郭將　肖慧

摘?要：對(duì)勞動(dòng)力要素市場(chǎng)扭曲和資本要素市場(chǎng)扭曲進(jìn)行理論分析與假設(shè)，在運(yùn)用隨機(jī)前沿法測(cè)算區(qū)域創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，引入空間計(jì)量模型，研究發(fā)現(xiàn)考察期間我國(guó)勞動(dòng)力和資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率整體呈抑制作用，但要素市場(chǎng)的抑制作用呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性，勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲對(duì)西部的抑制作用更強(qiáng)，而資本市場(chǎng)扭曲則對(duì)東部地區(qū)創(chuàng)新效率的負(fù)面影響更顯著。

關(guān)?鍵?詞：要素市場(chǎng)扭曲;區(qū)域創(chuàng)新效率;異質(zhì)性;空間相關(guān)

DOI：10.16315/j.stm.2019.05.002

中圖分類號(hào)：?F0615

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：?A

Research?on?the?influence?of?factor?market?distortion?on

the?regional?innovation?efficiency

GUO?Jiang，?XIAO?Hui

（Business?School，?University?of?Shanghai?for?Science?and?Technology，?Shanghai?200093，?China）

Abstract：This?article?mainly?uses?labor?and?capital?market?distortions?for?theoretical?analysis?and?hypothesis，?introducing?the?spatial?econometric?model?on?the?basis?of?the?measurement?of?efficiency?of?regional?innovation?by?applying?stochastic?frontier.?The?study?shows?that?during?the?observation?period?labor?and?capital?market?distortions?inhibit?the?regional?innovation?efficiency?on?the?whole，?but?the?inhibitory?effect?presents?the?regional?heterogeneity，?labor?market?distortions?has?stronger?inhibitory?effect?on?the?western?region，?while?the?negative?effect?of?the?capital?market?distortions?in?the?eastern?is?more?significant.

Keywords：factormarket?distortion;?regional?innovation?efficiency;?heterogeneity;?spatial?correlation

收稿日期：?2019-06-29

作者簡(jiǎn)介：?郭?將（1978—），男，副教授，博士;

肖?慧（1993—），女，碩士研究生.

改革開放40年來(lái)，我國(guó)依靠資源的大量投入，總量上經(jīng)濟(jì)已躍居世界第二，但質(zhì)量上我國(guó)還處在全球價(jià)值鏈的中低端，缺乏核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。而當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)更是面臨著內(nèi)憂外患的局面。國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資均面臨著下行壓力，國(guó)際上美國(guó)為維持自身技術(shù)優(yōu)勢(shì)，有意遏制中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和出口。中國(guó)經(jīng)濟(jì)要想維持增長(zhǎng)并擺脫受制于人的困境勢(shì)必要充分利用并調(diào)動(dòng)好各個(gè)生產(chǎn)要素，提高自主創(chuàng)新能力。

回顧我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程，在早期依靠有形要素的成本優(yōu)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增速得以加快。但這種粗放式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式所導(dǎo)致的資源消耗和污染等諸多弊端正逐漸放大，其中很重要的一點(diǎn)就是創(chuàng)新低效，如何改善資源配置以促進(jìn)創(chuàng)新效率的提高已成為一個(gè)亟待解決的問題。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)一般認(rèn)為，在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)條件下，企業(yè)會(huì)按照要素價(jià)格等于邊際產(chǎn)出的原則安排生產(chǎn)，達(dá)到帕累托最優(yōu)狀態(tài)，但現(xiàn)實(shí)是我國(guó)各級(jí)政府普遍擁有要素的分配權(quán)、定價(jià)權(quán)和管制權(quán)，導(dǎo)致要素自由流動(dòng)受阻和要素價(jià)格被低估等問題，形成要素市場(chǎng)扭曲[1]。

從目前的研究進(jìn)展看，對(duì)于創(chuàng)新效率的研究頗多，但多聚焦在對(duì)其的測(cè)度和評(píng)價(jià)上[2-3]。而對(duì)于影響因素的研究，關(guān)注的一般是創(chuàng)新主體、創(chuàng)新環(huán)境及單純的要素投入等這幾個(gè)方面，將市場(chǎng)化進(jìn)程中容易忽視但由來(lái)已久的要素市場(chǎng)扭曲現(xiàn)象與創(chuàng)新效率相結(jié)合的文獻(xiàn)相對(duì)較少，且多聚焦在不同類型行業(yè)尤其是工業(yè)和制造業(yè)等中觀層面上[4-5]，對(duì)要素市場(chǎng)扭曲造成的地區(qū)差異缺乏研究。基于此，本文主要著眼于在中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的大背景下，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了何種影響這個(gè)問題。

1?理論分析與研究假設(shè)

在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，要素價(jià)格由要素市場(chǎng)的供求關(guān)系決定，并能準(zhǔn)確反映要素的稀缺程度及動(dòng)態(tài)變化。然而當(dāng)要素市場(chǎng)處于扭曲狀態(tài)時(shí)，會(huì)導(dǎo)致要素價(jià)格失真，使企業(yè)不能根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)選擇適合自身發(fā)展的產(chǎn)業(yè)和技術(shù)，對(duì)要素的配置無(wú)法達(dá)到帕累托最優(yōu)狀態(tài)，從而抑制了創(chuàng)新效率。本文將主要從勞動(dòng)力市場(chǎng)和資本市場(chǎng)2個(gè)角度來(lái)探討。

1.1?勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲與創(chuàng)新效率

從勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲的角度看，其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響主要通過“就業(yè)抑制效應(yīng)”、“低端鎖定效應(yīng)”以及“人才擠出效應(yīng)”影響地區(qū)創(chuàng)新效率的變化。

勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲通過“就業(yè)抑制效應(yīng)”影響創(chuàng)新人才的空間配置，抑制區(qū)域創(chuàng)新效率的提升。雖然隨著我國(guó)戶籍制度的放開，勞動(dòng)力有了大規(guī)模流動(dòng)[6]，但戶籍歧視伴隨醫(yī)療教育等公共服務(wù)的地區(qū)差異及等人為因素，勞動(dòng)力市場(chǎng)分割問題并未完全消除，造成地區(qū)科技創(chuàng)新人才空間配置水平低下[7]。

勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲通過“低端鎖定效應(yīng)”影響區(qū)域創(chuàng)新效率。地方政府為保護(hù)本地利益，普遍漠視普通勞動(dòng)者的權(quán)益被侵占現(xiàn)象，默許壓低勞動(dòng)者的工資，一方面讓企業(yè)更傾向于使用有形要素，止步于原有的固定生產(chǎn)模式，另一方面也降低了勞動(dòng)者的收入水平，造成地區(qū)勞動(dòng)者需求層次的偏低，使企業(yè)的創(chuàng)新支出不能得到彌補(bǔ)，反過來(lái)削弱企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。

勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲通過“人才擠出效應(yīng)”影響地區(qū)的人力資本水平。勞動(dòng)力價(jià)值的“剪刀差”雖在短期能獲得一定的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，但對(duì)低收入勞動(dòng)者而言，收入水平過低會(huì)直接抑制其在家庭教育及自身技能提升等方面的投入，阻礙地區(qū)高素質(zhì)創(chuàng)新人才的涌現(xiàn)[8]。而對(duì)于高收入勞動(dòng)者群體來(lái)說，容易使其喪失進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)的積極性導(dǎo)致產(chǎn)出低下，甚至導(dǎo)致人才從本地區(qū)流出。

1.2?資本市場(chǎng)扭曲與創(chuàng)新效率

從資本市場(chǎng)扭曲的角度看，其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響主要來(lái)自其對(duì)創(chuàng)新資本配置的干擾、誘發(fā)的“非生產(chǎn)性尋租”活動(dòng)以及對(duì)企業(yè)創(chuàng)新需求的抑制導(dǎo)致的創(chuàng)新效率損失。

資本市場(chǎng)扭曲通過資源錯(cuò)配效應(yīng)降低了創(chuàng)新資源的配置水平，進(jìn)而抑制創(chuàng)新效率。資本市場(chǎng)扭曲主要從2個(gè)方面影響資本的配置水平：一是在政府?“晉升錦標(biāo)賽”激勵(lì)的約束下，傾向于能快速實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益的一般生產(chǎn)性項(xiàng)目，通過強(qiáng)制干預(yù)金融機(jī)構(gòu)的信貸決策形成金融抑制;二是資本市場(chǎng)扭曲釋放出的虛假信息等信號(hào)，讓金融資源財(cái)政補(bǔ)貼和稅收減免等無(wú)法按市場(chǎng)規(guī)律流入邊際生產(chǎn)率更高的領(lǐng)域。

資本市場(chǎng)扭曲誘發(fā)“非生產(chǎn)性尋租”[9]活動(dòng)，通過“擠出效應(yīng)”削弱區(qū)域整體創(chuàng)新效率。在一元金融資本體系結(jié)構(gòu)下，政府部門對(duì)資本要素?fù)碛信渲脵?quán)和定價(jià)權(quán)，由此帶來(lái)了尋租空間。為了獲得融資自由，企業(yè)擁有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)去進(jìn)行非生產(chǎn)性尋租，在這過程中，消耗了大量的人力和財(cái)力等資源，擠占創(chuàng)新資源。

資本市場(chǎng)扭曲通過需求抑制效應(yīng)影響企業(yè)的創(chuàng)新效率，在面臨資本市場(chǎng)扭曲的情況下，國(guó)有企業(yè)獲取資金的成本較低，容易盲目追求規(guī)模擴(kuò)張而忽略創(chuàng)新，造成產(chǎn)能過剩和創(chuàng)新能力不足。而大量中小企業(yè)，尤其是在創(chuàng)業(yè)初期的高科技企業(yè)，由于高風(fēng)險(xiǎn)性及缺少抵押資產(chǎn)，難以獲得銀行的信用融資[10]。即使能夠獲得創(chuàng)新融資，融資成本高昂也讓其難以獲得創(chuàng)新收益，不得不降低自身創(chuàng)新需求。

1.3?要素市場(chǎng)扭曲與區(qū)域創(chuàng)新效率關(guān)系的進(jìn)一步思考

由于我國(guó)不同經(jīng)濟(jì)板塊的開放時(shí)間不同，政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)力度也存在差異，可能造成要素市場(chǎng)扭曲程度也存在著區(qū)域上的顯著差異[11]。對(duì)于要素市場(chǎng)扭曲程度較高的地區(qū)，要素市場(chǎng)分割及要素價(jià)格扭曲水平更為嚴(yán)重，一方面讓區(qū)域內(nèi)部要素錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新生產(chǎn)的抑制作用效果更為顯著;另一方面也會(huì)更深層次地抑制企業(yè)的創(chuàng)新生產(chǎn)積極性，將更多的要素投入到非生產(chǎn)性活動(dòng)及一般性的生產(chǎn)項(xiàng)目。與之相反，在要素市場(chǎng)扭曲程度較低的區(qū)域，單位要素所能維持的邊際產(chǎn)出依然較高[12]，企業(yè)進(jìn)行尋租活動(dòng)的空間相對(duì)較小，對(duì)創(chuàng)新要素投入的浪費(fèi)也比較有限，而此時(shí)地方政府通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)淘汰落后企業(yè)的意愿會(huì)更強(qiáng)烈。另外，隨著扭曲程度的降低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)將更激烈，企業(yè)希望通過加大創(chuàng)新力度來(lái)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的意愿較強(qiáng)，此時(shí)地區(qū)的創(chuàng)新效率可能會(huì)得到改善。

綜上，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：要素市場(chǎng)扭曲抑制了區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，且扭曲程度越高，抑制作用會(huì)越明顯。

假設(shè)2：要素市場(chǎng)扭曲對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響存在地區(qū)異質(zhì)性。

2?模型設(shè)定與指標(biāo)選擇

2.1?模型設(shè)定

2.1.1?隨機(jī)前沿模型

目前，學(xué)者們對(duì)于創(chuàng)新效率的測(cè)算主要有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析[13]和隨機(jī)前沿法。其中，隨機(jī)前沿模型結(jié)合了生產(chǎn)函數(shù)與隨機(jī)因素，使測(cè)算結(jié)果更加接近實(shí)際情況。對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的選擇，本文構(gòu)建了超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，因?yàn)槠浞艑捔思夹g(shù)中性與產(chǎn)出彈性固定等嚴(yán)格假定，形式更為靈活，還能夠避免函數(shù)形式設(shè)定錯(cuò)誤而造成估計(jì)偏差。具體模型可表達(dá)為

ln?yit=β0+βKln?Kit+βLln?Lit+βτt+

12βKK（ln?Kit）2+12βLL（ln?Lit）2+12βττt2+

βKLln?Kitln?Lit+βTKtln?Kit+βTLtln?Lit+vit-uit。（1）

其中：i代表地區(qū);t代表年份;β0為常數(shù)項(xiàng);βK，βL，βT，βKK，βLL，βTT，βKL，βTK，βTL分別表示勞動(dòng)力，資本，時(shí)間和各二次項(xiàng)的回歸系數(shù);vit和uit相互獨(dú)立，vit表示服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，uit表示技術(shù)非效率項(xiàng)。因?yàn)槟Ｐ驮O(shè)定是否恰當(dāng)極大地影響結(jié)論科學(xué)性，所以對(duì)模型做如下檢驗(yàn)，即隨機(jī)前沿模型的適用性檢驗(yàn)、生產(chǎn)函數(shù)形式檢驗(yàn)、技術(shù)進(jìn)步檢驗(yàn)、技術(shù)非中性檢驗(yàn)以及技術(shù)效率的時(shí)變性檢驗(yàn)。

2.1.2?ESDA空間自相關(guān)檢驗(yàn)

考慮到目前創(chuàng)新活動(dòng)存在明顯的空間正相關(guān)性特征，忽略空間異質(zhì)性假設(shè)可能導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差，為更好地解釋區(qū)域創(chuàng)新效率的空間分布狀況及其與要素市場(chǎng)扭曲的關(guān)系，本文將引入空間計(jì)量分析法進(jìn)行分析。而是否有必要在模型中引入空間因素，一般先用Morans?I指數(shù)來(lái)測(cè)度其空間關(guān)聯(lián)程度，其計(jì)算式為

Morans?I=∑ni=1∑nj=1Wij（yi-y）（yj-y）S2∑ni=1∑nj=1Wij。（2）

其中：y與S2分別為區(qū)域創(chuàng)新效率及其方差;Wij為空間權(quán)重矩陣?？紤]到地理位置上鄰近但實(shí)際上并不相鄰的省域之間的相互影響，在此選擇反距離空間權(quán)重矩陣。Morans?I的取值范圍為[-1，1];若非負(fù)，說明存在正空間自相關(guān)性;若為負(fù)，說明存在負(fù)空間自相關(guān)性;若等于0，表示目標(biāo)區(qū)域在空間上呈隨機(jī)分布。

2.1.3?空間面板模型

常用的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，主要是空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。SLM探討鄰近地區(qū)被解釋變量對(duì)本地區(qū)被解釋變量的影響，其基本表達(dá)式為

yit=α+ρWyjt+βiχit+εit。（3）

其中：y是被解釋變量;ρ是空間滯后系數(shù);W是空間權(quán)重矩陣;χ是解釋變量;β是待估參數(shù);ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

SEM的空間依賴關(guān)系則存在于擾動(dòng)誤差項(xiàng)中，探討鄰近地區(qū)因變量的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)因變量的影響。其表達(dá)式為

yit=βiχit+εit。

εit=βγWεit+uit。（4）

其中：y是被解釋變量;χ是解釋變量;β是待估參數(shù);γ是空間誤差系數(shù);W是空間權(quán)重矩陣;u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2?數(shù)據(jù)說明與變量選擇

2.2.1?數(shù)據(jù)說明

本文選取的研究樣本為1998—2016年中國(guó)30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，為了便于資本存量化的處理，將重慶并入四川，西藏由于大量數(shù)據(jù)缺失，不予研究。原始數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)。

2.2.2?變量選擇

1）創(chuàng)新效率。將其表示為實(shí)際產(chǎn)出期望值和最優(yōu)前沿面的期望值之比，即：

TE=E[f（RDKit，RDLit）exp（vit-uit）]E[f（RDKit，RDLit）exp（vit）|uit=0]。（5）

其中：i和t分別為地區(qū)和年份，K和L為創(chuàng)新資本和勞動(dòng)力的實(shí)際投入。若uit=0，則創(chuàng)新生產(chǎn)處在最佳前沿面f（Kit，Lit，t）exp（vit，uit=0）上。本文選擇專利授權(quán)數(shù)來(lái)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，同時(shí)參考白俊紅等[14]的研究，根據(jù)創(chuàng)新程度對(duì)發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利分別賦予0.5、0.3和0.2的權(quán)重。另外，選取R&D人員和R&D資本存量作為創(chuàng)新投入指標(biāo)。其中，R&D人員用R&D人員全時(shí)當(dāng)量來(lái)衡量，因?yàn)閯?chuàng)新活動(dòng)的連續(xù)性，對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出做存量化處理。

2）要素市場(chǎng)扭曲?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的測(cè)度方法主要有生產(chǎn)函數(shù)法、DEA法和市場(chǎng)化指數(shù)法等，生產(chǎn)函數(shù)法較其他方法而言，經(jīng)濟(jì)含義明確，且其可行性經(jīng)過經(jīng)典理論和實(shí)證充分驗(yàn)證，并可直接測(cè)算資本和勞動(dòng)逐期的邊際產(chǎn)出。因此，本文選擇CD生產(chǎn)函數(shù)來(lái)測(cè)度要素扭曲，模型構(gòu)建如下：

ln?Yit=ln?Ait+αtln?Kit+βtln?Lit+μt。（6）

其中：Yit，Kit，Lit分別為實(shí)際產(chǎn)出，資本和勞動(dòng)力要素投入，Ait為技術(shù)水平。根據(jù)估計(jì)出來(lái)的生產(chǎn)函數(shù)，可計(jì)算出每期各要素的邊際產(chǎn)出，最終得到要素邊際產(chǎn)出與其實(shí)際價(jià)格的比值。本文中

Yit，Kit，Lit，Ait分別用地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、年末就業(yè)人數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)占比來(lái)衡量。為了消除價(jià)格因素的干擾，將地區(qū)平減為以1998年為基期的價(jià)格。對(duì)資本存量的測(cè)算借鑒單豪杰[15]的方法，采用永續(xù)盤存法按1998年的不變價(jià)格計(jì)算，具體用以下式折算：

Kit=Kit-1（1-δit）+Iit。

其中：Kit、Iit分別表示為以1998年不變價(jià)格表示的i地區(qū)第t年的資本存量K和固定資產(chǎn)投資I，δ為經(jīng)濟(jì)折舊率，取10.96%。

3）控制變量。借鑒以往研究，本文主要從以下幾個(gè)方面進(jìn)行考察：政府影響力（goi）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ie）、技術(shù)成果轉(zhuǎn)化水平（tem）及地區(qū)對(duì)外開放水平（open）。分別用各省份財(cái)政科技支出占總支出比重、國(guó)有全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占比、技術(shù)市場(chǎng)成交額和fdi占地區(qū)GDP比重來(lái)衡量。為了消除價(jià)格因素影響，將技術(shù)市場(chǎng)成交額用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減為1998年不變價(jià)。對(duì)于fdi占地區(qū)gdp比重的變量處理，將fdi用當(dāng)年人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率換算成人民幣，再除以地區(qū)當(dāng)年gdp。

3?實(shí)證結(jié)果分析

3.1?SFA檢驗(yàn)及結(jié)果分析

如前文所述，對(duì)SFA模型設(shè)定的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)，主要包括：隨機(jī)前沿模型的適用性檢驗(yàn)，模型原假設(shè)H0?為：γ=0。如果接受原假設(shè)，則模型不存在無(wú)效率項(xiàng)，反之拒絕原假設(shè)，無(wú)效率項(xiàng)存在，隨機(jī)前沿模型具有適用性;生產(chǎn)函數(shù)形式檢驗(yàn)，若模型中所有的二次項(xiàng)系數(shù)為零（H0），則函數(shù)應(yīng)為CD形式，否則采用Translog生產(chǎn)函數(shù)形式;技術(shù)進(jìn)步檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诩夹g(shù)變化;技術(shù)非中性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)技術(shù)變化是否存在?？怂怪行?，原假設(shè)設(shè)定時(shí)間變量與投入變量的交互項(xiàng)系數(shù)為零，如果接受原假設(shè)，則模型變化為?？怂怪行?，反之技術(shù)變化與投入要素相關(guān);技術(shù)效率的時(shí)變性檢驗(yàn)，如果接受原假設(shè)η=0，表明技術(shù)效率不受時(shí)間變化的影響，反之亦反。上述檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可得，上述5個(gè)假設(shè)均不成立。同時(shí)，γ=0.848，在1%的置信水平上顯著，由此可以推斷技術(shù)非效率項(xiàng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著影響，且在影響區(qū)域創(chuàng)新效率的隨機(jī)因素中，技術(shù)非效率可解釋其中的84.8%。所以本文應(yīng)選擇超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿模型進(jìn)行估計(jì)，無(wú)法簡(jiǎn)化為CD函數(shù)形式。在此也給出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中各參數(shù)的估計(jì)結(jié)果，如表2所示。

3.2?區(qū)域創(chuàng)新效率描述

3.2.1?區(qū)域創(chuàng)新效率的時(shí)空變化特征

利用Frontier41xp1軟件可實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新效率的測(cè)度，1998—2016年中國(guó)及3大地區(qū)創(chuàng)新效率的變動(dòng)情況，如表3所示。1998—2016年我國(guó)創(chuàng)新效率提升較為明顯，由“九五”期間的0.274增至“十二五”期間的0.420，增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)較為強(qiáng)勁。東部地區(qū)創(chuàng)新效率一直高于全國(guó)平均水平，從1998年的0391增至2016年的0.571，增速達(dá)46.04%。中部和西部亦有較大提升，其中西部地區(qū)由于起點(diǎn)較低，增幅高達(dá)107.19%。但是從絕對(duì)值來(lái)看，中國(guó)整體的區(qū)域創(chuàng)新效率還處于較低水平，創(chuàng)新發(fā)展質(zhì)量有待提高。

為進(jìn)一步從空間演化角度分析區(qū)域創(chuàng)新效率的分布特征，利用Arcgis10.2軟件對(duì)1998與2016年各省創(chuàng)新效率進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行可視化處理，用自然斷裂法將數(shù)值由低到高分為4類，分別為：冷點(diǎn)區(qū)、次冷區(qū)、次熱區(qū)、熱點(diǎn)區(qū)。通過對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)：1998年創(chuàng)新效率熱點(diǎn)區(qū)主要分布在東部沿海省份，主要為廣東、浙江、福建，2016年擴(kuò)大到江西、安徽、江蘇等地區(qū)，北京則成為一個(gè)獨(dú)立的熱點(diǎn)區(qū)，總體來(lái)看，熱點(diǎn)范圍顯著擴(kuò)大;從冷點(diǎn)區(qū)看，1998年主要分布在四川、青海、甘肅、陜西等西部地區(qū)，2016年冷點(diǎn)地區(qū)明顯縮小，只剩下青海、內(nèi)蒙古和寧夏;次冷地區(qū)仍占據(jù)較大范圍。

3.2.2?區(qū)域創(chuàng)新效率全局空間相關(guān)性分析

運(yùn)用Geoda軟件測(cè)度區(qū)域創(chuàng)新效率的Morans?I指數(shù)，如表4所示。1998—2016年，全局Morans?I指數(shù)為正，且在1%的置信水平上顯著，這說明我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新效率存在著顯著的正空間自相關(guān)性。即對(duì)于創(chuàng)新效率相對(duì)較高的省份，往往存在著一個(gè)或多個(gè)高值省區(qū)與之相鄰（高—高正相關(guān)）;相應(yīng)地，創(chuàng)新效率低值省區(qū)也趨向于與低值省區(qū)相鄰（低—低正相關(guān)）。另外，樣本考察期內(nèi)，Morans?I指數(shù)均在0.25上下波動(dòng)，說明我國(guó)省域創(chuàng)新效率關(guān)聯(lián)效應(yīng)不僅強(qiáng)且較為穩(wěn)定。

3.3?模型回歸結(jié)果及分析

3.3.1?總樣本回歸結(jié)果

根據(jù)ESDA空間自相關(guān)檢驗(yàn)，區(qū)域創(chuàng)新效率在空間上存在依賴性。所以，采用傳統(tǒng)經(jīng)典估計(jì)方法得到的結(jié)果將有偏，應(yīng)該運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行估計(jì)。對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)后，P值為0.000?0，故采用固定效應(yīng)進(jìn)行回歸估計(jì)。不同個(gè)體效應(yīng)下的SLM和SEM的估計(jì)結(jié)果，如表5所示。

由表5可知，SEM模型和SLM模型都以空間固定效應(yīng)為佳，但SLM模型的拉格朗日乘子、擬合優(yōu)度和似然對(duì)數(shù)等統(tǒng)計(jì)量較SEM更為顯著，說明SLM模型更為合適。故以下主要就空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行解釋與分析。SLM模型的解釋空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ顯著為正，說明表明省域創(chuàng)新效率存在著比較顯著的空間溢出性，即鄰省創(chuàng)新效率的提高能夠帶動(dòng)周圍省份。

從總體樣本核心解釋變量的回歸系數(shù)來(lái)看，資本要素市場(chǎng)扭曲和勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲的回歸系數(shù)分別為-0.002?3和-0.014?4，且均在1%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明要素市場(chǎng)扭曲整體上抑制了區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，這就驗(yàn)證了假設(shè)1。

控制變量中，政府影響力的回歸系數(shù)整體通過了10%的假設(shè)檢驗(yàn)，說明財(cái)政科技支出對(duì)創(chuàng)新效率有正向作用，現(xiàn)實(shí)情況下，政府對(duì)創(chuàng)新生產(chǎn)活動(dòng)的干預(yù)程度越大，即政策或財(cái)政性支持越多，企業(yè)就有更多的資源去加大對(duì)創(chuàng)新的投入，提高創(chuàng)新生產(chǎn)水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，國(guó)有固定資產(chǎn)投資占全國(guó)比重的系數(shù)顯著為負(fù)，說明市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)有利于區(qū)域創(chuàng)新效率的提高。一般而言，國(guó)有企業(yè)擁有的政府支持較多，進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的積極性不高，與之相反，為在市場(chǎng)中獲得超額利潤(rùn)，非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的熱情高漲。因此，隨著市場(chǎng)化水平的提高，非國(guó)有企業(yè)所占比重越大，對(duì)于地區(qū)創(chuàng)新效率的提升往往有正向作用。技術(shù)市場(chǎng)成交額與區(qū)域創(chuàng)新效率均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化更有利于刺激創(chuàng)新效率的提升。地區(qū)開放水平的系數(shù)顯著為正，因?yàn)閷?duì)外開放水平越高，有利于外部技術(shù)的溢出，吸引更多的人才、資本和技術(shù);也能夠激發(fā)本土企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，對(duì)創(chuàng)新生產(chǎn)活動(dòng)形成激勵(lì)，從而提高創(chuàng)新效率。

3.3.2?區(qū)域異質(zhì)性分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)不同地區(qū)的影響關(guān)系及驗(yàn)證結(jié)論穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了東中西部回歸分析，結(jié)果顯示，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)不同地區(qū)存在異質(zhì)性影響：從勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲的回歸系數(shù)看，勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲明顯抑制了西部地區(qū)的創(chuàng)新效率的提升，對(duì)東中部地區(qū)則不太顯著，可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)教育落后，人力資本相對(duì)低質(zhì)有關(guān)。與之相反，資本市場(chǎng)扭曲對(duì)東部地區(qū)的負(fù)向作用更加顯著，中部地區(qū)的回歸系數(shù)為正但不顯著，西部地區(qū)的回歸系數(shù)為負(fù)但絕對(duì)值小，這是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，區(qū)域內(nèi)部的企業(yè)往往已經(jīng)擁有一定的自生能力，這時(shí)政府干預(yù)資本市場(chǎng)會(huì)造成更大的資源配置低效，這就驗(yàn)證了假設(shè)2?？刂谱兞恐校呢?cái)政支持的回歸系數(shù)在中部地區(qū)顯著為負(fù)，在西部地區(qū)為負(fù)但不顯著，這可能是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)相對(duì)較弱，政府補(bǔ)貼可能在一定程度上造成了域內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新惰性;國(guó)企占比對(duì)東中部的抑制作用更強(qiáng)，這也與企業(yè)的自生能力有關(guān)。

4?結(jié)論與建議

在對(duì)要素市場(chǎng)扭曲與區(qū)域創(chuàng)新效率二者關(guān)系進(jìn)行理論分析后，本文運(yùn)用空間計(jì)量模型來(lái)探討要素價(jià)格扭曲與區(qū)域創(chuàng)新效率的關(guān)系。研究表明：1）勞動(dòng)力和資本市場(chǎng)扭曲對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率整體上起抑制作用。2）勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲更明顯地抑制了西部地區(qū)的創(chuàng)新效率，而資本要素市場(chǎng)扭曲則對(duì)東部造成了更大的創(chuàng)新效率損失。3）財(cái)政科技支出的增加，創(chuàng)新成果的技術(shù)轉(zhuǎn)化和良好的對(duì)外開放水平可以提升區(qū)域創(chuàng)新效率;而國(guó)有企業(yè)所占比重的提高則會(huì)阻礙市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率起抑制作用?；诖?，本文提出如下針對(duì)性的政策建議：

1）對(duì)于東部地區(qū)，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注資本要素市場(chǎng)扭曲的問題，大力促進(jìn)資本自由流動(dòng)和利率市場(chǎng)化改革，從而提高資本要素的配置水平;對(duì)于中西部地區(qū)，更應(yīng)該提高現(xiàn)有的工資水平來(lái)吸引并留住高素質(zhì)勞動(dòng)力，同時(shí)緩解地區(qū)資源不同而人為造成的要素市場(chǎng)分割，為區(qū)域創(chuàng)新效率的提升提供良好環(huán)境。

2）東部發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)繼續(xù)提高自主創(chuàng)新水平，逐漸擺脫對(duì)外技術(shù)的依賴，成為我國(guó)的創(chuàng)新引領(lǐng)區(qū);中部地區(qū)應(yīng)重視科技創(chuàng)新水平方面的合作和提高吸引外資先進(jìn)技術(shù)的能力;西部地區(qū)還需完善基礎(chǔ)設(shè)施和重視人力資本的積累，現(xiàn)階段還可以通過承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和技術(shù)模仿來(lái)實(shí)現(xiàn)科技創(chuàng)新。

3）西部地區(qū)資本相對(duì)稀缺，應(yīng)加大對(duì)其的科研資金投入，但在這過程中需要嚴(yán)格把控資金的具體流向，防止因?qū)ぷ夂吞摷傩畔⒌纫蛩卦斐傻馁Y源浪費(fèi);而東中部地區(qū)資本相對(duì)充足，應(yīng)制定良好的產(chǎn)業(yè)政策從而提高區(qū)域整體的創(chuàng)新實(shí)力。

4）東中部地區(qū)的技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的水平較高，需重點(diǎn)關(guān)注知識(shí)產(chǎn)權(quán)和專利的保護(hù)，同時(shí)吸引更多的外國(guó)優(yōu)秀企業(yè)，激發(fā)本土企業(yè)的創(chuàng)新活力和競(jìng)爭(zhēng)意識(shí);西部地區(qū)在創(chuàng)新成果的市場(chǎng)轉(zhuǎn)化和成本彌補(bǔ)上還需加強(qiáng)，目前還可以學(xué)習(xí)優(yōu)秀創(chuàng)新型企業(yè)先進(jìn)的管理模式和技術(shù)模仿，為新時(shí)期創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略打下良好的基石。

參考文獻(xiàn)：

[1]?張杰，周曉艷，李勇.要素市場(chǎng)扭曲抑制了中國(guó)企業(yè)R&D？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（8）：78.

[2]?王寧，史晉川.中國(guó)要素價(jià)格扭曲程度的測(cè)度[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2015（9）：149.

[3]?仲任.中國(guó)制造業(yè)要素價(jià)格扭曲研究：來(lái)自A股制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].科技與管理，2017（3）：41.

[4]?戴魁早，劉友金.要素市場(chǎng)扭曲與創(chuàng)新效率：對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（7）：72.

[5]?余東華，孫婷，張?chǎng)斡?要素價(jià)格扭曲如何影響制造業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力[J]，中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（2）：63.

[6]?BRANDT?K，TREVOR?T，ZHU?X?D.Factor?market?distortions?across?time，?space?and?sectors?in?China[J].Review?of?Economic?Dynamics，2013（16）：39.

[7]?白俊紅，卞元超.要素市場(chǎng)扭曲與中國(guó)創(chuàng)新生產(chǎn)的效率損失[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（11）：39.

[8]?李平，季永寶，桑金琰.要素市場(chǎng)扭曲對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響特征研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2014（5）：63.

[9]?張曉晶，李成，李育.扭曲、趕超與可持續(xù)增長(zhǎng)：對(duì)政府與市場(chǎng)關(guān)系的重新審視[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018（1）：4.

[10]?李曉龍，冉光和，鄭威.金融要素扭曲的創(chuàng)新效應(yīng)及其地區(qū)差異[J].科學(xué)學(xué)研究，2018（3）：558

[11]?林伯強(qiáng)，杜克銳.要素市場(chǎng)扭曲對(duì)能源效率的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（9）：125.

[12]?戴魁早，劉友金.要素市場(chǎng)扭曲如何影響創(chuàng)新績(jī)效[J].世界經(jīng)濟(jì)，2016（11）：54.

[13]?劉丙泉，田晨，馬占新.財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率的影響研究[J].軟科學(xué)，2018（7）：5.

[14]?白俊紅，蔣伏心.協(xié)同創(chuàng)新、空間關(guān)聯(lián)與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（7）：174.

[15]?單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952—2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008（10）：17.

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