Gov)優化對技術創新的促進作用大于法制水平(Law)。這表明對企業創新投入而言，地方政府行政治理(Gov)是更為重要的制度因素。

模型(4)考察了行政治理(Gov)與法制水平(Law)間的交互性對地區技術創新水平的影響。兩者的交互項系數為 0.0182且在 1%的顯著性水平上顯著為正。法制水平(Law)的系數變為?Rdm?Law= 0.107+0.0182Gov。這說明在控制其他變量的情況下，地方政府行政治理水平(Gov)每上升 1個單位，法制水平(Law)對技術創新的促進作用將上升 1.82個百分點。這表明更為優渥的行政環境能夠改善地區司法治理水平，從而提升后者對技術創新的正向促進作用。這為假說 4提供了初步的經驗證據。因為類似《領導干部干預司法活動、插手具體案件處理的記錄、通報和責任追究規定》等行政體制的優化可使司法系統在本地層面獲得更為獨立的司法審判權，增加地方政府“有形之手”干預市場運行的機會成本，從而更有力的維護投資者和企業家的創新收益，引導投資者和企業家向長周期、高風險、高收益的技術創新項目配置生產要素，促進本地技術創新水平的提高。然而，類似該《規定》等改革僅是從行為準則層面對地方政府行為予以規范，而未形成規避“干預”行為的根本性制度保障。“省以下法院人財物統管”等行政體制的優化能夠解除司法部門人事任免、財物來源受制于本級地方政府的羈絆，讓基層司法體系從根本上獲得事權獨立性。這樣不僅能夠切斷地方政府通過法律部門干預市場運行的渠道，而且法制水平的提升有助于約束地方政府“有形之手”對市場的直接干預，從而塑造更為公平公正的市場競爭秩序，進一步強化以企業家為核心的“無形之手”在引導要素向高收益的技術創新項目流動的決定性作用，最終促進地區技術創新水平的提升。綜合模型(3)、模型(4)的結果可知，地方政府行政治理水平(Gov)是影響本地技術創新水平的首要和根本制度因素，這一結論蘊含著豐富的政策建議。

控制變量總體上顯著為正，這表明本文較好地控制了其他因素對回歸結果的影響。

表3是分地區情況下①東部地區包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南 11個省市；中部地區包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省；限于西藏的統計數據不全，西部地區包括：四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古11個省市。，制度環境和技術創新經費投入關系的回歸結果。空間誤差系數λ均在 10%及以上的顯著性水平上顯著為正，這表明東中西部技術創新在各地區內部也存在顯著的空間溢出效應。各地區解釋變量滯后一期(L.Rdm)也均在 10%及其以上的顯著性水平上顯著為正。這再次表明本文選擇空間動態模型進行回歸分析是合理的、必要的。

模型(5)～模型(7)中僅考慮了控制變量對技術創新的影響，其經調整的擬合度Adj?R2嚴格小于模型(8)～模型(16)的對應結果，再次說明制度環境總體、行政治理和法制水平對技術創新具有重要的決定作用。在模型(8)～模型(10)中，東、中、西部制度環境總體系數依次為 0.159、0.123、0.118，分別在 5%、1%、1%水平上顯著為正。這表明在控制其他變量的前提下，制度環境總體增加 1個標準差，地區將分別增加15.9%、12.3%、11.8%的 R ＆ D經費投入，即在制度環境更為優渥的地方，技術創新投入水平更高。這從地區層面進一步驗證了假說 3的合理性。因為更為優良的地區制度環境(如政府干預的減少、執法強度的提升)將提高投資者和企業家的收益預期值和風險偏好程度，投資者將向技術創新市場增加資金供給以支持企業家的“創造性破壞”活動，從而推動技術創新。

模型(11)～模型(13)考察了各地區行政治理、法制水平與技術創新間的關系。東、中、西部行政治理(Gov)系數均通過了 5%及以上的顯著性檢驗，系數分別為 0.156、0.112、0.0889。這意味著在控制其他變量的情況下，東、中、西部行政治理水平每提升1個單位，技術創新經費投入將分別增加15.6%、11.2%、8.89%；東、中、西部法制水平依次通過了 1%、10%、5%的顯著性檢驗，系數分別為 0.129、0.0935、0.0718。這說明在控制其它因素的前提下，東、中、西部法制水平分別每升高 1個單位，技術創新 R ＆ D支出占 GDP的比重將分別上升 12.9%、9.35%、7.18%。可見，行政治理水平的提升和法制水平的優化對技術創新的促進作用與東、中、西部制度環境水平的大小順序相一致。這再次表明在行政治理越透明高效、法制執行更公正有力的地區，技術創新水平越高。這又一次為假說1和假說2的正確性提供了地區層面的經驗證據。對東、中、西部而言，行政治理的回歸系數均優于法制水平，這又一次證明地方政府行政治理(Gov)是更為重要的制度因素。

表3 制度環境對R ＆ D經費投入的效用(地區)

模型(14)～模型(16)在地區層面上考察了行政治理與法制水平間的交互性對技術創新的影響。東、中、西部交互項系數分別為 0.0153、0.0216、0.0180，分別通過了5%、1%、10%的顯著性檢驗。這表明在控制其他因素的前提下，東、中、西部地方政府行政治理水平(Gov)每上升 1個單位，法制水平對技術創新的促進作用將分別上升1.53%、2.16%、1.80%。這進一步為假說 4提供了地區層面的經驗證據。另外，控制變量系數與表2保持了良好的一致性，這里不再贅述。

2.制度環境對R ＆ D勞動投入的效用

表4、表5報告了制度環境總體、行政治理、法制水平及后兩者間的交互性對技術創新勞動投入(lnRdp)的影響。研究表明，不管采用全國樣本(表4)還是地區樣本(表5)，主要結論與前文保持了良好的一致性。這再次論證了前文理論假說的合理性和穩健性，不再贅述。

表4 制度環境對R ＆ D勞動投入(lnRdp)的效用(全國)

表5 制度環境對R ＆ D勞動投入(lnRdp)的效用(地區)① 本文考慮了分地區情況下行政治理和法制水平及其交互性對地區技術創新的影響，主要結論基本保持不變。篇幅所限，未在正文中報告，備索。

（四）穩健性檢驗

為避免變量選擇和模型設定對研究結論造成的偏誤。本文選取地區發明專利作為技術創新產出的測度指標對前文4個假說進行穩健性檢驗。發明專利可以為企業帶來核心競爭優勢，提高企業市場價值，推動企業的持續、良性發展(黎文靖和鄭曼妮，2016)。同時，采用經濟空間權重矩陣測算地區間技術創新的空間相關性，其表達式為：

五、主要結論與政策建議

當前，依靠技術創新推動經濟發展方式轉型已經成為共識。關于如何促進技術創新，新制度經濟學認為制度從根本上決定了一國技術創新的投入與產出水平，本文沿承了制度決定論的分析脈絡。首先，從中國“諸侯經濟”、“標尺競爭”等體制特征來考慮，將法院“合一制”引入分析框架，理論分析了地方行政治理、法制水平以及兩者間的交互關系影響技術創新的典型機制。研究發現：行政治理和法制水平的優化，能夠通過降低要素錯配程度、優化公共品供給和資本配置效率以及塑造市場競爭機制等渠道提升企業家技術創新的資本配置總量和收益預期值，降低其技術創新的交易費用和經營風險，從而推動了技術創新水平的提升；同時，行政干預的減少有助于提升司法部門的獨立性和執法強度，從而強化后者對技術創新的促進作用。其次，本文從企業技術創新特征和制度需求出發，構建了技術創新視角下的制度環境指標體系。最后，本文采用動態空間面板模型(SEM)對我國2001—2016年30個地區數據進行了經驗分析。其結果表明：中國地區間技術創新存在顯著的空間依賴性；在行政環境更高效透明、法律執行越公正有力的地區，企業對自身技術創新的要素投入越多，發明專利等創新成果越多，地區技術創新水平越高；兩個分項對技術創新的促進作用與分項水平在地區間的優劣順序相一致；對同一地區，地方政府行政治理水平提升對技術創新的促進作用大于法制水平的提升，且地方行政治理對本地法制水平具有重要的決定作用，前者的改善能夠提升后者對技術創新的推動效用。因此，優化地方行政治理水平是改善制度環境的根本所在。

本文主要的政策啟示有：第一，重構“標尺競爭”的評價內涵，弱化地方政府對市場的干預強度。研究顯示，地方政府激勵扭曲引致的要素錯配和公共品供給缺失對技術創新產生了顯著的負向影響。因此，一方面應改變以 GDP為核心的晉升考核狀況，弱化地方政府干預市場的動機和強度；另一方面應將地方政府公共服務效率和質量納入“標尺競爭”評價體系，增加地方政府為單方面累積經濟規模而干預市場運行的機會成本。第二，強化基層司法部門執法考核力度，進一步發揮市場“無形之手”在資源配置中的重要作用。前文分析表明，較弱的法律執行將導致市場失序。這一方面將引起企業家惡性競爭并由此帶來創新收益損失和資源損耗；另一方面將迫使投資者退出市場，導致要素成本升高，最終對技術創新造成負向影響。因此，應從執法公正和強度兩方面加強對基層司法部門的考核力度，強化法制水平在塑造公平公正市場秩序和有效市場配置機制方面的積極作用，將“全面依法治國”和“發揮市場在資源配置中的決定性作用”等政策方針落到實處。第三，深化司法部門省級統管改革，增強司法部門事權獨立性。地方政府行政治理水平是影響地區技術創新水平的首要制度因素，也是改善地區法制水平及制度環境總體的根本所在。因此，應進一步深化司法部門省級統管改革，徹底切斷基層地方政府干預本地司法部門的制度渠道，增強基層司法部門的事權獨立性，以進一步發揮后者在塑造公平公正市場秩序、推動本地技術創新中的重要作用。