R&D投入與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新：地區(qū)市場分割的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

潘明明，蔡書凱

（安徽工程大學(xué)，安徽 蕪湖 241000）

一、文獻(xiàn)回顧

技術(shù)創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定增長的核心動力［1］。根據(jù)內(nèi)生增長理論，一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)之所以能實(shí)現(xiàn)長期穩(wěn)定增長，很大程度上得益于技術(shù)創(chuàng)新誘發(fā)的全要素生產(chǎn)率的提高［2-3］，即技術(shù)創(chuàng)新推動全要素生產(chǎn)率提高，而全要素生產(chǎn)率的提高又帶動了經(jīng)濟(jì)的高速增長［4-5］。因此，如何有效推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新并通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高速增長，已成為各級政府在發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)中重點(diǎn)關(guān)注的內(nèi)容。

開放經(jīng)濟(jì)條件下，R&D投入被視為推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的最關(guān)鍵要素，其是區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)和保障［6］。相關(guān)研究中，Cohen和Levithal最早關(guān)注到R&D投入具有知識和技術(shù)外溢性，并認(rèn)為R&D投入在區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步中具有不可替代的作用［7］；Veugelers［8］、Beneito［9］等深入挖掘了R&D投入推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)理，認(rèn)為R&D投入在破解研發(fā)項(xiàng)目資金及人才障礙、推動創(chuàng)新資源科學(xué)流動和合理配置、保障國家創(chuàng)新體系正常運(yùn)行等方面發(fā)揮了舉足輕重的作用。Ingo和Matthias［10］研究指出，R&D投入除在上述方面發(fā)揮了重要作用外，還可顯著提升企業(yè)相關(guān)人員對新技術(shù)的理解能力和評估能力，企業(yè)通過獲取、吸收和消化外部知識，可以提升自身的科技水平進(jìn)而最終提高區(qū)域自主創(chuàng)新能力。Bottazzi和Peri［11］實(shí)證分析了R&D投入對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)在世界自主創(chuàng)新能力排名相對靠前的城市中，R&D投入對城市科技成長性有顯著的促進(jìn)作用。但是近年來一些學(xué)者在研究中卻發(fā)現(xiàn)R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新之間并非僅呈現(xiàn)單純的線性關(guān)系，R&D投入并不總是顯著地推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，在部分地區(qū)、部分產(chǎn)業(yè)中甚至出現(xiàn)了R&D投入與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系不顯著的現(xiàn)象，并試圖從多個維度對這一現(xiàn)象進(jìn)行解析［12-13］。

此外，推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，除需投入大量的人才、資本等創(chuàng)新資源外，對創(chuàng)新資源的利用也至關(guān)重要［14］。而提高創(chuàng)新資源利用效率的關(guān)鍵在于創(chuàng)新組織或機(jī)構(gòu)具備很強(qiáng)的創(chuàng)新動機(jī)和意愿，愿意充分利用創(chuàng)新資源開展創(chuàng)新活動。因此，在推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中，既要保證持續(xù)、穩(wěn)定地投入各類創(chuàng)新資源，又要實(shí)現(xiàn)各類創(chuàng)新資源的合理配置和高效利用［15］。但在現(xiàn)實(shí)中，由地方政府競爭和地方保護(hù)誘發(fā)的市場分割在一定程度上限制了商品、人才、貨幣等要素的跨區(qū)域流動，影響了創(chuàng)新產(chǎn)出收益和區(qū)域人才、資本等要素的儲備情況，進(jìn)而對創(chuàng)新主體的創(chuàng)新動力和創(chuàng)新資源的甄選及配置產(chǎn)生了一定的不利影響。因此，綜合來看，市場分割對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中的資源利用效率勢必會產(chǎn)生一定影響。然而通過梳理既有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，目前雖然部分學(xué)者已逐步認(rèn)識到并探討了市場分割在R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中的調(diào)節(jié)作用［16-17］，但多是從理論層面進(jìn)行的歸納和總結(jié)，而將R&D投入、市場分割、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新三者納入統(tǒng)一的研究框架進(jìn)行定量研究的理論成果較為缺乏，這就使得我們無法準(zhǔn)確定位市場分割調(diào)節(jié)R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的具體方向和影響程度，進(jìn)而可能造成政府或相關(guān)部門在出臺地區(qū)市場分割改革措施時缺乏足夠的理論依據(jù)。

基于以上分析，本文采用我國內(nèi)地除西藏外的30個省、自治區(qū)、直轄市①因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，為保持統(tǒng)計(jì)的一致性、數(shù)據(jù)的連貫性，故研究中未納入西藏。30個省、自治區(qū)、直轄市包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。2001年—2017年的面板數(shù)據(jù)，將R&D投入、市場分割、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新納入統(tǒng)一的研究框架，運(yùn)用面板門檻模型進(jìn)一步識別R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中市場分割的調(diào)節(jié)方式及影響程度，厘清R&D投入、市場分割、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新三者之間的動態(tài)關(guān)系，以期為政府調(diào)整市場分割狀態(tài)提供有益參考。

二、模型設(shè)定與變量選取

（一）模型設(shè)定

如前所述，本文的研究重點(diǎn)是探究市場分割調(diào)節(jié)R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中的具體方式及影響程度，并試圖厘清R&D投入、市場分割、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新三者之間的動態(tài)關(guān)系，而由Hansen提出的面板門檻模型［18］可以描述變量間的跳躍性或結(jié)構(gòu)性斷裂關(guān)系，因而運(yùn)用面板門檻模型有助于本文的實(shí)證研究。

1.模型設(shè)置。面板門檻回歸模型的基本形式如下：

式（1）中，yi為因變量，xi為自變量，ei為誤差項(xiàng)，qi為門檻變量，γ為門檻值。式（1）的統(tǒng)一形式可以表示為：

式（2）中，xi(γ)=xidi(γ)，g0gggggg為指示函數(shù)，d(γ)={qi≤γ} ，θ=θ2，δn=θ2-θ1。同樣，式（2）也可以進(jìn)一步改寫為如下形式：

式（3）中，X的回歸參數(shù)為（θ，δn）。根據(jù)最小二乘法（又稱最小平方法），若用Xγ?=[XXγ]對Y進(jìn)行回歸可得Sn(γ)=Sn[ θ(γ),δ(γ),γ]=Y'Y-Y'Xγ??'Y，則門檻值就是使Sn（γ）最小的。被定義為：

式（4）中，Γn=?！蓒 }q1,…,qn，Sn為模型殘差平方和。在門檻變量的測算中，Hansen將每一個相對獨(dú)立的觀測值都視為可能的門檻值，并根據(jù)式（4）獲得其他各項(xiàng)參數(shù)。進(jìn)一步地，通過擴(kuò)展單門檻模型可以得到多門檻模型。

2.顯著性檢驗(yàn)。門檻模型顯著性檢驗(yàn)的零假設(shè)為θ1=θ2，表示不存在使參數(shù)顯著不同的門檻，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LM如下：

式（5）中，S0為零假設(shè)下的殘差平方和，LM統(tǒng)計(jì)量可通過Bootstrap P值來衡量，即通過模擬數(shù)據(jù)抽取形成一組變量序列進(jìn)而產(chǎn)生相應(yīng)的概率值P，并將其作為顯著性檢驗(yàn)的工具。同樣地，多門檻檢驗(yàn)也可以通過這種方法進(jìn)行。

3.置信區(qū)間。構(gòu)建門檻變量置信區(qū)間的零假設(shè)為γ?=γ，具體的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下：

當(dāng)LRn(γ)≤c(α)=-2ln(1- α)時（α表示顯著性水平），表示不能拒絕零假設(shè)。同樣地，多門檻模型與此類似。

（二）變量選取

本文以我國內(nèi)地除西藏外的30個省、自治區(qū)、直轄市為研究樣本，并采用2001年—2017年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究中原始數(shù)據(jù)均來源于2002年—2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地統(tǒng)計(jì)年鑒。此外，為消除變量量綱不統(tǒng)一造成的回歸誤差，在進(jìn)行實(shí)證研究前本文對各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)化處理。本文選取如下變量進(jìn)行實(shí)證分析：

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平（tech）。雖然既有研究中有學(xué)者指出以專利授權(quán)量衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平有一定的片面性，但鑒于專利授權(quán)量可以較為客觀、準(zhǔn)確地反映區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新活動的開展情況和科研產(chǎn)出情況，故本文借鑒陳恒［13］等人的觀點(diǎn)，仍采用區(qū)域?qū)＠跈?quán)量作為衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的指標(biāo)。

2.解釋變量。本文的解釋變量為R&D投入，選用R&D資金投入（rde）和R&D人才投入（rdp）作為R&D投入的評價指標(biāo)，分別用區(qū)域科研經(jīng)費(fèi)投入量和區(qū)域研發(fā)人員數(shù)量進(jìn)行衡量。

3.門檻變量。本文的門檻變量為區(qū)域市場分割（segt），并借鑒韓慶瀟和楊晨［15］的研究思路。首先，選用食品、煙酒及用品、衣著、家用設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健及個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)、居住等8類居民消費(fèi)價格指數(shù)作為產(chǎn)品市場分割的衡量指標(biāo)，選用國有單位職工平均工資、城鎮(zhèn)集體單位職工平均工資和其他單位職工平均工資3類職工工資水平作為勞動力市場分割的衡量指標(biāo)，選用建筑安裝工程投資價格指數(shù)、設(shè)備工程和器具投資價格指數(shù)、其他資本品投資價格指數(shù)3類固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作為資本市場分割的衡量指標(biāo)。其次，依據(jù)“價格法”依次計(jì)算產(chǎn)品市場分割指數(shù)、勞動力市場分割指數(shù)和資本市場分割指數(shù)，并運(yùn)用熵權(quán)法對上述3類市場的市場分割指數(shù)加權(quán)求和以得到區(qū)域市場分割指數(shù)（segt）。最后，本文參照韓慶瀟［15］、龔新蜀［16］等人的做法，將市場分割指數(shù)擴(kuò)大1000倍以彌補(bǔ)市場分割指數(shù)太小而造成模型估計(jì)參數(shù)代表性不強(qiáng)的問題。

4.控制變量。本文中的控制變量包括外商直接投資（fdi）、經(jīng)濟(jì)開放度（open）、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（rgdp）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）、固定資產(chǎn)投資（invest）。其中，外商直接投資（fdi）用外商直接投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量，經(jīng)濟(jì)開放度（open）用進(jìn)出口貿(mào)易總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（rgdp）用人均GDP來衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）用工業(yè)增加值占GDP的比重來衡量，固定資產(chǎn)投資（invest）用固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重來衡量。

本研究中變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、實(shí)證分析

（一）門檻檢驗(yàn)

1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本文先對市場分割是否存在門檻效應(yīng)以及具體的門檻數(shù)量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知：在R&D資金投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中，市場分割分別在5%和1%的顯著性水平上通過了單門檻檢驗(yàn)和雙門檻檢驗(yàn)，但沒有通過三門檻檢驗(yàn)；在R&D人才投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中，市場分割均在5%的顯著性水平上通過了單門檻檢驗(yàn)和雙門檻檢驗(yàn)，但依然沒有通過三門檻檢驗(yàn)。由此可見，在R&D資金投入和R&D人才投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中，均存在市場分割的雙門檻調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表2 門檻模型檢驗(yàn)

2.門檻值檢驗(yàn)與門檻區(qū)間劃分。在確定了R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中存在市場分割門檻效應(yīng)及具體的門檻數(shù)量之后，接下來還需對門檻值進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。由表3可知：R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)模型的市場分割第一門檻值和第二門檻值分別為-0.365和0.000，R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)模型的市場分割第一門檻值和第二門檻值分別為-0.414和0.000，且兩個模型市場分割門檻值均在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。

表3 門檻值估計(jì)結(jié)果

（二）門檻估計(jì)結(jié)果及分析

確定門檻值及其分布后，本文又對R&D資金投入和R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)市場分割門檻模型參數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果如表4所示。同時為便于分析，本文還構(gòu)建了R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)和R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的線性模型作為參照組，參數(shù)估計(jì)采用STATA14.0軟件進(jìn)行處理。由表4可知，R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)和R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的線性模型與市場分割門檻模型中控制變量的參數(shù)大小及顯著性呈現(xiàn)較強(qiáng)的一致性，且門檻模型表現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)健性。進(jìn)一步分析可知：在R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的市場分割門檻模型中，lnrde_1、lnrde_2、lnrde_3的回歸系數(shù)依次為-0.0485、0.261和-0.0420，且分別在5%、1%和10%水平上通過顯著性檢驗(yàn)。而在R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)市場分割門檻模型中，lnrdp_1、lnrdp_2、lnrdp_3的回歸系數(shù)依次為-0.0226、0.185和-0.0193，且分別在1%、1%和5%水平上通過顯著性檢驗(yàn)。由此可見，當(dāng)市場分割指數(shù)介于第一門檻值與第二門檻值之間時，R&D資金投入和R&D人才投入對技術(shù)創(chuàng)新有正向影響；而當(dāng)市場分割指數(shù)小于第一門檻值或大于第二門檻值時，R&D資金投入和R&D人才投入對技術(shù)創(chuàng)新均有負(fù)向影響。綜合來看，無論是R&D資金投入還是R&D人才投入，其對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響均為非線性的，均存在以市場分割為門檻變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，且與市場分割呈倒U形關(guān)系，合理的地方政府干預(yù)和保護(hù)所引致的適度市場分割有利于R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生，而過度的地方政府干預(yù)和保護(hù)以及地方政府對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的不干預(yù)、不作為均在R&D投入推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的過程中產(chǎn)生抑制作用。

表4 門檻模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表4

此外，根據(jù)既有研究，若要提高R&D資金和人才使用效率，最大程度地產(chǎn)生R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)，則不僅需保障R&D人才和資金的持續(xù)、穩(wěn)定投入并實(shí)現(xiàn)各類創(chuàng)新資源的合理配置，同時還需激發(fā)創(chuàng)新主體的創(chuàng)新動力與意愿，使其愿意充分、有效地利用創(chuàng)新資源開展創(chuàng)新活動。前者要求轄區(qū)有充足的人力資本和貨幣資本儲備，后者則要求創(chuàng)新主體能獲得相應(yīng)的創(chuàng)新收益。而強(qiáng)市場分割①后文把市場分割指數(shù)小于第一門檻值定義為弱市場分割，把市場分割指數(shù)大于第二門檻值定義為強(qiáng)市場分割，把市場分割指數(shù)介于第一門檻值和第二門檻值之間定義為中等市場分割。和弱市場分割對創(chuàng)新的基礎(chǔ)條件均會產(chǎn)生一定的制約作用。強(qiáng)市場分割表現(xiàn)為地方政府對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過度干預(yù)和保護(hù)，其不僅會阻礙創(chuàng)新產(chǎn)品跨區(qū)域流通，減少創(chuàng)新收益，削弱創(chuàng)新主體的創(chuàng)新動力和積極性，還會割裂外部人才、資本等要素的流入渠道，降低區(qū)域人才、資本等要素的儲備水平，進(jìn)而可能降低創(chuàng)新資源投入質(zhì)量和配置的合理性。弱市場分割同樣也會對創(chuàng)新主體的創(chuàng)新動力、創(chuàng)新資源投入質(zhì)量及合理配置等產(chǎn)生不利影響。如弱市場分割可能導(dǎo)致大量外部商品流入，威脅并沖擊轄區(qū)內(nèi)的本地企業(yè)，本地企業(yè)為了生存多傾向于選擇“短、平、快”項(xiàng)目而無暇從事技術(shù)創(chuàng)新活動，同時弱市場分割還易誘發(fā)區(qū)域人才、資本外流，降低區(qū)域內(nèi)人才、資本等要素的儲備水平。因而綜合來看，中等市場分割最有利于產(chǎn)生R&D投入的技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)，進(jìn)而有利于促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。

另從控制變量來看，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（rgdp）、經(jīng)濟(jì)開放度（open）、固定資產(chǎn)投資（invest）以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）的回歸系數(shù)均為正且通過了顯著性檢驗(yàn)，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展、開放水平的持續(xù)提升、固定資產(chǎn)投資的持續(xù)增加以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，均可顯著推動企業(yè)自主創(chuàng)新能力的增強(qiáng)和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。外商直接投資（fdi）在4個模型中均未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因母國實(shí)行的技術(shù)封鎖使得母國在對東道國的投資中阻斷了技術(shù)轉(zhuǎn)移和溢出而造成的。

（三）分地區(qū)的實(shí)證估計(jì)

根據(jù)前文的實(shí)證結(jié)果，強(qiáng)市場分割和弱市場分割均不利于R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生。弱市場分割抑制R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的一條主要途徑在于外部商品的過多進(jìn)入對本地企業(yè)產(chǎn)生威脅和沖擊，在一定程度上造成本地人才、資本等要素外流。根據(jù)產(chǎn)業(yè)競爭力理論和區(qū)域集聚擴(kuò)散效應(yīng)理論，外部商品能否對本地企業(yè)造成威脅、沖擊，本地人才、資本等是否外流在相當(dāng)程度上取決于本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后、產(chǎn)業(yè)競爭力弱、要素聚集能力弱的地區(qū)更易出現(xiàn)外部商品沖擊本地企業(yè)以及本地生產(chǎn)要素外流等問題。當(dāng)前，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體呈現(xiàn)東部、中部、西部地區(qū)依次遞減的態(tài)勢，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，產(chǎn)業(yè)競爭力和要素集聚能力更為突出，而中部地區(qū)和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，產(chǎn)業(yè)競爭力和要素集聚能力相對較差。那么，前文得出的關(guān)于市場分割調(diào)節(jié)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的結(jié)論是否在我國東部、中部、西部地區(qū)都適用呢？市場分割的調(diào)節(jié)作用在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域是否存在異質(zhì)性呢？以上問題有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。下文將我國內(nèi)地除西藏以外的30個省、自治區(qū)、直轄市進(jìn)一步劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域①本研究中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，分別估計(jì)市場分割調(diào)節(jié)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的門檻參數(shù)，結(jié)果如表5所示。

表5 分樣本估計(jì)：東部、中部和西部地區(qū)回歸結(jié)果

續(xù)表5

由表5可知：對于東部地區(qū)而言，若以市場分割為門檻變量，則無論是R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)還是R&D人才投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)，與全國總體相比均存在明顯的差異性。東部地區(qū)lnrde-1回歸系數(shù)為0.0746且通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，lnrde-2、lnrde-3的回歸系數(shù)分別為0.141和0.0147，且均未通過顯著性檢驗(yàn)；lnrdp-1、lnrdp-2的回歸系數(shù)分別為0.235、0.0746，且均通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，lnrdp-3系數(shù)為0.0147且沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因而綜合來看，東部地區(qū)市場分割與R&D投入的技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)呈負(fù)向線性關(guān)系，強(qiáng)市場分割抑制了R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生，弱市場分割促進(jìn)了R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生。這可能是因東部地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展高地，產(chǎn)業(yè)競爭力突出，要素集聚效應(yīng)明顯，低力度的地方干預(yù)和保護(hù)不僅不會造成外部商品沖擊本地企業(yè)以及本地人才、資本等要素外流，反而有利于外部生產(chǎn)要素流入。因此，東部地區(qū)應(yīng)通過區(qū)域聯(lián)動、合作等方式，降低地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)和保護(hù)力度，進(jìn)一步消除市場分割。對于中部地區(qū)和西部地區(qū)而言，若以市場分割為門檻變量，則中部地區(qū)、西部地區(qū)門檻模型的回歸系數(shù)、顯著性水平雖與全國總體狀況相比有一定差異，但參數(shù)變動趨勢與全國總體分布表現(xiàn)出較強(qiáng)的一致性，強(qiáng)市場分割和弱市場分割均會抑制R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生，中等市場分割能促進(jìn)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生。因而，對于中部地區(qū)和西部地區(qū)來說，應(yīng)制定合理的經(jīng)濟(jì)干預(yù)和保護(hù)政策，使轄區(qū)市場分割保持在適度水平。

（四）區(qū)域市場分割類型劃分

基于前文的研究結(jié)論，東部地區(qū)應(yīng)盡量消除市場分割，而中部地區(qū)和西部地區(qū)應(yīng)使轄區(qū)市場分割維持在適度水平以促進(jìn)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生，為此，應(yīng)對我國各省區(qū)市場分割進(jìn)行精確定位以增強(qiáng)后續(xù)改革舉措的針對性。在區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中，R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)往往更為突出①在前文的回歸結(jié)果中，R&D資金投入對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的線性回歸系數(shù)為0.285，而R&D人才投入對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的線性回歸系數(shù)為0.199。，為簡化分析，本文僅以R&D資金投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)模型市場分割門檻值將樣本地區(qū)劃分為弱市場分割、中等市場分割和強(qiáng)市場分割3個區(qū)間類型。本文對弱市場分割區(qū)間、中等市場分割區(qū)間、強(qiáng)市場分割區(qū)間的值域依次確定為［-∞，-0.365］、［-0.365，0.000］和［0.000，+∞］，同時結(jié)合市場分割指數(shù)②鑒于研究重點(diǎn)及篇幅，本文未列出30個樣本地區(qū)的市場分割指數(shù)計(jì)算過程。對各地區(qū)進(jìn)行分類，結(jié)果如表6所示。

表6 區(qū)域市場分割類型劃分

進(jìn)一步地，根據(jù)前文的實(shí)證結(jié)果，為最大程度地產(chǎn)生R&D投入的技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)，東部地區(qū)市場干預(yù)的最優(yōu)狀態(tài)為弱市場分割狀態(tài)，中部地區(qū)和西部地區(qū)市場干預(yù)的最優(yōu)狀態(tài)應(yīng)為中等市場分割狀態(tài)。由此可知，北京、遼寧、山東、福建、廣東、江西應(yīng)保持現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)干預(yù)力度和市場分割水平；上海、浙江、天津、河北、江蘇、湖北、湖南、廣西、海南、重慶、四川、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆應(yīng)削弱地方干預(yù)和保護(hù)力度，降低區(qū)域市場分割水平。其中，上海、浙江應(yīng)將其市場分割由中等分割水平降至弱市場分割水平，天津、河北、江蘇、海南應(yīng)將其市場分割由強(qiáng)市場分割水平降至弱市場分割水平，湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆應(yīng)將其市場分割由強(qiáng)市場分割水平降至中等市場分割水平。此外，黑龍江、吉林、山西、安徽、河南、云南、內(nèi)蒙古地方經(jīng)濟(jì)干預(yù)和保護(hù)力度不足，應(yīng)制定合理的經(jīng)濟(jì)干預(yù)和保護(hù)政策，使其市場分割由弱市場分割水平調(diào)整至中等市場分割水平。

四、結(jié)論與啟示

本文以我國內(nèi)地除西藏以外的30個省、自治區(qū)、直轄市為研究樣本，選取2001年—2017年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板門檻模型探究市場分割調(diào)節(jié)R&D投入作用于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新過程中的具體方式及影響程度，得到以下結(jié)論與啟示：

第一，R&D投入與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間并非呈現(xiàn)單純的線性關(guān)系而是存在市場分割的門檻調(diào)節(jié)效應(yīng)。從全國總體來說，市場分割與R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)之間呈倒U形關(guān)系，即合理的經(jīng)濟(jì)干預(yù)和保護(hù)所引致的中等市場分割可促進(jìn)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生，而地方政府過度干預(yù)和保護(hù)以及不干預(yù)、不作為導(dǎo)致的強(qiáng)市場分割和弱市場分割均會對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生一定的抑制作用。

第二，市場分割調(diào)節(jié)R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)存在明顯的地區(qū)異質(zhì)性。中部地區(qū)和西部地區(qū)市場分割調(diào)節(jié)作用與全國總體狀況相一致，二者呈倒U形關(guān)系；東部地區(qū)市場分割對R&D投入技術(shù)創(chuàng)新影響效應(yīng)的產(chǎn)生則表現(xiàn)出負(fù)向線性關(guān)系的特點(diǎn)，本文認(rèn)為地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)競爭力、生產(chǎn)要素集聚能力的差異等可能是引發(fā)上述現(xiàn)象的主要原因。

第三，當(dāng)前我國上海、浙江、天津、河北、江蘇、湖北、湖南、廣西、海南、重慶、四川、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等地政府對市場的干預(yù)和保護(hù)過度，應(yīng)著力打破地方與行業(yè)壟斷，消除市場壁壘，構(gòu)建區(qū)域一體化的市場體系；黑龍江、吉林、山西、安徽、河南、云南、內(nèi)蒙古等地政府對轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)和保護(hù)不足，應(yīng)進(jìn)一步明確政府與市場的關(guān)系，充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，同時適度加強(qiáng)政府對轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的調(diào)控能力。