技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用機制與影響效應

摘 要：技術市場厚度是影響區(qū)域創(chuàng)新能力的重要因素。通過探究技術輸出與技術輸入成交額表征的技術市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新能力的不同作用機制以及作為中介變量的作用機制，并基于中國省級面板數(shù)據進行實證檢驗。結果表明：技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產出具有顯著正向促進作用，技術輸入對創(chuàng)新的實際促進作用高于技術輸出;技術市場厚度作為FDI、互聯(lián)網使用率影響創(chuàng)新產出的中介效應顯著，作為知識產權保護影響創(chuàng)新產出的中介效應不顯著;技術市場厚度以及區(qū)域創(chuàng)新能力水平較低時會限制技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產出的促進作用。

關鍵詞：技術市場厚度;創(chuàng)新能力;技術輸入;技術輸出

中圖分類號：F124;F204 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）04-0050-10

一、引言及文獻綜述

創(chuàng)新是第一動力，技術市場在眾多要素市場中具有先導性，發(fā)揮著其他要素市場無法替代的關鍵性作用。2020 年中共中央、國務院出臺《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，標志著“五大要素市場”之一的技術市場將加快市場化改革的步伐。黨的二十大報告再次強調：“構建全國統(tǒng)一大市場，深化要素市場化改革，建設高標準市場體系。”加快推動技術要素市場化配置改革，建立滿足新時期創(chuàng)新發(fā)展需求的現(xiàn)代技術要素市場體系，對于提升我國科技創(chuàng)新供給質量、促進經濟高質量發(fā)展具有重要意義。

從狹義來看，技術市場是企業(yè)技術交易的場所，為技術交易提供便利[1] 。從廣義來看，技術市場是技術應用、擴散、交易的集合體[2] 。技術市場是創(chuàng)新系統(tǒng)中的一部分，影響創(chuàng)新的多種因素均需要通過技術市場發(fā)揮作用。技術市場能否直接對創(chuàng)新產生促進作用以及能否發(fā)揮中介作用使其他因素更好地促進創(chuàng)新是創(chuàng)新系統(tǒng)高效運轉的關鍵，也是技術市場配置技術要素能力或市場化水平的體現(xiàn)。

既有研究關注了技術市場對創(chuàng)新的促進作用，并且通過構建指標體系來評價技術市場的發(fā)展程度。技術市場對創(chuàng)新的影響具體體現(xiàn)為技術市場對生產率、區(qū)域創(chuàng)新能力、創(chuàng)新效率及質量的影響等。如中國技術市場與生產率之間存在長期動態(tài)均衡關系[3] ，技術輸入與輸出促進部門間技術溢出與轉移，有效提高了生產率[4] ;又如中國區(qū)域技術市場對創(chuàng)新具有顯著促進作用[5] ;再如醫(yī)療器械技術市場受到沖擊降低了行業(yè)創(chuàng)新效率及質量[6] 。此外，國內學者或者從定性的角度建立指標體系測度技術市場發(fā)展程度，或者在指標體系基礎上實證研究技術市場運行效率。如技術交易額與技術人員比例被用于反映技術市場發(fā)展程度[7] ;又如構建科技支出績效評價指標體系，并以此為基礎實證檢驗我國科技成果轉化與應用支出的經濟性、效率性、有效性及其綜合績效[8] 。

綜上可知，現(xiàn)有研究側重考察技術市場與創(chuàng)新能力之間的因果關系，以及對技術市場發(fā)展程度進行測度。相關實證研究對技術市場變量的表征多采用技術市場交易額，反映的是技術市場厚度對創(chuàng)新的影響。市場厚度是指市場能夠吸收的參與者數(shù)量，影響著技術市場中的技術供給量及交易規(guī)模[9] 。盡管現(xiàn)有研究取得了不少進展，但在以下方面尚有待進一步研究：一是技術輸入、技術輸出在表征技術市場厚度時側重不同，對創(chuàng)新的促進作用可能不同，現(xiàn)有實證研究缺乏對兩種表征方式差異的探究;二是技術市場厚度作為中介變量影響創(chuàng)新的機制檢驗缺乏。技術市場是技術交易活動的載體，影響創(chuàng)新的多種因素多借助技術市場發(fā)揮部分或全部作用，技術市場影響創(chuàng)新的渠道能否暢通運行決定了技術市場在配置技術要素方面的實際效果，也是其市場化水平的體現(xiàn)。探究技術輸出以及技術輸入表征的技術市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新能力的直接機制以及作為中介變量影響區(qū)域創(chuàng)新能力的機制不僅可以豐富技術市場的相關理論，而且基于中國省級面板數(shù)據的實證檢驗可以判斷我國技術市場配置技術要素的實際效果。此外，技術市場與其他因素協(xié)同作用共同構成創(chuàng)新系統(tǒng)，技術市場厚度的創(chuàng)新促進作用可能受到自身發(fā)展水平及創(chuàng)新基礎條件的影響。本文檢驗相關因素對我國技術市場厚度創(chuàng)新促進作用的影響，并結合我國區(qū)域技術市場存在的現(xiàn)實問題提出技術要素市場化改革的政策建議，為全國統(tǒng)一大市場的構建提供參考。

二、理論機制與研究假說

技術市場厚度直接以及作為中介變量影響創(chuàng)新的機制主要體現(xiàn)在如下方面：

一是技術交易通過提供市場牽引、研發(fā)技術支持、技術外溢等多種方式對創(chuàng)新產生促進作用。技術交易為技術創(chuàng)新提供決策導向、技術支持與服務、價值實現(xiàn)路徑。反過來，技術創(chuàng)新增加了技術商品供給，活躍了技術市場[10] 。交易規(guī)模和質量對技術創(chuàng)新產生重要影響，市場厚度增加可以通過集聚效應增加企業(yè)創(chuàng)新活動[11] 。技術交易按照流向可以分為技術輸入、技術輸出。技術輸出過程中產生技術外溢，技術輸入滿足了企業(yè)研發(fā)過程中對外部知識的需求，兩者均促進創(chuàng)新能力提升。因此，技術輸入成交額側重反映了研發(fā)過程中獲得的技術支持與服務，技術輸出成交額則側重反映了研發(fā)成果的價值實現(xiàn)，兩者表征的技術市場厚度作用機制不同。

假說1：技術市場厚度對創(chuàng)新具有正向促進作用。技術輸入、技術輸出促進創(chuàng)新產出的機制不同，創(chuàng)新促進效應可能呈現(xiàn)差異。

二是影響創(chuàng)新的多種因素通過技術交易中介對創(chuàng)新產生影響。技術交易是外國直接投資（FDI）、知識產權保護、信息技術應用等因素影響創(chuàng)新的中介變量。首先，F(xiàn)DI 流入引致外資企業(yè)在華專利申請數(shù)量及研發(fā)投入上升。技術供給增加提升技術市場厚度，促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應）。外資企業(yè)從事研發(fā)活動以及通過技術外溢提升當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新能力，也對區(qū)域創(chuàng)新產生直接促進作用[12] 。其次，知識產權保護通過技術可專有性使創(chuàng)新者獲利并將創(chuàng)新收益內部化[13] 。加強知識產權保護可激勵技術供給，有利于提升技術市場厚度，進而促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應）[14] ，同時也提升了企業(yè)從事創(chuàng)新活動預期收益，直接促進區(qū)域創(chuàng)新。最后，信息技術發(fā)展及應用可以有效緩解知識技術產品信息不對稱導致的市場失靈問題并降低交易成本：一方面，提升了技術供求適配性，增加了技術市場厚度，促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應）;另一方面提升了知識轉化為資本的速度，有效緩解信息不對稱造成的不確定性問題，從而穩(wěn)定企業(yè)預期，直接促進區(qū)域創(chuàng)新。

假說2：FDI、知識產權保護、信息技術應用等創(chuàng)新影響因素通過直接途徑以及提升技術市場厚度的中介途徑促進創(chuàng)新能力提升。

三是影響創(chuàng)新的基本因素構成協(xié)同創(chuàng)新關系，既相互促進又相互制約。創(chuàng)新系統(tǒng)是創(chuàng)新資源、制度環(huán)境等因素協(xié)同作用形成創(chuàng)新產出并實現(xiàn)產業(yè)化的系統(tǒng)[15] 。中國不同區(qū)域經濟發(fā)展水平、人力資本、政策支持、技術市場發(fā)展水平等因素構成創(chuàng)新基礎條件，最終體現(xiàn)為區(qū)域創(chuàng)新能力的差異。由于技術市場厚度通過集聚效應提升企業(yè)創(chuàng)新活力[11] ，區(qū)域間技術市場厚度的差異將影響其對創(chuàng)新產出的促進作用;反過來，區(qū)域創(chuàng)新能力反映的創(chuàng)新基礎條件差異也會影響技術市場厚度對創(chuàng)新的促進作用。

假說3：技術市場厚度對創(chuàng)新能力的促進作用既受自身水平的影響，也受區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。

以上三個假說部分內容已經得到實證支持，如假說1 中技術市場厚度對創(chuàng)新的正向促進作用及假說3，本文尤為關注技術輸入及輸出成交額表征的技術市場厚度在作用機制及實證效果方面的差異，尤其是其中介效應。

三、區(qū)域技術市場特征性事實分析

中國技術市場總體呈現(xiàn)起步晚發(fā)展快的特點。自1985 年中共中央出臺《關于科學技術體制改革的決定》提出“促進技術成果的商品化，開拓技術市場”后，技術市場經過近四十年的發(fā)展，在法律法規(guī)、監(jiān)督管理等方面均取得了長足進步，技術合同交易額不斷提升。與此同時，技術市場發(fā)展滯后于其他要素市場，成為制約中國市場經濟進一步發(fā)展的瓶頸。當前，中國技術市場主要呈現(xiàn)如下特點：

其一，國內技術市場交易額快速增長，但與國際市場相比，技術交易規(guī)模略小。技術市場交易額是技術市場發(fā)展程度的直觀體現(xiàn)，技術市場交易額與GDP之比則反映了技術交易額的相對增速。2000—2020年，中國該比值由0. 65%上升到2. 79%①。與此同時， 中國在國際技術市場交易額中占比較低。2019年國際技術交易規(guī)模為3. 36 萬億美元，中國僅占1/10，低于中國GDP 全球占比。根據《2021 年全國技術統(tǒng)計年報》數(shù)據，2020 年中國境外企業(yè)、外商投資企業(yè)平均每份技術輸出合同成交額為3 259. 6 萬元、1 581. 0 萬元，遠高于內資企業(yè)的619. 3 萬元。國內技術交易合同附加值相對較低。

其二，區(qū)域技術市場發(fā)展程度差異較大，經濟欠發(fā)達區(qū)域技術中介服務水平亟待提高。技術市場交易額、技術市場交易額與GDP 之比兩個指標分別從絕對與相對水平反映了技術交易規(guī)模。技術市場交易額較大的區(qū)域技術交易額與GDP 之比也維持在較高水平，技術市場交易額Top10 區(qū)域（天津位居第十）的技術市場交易額與GDP 之比均在2%以上。技術交易額Top20 區(qū)域（甘肅位居第二十）的技術市場交易額與GDP 之比均在0. 7%以上，20 名之后的區(qū)域該比值均在0. 5%以下。顯然，以絕對以及相對水平反映的技術交易規(guī)模均呈現(xiàn)相似特征，技術要素集中在經濟基礎較好、人才集聚的區(qū)域。

技術轉移機構主要集中在東部區(qū)域，北京占比高達12. 7%，寧夏、海南、西藏尚沒有國家技術轉移機構。基于芬蘭[16] 和歐洲[17] 的相關研究表明，技術中介服務機構在創(chuàng)新系統(tǒng)中充當重要角色，可以有效降低企業(yè)創(chuàng)新過程中與組織外部的交流成本，有效提升了高科技企業(yè)創(chuàng)新能力及盈利能力[16] ，推動新知識產生、擴散、應用[17] 。中國樞紐型技術服務市場的技術轉移機構數(shù)量充裕，但部分經濟欠發(fā)達區(qū)域國家技術轉移機構缺失，嚴重制約欠發(fā)達區(qū)域的創(chuàng)新能力。

其三，現(xiàn)階段技術市場服務水平難以滿足新興行業(yè)快速發(fā)展對專業(yè)化服務的需求。電子信息、生物醫(yī)藥等行業(yè)迅猛發(fā)展，催生了對高水平專業(yè)化技術轉移服務的需求。2020 年中國電子信息領域、生物醫(yī)藥領域分別處于各行業(yè)技術交易規(guī)模、增幅之首。2018 年科技部印發(fā)《關于技術市場發(fā)展的若干意見》，明確提出到2020 年培育20 家具有示范帶動作用的高水平專業(yè)化技術轉移機構、600 家市場化社會化技術轉移機構，發(fā)展3 至5 個樞紐型技術交易市場，培養(yǎng)1 萬名技術經理人、技術經紀人。根據《2021年全國技術統(tǒng)計年報》的數(shù)據：2020 年425 家國家技術轉移服務機構中市場化運作的企業(yè)法人機構占比僅為38. 6%;技術轉移機構從業(yè)人員62 183 人中獲得技術經紀人資格的僅有4 496 人，占總人數(shù)的7. 2%。專業(yè)化服務供給與需求存在差距。

四、變量選取及模型構建

（一）變量選取

區(qū)域創(chuàng)新能力是一個綜合性概念，雖然難以通過個別指標簡單量化，但專利數(shù)據的統(tǒng)計最為完整且統(tǒng)一，OECD 將其視為衡量創(chuàng)新能力的最直接指標，本文用其表示創(chuàng)新產出。技術市場涉及技術開發(fā)、技術轉讓、技術咨詢、技術服務等內容，技術交易額可反映其總體發(fā)展水平，是學界衡量技術市場厚度普遍采用的指標。因此，本文采用除港澳臺以及西藏②以外30 個省（自治區(qū)、直轄市）專利申請數(shù)量及技術交易額表征區(qū)域創(chuàng)新產出及技術市場發(fā)展水平。

1. 因變量：專利申請量（Lnpatent）。專利申請量比專利授權量更能反映當年的創(chuàng)新產出。專利屬于知識產出的一種，發(fā)明專利（Lnfm）、實用新型專利（Lnsyxx）、外觀設計專利（Lnwgsj）技術含金量不同。工業(yè)企業(yè)專利申請量（Lngyqy）作為穩(wěn)健性檢驗時因變量的替換變量。

2. 自變量：技術輸出成交額（Lnextech）或技術輸入成交額（Lnintech）均可以表征技術市場厚度。技術輸入成交額側重反映創(chuàng)新過程中的技術支持。引進技術越多，轉化的創(chuàng)新產出越多。當年技術輸出成交額側重反映上一輪創(chuàng)新產出對新一輪創(chuàng)新起到的決策導向、市場牽引、技術外溢。

3. 控制變量：與創(chuàng)新產出直接相關的是人力資本及物質資本投入，分別采用研發(fā)人員數(shù)量（Lnlabor）、區(qū)域生產總值（LnGDP）表示③。知識產權保護、信息技術應用程度、實際使用外資同樣是影響創(chuàng)新產出的重要因素， 分別以專利侵權率（ Infringe）、互聯(lián)網使用率（ Internet）、實際使用外資（LnFDI）表示④。由于不同區(qū)域產權制度和契約制度相同，知識產權保護效果取決于行政執(zhí)法力度和司法公正的差異，專利侵權率最為直接地體現(xiàn)了專利保護的實際效果，侵權率越高實際保護效果越差。此外，通過個體固定效應控制不同區(qū)域非時變因素。

數(shù)據來源及說明：區(qū)域生產總值、實際利用外資數(shù)據來自《中國統(tǒng)計年鑒》，專利申請量及授權量、技術市場交易額（輸入額、輸出額）、研發(fā)人員數(shù)量（全時當量）來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。專利侵權糾紛案件數(shù)量來自國家知識產權局《知識產權統(tǒng)計年報》。互聯(lián)網使用率數(shù)據來自《中國互聯(lián)網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。數(shù)據時間跨度為2005—2020 年，采用工業(yè)企業(yè)專利申請量及研發(fā)人員數(shù)量作穩(wěn)健性檢驗時，僅2008—2020 年數(shù)據可得。除專利侵權率、互聯(lián)網使用率之外，其他變量均加1 后取對數(shù)。

（二）模型構建

結合選取的變量將研發(fā)活動模型設定為對數(shù)形式：

LnPatentit =β0 +β1Lntechit +β2Zit +μi +εit （1）

模型（ 1） 中： 下標i、t 分別表示區(qū)域和年份。LnPatentit 為i 區(qū)域t 年專利申請量;Lntechit為自變量，即技術輸出成交額或技術輸入成交額表征的技術市場厚度;Zit 為控制變量，包括Lnlabor、LnGDP、Infringe、Internet、LnFDI;μi 為個體固定效應，解決非時變因素遺漏可能產生的內生性問題;εcjt 表示隨機擾動項。

采用模型（1）驗證假說1，隨后討論假說2 中介效應的檢驗。Z 中的部分變量通過間接效應（技術市場）以及直接效應影響區(qū)域創(chuàng)新產出，技術輸入與技術輸出對應的中介效應（間接效應）可能不同。Baron et al. [18] 將中介變量定義為可以作為自變量影響因變量，也能代表自變量影響因變量的變量，并提供了一種檢驗中介效應的方法。尹志鋒等[19]借鑒其檢驗方法驗證了知識產權保護對創(chuàng)新影響的傳導機制。本文同樣借鑒其檢驗程序，先將中介變量Lntech 對變量Z 回歸，以檢驗Z 中的哪些變量顯著影響中介變量：

Lntechit =α0 +α1Zit +μi +εit （2）

將因變量LnPatent 對變量Z 回歸，以檢驗Z 是否顯著影響因變量：

LnPatentit =γ0 +γ1Zit +μi +εit （3）

將因變量對Lntech 以及Z 回歸，即模型（1）。如果模型（2）中變量Z 顯著影響中介變量，模型（3）中變量Z 顯著影響因變量，模型（1）中的中介變量顯著影響因變量，則滿足中介關系。進一步地，比較模型（1）與模型（3）中變量Z 的回歸系數(shù)，如果模型（1）中Z 的回歸系數(shù)小于模型（3）中Z 的回歸系數(shù)且兩者均顯著，則存在部分中介效應，即Z 對因變量的部分作用效果被中介變量所吸收。如果模型（1）中Z 的回歸系數(shù)不顯著且（3）的回歸系數(shù)顯著，則表明Z 對因變量的全部作用均被中介變量所吸收。

五、實證結果及分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

因變量：專利申請量的對數(shù)均值為10. 097。其中：實用新型專利占比最高，對數(shù)均值為9. 296;發(fā)明專利數(shù)量對數(shù)均值為8. 895;外觀設計專利的占比最小，對數(shù)均值為8. 400;標準差均在1. 6 以上，不同區(qū)域專利申請量差異較大⑤。自變量：技術輸出能力的區(qū)域差異大于技術吸納能力的區(qū)域差異，體現(xiàn)為技術輸出成交額的標準差、最大值與最小值之差高于技術輸入成交額的相應指標⑤。因此，技術輸入或技術輸出成交額表征技術市場厚度時側重不同，且統(tǒng)計數(shù)據存在顯著差異。

（二）基準回歸及穩(wěn)健性檢驗

1. 采用模型（1）檢驗技術市場厚度（技術輸入、技術輸出）對區(qū)域創(chuàng)新產出的影響，基于Hausman檢驗結果建立個體固定效應模型。表1 第（1）、（2）列分別對應專利申請總量對技術輸出、輸入成交額的基準回歸結果。技術輸出、輸入成交額的回歸系數(shù)分別為0. 097、0. 184，且均在1%顯著性水平上對專利產出具有正向促進作用，表明技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產出具有正向促進作用。雖然技術輸出、技術輸入表征的技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新的影響均高度顯著，但回歸系數(shù)差距較大，后者為前者的兩倍。兩者在促進創(chuàng)新方面的機制不同，技術輸入直接為研發(fā)提供技術支持，這可能是其對區(qū)域創(chuàng)新產出促進作用更大的原因。

控制變量方面，表1 第（1）、（2）列研發(fā)人員數(shù)量、區(qū)域生產總值、實際使用外資、互聯(lián)網使用率的回歸系數(shù)均為正，專利侵權率的回歸系數(shù)為負，均與理論預期一致。除研發(fā)人員數(shù)量外，其他變量均在1%水平上通過顯著性檢驗。依據OECD-MSTI數(shù)據庫的數(shù)據，中國研發(fā)人員數(shù)量總和與G7 國家研發(fā)人員總量相近，中國研發(fā)人員規(guī)模龐大但質量優(yōu)勢不足，可能是其不顯著的原因。

為了考察回歸結果的穩(wěn)健性，分別通過工具變量法、更換變量法檢驗，并采用聚類穩(wěn)健標準誤解決可能存在的異方差及自相關問題。

一是采用工具變量法檢驗。自變量與因變量互為因果可能導致內生性問題。第t 期技術輸出成交額除了反映上一輪創(chuàng)新產出的價值實現(xiàn)外，也可能包含了當年創(chuàng)新產出。第t 期的創(chuàng)新產出可能影響第t 期或者第t+1 期的技術市場交易額，但不會影響第t-1 期，因此選用t-1 期技術輸出與輸入成交額作為第t 期的工具變量，內生性可以被大部分消除。進一步檢驗工具變量與內生變量之間的相關性，Andersoncanon 統(tǒng)計量的值為244. 364，在1%水平上拒絕識別不足假設，Cragg -Donald F 統(tǒng)計量的值為527. 622，不存在弱工具變量問題。表1 第（3）、（4）列為采用工具變量法的回歸結果。從表中可以看出，技術輸出成交額、技術輸入成交額回歸系數(shù)分別為0. 140、0. 344，均在1%顯著性水平上對區(qū)域創(chuàng)新產出具有正向促進作用。相比（1）、（2）列的回歸結果，自變量回歸系數(shù)提高較為明顯，Hausman 檢驗結果同樣在1%顯著性水平上拒絕原假設，表明使用工具變量法前后回歸結果差異的顯著性。上一期技術輸出成交額更可能為當期創(chuàng)新提供市場牽引及技術外溢，上一期的技術輸入為當期創(chuàng)新產出提供技術支持，這可能是采用工具變量法后促進作用增大的原因。因此，為了避免內生性問題，表1、表2 的穩(wěn)健性檢驗及分類回歸也將采用工具變量法。

二是采用聚類穩(wěn)健標準誤解決可能存在的異方差及自相關問題。表1 第（5）、（6）列對應工具變量法下采用聚類穩(wěn)健標準誤的回歸結果。雖然標準差有所增大，但顯著性水平與（3）、（4）列相近，自變量及多數(shù)控制變量仍然高度顯著，顯示了回歸結果的穩(wěn)健性。

三是通過替換變量考察回歸結果的穩(wěn)健性。采用工業(yè)企業(yè)專利申請量替換因變量，同時將控制變量中的研發(fā)人員數(shù)量替換為工業(yè)企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量，回歸結果對應表1 第（7）、（8）列。表中技術輸出、輸入成交額分別在5%、1%顯著性水平上對工業(yè)企業(yè)專利產出具有正向促進作用，F(xiàn)DI 對工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產出的影響不再顯著，可能與FDI 的行業(yè)流向相關。

綜合以上回歸結果，技術輸出成交額、技術輸入成交額表征的技術市場厚度均對區(qū)域創(chuàng)新產出具有顯著正向促進作用，采用技術輸入成交額表征的技術市場厚度回歸系數(shù)高于采用技術輸出成交額的情形，研發(fā)技術支持對區(qū)域創(chuàng)新產出影響更大。

2. 檢驗技術市場厚度對不同類型專利產出作用效果的差異。將三類專利產出分別對自變量回歸，表2 為工具變量法下采用聚類穩(wěn)健標準誤的回歸結果，第（1） ～（2）列、（3） ～（4）列、（5） ～（6）列分別為發(fā)明專利申請量、實用新型專利申請量、外觀設計專利申請量對技術輸出成交額以及技術輸入成交額的回歸結果。對比三種類型專利回歸結果可知，技術輸出、輸入成交額均在1%顯著水平上對發(fā)明專利產出、實用新型專利產出具有正向促進作用，對外觀設計專利的促進作用并不顯著。回歸系數(shù)方面，技術輸出成交額對發(fā)明專利產出、實用新型專利產出的影響系數(shù)分別為0. 128、0. 178，技術輸入成交額對發(fā)明專利產出、實用新型專利產出的影響系數(shù)分別為0. 283、0. 408。顯然，技術市場厚度對不同專利的促進作用呈現(xiàn)如下特征：一是技術市場對實用新型專利產出的影響高于發(fā)明專利;二是技術輸入成交額的回歸系數(shù)約為技術輸出成交額回歸系數(shù)的兩倍，與采用專利申請總量得到的結果相似。中國的研發(fā)投入以應用研究為主，企業(yè)通過技術市場引入應用型技術進行推陳出新，技術交易在促進創(chuàng)新成果產業(yè)化方面起到重要作用，可能是其促進作用更大的原因。

（三）技術市場中介效應

為了驗證假說2 中介效應的存在性，采用Baronet al. [18] 的步驟檢驗技術市場厚度的中介效應。Z中的部分變量通過作用于技術市場厚度影響創(chuàng)新產出，但主要通過技術輸入還是技術輸出渠道尚未可知。因此，先基于模型（2）分別用技術輸出、輸入成交額對變量Z 回歸，回歸結果對應表3 第（1）、（2）列;隨后基于模型（3）用專利申請總量對變量Z回歸，對應表3 第（3）列。為了進一步考察技術市場中介效應對發(fā)明專利、實用新型專利作用效果的差異，分別用發(fā)明專利、實用新型專利對變量Z 回歸，結果對應表3 第（4）、（5）列。

分別以技術輸出、輸入成交額表征技術市場厚度，通過是否顯著來判定其作用渠道的存在性。

一是檢驗技術輸出成交額表征的技術市場厚度的中介效應。先判斷是否滿足中介關系，再判斷中介效應的大小。技術輸出成交額對變量Z 的回歸中僅有FDI 在1% 水平上具有顯著正向促進作用，見表3 第（1）列。FDI 對專利總產出的促進作用見表3 第（3）列。技術輸出成交額對專利總產出的促進作用均顯著，見表1 第（5）列。因此，滿足中介關系。對比是否包含中介變量技術輸出成交額時FDI 回歸系數(shù)及顯著性水平的變化，見表3 第（3）列與表1 第（5）列，包含中介變量技術輸出成交額后FDI 回歸系數(shù)由0. 250 下降至0. 175，下降幅度為30%，其他變量回歸系數(shù)變動幅度較小且顯著性水平沒有明顯變化。因此，F(xiàn)DI 對創(chuàng)新產出的部分影響被技術輸出表征的技術市場厚度所吸收，F(xiàn)DI 促進創(chuàng)新的部分效應通過技術輸出中介機制以及直接機制顯現(xiàn)。其他變量對創(chuàng)新產出的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應，技術輸出中介機制并不顯著。

采用相同思路檢驗技術輸出作為中介變量在影響發(fā)明專利、實用新型專利方面的情形。發(fā)明專利方面，F(xiàn)DI 對發(fā)明專利產出的影響并不顯著，見表3 第（4）列，故不滿足中介關系。實用新型專利方面，F(xiàn)DI 對實用新型專利產出具有顯著促進效應，見表3 第（5）列，結合另兩項回歸，說明滿足中介關系。引入中介變量后，見表2 第（3）列與表3 第（5）列，F(xiàn)DI 回歸系數(shù)由0. 395 下降至0. 299 且在1%水平上顯著，其他變量回歸系數(shù)變動幅度較小且顯著性水平未發(fā)生明顯變化，表明FDI 通過直接效應以及技術輸出的中介效應促進區(qū)域創(chuàng)新，其他變量對創(chuàng)新產出的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應。

二是檢驗技術輸入成交額表征的技術市場厚度的中介效應。FDI、互聯(lián)網使用率均在5%或1%顯著性水平上對技術輸入成交額具有顯著促進作用，見表3 第（2）列。FDI、互聯(lián)網使用率均在1%水平上對區(qū)域專利總產出具有正向促進作用，見表3第（3）列。技術輸入成交額對專利總產出的促進效應顯著，見表1 第（6）列。故滿足中介關系。引入中介變量技術輸入成交額后，GDP、FDI、互聯(lián)網使用率的回歸系數(shù)均下降了30%左右且在1%水平上顯著，見表1 第（6）列與表3 第（3）列，其他變量回歸系數(shù)變化幅度較小或不顯著。因此，F(xiàn)DI、互聯(lián)網使用率對創(chuàng)新產出的促進效應部分被中介變量所吸收，同時也通過直接效應促進創(chuàng)新，專利侵權率的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應。

發(fā)明專利及實用新型專利方面，互聯(lián)網使用率顯著影響技術輸入成交額與發(fā)明專利產出，見表3第（2）與第（4）列，技術輸入成交額顯著影響發(fā)明專利產出，滿足中介關系。引入中介變量后互聯(lián)網使用率的回歸系數(shù)變小且在1% 水平上顯著，見表2第（2）列與表3 第（4）列，專利侵權率回歸系數(shù)絕對值略有增大，其他變量不顯著。互聯(lián)網使用率對發(fā)明專利產出的部分促進效應被中介變量所吸收，通過直接效應與中介效應促進區(qū)域發(fā)明專利產出，專利侵權率的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應。實用新型專利產出方面，技術輸入成交額與FDI、互聯(lián)網使用率同樣滿足中介關系，見表3 第（2）、（5）列及表2 第（4）列。引入中介變量后FDI、互聯(lián)網使用率的回歸系數(shù)下降30%左右且在1% 水平上顯著，見表2 第（4）列相比表3 第（5）列。FDI、互聯(lián)網使用率的促進效應部分被中介變量所吸收，通過直接效應與間接效應促進實用新型專利產出。專利侵權率通過直接效應影響實用新型專利產出。

綜合以上回歸結果可知，技術市場厚度作為FDI、互聯(lián)網使用率的中介效應顯著，但FDI、互聯(lián)網使用率通過技術交易產生作用的機制不同。技術輸出以及技術輸入表征的技術市場厚度作為FDI的中介效應均顯著，但僅有技術輸入表征的技術市場厚度作為互聯(lián)網使用率的中介效應顯著。FDI 流入增加了技術要素供給，提升了技術市場厚度，外資企業(yè)研發(fā)過程中也需要通過技術交易獲得技術支持，對技術輸入與技術輸出均產生影響。互聯(lián)網的使用降低了企業(yè)獲取技術的交易成本，對企業(yè)獲得研發(fā)技術支持的促進作用更為明顯，可能是僅采用技術輸入成交額時中介效應顯著的原因。此外，技術市場厚度作為FDI 的中介效應主要是促進實用新型專利產出，F(xiàn)DI 對發(fā)明專利的影響并不顯著。技術市場厚度作為專利侵權率的中介效應并不顯著，知識產權保護無法有效提升技術市場厚度限制了技術市場厚度的中介效應。綜上所述，中介效應的存在使得假說2 整體上得到驗證，但也存在知識產保護對技術市場厚度影響不顯著反映的作用渠道不暢通問題。我國需要進一步深化技術要素市場化改革，疏通技術市場促進創(chuàng)新的作用渠道。

（四）異質性分析

為了驗證假說3，分別通過門檻回歸以及分位數(shù)回歸考察技術市場厚度的創(chuàng)新促進作用如何受技術市場厚度水平及區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，采用t-1 期技術市場交易額來減弱內生性問題。

1. 檢驗技術市場厚度的創(chuàng)新促進作用是否存在技術市場厚度門檻效應。結合上文的分析，技術交易額對外觀設計專利的影響并不顯著，故僅檢驗技術交易額對專利總量、發(fā)明專利、實用新型專利影響的技術市場厚度門檻效應。逐漸增加門檻值數(shù)量，以確定顯著的門檻數(shù)量，檢驗結果見表4。專利總量作為因變量時，技術輸入、輸出成交額引入三個門檻值時均無法通過顯著性檢驗，雙門檻值可以在5%水平上通過顯著性檢驗。發(fā)明專利作為因變量時，單門檻值無法通過顯著性檢驗，表明不存在門檻效應。實用新型專利作為因變量時，雙門檻值無法通過顯著性檢驗，單門檻值在5%水平上通過顯著性檢驗。

根據檢驗結果，分別建立以專利總量為因變量的雙門檻效應模型以及以實用新型專利為因變量的單門檻效應模型，表5 為采用異方差穩(wěn)健標準誤的回歸結果。專利總量為因變量時，第（1）、（3）列分別對應技術輸出、輸入成交額創(chuàng)新促進作用的技術市場厚度門檻效應。從技術輸出來看，跨越第一個門檻值前技術輸出對創(chuàng)新產出的促進作用僅在10%水平上顯著，跨越第一個門檻值后在1%水平上顯著，回歸系數(shù)由0. 083 上升到0. 138 之后下降至0. 099。從技術輸入來看，跨越第一個門檻值前技術輸入對創(chuàng)新產出的影響并不顯著，跨越第一個門檻值后在10%水平上顯著，跨越第二個門檻值后在1%水平上顯著。技術輸入對創(chuàng)新的激勵效應由跨越第一個門檻值后的0. 071上升到跨越第二個門檻值后的0. 124。

顯然，技術輸入、輸出成交額表征的技術市場厚度較薄時，回歸系數(shù)及顯著性水平較低，表明技術市場厚度影響其對創(chuàng)新的促進作用。隨著門檻值由低到高，技術輸出成交額的回歸系數(shù)呈現(xiàn)先上升后下降趨勢，技術輸入成交額的回歸系數(shù)呈現(xiàn)持續(xù)上升趨勢，技術市場厚度增加產生的規(guī)模經濟效應可以使企業(yè)在研發(fā)中獲得更為匹配的技術，增強對創(chuàng)新的促進作用。技術輸出對應的技術外溢、市場牽引或決策導向作用與規(guī)模經濟無關，這可能是兩者變化差異的原因。

2. 通過分位數(shù)回歸考察不同水平區(qū)域創(chuàng)新能力在影響技術市場厚度創(chuàng)新促進效應方面的差異。基準回歸考察的是自變量對因變量條件期望的影響。條件分布非對稱時，均值回歸反映的信息不夠全面。中國不同區(qū)域創(chuàng)新基礎條件差異較大，創(chuàng)新能力懸殊，技術市場厚度的創(chuàng)新促進作用也可能呈現(xiàn)較大的區(qū)域差異。表6 給出了以專利總量、發(fā)明專利、實用新型專利為因變量的分位數(shù)回歸結果（控制變量回歸結果省略）。

表6（1） ～（3）列、（10） ～（12）列分別為專利總量對技術輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結果。隨著分位數(shù)的增加（25%→50%→75%），技術輸出成交額的回歸系數(shù)（0. 095→0. 102→0. 109）、技術輸入成交額的回歸系數(shù)（0. 161→0. 184→0. 207）均呈現(xiàn)上升趨勢，且均在1%水平上顯著，表明技術市場厚度對創(chuàng)新的促進作用隨著創(chuàng)新能力的提高而提高。表6（4） ～（6）、（13） ～（15）列分別為發(fā)明專利對技術輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結果。隨著分位數(shù)的增加，技術輸出的回歸系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢（0. 073→0. 090→0. 113），均在5%或1%水平上顯著;技術輸入的回歸系數(shù)同樣呈現(xiàn)上升趨勢（0. 081→0. 146→0. 214），25%分位回歸結果不顯著，50%分位、75%分位回歸結果在1%水平上顯著。表6（7） ～（9）、（16） ～（18）列分別為實用新型專利對技術輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結果。隨著分位數(shù)的增加，技術輸出、技術輸入的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)上升趨勢，分別為0. 123→0. 130→0. 136、0. 181→0. 218→0. 254，均在1%水平上顯著。

綜上所述，因變量無論是專利總量還是發(fā)明專利或實用新型專利，技術輸入及技術輸出的回歸系數(shù)均隨著分位數(shù)的增加而增加。技術市場厚度是創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中的一部分，創(chuàng)新基礎條件更為優(yōu)異時，技術市場厚度對創(chuàng)新的促進作用更易于發(fā)揮，可能是其促進效應隨著區(qū)域創(chuàng)新能力增強而增強的原因。結合門檻回歸以及分位數(shù)回歸的結果，技術市場厚度較薄時其對創(chuàng)新的促進作用較小且可能無法通過顯著性檢驗。區(qū)域創(chuàng)新能力較弱時，技術市場厚度的回歸系數(shù)同樣存在不顯著的情形。因此，技術市場厚度對創(chuàng)新的促進作用受自身發(fā)展水平、區(qū)域創(chuàng)新能力等因素的制約，假說3得到驗證。

六、政策建議

本文探究了技術市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新的機制，并基于我國省級數(shù)據進行了實證檢驗。研究表明，技術市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新具有正向促進作用且總體上發(fā)揮了中介效應，但依然存在部分渠道不通暢、欠發(fā)達區(qū)域因技術市場厚度較薄促進作用不顯著的問題。為了適應新時期創(chuàng)新發(fā)展需求，基于實證檢驗結果及我國技術市場發(fā)展中存在的現(xiàn)實問題，提出如下政策建議：

一是構建分層次、全覆蓋的技術交易市場。主要大城市為中心建設樞紐型技術交易市場，同時注重技術交易市場的全覆蓋。寧夏、海南、西藏區(qū)域未來也應建立國家技術轉移機構，避免欠發(fā)達區(qū)域技術市場發(fā)展不足阻礙創(chuàng)新促進效應。

二是通過培養(yǎng)技術經紀人、創(chuàng)新技術服務模式等方式提升技術市場服務水平。技術交易中介服務水平顯著影響交易成本，我國技術市場服務水平的專業(yè)化程度不高，需要加快培養(yǎng)技術經紀人、創(chuàng)新技術服務模式，滿足新興行業(yè)快速發(fā)展對專業(yè)化服務的需求。

三是建設高標準市場體系，政策、法規(guī)的出臺應遵循系統(tǒng)性原則。技術市場充當了多種因素影響創(chuàng)新的中介變量，技術市場改革措施的出臺應考慮相關因素對技術市場的影響。例如，完善知識產權保護法律法規(guī)體系才能有效保障創(chuàng)新人員獲得創(chuàng)新成果收益，最終提高技術市場厚度，促進創(chuàng)新。

注釋：

①由《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國科技統(tǒng)計年鑒》數(shù)據計算所得，下段數(shù)據同。

②西藏地區(qū)技術交易額數(shù)據缺失較多，且技術交易額的全國占比不足萬分之一，因此將之排除在外。

③通過數(shù)據分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員全時當量與研發(fā)資金投入相關系數(shù)高達0. 96，采用地區(qū)生產總值替代以避免嚴重多重共線性。

④專利侵權率=累計專利侵權糾紛案件數(shù)量/ 累計專利授權量。累計數(shù)量由1985 年起累計至相應年份，制度質量相對穩(wěn)定，采用累計數(shù)量可以減弱侵權糾紛立案、結案時間差異造成的數(shù)據波動。

⑤受篇幅所限，各變量描述性統(tǒng)計結果未列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

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責任編輯：關 華

基金項目：國家社會科學基金重大項目（21ZDA014）