統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系研究
——基于空間資源錯(cuò)配的中介作用

溫 科，李常洪，徐曉肆

（1.山西大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 太原 030006；2.邯鄲學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 邯鄲 056003）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式也正在由傳統(tǒng)要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，科技創(chuàng)新成為撬動(dòng)生產(chǎn)方式變革、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的有力杠桿。如何在世界新一輪的科技革命和產(chǎn)業(yè)變革浪潮中，以科技創(chuàng)新推動(dòng)我國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)技術(shù)變革和優(yōu)化升級(jí)，夯實(shí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的支撐作用，具有重要意義。

2022年3月發(fā)布的《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的意見(jiàn)》（下文簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》）中提出，建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的主要目標(biāo)之一在于發(fā)揮超大規(guī)模市場(chǎng)具有豐富應(yīng)用場(chǎng)景和放大創(chuàng)新收益的優(yōu)勢(shì)，通過(guò)市場(chǎng)需求引導(dǎo)創(chuàng)新資源有效配置。《意見(jiàn)》中也提出建立全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的難點(diǎn)在于：加快清理廢除妨礙統(tǒng)一市場(chǎng)和公平競(jìng)爭(zhēng)的各種規(guī)定和做法，破除各種封閉小市場(chǎng)、自我小循環(huán)。在黨的二十大報(bào)告中，“構(gòu)建全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)，深化要素市場(chǎng)化改革，建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)市場(chǎng)體系”被作為“構(gòu)建高水平社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制”的一項(xiàng)重要內(nèi)容?？梢?jiàn)，全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)對(duì)于加快實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新要素有序流動(dòng)和合理配置，進(jìn)而提升區(qū)域“整體”創(chuàng)新績(jī)效十分重要，而破除基于地方保護(hù)的市場(chǎng)分割是推進(jìn)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)的落腳點(diǎn)，不僅體現(xiàn)了全國(guó)大市場(chǎng)的統(tǒng)一性，也體現(xiàn)了其開(kāi)放性、競(jìng)爭(zhēng)性和有序性。

盡管現(xiàn)階段已有學(xué)者就如何配置創(chuàng)新資源（Chen 和Guan，2012）［1］、減少知識(shí)冗余（王建平，2020）［2］、提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效（韓軍和孔令丞，2021）［3］展開(kāi)了深入研究，然而，現(xiàn)有研究的不足之處主要在于并未有效地研究以“市場(chǎng)分割準(zhǔn)則”為代表的制度環(huán)境下區(qū)域間戰(zhàn)略或策略關(guān)系對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，各地政府對(duì)于市場(chǎng)分割形式的關(guān)注重心已從“市場(chǎng)準(zhǔn)入約束”向“技術(shù)壁壘約束”轉(zhuǎn)移，因此，近年來(lái)學(xué)者們開(kāi)始關(guān)注市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系問(wèn)題。有關(guān)研究主要集中在“市場(chǎng)需求與創(chuàng)新”“財(cái)政分權(quán)體制與區(qū)域創(chuàng)新”等方面。前者強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)需求擴(kuò)張是創(chuàng)新的內(nèi)在動(dòng)力（Zweimüller 和Brunner，2005）［4］，后者則更關(guān)注分權(quán)體制下的財(cái)政分權(quán)程度（吳延兵，2017）［5］、地方政府行為（李鳳 嬌 等，2021）［6］以 及 地 方 政 府 競(jìng) 爭(zhēng)（Taylor，2007）［7］對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。但要注意的是，財(cái)政分權(quán)體制下的地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為問(wèn)題與市場(chǎng)分割現(xiàn)象并非“等同關(guān)系”，即財(cái)政分權(quán)與地方政府競(jìng)爭(zhēng)并非必然引發(fā)市場(chǎng)分割，世界上眾多地區(qū)仍然存在“財(cái)政高度分權(quán)與市場(chǎng)高度整合并存”“地方政府間競(jìng)爭(zhēng)與合作關(guān)系并存”等現(xiàn)象（李永友等，2021）［8］。

市場(chǎng)分割較早由Young（2000）［9］等學(xué)者提出，主要是指地方政府為了維護(hù)本地已有利益，通過(guò)各種行政管制措施，限制本地與外地市場(chǎng)的資源要素相互流通的行為，其在一定程度上違背了市場(chǎng)資源配置的規(guī)律。然而，對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)分權(quán)體制下的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體來(lái)說(shuō)，以行政單位為主體的區(qū)域關(guān)系格局呈現(xiàn)出一種基于本地資源稟賦和生產(chǎn)要素相對(duì)豐裕程度的地方保護(hù)主義態(tài)勢(shì)，由此引發(fā)的市場(chǎng)分割阻礙了區(qū)域間統(tǒng)一市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系的建立（Chernenko 和Sunderam，2012）［10］。從短期看，區(qū)域間的市場(chǎng)分割行為可以為地方帶來(lái)一定的壟斷邊際收益，有效防止核心技術(shù)及資源外溢，降低初創(chuàng)企業(yè)的外部競(jìng)爭(zhēng)威脅，但也阻礙了產(chǎn)業(yè)集群的形成，減少了企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益（Gambardella 和Giarratana，2013）［11］。從長(zhǎng)期看，市場(chǎng)分割行為制約了區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)循環(huán)，限制了區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的形成、創(chuàng)新要素的流動(dòng)以及市場(chǎng)主體間的創(chuàng)新交流和學(xué)習(xí)活動(dòng)，降低了企業(yè)等創(chuàng)新主體開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)的積極性，改變了創(chuàng)新的效率函數(shù)，從而對(duì)本區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升產(chǎn)生不利影響。呂越等（2021）［12］基于2007—2017 年上市公司面板數(shù)據(jù)，提出市場(chǎng)分割抑制了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展水平；卿陶和黃先海（2021）［13］研究了市場(chǎng)分割在市場(chǎng)激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系中的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)分割削弱了市場(chǎng)激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用；俞立平等（2022）［14］提出市場(chǎng)分割對(duì)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響具有門(mén)檻效應(yīng)，但長(zhǎng)期來(lái)看還是不利的。盡管現(xiàn)階段大部分研究都支持“市場(chǎng)分割不利于創(chuàng)新”的結(jié)論，但仍有以下兩個(gè)方面的問(wèn)題需要注意：一是Arrow（1962）［15］在創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中所提到的觀點(diǎn)，即創(chuàng)新行為具有高度的不確定性和外部性，而該不確定性和外部性將導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新水平低于其最優(yōu)水平［16］，此時(shí)，政府的產(chǎn)業(yè)扶持政策將有利于企業(yè)提升其創(chuàng)新績(jī)效，這就是產(chǎn)業(yè)扶持的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)；二是幼稚產(chǎn)業(yè)理論的觀點(diǎn)，即初創(chuàng)企業(yè)的生產(chǎn)與創(chuàng)新成本較高，其主要在對(duì)外貿(mào)易以及“干中學(xué)”的過(guò)程中降低成本，為了避免初創(chuàng)企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中處于劣勢(shì)，政府需要采取相應(yīng)的扶持政策，增強(qiáng)企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)［17］。以上觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了政府的產(chǎn)業(yè)扶持政策對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)和促進(jìn)作用，而產(chǎn)業(yè)扶持政策與市場(chǎng)分割也具有較強(qiáng)的相關(guān)性。因此本文認(rèn)為，對(duì)于市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系問(wèn)題還需要進(jìn)一步探討，這對(duì)于以中國(guó)為代表的后發(fā)國(guó)家而言是十分有意義的。

此外，地方保護(hù)所導(dǎo)致的市場(chǎng)分割所產(chǎn)生的“扭曲效應(yīng)”不僅會(huì)導(dǎo)致各種要素資源向國(guó)有企業(yè)過(guò)度傾斜（范子英和周小昶，2022）［18］，也會(huì)限制要素資源在區(qū)域間的自由流動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致其邊際報(bào)酬率減低，引發(fā)空間資源錯(cuò)配（Ryzhenkov，2016）［19］。如劉毓蕓等（2017）［20］、郎昆和劉慶（2021）［21］的研究均認(rèn)為，市場(chǎng)分割是導(dǎo)致區(qū)域資源配置扭曲的重要因素；而且空間資源錯(cuò)配也會(huì)抑制創(chuàng)新能力與績(jī)效水平的提升（謝東水，2020）［22］。遺憾的是，以往研究并未進(jìn)一步考察市場(chǎng)分割下的空間資源錯(cuò)配對(duì)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的影響，這不利于深入考察市場(chǎng)分割影響區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的內(nèi)在機(jī)制和傳導(dǎo)路徑。

本文基于現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究不足，結(jié)合當(dāng)前中國(guó)落實(shí)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、創(chuàng)新型國(guó)家高質(zhì)量發(fā)展的重大現(xiàn)實(shí)背景，從空間資源錯(cuò)配的視角分析市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系，并從以下三個(gè)方面展開(kāi)研究：第一，通過(guò)2002—2020 年我國(guó)31 個(gè)省域面板數(shù)據(jù)，實(shí)際考察地方政府保護(hù)主義所造成的市場(chǎng)分割動(dòng)態(tài)變化情況。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用多元線性回歸以及工具變量法實(shí)證分析市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響效應(yīng)。這不僅有利于進(jìn)一步揭示以市場(chǎng)分割為代表的政府行為與區(qū)域創(chuàng)新的關(guān)系，還有利于為探究影響區(qū)域創(chuàng)新的制度因素提供思路。第二，基于空間資源錯(cuò)配的視角，研究市場(chǎng)分割影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的中介傳導(dǎo)機(jī)制，即市場(chǎng)分割抑制各種資源要素的自由流動(dòng)，導(dǎo)致各種資源在空間上的錯(cuò)配，進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。第三，地方政府保護(hù)主義行為形成的市場(chǎng)分割進(jìn)而引發(fā)的資源錯(cuò)配，有可能對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生抑制作用，但地方政府在進(jìn)行保護(hù)主義行為的同時(shí)，也在進(jìn)行支持區(qū)域創(chuàng)新的政策行為。因此，有必要從政府科技支持的角度展開(kāi)研究，進(jìn)而更加全面地探討市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

近年來(lái)，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的不斷推進(jìn)，產(chǎn)能過(guò)剩、資源分配不均、生態(tài)環(huán)境破壞等方面的問(wèn)題日益加劇，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高生產(chǎn)效率以及減少資源浪費(fèi)已成為各地政府經(jīng)濟(jì)及產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略方面的重要選擇，這就使得各地政府不斷加強(qiáng)對(duì)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的保護(hù)。首先，從技術(shù)創(chuàng)新的特征方面看，隨著現(xiàn)階段社會(huì)信息技術(shù)水平的不斷提升，有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新的知識(shí)和信息等要素的流動(dòng)性日益增強(qiáng)，其無(wú)償外溢性也在不斷增強(qiáng)。尤其是在某些核心技術(shù)或關(guān)鍵技術(shù)方面，為了避免其無(wú)償流失或被模仿，地方政府經(jīng)常會(huì)采取地方保護(hù)和市場(chǎng)分割行為，在技術(shù)、貿(mào)易以及市場(chǎng)等方面設(shè)置壁壘。其次，相對(duì)于成熟企業(yè)而言，初創(chuàng)企業(yè)的產(chǎn)品市場(chǎng)份額小、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益低下，其主要依托于自身獨(dú)特的新技術(shù)與其他企業(yè)展開(kāi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，并且新技術(shù)從創(chuàng)意產(chǎn)生、研發(fā)創(chuàng)造到商業(yè)化運(yùn)用需要經(jīng)歷較長(zhǎng)的周期，技術(shù)流失的風(fēng)險(xiǎn)性與邊際損失更高，這就需要區(qū)域政策及制度的保護(hù)。

綜上所述，市場(chǎng)分割行為在短期內(nèi)有利于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升。但是，過(guò)度的、長(zhǎng)期的地方保護(hù)與市場(chǎng)分割行為，將阻礙創(chuàng)新要素按照市場(chǎng)規(guī)律進(jìn)行正常流動(dòng)，抑制企業(yè)與其他地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新交流活動(dòng)以及創(chuàng)新資源的外溢，進(jìn)而無(wú)法建立有效的創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)與創(chuàng)新生態(tài)，這對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升會(huì)產(chǎn)生阻礙。長(zhǎng)期的市場(chǎng)分割所形成的“進(jìn)入封鎖”等行為性壁壘、“產(chǎn)品差異”等結(jié)構(gòu)性壁壘以及“沉沒(méi)成本高”等退出壁壘，限制了其他地區(qū)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手進(jìn)入本地市場(chǎng)，這在一定程度上維護(hù)了本地企業(yè)的利益，但也造成了本地企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不足，使其缺乏通過(guò)創(chuàng)新改善自身劣勢(shì)的動(dòng)力，進(jìn)而減少R&D 投入。長(zhǎng)期的市場(chǎng)分割會(huì)抑制市場(chǎng)需求帶給企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力，實(shí)證研究證明，企業(yè)市場(chǎng)的擴(kuò)張是激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的主要內(nèi)在動(dòng)力，但市場(chǎng)分割所形成的各種壁壘和障礙，使得產(chǎn)品不能在各地市場(chǎng)之間自由流動(dòng)，這提升了產(chǎn)品的交易成本，抑制了市場(chǎng)擴(kuò)張，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新，這也是導(dǎo)致各地區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效差異較大的主要原因［23］。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：市場(chǎng)分割在影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效過(guò)程中呈現(xiàn)“倒U”型特征。即當(dāng)市場(chǎng)分割程度較低時(shí)，其能夠促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升；而當(dāng)市場(chǎng)分割程度較高時(shí)，其會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生抑制作用。

地方政府之間的市場(chǎng)分割阻礙了資源要素在區(qū)域間的自由流動(dòng)，就會(huì)影響資源要素在區(qū)域間的優(yōu)化配置，進(jìn)而可能降低資源要素的空間配置效率，造成空間資源錯(cuò)配。那么，空間資源錯(cuò)配對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升會(huì)造成影響嗎？與“資源錯(cuò)配”相對(duì)應(yīng)的概念是“資源有效配置”［24］，資源有效配置是提升社會(huì)經(jīng)濟(jì)總量產(chǎn)出水平與生產(chǎn)率以及推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的有效途徑，它是能使經(jīng)濟(jì)社會(huì)整體產(chǎn)出達(dá)到帕累托最優(yōu)的資源配置方式，是勞動(dòng)力、資本等要素資源在區(qū)域間合理分配的表現(xiàn)。而空間資源錯(cuò)配則是資本、勞動(dòng)力等要素資源在區(qū)域等空間層面上的非帕累托最優(yōu)配置。已有研究表明，存在資源錯(cuò)配的情況下，中國(guó)制造業(yè)總量的生產(chǎn)率將下降15%［25］，而造成資源錯(cuò)配的主要因素之一就是市場(chǎng)分割所導(dǎo)致的要素資源流動(dòng)受阻。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)發(fā)展，中央政府與地方政府之間的經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)政策偏好也逐漸不一致，由地方分權(quán)以及“晉升錦標(biāo)賽制度”衍生的市場(chǎng)分割行為導(dǎo)致勞動(dòng)力、資本等要素資源無(wú)法正常或自由流動(dòng)，造成要素資源使用能效低下，引發(fā)空間資源錯(cuò)配［20］，這也抑制了區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展。首先，市場(chǎng)分割會(huì)對(duì)區(qū)域資源配置產(chǎn)生扭曲效應(yīng)。例如，市場(chǎng)分割在區(qū)域經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過(guò)程中為國(guó)有企業(yè)提供了大量的隱性補(bǔ)貼和福利，降低了其轉(zhuǎn)型發(fā)展的動(dòng)力，造成國(guó)有企業(yè)的資源冗余，致使其資源利用效率低下。其次，根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)模型，資源要素的收益率取決于邊際產(chǎn)出，而邊際產(chǎn)出則取決于生產(chǎn)函數(shù)與資源要素集約度，不同的資源要素集約度會(huì)影響其所帶來(lái)的收入分配結(jié)構(gòu)。市場(chǎng)分割通過(guò)限制資源要素流動(dòng)，導(dǎo)致要素資源邊際收益率下降，進(jìn)而引發(fā)資源配置結(jié)構(gòu)扭曲。

此外，資源要素的空間錯(cuò)配也是抑制區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的主要因素。地方政府在實(shí)施市場(chǎng)分割策略過(guò)程中，為了擺脫分割市場(chǎng)所帶來(lái)的“囚徒困境”，獲得公共物品利益和實(shí)現(xiàn)“占優(yōu)均衡”，會(huì)有意壓低勞動(dòng)力、資本等要素資源，進(jìn)而為本地企業(yè)創(chuàng)造更為廣闊的盈利空間，但這卻造成了資源要素價(jià)格的扭曲，進(jìn)而對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效帶來(lái)了不利影響。第一，壓低勞動(dòng)力、資本等要素資源的價(jià)格，會(huì)降低區(qū)域市場(chǎng)需求水平，進(jìn)而有可能限制新產(chǎn)品市場(chǎng)消費(fèi)水平，這在一定程度上抑制了企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力。第二，市場(chǎng)分割所造成的要素資源流動(dòng)受限使得區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局也無(wú)法達(dá)到相對(duì)優(yōu)化。眾多地區(qū)在市場(chǎng)分割策略的引導(dǎo)下，不顧本地資源稟賦特征，將大量資源集中在某些自身并不具備發(fā)展基礎(chǔ)和優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，如資源型城市發(fā)展電子信息產(chǎn)業(yè)等，這在一定程度上限制了本地優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)與核心技術(shù)研發(fā)的進(jìn)程。第三，壓低勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素資源的價(jià)格，使得企業(yè)更傾向于大量投資廠房、設(shè)備等有形要素，導(dǎo)致以有形要素投入為主的粗放型經(jīng)濟(jì)模式有利可圖，這限制了企業(yè)通過(guò)提高人力資源質(zhì)量進(jìn)而提升自主創(chuàng)新水平的動(dòng)力。第四，勞動(dòng)力等要素價(jià)格的下降會(huì)導(dǎo)致人力資源的工資水平下降，這降低了創(chuàng)新人才的積極性，不利于其知識(shí)與創(chuàng)新能力的發(fā)揮。第五，市場(chǎng)分割限制資源要素流通，使得各地高校、研究機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新資源無(wú)法優(yōu)化配置，降低了各地區(qū)間產(chǎn)學(xué)研合作積極性與協(xié)同創(chuàng)新的績(jī)效。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2。

H2：空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系中具有中介作用，即市場(chǎng)分割加劇了資源的空間錯(cuò)配，進(jìn)而對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升產(chǎn)生抑制作用。

三、研究方法

（一）模型構(gòu)建

為了分析市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建模型如下：

其中：i和t分別表示時(shí)期數(shù)和截面數(shù)；Innov為因變量，表示區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效；α為截距項(xiàng)；Seg 表示市場(chǎng)分割；β為其估計(jì)系數(shù)；χ為其二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)；Xj表示j個(gè)控制變量；δ為各個(gè)控制變量估計(jì)系數(shù)；ω和γ分別表示不可觀測(cè)的時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

此外，為了分析空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效過(guò)程中的作用，本文參考鄧慧慧和楊露鑫（2019）［26］的研究方法，構(gòu)建模型如下：

其中：Missall表示空間資源錯(cuò)配；ρ為市場(chǎng)分割對(duì)空間資源錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)；θ表示空間資源錯(cuò)配對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的估計(jì)系數(shù)；Z表示可能影響空間資源錯(cuò)配的控制變量。其余變量涵義與式（1）一致，不再贅述。

需要指出的是，對(duì)于式（1）所示的模型來(lái)說(shuō)，一方面，上文已就市場(chǎng)分割行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)理進(jìn)行理論分析并提出假設(shè)；另一方面，區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效也可能對(duì)市場(chǎng)分割行為產(chǎn)生影響，這主要是為了防止創(chuàng)新資源要素的外溢和維護(hù)本地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)，地方政府可能會(huì)采取市場(chǎng)分割等保護(hù)主義措施。因此，市場(chǎng)分割行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響效應(yīng)可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。此外，本文在模型構(gòu)建與實(shí)證分析過(guò)程中，盡可能選取對(duì)因變量產(chǎn)生影響的因素作為控制變量，并對(duì)無(wú)法測(cè)定的固定效應(yīng)進(jìn)行控制，即便如此，仍可能遺漏其他對(duì)因變量產(chǎn)生影響的因素。此外，模型運(yùn)算過(guò)程中還不可避免地會(huì)出現(xiàn)變量測(cè)量誤差等因素所造成的內(nèi)生性估計(jì)偏誤?；谝陨显颍疚膶槭袌?chǎng)分割選擇合適的工具變量，并采用二階段最小二乘法（2SLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文主要是通過(guò)各地區(qū)零售商品相對(duì)價(jià)格指數(shù)對(duì)市場(chǎng)分割變量進(jìn)行測(cè)算，鑒于在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》等各類統(tǒng)計(jì)年鑒資料中，2001年后煙酒及用品從食品類商品中脫離出來(lái)單獨(dú)列為一類商品，為了保持統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，同時(shí)基于數(shù)據(jù)的可得性與及時(shí)性，本文進(jìn)行實(shí)證分析的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間確定為2002—2020年。目前中國(guó)的各類統(tǒng)計(jì)年鑒中，對(duì)零售商品相對(duì)價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)主要是以省級(jí)行政區(qū)域?yàn)閱挝唬覐闹袊?guó)當(dāng)前行政治理模式的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)說(shuō)，省級(jí)政府層面的市場(chǎng)分割現(xiàn)象也更為明顯［26］。因此，本文選取的數(shù)據(jù)樣本為2002—2020年中國(guó)31個(gè)省級(jí)地區(qū)面板數(shù)據(jù)（香港、澳門(mén)和臺(tái)灣等因數(shù)據(jù)缺失較多，暫不作為本文的研究對(duì)象）。數(shù)據(jù)資料主要來(lái)源于2003—2021 年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

（三）變量定義

1.市場(chǎng)分割

本文參考王磊和鄧芳芳（2016）［27］的研究，采用商品在省份之間的相對(duì)價(jià)格方差測(cè)算市場(chǎng)分割程度，此方法不僅考慮相鄰省份的價(jià)格指數(shù)，也考慮其他省份的價(jià)格指數(shù)，比較符合省份之間“晉升錦標(biāo)賽制度”的現(xiàn)狀。具體如式（4）所示：

其中：m和n分別表示兩個(gè)不同的地區(qū)；k表示所消費(fèi)的商品種類；P表示商品價(jià)格；t表示時(shí)間，即2002 代表t=1，依次類推。基于此，Pkmt表示在第m個(gè)地區(qū)第t期第k類商品的價(jià)格指數(shù)；Pknt表示在第n個(gè)地區(qū)第t年第k類商品的價(jià)格指數(shù)。本文對(duì)我國(guó)31 個(gè)省級(jí)地區(qū)兩兩配對(duì)，并基于統(tǒng)計(jì)口徑的要求以及歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的分類狀況，選取食品、煙酒及用品、服裝鞋帽、家用設(shè)備及其用品、醫(yī)療保健用品、交通和通信工具、文化體育用品、日用品、紡織品、五金材料、書(shū)報(bào)雜志、油脂、化妝品以及燃料等14類商品的價(jià)格指數(shù)測(cè)算市場(chǎng)分割程度。ΔQkmnt表示第m個(gè)地區(qū)和第n個(gè)地區(qū)進(jìn)行配對(duì)后，第t年第k類商品的相對(duì)價(jià)格指數(shù)。為避免因所研究省份位置不同而影響相對(duì)價(jià)格方差以及取對(duì)數(shù)后引起ΔQkmnt的符號(hào)發(fā)生變化，本文先采取其絕對(duì)值形式| ΔQkmnt|，并采用“去均值法”處理與所研究商品的特征和市場(chǎng)環(huán)境相關(guān)的固定效應(yīng)以及隨機(jī)因素變動(dòng)所導(dǎo)致的系統(tǒng)誤差。即假設(shè)| ΔQkmnt|由ak和bkmnt組成，前者表示由于商品特征所導(dǎo)致的價(jià)格變化，后者則表示m和n兩個(gè)地區(qū)市場(chǎng)環(huán)境共同作用所導(dǎo)致的價(jià)格變化。然后對(duì)第t年第k類商品的相對(duì)價(jià)格方差| ΔQkt|取均值，再用| ΔQkmnt|減去該均值，即可消除ak所帶來(lái)的影響以及固定效應(yīng)所導(dǎo)致的系統(tǒng)誤差。具體如式（5）所示：

其中：對(duì)qkmnt求方差Var（qkmnt），以此表示市場(chǎng)分割指數(shù)，它表示m和n兩個(gè)地區(qū)的相對(duì)價(jià)格方差，體現(xiàn)為第k類商品的市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)程度，方差Var（qkmn）t越大，則表明市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)程度越小，市場(chǎng)分割程度越大。此外，對(duì)某地區(qū)各類商品的市場(chǎng)分割指數(shù)進(jìn)行等權(quán)重平均，可以得到某地區(qū)的市場(chǎng)分割指數(shù)。

圖1 報(bào)告了2002—2020 年中國(guó)市場(chǎng)分割程度的變化情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，近年來(lái)中國(guó)區(qū)域市場(chǎng)的分割狀況呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)，國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)形成的趨勢(shì)愈發(fā)明顯，這與范欣等（2017）［28］的研究結(jié)論基本一致。

圖1 中國(guó)市場(chǎng)分割程度發(fā)展趨勢(shì)

2.區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效

本文所研究的區(qū)域創(chuàng)新范疇主要指的是“技術(shù)創(chuàng)新”方面。因而，本文選取“專利授權(quán)數(shù)”作為區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的衡量指標(biāo)，其不僅能夠全面反映當(dāng)年區(qū)域創(chuàng)新的成果信息，并且與“R&D 經(jīng)費(fèi)支出”等創(chuàng)新投入指標(biāo)具有較強(qiáng)相關(guān)性，進(jìn)而能從“投入-產(chǎn)出”的角度更好地表現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效水平。

3.空間資源錯(cuò)配

如上文所述，空間資源錯(cuò)配是勞動(dòng)力、資本等要素資源在區(qū)域等空間層面上的非帕累托最優(yōu)配置，本文將從勞動(dòng)力、資本等要素配置的角度進(jìn)行測(cè)算，相較于“生產(chǎn)率差異度法”“生產(chǎn)率與生產(chǎn)要素份額協(xié)方差法”，“生產(chǎn)函數(shù)法”更有利于直接測(cè)算多種生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出與錯(cuò)位程度，也更能體現(xiàn)要素資源空間錯(cuò)配的含義。因此，本文將采用該法對(duì)空間資源錯(cuò)配程度進(jìn)行測(cè)算。首先設(shè)置生產(chǎn)函數(shù)形式如下：

其中：Y表示地區(qū)總產(chǎn)出，本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值指標(biāo)進(jìn)行表示，并以2002 年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，采用GDP 平減指數(shù)將樣本區(qū)間的地區(qū)生產(chǎn)總值核算成2002年不變價(jià)；K表示地區(qū)資本要素的存量，本文以2002年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，通過(guò)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將樣本區(qū)間的固定資產(chǎn)投資總額核算成2002 年不變價(jià)，再進(jìn)一步利用永續(xù)盤(pán)存法將其核算成資本存量的形式，其折舊率取5%［29］；L表示地區(qū)勞動(dòng)力，通過(guò)年末城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)進(jìn)行核算；λ0表示常數(shù)項(xiàng)；λ1、λ2、λ3、λ4和λ5分別表示以上各變量的估計(jì)系數(shù)；ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

然后根據(jù)式（6），分別對(duì)L和K求偏導(dǎo)，可得式（7）與式（8）：

其中，MPL和MPK分別表示勞動(dòng)力和資本的邊際產(chǎn)出。基于空間資源錯(cuò)配的定義以及白俊紅和劉宇英（2018）［30］的研究，本文將勞動(dòng)力要素資源錯(cuò)配表示為勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出除以其價(jià)格，將資本要素資源錯(cuò)配表示為資本邊際產(chǎn)出除以其價(jià)格，具體如式（9）與式（10）所示：

其中：MisallL和MisallK分別表示勞動(dòng)力與資本的空間資源錯(cuò)配程度；w表示勞動(dòng)力要素價(jià)格，本文采用“城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資”對(duì)其進(jìn)行測(cè)算，并以2002年物價(jià)水平為基準(zhǔn)，采用城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將該指標(biāo)核算成2002年不變價(jià)；r表示資本價(jià)格，本文采用“各年度內(nèi)一年期金融機(jī)構(gòu)法定貸款利率的均值”進(jìn)行測(cè)算。

4.工具變量

市場(chǎng)分割行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響效應(yīng)可能存在因雙向因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，模型運(yùn)算過(guò)程中也可能遺漏其他對(duì)因變量產(chǎn)生影響的控制變量，以上因素都可能會(huì)造成內(nèi)生性估計(jì)偏誤。因此，本文將通過(guò)為自變量選擇合適的工具變量對(duì)此進(jìn)行控制。本文在考慮市場(chǎng)分割形成條件以及參考呂越等（2018）［31］的研究成果的基礎(chǔ)上，選取地理坡度（G-slope）作為市場(chǎng)分割的工具變量，它體現(xiàn)地表單元陡緩的程度，通常用坡角的正切值表示，在本文中主要采用90 米分辨率數(shù)字高程模型（DEM）數(shù)據(jù)，并通過(guò)ArcGIS 軟件進(jìn)行計(jì)算得出。首先，某地區(qū)的地理坡度越大以及起伏變化越劇烈，其地理?xiàng)l件就越復(fù)雜，這在一定程度上會(huì)阻礙其與外界的交流以及資源要素的流動(dòng)，進(jìn)而加劇市場(chǎng)分割的可能性，因此，地理坡度作為工具變量滿足“與因變量相關(guān)”的條件；其次，地理坡度的形成與變化是長(zhǎng)期地質(zhì)運(yùn)動(dòng)的結(jié)果，而造成地區(qū)差異的絕非只有地理因素本身，因此地理坡度作為工具變量滿足“與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)”的條件。此外，本文通過(guò)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，僅采用地理坡度作為工具變量有可能會(huì)忽略時(shí)間因素在模型分析中的作用。因此，本文進(jìn)一步采用地理坡度與商品零售價(jià)格總指數(shù)的乘積作為市場(chǎng)分割的工具變量［32］。

5.控制變量

區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效除了受市場(chǎng)分割與資源錯(cuò)配影響外，還會(huì)受其他因素的影響。因此，本文為了提高模型估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，根據(jù)Griliches 和Li‐chtenberg（1984）［33］、柳卸林和楊博旭（2020）［34］以及白俊紅和劉怡（2020）［23］等學(xué)者的研究，還控制了其他可能影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的因素。①創(chuàng)新資金投入（LCI）。本文采用各省份的“R&D 經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出”體現(xiàn)創(chuàng)新資金投入，考慮研發(fā)資本具有存量性質(zhì)，采用永續(xù)盤(pán)存法將創(chuàng)新資金投入核算為存量形式，即R&D 資本存量，它是“前面R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出在本期的積累額與上期期末R&D資本存量減去固定資產(chǎn)消耗后的凈值的和”。由于R&D 資本具有“更新速度快”的特點(diǎn)，本文將其折舊率確定為15%［33］。②人力資源投入（HRI）。本文選取“R&D 人員全時(shí)當(dāng)量”表示。③地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RED）。本文選取“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”進(jìn)行衡量，并以2002 年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，采用城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將樣本區(qū)間的人均地區(qū)生產(chǎn)總值核算成2002 年不變價(jià)。④對(duì)外開(kāi)放水平（OUL）。本文選取“外商投資企業(yè)投資總額”表示，并以2002 年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，采用GDP 平減指數(shù)將樣本區(qū)間的外商投資企業(yè)投資總額核算成2002 年不變價(jià)。⑤地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（ICE）。本文選取“每平方公里內(nèi)的鐵路里程長(zhǎng)度”表示。⑥財(cái)政分權(quán)水平（FDL）。本文采用本地區(qū)人均地方財(cái)政收入除以（本地區(qū)人均地方財(cái)政收入+本地區(qū)人均中央財(cái)政收入）進(jìn)行測(cè)算。

以上各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)以及共線性分析結(jié)果見(jiàn)表1所列。結(jié)果表明，區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效與市場(chǎng)分割具有負(fù)相關(guān)性，市場(chǎng)分割與空間資源錯(cuò)配具有正相關(guān)性，空間資源錯(cuò)配與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有負(fù)相關(guān)性，初步證明了本文的假設(shè)，繼續(xù)進(jìn)行實(shí)證分析具有研究意義。此外，各變量之間的相關(guān)系數(shù)基本都小于0.5，并且其方差膨脹因子（VIF）在1.61~4.64之間，顯著低于其門(mén)檻值10，初步說(shuō)明各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表1 描述性及共線性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

（一）基本估計(jì)結(jié)果

本文通過(guò)Stata 軟件對(duì)式（1）所示模型進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2所列。通過(guò)之前的描述性分析可以發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)分割與空間資源錯(cuò)配等變量與部分控制變量具有相關(guān)性。因此，在模型分析過(guò)程中，為了避免此相關(guān)性所導(dǎo)致的模型內(nèi)生性和共線性問(wèn)題，對(duì)控制變量均采取了滯后1 期處理，使控制變量在市場(chǎng)分割與空間資源錯(cuò)配等變量之前發(fā)生或被決定。此外，基于分析結(jié)果的可比較性，本文將同時(shí)報(bào)告混合OLS模型（HM-OLS）、固定效應(yīng)模型（FE）、系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型（S-GMM）和兩階段最小二乘法（2SLS）的估計(jì)結(jié)果，具體見(jiàn)表2 所列。在兩階段最小二乘法框架內(nèi)，本文采用手動(dòng)估計(jì)方法，首先以市場(chǎng)分割為因變量，以地理坡度為自變量進(jìn)行回歸，估計(jì)第一階段（2SLS-1）中因變量（市場(chǎng)分割）的擬合值，然后以這一擬合值為自變量，以區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效為因變量，再次進(jìn)行第二階段（2SLS-2）回歸。

表2 基本估計(jì)結(jié)果

表2第（1）（2）列中，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的估計(jì)系數(shù)不顯著，并且控制變量的估計(jì)結(jié)果也不穩(wěn)健，出現(xiàn)以上結(jié)果的原因可能在于市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效影響的內(nèi)生性問(wèn)題。第（3）列中，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型（S-GMM）的結(jié)果顯示，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，此模型在一定程度上能夠控制因遺漏控制變量所造成的內(nèi)生性估計(jì)偏誤問(wèn)題。此外，AR（1）、AR（2）分別為0.011和0.776，這表明差分后的殘差項(xiàng)存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)。Sargan檢驗(yàn)值為1，表明采用一階滯后值的工具變量是有效的，不存在過(guò)度識(shí)別約束問(wèn)題。第（4）列中，兩階段最小二乘法中第一階段（2SLS-1）的估計(jì)結(jié)果顯示，地理坡度對(duì)市場(chǎng)分割具有顯著的正向影響，即某地區(qū)的地理坡度越大，地形起伏越劇烈，市場(chǎng)分割程度越大，并且第一階段模型檢驗(yàn)的F值為36.215（Prob>0.000）大于經(jīng)驗(yàn)值10，因此可以顯著排除“弱工具變量”問(wèn)題。第（5）列中，兩階段最小二乘法中第二階段（2SLS-2）的估計(jì)結(jié)果顯示，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升具有阻礙作用。第（6）列中，在第二階段線性估計(jì)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入市場(chǎng)分割的二次項(xiàng)，其估計(jì)系數(shù)顯著并且為負(fù)，即市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的“倒U”型影響，印證了H1 的觀點(diǎn)。說(shuō)明地方政府在本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期的早期階段，在保護(hù)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)或者產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)上，避免資源要素外溢，這在一定程度上為產(chǎn)業(yè)以及企業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好環(huán)境，提升了企業(yè)等創(chuàng)新主體的活力。但隨著產(chǎn)業(yè)進(jìn)入高速發(fā)展階段，地區(qū)之間資源要素的自由流動(dòng)以及隨之帶動(dòng)起來(lái)的協(xié)同創(chuàng)新活動(dòng)，對(duì)于企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展和轉(zhuǎn)型升級(jí)日益重要。因此，市場(chǎng)分割程度的不斷加劇將阻礙區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升。由于2SLS能夠更好地控制自變量與因變量雙向因果關(guān)系所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，因此，綜合表2實(shí)證結(jié)論，可以發(fā)現(xiàn)在模型運(yùn)算過(guò)程中所選擇的工具變量適當(dāng)，在盡可能排除內(nèi)生性估計(jì)偏誤問(wèn)題的基礎(chǔ)上，得出了較為穩(wěn)定和準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。本文在之后的異質(zhì)性分析、穩(wěn)定性檢驗(yàn)中，也將基于2SLS 展開(kāi)研究。

（二）空間資源錯(cuò)配中介傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

表2 基本估計(jì)結(jié)果顯示，在長(zhǎng)期狀態(tài)下，市場(chǎng)分割會(huì)直接抑制區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升。但其是否會(huì)通過(guò)其他因素對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生影響？如果會(huì)，其傳導(dǎo)機(jī)制是如何產(chǎn)生作用的？在研究假設(shè)的理論分析中，本文已經(jīng)指出由于地方保護(hù)以及分權(quán)體制所導(dǎo)致的市場(chǎng)分割，阻礙了勞動(dòng)力、資本等要素資源的流動(dòng)，導(dǎo)致了空間資源錯(cuò)配，進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。其中，空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系中起到中介傳導(dǎo)作用。因此，本文將通過(guò)對(duì)式（2）和式（3）所示模型進(jìn)行檢驗(yàn)，揭示空間資源錯(cuò)配的中介傳導(dǎo)機(jī)制，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 空間資源錯(cuò)配中介傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

表3檢驗(yàn)結(jié)果表明：地方政府的市場(chǎng)分割行為抑制了勞動(dòng)力與資本要素在不同地區(qū)間的優(yōu)化配置；市場(chǎng)分割對(duì)空間資源錯(cuò)配并無(wú)顯著的非線性影響；勞動(dòng)力與資本的空間資源錯(cuò)配抑制了區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升；勞動(dòng)力空間資源錯(cuò)配和資本空間資源錯(cuò)配的二次項(xiàng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效沒(méi)有顯著影響。綜合以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力與資本的空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系中起到線性的中介傳導(dǎo)作用，印證了H2的觀點(diǎn)。

（三）市場(chǎng)分割影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的時(shí)空異質(zhì)性分析

從前文圖1 所示的中國(guó)市場(chǎng)分割程度發(fā)展情況看，中國(guó)的市場(chǎng)分割程度總體上呈下降趨勢(shì)，但具有顯著的階段性特征。其中，2002—2010 年此區(qū)間的中國(guó)市場(chǎng)分割程度下降幅度大，但波動(dòng)性也大；2011—2020 年市場(chǎng)分割程度持續(xù)下降，但下降幅度小，波動(dòng)性也小。因此，從時(shí)間的異質(zhì)性角度分析市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系是有意義的。此外，由于自然條件、歷史因素、政策因素以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的影響，中國(guó)呈現(xiàn)東部、中部以及西部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展梯度格局，這也使得各區(qū)域的市場(chǎng)分割策略呈現(xiàn)較為明顯的差別。因此，從空間的異質(zhì)性角度分析市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系也具有很重要的價(jià)值。具體分析結(jié)果見(jiàn)表4所列。

表4 時(shí)空異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果

由表4 可知，2002—2010 年、2011—2020 年的市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的負(fù)向影響，但兩者的影響程度存在較大差異，估計(jì)系數(shù)分別為-9.547、-0.217。相較于2011—2020 年，2002—2010 年的市場(chǎng)分割程度更高，其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的抑制作用更強(qiáng)。這表明中國(guó)在統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、加快區(qū)域市場(chǎng)整合過(guò)程中，市場(chǎng)分割對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的抑制作用正在減弱。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.基于因變量替換的檢驗(yàn)

本文基本估計(jì)分析所運(yùn)用的因變量為各省份的專利申請(qǐng)數(shù)。根據(jù)我國(guó)專利法的規(guī)定，專利分為發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三種，這三者所體現(xiàn)的創(chuàng)新價(jià)值、技術(shù)方案以及意義各不相同。在控制以上因素的情況下，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響會(huì)如何？本文參考白俊紅和卞元超（2016）［35］的研究方法，對(duì)以上三種專利數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)求和處理，即分別對(duì)發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)賦予0.5、0.3 和0.2 的權(quán)重，在此基礎(chǔ)之上加和，集成一個(gè)新的專利申請(qǐng)數(shù)指標(biāo)，分析結(jié)果見(jiàn)表5第（1）列。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

此外，本文在區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效變量分析中指出，現(xiàn)階段眾多學(xué)者還基于“投入-產(chǎn)出”的效率視角測(cè)算區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效，因此，選取區(qū)域創(chuàng)新效率作為因變量進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。本文參考白俊紅和蔣伏心（2015）［36］的研究方法，創(chuàng)新投入的衡量方面，包括創(chuàng)新資金、人力資源等方面，其核算方法與控制變量一致，為了避免共線性問(wèn)題，在運(yùn)用區(qū)域創(chuàng)新效率進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)時(shí)，控制變量中暫未選取創(chuàng)新資金以及人力資源；創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量方面，除了專利申請(qǐng)數(shù)以外，本文還選取新產(chǎn)品銷售收入指標(biāo)，其在一定程度上能夠反映創(chuàng)新成果的商業(yè)化與應(yīng)用水平；創(chuàng)新效率的測(cè)算上，在前文有關(guān)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效變量的分析中，已經(jīng)明確了傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）的弊端，本文借鑒Andersen 和Petersen（1993）［37］的研究方法，在克服DEA 法缺陷的基礎(chǔ)上，采用超效率DEA（SE-DEA）模型測(cè)算區(qū)域創(chuàng)新效率，其在更大程度上可以實(shí)現(xiàn)所有決策單元（被評(píng)價(jià)對(duì)象）的效率高低排序，使測(cè)算結(jié)果的大小不過(guò)多依賴創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的相對(duì)規(guī)模和距離。以上分析結(jié)果見(jiàn)表5第（2）列。

2.基于中介變量替換的檢驗(yàn)

前文已就空間資源錯(cuò)配中介傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力與資本等資源的空間錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間具有中介效應(yīng)。本文借鑒祝樹(shù)金和趙玉龍（2017）［38］的研究方法，將勞動(dòng)力空間資源錯(cuò)配與資本空間資源錯(cuò)配的相關(guān)數(shù)據(jù)分別賦予0.5 的權(quán)重并加和，集成一個(gè)新的空間資源錯(cuò)配指標(biāo)，以此作為中介變量，對(duì)市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的中介傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，分析結(jié)果見(jiàn)表5第（3）（4）列。

綜上，表5 第（1）（2）列中，可以發(fā)現(xiàn)無(wú)論是對(duì)于加權(quán)處理后的專利申請(qǐng)數(shù)指標(biāo)，還是對(duì)于創(chuàng)新效率指標(biāo)，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效均具有“倒U”型影響，這與基本回歸的結(jié)果一致。表5 的第（3）列中，對(duì)于加權(quán)處理后的空間資源錯(cuò)配指標(biāo)而言，市場(chǎng)分割對(duì)空間資源錯(cuò)配具有顯著的正向影響，空間資源錯(cuò)配對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響，這與前文的空間資源錯(cuò)配中介傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果具有一致性。因此，本文基于研究假設(shè)的實(shí)證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、基于政府支持行為視角的進(jìn)一步研究

盡管前文研究發(fā)現(xiàn)，地方政府基于保護(hù)主義造成的市場(chǎng)分割行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有直接的抑制作用，并且也通過(guò)空間資源錯(cuò)配間接對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生不利影響。但是無(wú)論是從理論上還是從實(shí)踐上來(lái)看，政府不僅會(huì)實(shí)施市場(chǎng)分割行為，也會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新實(shí)施支持行為。因此，有必要在市場(chǎng)分割背景下進(jìn)一步研究政府支持行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制，進(jìn)而可以更加全面地分析政府行為與區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)系。

通過(guò)R&D活動(dòng)形成的產(chǎn)品和信息具有一定的外部性、非排他性等公共物品屬性，即任何創(chuàng)新主體都無(wú)法獨(dú)占R&D 活動(dòng)所形成的收益，這有可能會(huì)導(dǎo)致技術(shù)產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)失靈。這在客觀上要求政府通過(guò)對(duì)相關(guān)制度進(jìn)行合理設(shè)計(jì)，規(guī)范與干預(yù)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，補(bǔ)償由于創(chuàng)新成果無(wú)償外溢所造成的損失，縮小私人收益與社會(huì)收益間的差距，進(jìn)而提高創(chuàng)新主體的積極性與主動(dòng)性。同時(shí)，政府財(cái)政在企業(yè)創(chuàng)新方面的投資還有利于減少創(chuàng)新主體的試錯(cuò)成本，降低其創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，激勵(lì)更多的創(chuàng)新主體投資于創(chuàng)新活動(dòng)，形成政府財(cái)政政策的“乘數(shù)效應(yīng)”［39］。

與政府支持行為相對(duì)應(yīng)的是，市場(chǎng)分割行為則在一定程度上抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的積極性以及政府支持行為對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)效應(yīng)。首先，市場(chǎng)分割行為通過(guò)設(shè)置各種政策堡壘，在一定程度上可以使本地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新免受外部競(jìng)爭(zhēng)威脅以及減少創(chuàng)新資源無(wú)償外溢，但也會(huì)使地方政府產(chǎn)生“懈怠心理”，忽視企業(yè)創(chuàng)新的重要性，進(jìn)而降低對(duì)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的支持力度；其次，基于地方保護(hù)的市場(chǎng)分割策略，本地區(qū)企業(yè)也會(huì)逐步喪失進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力和積極性，這在一定程度上也弱化了政府支持行為對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的“催化作用”；最后，基于與政府之間的委托代理關(guān)系以及“裙帶”關(guān)系等原因，國(guó)有企業(yè)往往能獲得政府更多的“隱性補(bǔ)貼”，也經(jīng)常成為政府科技資助的對(duì)象，因此，在創(chuàng)新活動(dòng)方面，國(guó)有企業(yè)往往是政府支持政策的受益主體。同時(shí)，由于市場(chǎng)分割策略的實(shí)施，再加上固有的產(chǎn)權(quán)不明晰、組織結(jié)構(gòu)冗余等問(wèn)題，使得眾多國(guó)有企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)過(guò)程中難以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新目標(biāo)與創(chuàng)新動(dòng)力、創(chuàng)新成果的剩余索取權(quán)與剩余控制權(quán)的匹配，因而會(huì)產(chǎn)生創(chuàng)新生產(chǎn)的無(wú)效率。

基于以上分析，可以進(jìn)一步提出以下問(wèn)題：政府支持行為會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生何種影響？市場(chǎng)分割與政府支持行為之間有何關(guān)系？市場(chǎng)分割在政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新之間會(huì)產(chǎn)生何種影響？本文借鑒Kleer（2010）［39］的研究方法，選取樣本區(qū)間內(nèi)“中央與地方政府財(cái)政支出中用于科技活動(dòng)的經(jīng)費(fèi)”來(lái)測(cè)算“政府支持行為”（Gsts），其體現(xiàn)了政府科技資助的力度。實(shí)證分析結(jié)果見(jiàn)表6所列，其中：第（1）列對(duì)政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，政府支持行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的正向影響，即政府科技資助活動(dòng)有利于提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效；第（2）列對(duì)市場(chǎng)分割與政府支持行為之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，市場(chǎng)分割對(duì)政府支持行為具有抑制作用，即基于財(cái)政分權(quán)的市場(chǎng)分割行為會(huì)降低政府對(duì)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)支持的力度、積極性和主動(dòng)性。另外，在市場(chǎng)分割會(huì)如何影響政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系方面，一是可以將市場(chǎng)分割與政府支持行為的交互項(xiàng)納入模型中，分析結(jié)果如第（3）列所示，可以看出，市場(chǎng)分割變量與政府支持行為變量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，并且政府支持行為變量的系數(shù)要小于第（1）列中的結(jié)果，這說(shuō)明市場(chǎng)分割會(huì)抑制政府支持行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用；二是將市場(chǎng)分割按照中位數(shù)將研究對(duì)象區(qū)分為高分割類區(qū)域與低分割類區(qū)域，分別考察這兩類區(qū)域?qū)^(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響，分析結(jié)果見(jiàn)第（4）（5）列，可以看出，相對(duì)于高分割類區(qū)域，政府支持行為對(duì)低分割型區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這在一定程度上驗(yàn)證了市場(chǎng)分割對(duì)政府科技資源的效果具有抑制作用。

表6 進(jìn)一步研究估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文從空間資源錯(cuò)配的角度，采用2002—2020 年我國(guó)31 個(gè)省級(jí)地區(qū)面板數(shù)據(jù)，分析了市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制，檢驗(yàn)了空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的中介傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)一步考察了市場(chǎng)分割條件下政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系，并得出以下結(jié)論：

中國(guó)整體的市場(chǎng)分割程度呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)進(jìn)程在不斷推進(jìn)；市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的“倒U”型影響，即長(zhǎng)期來(lái)看，市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效仍具有顯著的抑制作用；在空間資源錯(cuò)配的中介傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)中，市場(chǎng)分割顯著推動(dòng)了資源的空間錯(cuò)配，而空間資源錯(cuò)配抑制了區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效，空間資源錯(cuò)配在市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系中具有中介作用；就時(shí)間異質(zhì)分析來(lái)看，市場(chǎng)分割的不同發(fā)展階段，市場(chǎng)分割與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的關(guān)系也呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)，在分割程度較高的階段（2002—2010 年），市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的抑制作用更強(qiáng)；就空間異質(zhì)分析來(lái)看，由于東部地區(qū)的市場(chǎng)一體化程度較高，市場(chǎng)分割對(duì)東部地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效的影響不顯著，而對(duì)中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效具有抑制作用；科技資助等政府支持行為能夠促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升，但市場(chǎng)分割會(huì)使地方政府推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的意愿降低，進(jìn)而抑制政府支持行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的效果。

基于上述研究結(jié)論，可以得出以下政策啟示：

第一，破除地方政府為保護(hù)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展而采取的市場(chǎng)分割措施，已成為推動(dòng)全國(guó)以及區(qū)域大市場(chǎng)一體化、改變落后地區(qū)科技創(chuàng)新能力滯后、落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的重要舉措。在全國(guó)加快推進(jìn)大市場(chǎng)一體化建設(shè)以及財(cái)政分權(quán)體制的背景下，一方面，應(yīng)促進(jìn)地方政府職能轉(zhuǎn)變，減少政府干預(yù)，盡可能發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制在區(qū)域創(chuàng)新中的作用；另一方面，各地政府應(yīng)樹(shù)立正確的政績(jī)觀，加強(qiáng)各地區(qū)之間的創(chuàng)新交流與合作，推動(dòng)勞動(dòng)力、資本等要素資源在生產(chǎn)、分配、流通以及消費(fèi)等環(huán)節(jié)內(nèi)的自由流動(dòng)，破除狹隘的保護(hù)主義，激發(fā)創(chuàng)新活力，推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新及其轉(zhuǎn)型發(fā)展。第二，解決各地空間資源錯(cuò)配問(wèn)題，推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新的質(zhì)量、效率與動(dòng)力變革。打破各地政府由于市場(chǎng)分割而陷入的“囚徒困境”，改革目前政府官員的晉升機(jī)制與評(píng)價(jià)制度，減少不必要的制度安排，推動(dòng)各地區(qū)之間開(kāi)展技術(shù)與創(chuàng)新協(xié)作，優(yōu)化要素資源的分配結(jié)構(gòu)，提升要素資源的配置效率，加強(qiáng)各地之間創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈以及價(jià)值鏈的融合，形成全鏈條、一體化的區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，發(fā)揮區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。第三，地方政府應(yīng)充分認(rèn)識(shí)科技資助等政府支持行為對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的重要性，在強(qiáng)化創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)的基礎(chǔ)上，為區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供良好的政策環(huán)境。其中，地方政府應(yīng)注意市場(chǎng)分割策略對(duì)政府支持行為在促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新方面的干擾作用，這對(duì)于中西部地區(qū)以及高市場(chǎng)分割類地區(qū)尤為重要。當(dāng)然，相對(duì)于依賴政府資助，地方政府首先還是應(yīng)該盡可能破除市場(chǎng)分割，發(fā)揮市場(chǎng)在企業(yè)創(chuàng)新中的作用，形成以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為主導(dǎo)的區(qū)域創(chuàng)新體系。

有必要強(qiáng)調(diào)的是，當(dāng)?shù)胤秸畬⒋罅控?cái)政收入用于支持區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)，是否也會(huì)形成與“市場(chǎng)分割”類似的“創(chuàng)新分割”？地方政府對(duì)于創(chuàng)新活動(dòng)的過(guò)度重視，是否也會(huì)抑制本地創(chuàng)新資源的自由流動(dòng)？“創(chuàng)新分割”對(duì)于區(qū)域自主創(chuàng)新的支持效應(yīng)以及創(chuàng)新資源自由流動(dòng)所帶來(lái)的區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同效應(yīng)，哪方面對(duì)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展更為重要？?jī)煞N效應(yīng)能否共存？這些問(wèn)題將在后續(xù)的研究中予以充分關(guān)注。