郭熙保 龔廣祥

一、引言與文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有關(guān)于市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究，主要關(guān)注國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響，較少有文獻(xiàn)關(guān)注國內(nèi)省際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響。其實(shí)，無論企業(yè)是將其生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)拓展到國內(nèi)其他省份還是拓展到國際市場，都能夠給企業(yè)帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。但如果企業(yè)的外部市場擴(kuò)張行為受地方政府的行政干預(yù)而產(chǎn)生了“扭曲性”導(dǎo)向作用，那么值得進(jìn)一步追問的是，國內(nèi)省際市場擴(kuò)張和國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響是否存在差異性? 許多研究發(fā)現(xiàn)中國各地方政府在爭相使用國際市場替代國內(nèi)市場，即在利用國際市場規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)來發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，卻放棄了國內(nèi)市場的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(28)黃玖立、李坤望：《出口開放、地區(qū)市場規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第6期。(29)陸銘、陳釗：《分割市場的經(jīng)濟(jì)增長——為什么經(jīng)濟(jì)開放可能加劇地方保護(hù)?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第3期。。相比于地方政府對企業(yè)國際市場擴(kuò)張普遍給予出口退稅、出口補(bǔ)貼以及稅收返還等諸多鼓勵(lì)政策(30)張杰、張培麗、黃泰巖：《市場分割推動(dòng)了中國企業(yè)出口嗎?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2010年第8期。(31)張艷、唐宜紅、李兵：《中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”——基于國內(nèi)市場分割的解釋》，《國際貿(mào)易問題》2014年第10期。，企業(yè)在國內(nèi)省際市場擴(kuò)張上不僅未獲得上述政策支持，還要遭到地方政府的直接或間接限制，要么完全不能進(jìn)入，要么需要承擔(dān)更重的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)，使企業(yè)在國內(nèi)市場擴(kuò)張舉步維艱(32)朱希偉、金祥榮、羅德明：《國內(nèi)市場分割與中國的出口貿(mào)易擴(kuò)張》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第12期。(33)張艷、唐宜紅、李兵：《中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”——基于國內(nèi)市場分割的解釋》，《國際貿(mào)易問題》2014年第10期。(34)葉寧華、張伯偉：《地方保護(hù)、所有制差異與企業(yè)市場擴(kuò)張選擇》，《世界經(jīng)濟(jì)》2017年第6期。。逯建和施炳展(35)逯建、施炳展：《中國的內(nèi)陸離海有多遠(yuǎn):基于各省對外貿(mào)易規(guī)模差異的研究》，《世界經(jīng)濟(jì)》2014年第3期。發(fā)現(xiàn)中國各省市場之間的實(shí)際貿(mào)易距離是地理距離的35-96倍，大大超過向國際市場擴(kuò)張的貿(mào)易距離。因此，在地方政府對企業(yè)國內(nèi)外市場擴(kuò)張行為持有差異性態(tài)度時(shí)，企業(yè)進(jìn)行省際市場擴(kuò)張的進(jìn)入成本要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國際市場擴(kuò)張的進(jìn)入成本。這樣，在提高企業(yè)省際市場擴(kuò)張進(jìn)入門檻的同時(shí)降低了國際市場擴(kuò)張的進(jìn)入門檻，促使我國大量低效率、高成本、高能耗的企業(yè)爭相進(jìn)入國際市場。從我國的現(xiàn)實(shí)情形來看，這些面向國際市場的企業(yè)既不打造自身創(chuàng)新能力, 也不創(chuàng)建自主品牌，而是采用代工或貼牌的方式，依賴國際發(fā)包方的銷售終端渠道,以低價(jià)競爭策略來獲取生產(chǎn)訂單，即以加工貿(mào)易的方式參與到全球價(jià)值鏈的低端需求環(huán)節(jié)，這并不會(huì)給這些出口導(dǎo)向型企業(yè)帶來創(chuàng)新需求空間(36)張杰、劉志彪：《需求因素與全球價(jià)值鏈形成——兼論發(fā)展中國家的“結(jié)構(gòu)封鎖型”障礙與突破》，《財(cái)貿(mào)研究》2007年第6期。。長此以往,這種情況還會(huì)使我國進(jìn)行國際市場擴(kuò)張的企業(yè)長期被“鎖定”在全球價(jià)值鏈的低端,無法提升其自身核心競爭力。而且這種依靠量大、價(jià)低競爭策略在國際市場上取勝的低利潤企業(yè)，也難以獲取支撐其進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)、回報(bào)期長的創(chuàng)新活動(dòng)資金(37)葉寧華、張伯偉：《地方保護(hù)、所有制差異與企業(yè)市場擴(kuò)張選擇》，《世界經(jīng)濟(jì)》2017年第6期。，從而導(dǎo)致我國企業(yè)在進(jìn)入國際市場低端產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，反而讓出了國內(nèi)高端市場的產(chǎn)業(yè)空間(38)張杰、張培麗、黃泰巖：《市場分割推動(dòng)了中國企業(yè)出口嗎?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2010年第8期。。因此，我們有理由相信與國際市場擴(kuò)張相比，國內(nèi)省際市場擴(kuò)張則更有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。據(jù)此，本文從中國企業(yè)屬地經(jīng)營偏好特征出發(fā)，提出“企業(yè)屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新，省際市場擴(kuò)張則有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，而國際市場擴(kuò)張并不利于提高企業(yè)創(chuàng)新”的觀點(diǎn)，并進(jìn)一步利用2005年世界銀行對中國營商環(huán)境抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張和創(chuàng)新投入的關(guān)系。

與既有文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新和意義在于：(1)尚未發(fā)現(xiàn)既有研究從屬地經(jīng)營這一獨(dú)特視角研究其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，且以往研究多關(guān)注國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響，較少研究關(guān)注國內(nèi)省際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究視角較為新穎；(2)本文不僅僅將屬地經(jīng)營限定在本省經(jīng)營，還將屬地經(jīng)營限定在本市經(jīng)營，屬地經(jīng)營的范圍更加細(xì)化；(3)本文實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新，省際市場擴(kuò)張則有助于提高企業(yè)創(chuàng)新，但國際市場擴(kuò)張并沒有提高企業(yè)創(chuàng)新?，F(xiàn)有研究過分強(qiáng)調(diào)國際市場對技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的作用，忽視國內(nèi)市場的相應(yīng)作用，本研究在這個(gè)方面進(jìn)行了拓展。本文研究結(jié)論為我國深化以要素市場化配置為重點(diǎn)的體制改革，制定促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的各項(xiàng)支持政策提供了新的思路。

二、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于世界銀行2005年《中國城市投資環(huán)境調(diào)查》。被調(diào)查的企業(yè)分布在全國30個(gè)省份120座城市(其中30個(gè)省市區(qū)不包括西藏和港澳臺，120座城市涵蓋了30個(gè)省份的省會(huì)城市)。被調(diào)查的企業(yè)全部為制造業(yè)，涵蓋了國家統(tǒng)計(jì)局2002年發(fā)布的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》中的全部30個(gè)制造業(yè)行業(yè)。調(diào)查內(nèi)容包括企業(yè)的產(chǎn)品市場分布、創(chuàng)新投入情況、投融資環(huán)境以及政商關(guān)系等信息。

被解釋變量：在本文的研究中，創(chuàng)新投入用企業(yè)的研發(fā)支出表示。為了提高研究結(jié)論的可靠性，本文采用多種指標(biāo)衡量企業(yè)創(chuàng)新決策，分別是：(1)企業(yè)是否進(jìn)行創(chuàng)新的二元虛擬變量(sf)：如果企業(yè)有創(chuàng)新投入，則取值為1，否則取值為0。(2)企業(yè)創(chuàng)新投入絕對量(lnrd)：由于有大量企業(yè)沒有創(chuàng)新投入，因此本文對企業(yè)創(chuàng)新投入金額加1后取對數(shù)值。(3)企業(yè)創(chuàng)新投入相對量(rd)：用企業(yè)當(dāng)年創(chuàng)新投入金額占當(dāng)年主營業(yè)務(wù)銷售收入的百分比表示。

屬地經(jīng)營變量：借鑒張國勝和劉政的研究(39)張國勝、劉政：《屬地經(jīng)營、省際市場擴(kuò)張與產(chǎn)能過剩治理》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2016第12期。，本文將企業(yè)在“本省”經(jīng)營視為屬地經(jīng)營，同時(shí)考慮到把企業(yè)在“本省”經(jīng)營視為屬地經(jīng)營劃分范圍過寬,又將屬地經(jīng)營限定在更小的范圍內(nèi)，將企業(yè)在“本市”經(jīng)營視為屬地經(jīng)營，用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體構(gòu)造如下4個(gè)屬地經(jīng)營變量:(1)省級層面的屬地經(jīng)營指標(biāo)(lnsn)，以本省銷售份額(40)因?yàn)槭澜玢y行公布的調(diào)查數(shù)據(jù)在各個(gè)市場上的銷售比重是一個(gè)0-100之間的數(shù)，例如A企業(yè)在本市銷售份額為51%，世界銀行公布的調(diào)查數(shù)據(jù)被記作51，所以本文將其除以100，即0.51，對其他市場銷售情況也做相同的處理，這樣得到的各個(gè)市場銷售份額是0-1之間的數(shù)，后文中出現(xiàn)的銷售份額數(shù)據(jù)都是經(jīng)過除以100轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)。表示；(2)省級層面的屬地經(jīng)營替代指標(biāo)(sna)，只要企業(yè)在本省銷售份額大于等于50%就取值為1，否則取值為0;(3)市級層面的屬地經(jīng)營指標(biāo)(lnsn1)，本市銷售份額；(4)市級層面的屬地經(jīng)營替代指標(biāo)(sna1),只要企業(yè)在本市銷售份額大于等于25%就取值為1，否則取值為0。在此特別說明，考慮到整個(gè)市場被劃分為四個(gè)部分：本市市場、本省外市市場、國內(nèi)外省市場和國際市場，如果按平均原則，我們假定每個(gè)市場占25%的銷售份額，那么只要企業(yè)在本市銷售份額超過25%，就說明其有屬地經(jīng)營偏好，我們也嘗試過在回歸的過程中加入更加嚴(yán)苛的屬地經(jīng)營替代指標(biāo)(將本市經(jīng)營是否超過50%作為企業(yè)是否屬于屬地經(jīng)營的標(biāo)準(zhǔn))進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)與25%的標(biāo)準(zhǔn)所得到的結(jié)果一致。市場擴(kuò)張變量：借鑒張國勝和劉政的研究，本文將企業(yè)在“國內(nèi)外省”的市場擴(kuò)張視為省際市場擴(kuò)張,將企業(yè)在“國際市場”的擴(kuò)張視為國際市場擴(kuò)張。具體構(gòu)造如下4個(gè)市場擴(kuò)張變量：(1)省際市場擴(kuò)張變量(lnsn3)，以國內(nèi)外省銷售份額表示；(2)省際市場擴(kuò)張?zhí)娲兞?snc)，只要企業(yè)在國內(nèi)外省銷售份額大于等于25%就取值為1，否則取值為0；(3)國際市場擴(kuò)張變量(lnsn4)，用國際市場銷售份額表示；(4)國際市場擴(kuò)張?zhí)娲兞?snd)，只要企業(yè)在國際市場銷售份額大于等于25%就取值為1，否則取值為0。因?yàn)榻^大多數(shù)企業(yè)都是屬地經(jīng)營企業(yè)(省內(nèi)經(jīng)營企業(yè))，如果分別按照銷售份額是否超過50%來判定企業(yè)是否進(jìn)行省際市場擴(kuò)張和國際市場擴(kuò)張，則會(huì)導(dǎo)致進(jìn)行省際市場擴(kuò)張和國際市場擴(kuò)張的企業(yè)偏少，因此只要企業(yè)在國內(nèi)外省市場或者國際市場銷售份額超過25%，我們就說其有外部市場擴(kuò)張行為。

首先考察屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新概率的影響，因變量是一個(gè)二元虛擬變量，為此我們采用Probit模型檢驗(yàn)，模型具體公式如下:

Pr(sfi=1)=α0+α1mi+β1CVi+μc+μl+εi

(1)

其中，被解釋變量是企業(yè)創(chuàng)新與否的虛擬變量，當(dāng)企業(yè)i創(chuàng)新投入大于0時(shí)，取值為1，否則取值0；mi表示屬地經(jīng)營或市場擴(kuò)張，是本文的核心解釋變量；CVi表示控制變量集合，下標(biāo)i表示企業(yè)、c表示地區(qū)、l表示行業(yè)；μc、μl分別表示地區(qū)特定效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)，εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

接著采用Tobit模型考察屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響，模型設(shè)定如下：

rdi=αc+αl+β1mi+γCVi+εi

(2)

被解釋變量包括企業(yè)創(chuàng)新投入絕對量(lnrd)和企業(yè)創(chuàng)新投入相對量(rd)。mi表示企業(yè)進(jìn)行屬地經(jīng)營或市場擴(kuò)張；αc為地區(qū)固定效應(yīng)；αl為行業(yè)固定效應(yīng)，CVi是控制變量集合，控制影響企業(yè)創(chuàng)新行為可能性的個(gè)體特征，下文將予以詳細(xì)介紹。

本文進(jìn)一步構(gòu)建Heckman兩階段模型糾正樣本選擇性偏差。第一步，構(gòu)建選擇模型，考察屬地經(jīng)營或市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，預(yù)測企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的概率，利用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)構(gòu)造逆米爾斯比率millsi；第二步，將逆米爾斯比率millsi作為解釋變量添加到影響模型中，使用OLS進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)上述分析，建立模型如下：

pr(sf1=1|rdi>0)=Φ(λi,mi，CVi)

(3)

ln(rdi|sfi=1)=μc+μl+θ1mi+χCVi+millsi+ξi

(4)

其中，i表示企業(yè)，c表示城市，l表示行業(yè)。模型(3)為Heckman第一階段的樣本選擇模型，估計(jì)企業(yè)創(chuàng)新投入的概率，其中pr(sfi=1|rdi>0)，表示企業(yè)創(chuàng)新投入的概率。被解釋變量sfi表示企業(yè)是否創(chuàng)新的虛擬變量，若企業(yè)的人均創(chuàng)新投入金額大于0則取值1，否則取值0。mi表示企業(yè)進(jìn)行屬地經(jīng)營或市場擴(kuò)張。μc為城市固定效應(yīng)，μl為行業(yè)固定效應(yīng)，CVi是企業(yè)層面的控制變量集合，ξi為誤差項(xiàng)。方程(4)為Heckman第二階段的影響模型，用來考察屬地經(jīng)營或市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響，被解釋變量為企業(yè)i創(chuàng)新投入rdi，此外，模型(4)中加入了逆米爾斯比率millsi作為新的解釋變量，能夠克服企業(yè)是否進(jìn)行創(chuàng)新的樣本選擇性偏差問題。

表1變量的定義

控制變量(見表1)：企業(yè)規(guī)模(size): 本文使用企業(yè)員工人數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的度量指標(biāo)，通常而言，與小規(guī)模企業(yè)相比，大規(guī)模企業(yè)更具有開展創(chuàng)新的有利條件。企業(yè)年齡(age) :本文用2005-企業(yè)成立年份取對數(shù)，現(xiàn)有研究就這一問題并沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論，一般而言，新建企業(yè)的優(yōu)點(diǎn)是易于接受新思想和新方法，但缺點(diǎn)是和成熟企業(yè)相比，市場經(jīng)驗(yàn)相對不足，且受到各種資源約束更強(qiáng)。人力資本(human):本文用具有高中及以上學(xué)歷的員工占總員工人數(shù)的比重表示，通常而言，企業(yè)員工高學(xué)歷比重越高，人力資本也就雄厚，企業(yè)的學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力也就越強(qiáng)，從而有利于企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)。治理結(jié)構(gòu)(board):本文構(gòu)建企業(yè)是否擁有有董事會(huì)的二元虛擬變量，如果有董事會(huì)取值1，否則取值為0；本文認(rèn)為有董事會(huì)的企業(yè)管理相對更加規(guī)范，而規(guī)范化管理有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。政治關(guān)聯(lián)(i3)：參照謝家智等(2014)做法，以總經(jīng)理是否由政府任命加以衡量，考察政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。信息技術(shù)(inftech)：本文用經(jīng)常使用電腦的員工占總員工的百分比表示，信息技術(shù)可以通過提升知識管理能力、提高知識傳遞速度、強(qiáng)化協(xié)同效應(yīng)等途徑來激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。考慮到地區(qū)差異和行業(yè)差異對企業(yè)創(chuàng)新決策也會(huì)產(chǎn)生重要影響，本文在回歸時(shí)分別構(gòu)建地區(qū)虛擬變量和行業(yè)虛擬變量加以控制。

表2變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

續(xù)表2

樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值sna 121940.4250.4940.0000.0001.000sna1 121940.3010.4590.0000.0001.000lnsn3 121940.3940.3480.0000.3001.000lnsn4 121940.1640.3150.0000.0001.000snc 121940.5630.4960.0001.0001.000snd 121940.2040.4030.0000.0001.000size 121945.6201.4761.7925.56113.502age 121942.2790.7911.0992.1977.602human 121940.4980.3010.0000.5009.990i3 121940.1180.3230.0000.0001.000i4 121940.7190.4490.0001.0001.000inftech 121920.1700.1950.0000.1001.000order121940.1560.3630.0000.0001.000financing121942.5971.2650.0003.0004.000

表3列出了屬地經(jīng)營企業(yè)和非屬地經(jīng)營企業(yè)、省際市場擴(kuò)張企業(yè)和非省際市場擴(kuò)張企業(yè)以及國際市場擴(kuò)張企業(yè)和非國際市場擴(kuò)張企業(yè)，三種不同狀態(tài)下企業(yè)人均創(chuàng)新投入差異性分析結(jié)果。其中對平均值進(jìn)行t檢驗(yàn)，對中位數(shù)進(jìn)行W-M檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，無論是將屬地經(jīng)營范圍限定在省級層面，還是將屬地經(jīng)營范圍限定在市級層面，都顯示出屬地經(jīng)營企業(yè)人均創(chuàng)新投入顯著小于非屬地經(jīng)營企業(yè)人均創(chuàng)新投入。反之，省際市場擴(kuò)張的企業(yè)人均創(chuàng)新投入顯著大于非省際市場擴(kuò)張企業(yè)的人均創(chuàng)新投入。雖然國際市場擴(kuò)張企業(yè)人均創(chuàng)新投入和非國際市場擴(kuò)張企業(yè)人均創(chuàng)新投入在中位數(shù)上并無明顯差別，但從平均值上來看，國際市場擴(kuò)張企業(yè)人均創(chuàng)新投入要顯著小于非國際市場擴(kuò)張企業(yè)的人均創(chuàng)新投入。因此可以初步認(rèn)為屬地經(jīng)營不利于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投入，而省際市場擴(kuò)張有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，但國際市場擴(kuò)張反而不利于增加企業(yè)創(chuàng)新投入。

表3企業(yè)不同經(jīng)營決策下創(chuàng)新投入差異性檢驗(yàn)

三、 實(shí)證分析

(一)屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張和企業(yè)創(chuàng)新：基準(zhǔn)回歸

表4給出了Probit模型的估計(jì)結(jié)果，其中模型(1)-模型(4)考察屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響，模型(5)-模型(8)考察市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響。從模型(1)-模型(4)的估計(jì)結(jié)果可以看出，屬地經(jīng)營與企業(yè)創(chuàng)新投入概率成反比，意味著屬地經(jīng)營占比較大的企業(yè)，創(chuàng)新投入的概率越低。其中模型(1)把屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面，從回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)在屬地銷售份額越大，創(chuàng)新投入概率越低。模型(2)將屬地經(jīng)營范圍限定在市級層面，這種關(guān)系依然存在。且回歸系數(shù)的絕對值比模型(1)的回歸系數(shù)要大，可見企業(yè)屬地經(jīng)營程度越深，其創(chuàng)新投入概率越低。為了證明模型(1)和模型(2)的估計(jì)結(jié)論穩(wěn)健，模型(3)和模型(4)把屬地經(jīng)營指標(biāo)換為其替代指標(biāo)，重復(fù)模型(1)和模型(2)的估計(jì)，從模型(3)和模型(4)的估計(jì)結(jié)果可以看出，依然是屬地經(jīng)營不利于增加企業(yè)創(chuàng)新投入的概率。這初步證實(shí)了屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。模型(5)-模型(8)則從另一面考察市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響。模型(5)考察省際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響，從回歸結(jié)果可以看出，越是脫離屬地經(jīng)營，進(jìn)行全國跨區(qū)域經(jīng)營的企業(yè)，越傾向于創(chuàng)新投入。模型(6)則是考察國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響，從回歸結(jié)果可以看出，國際市場擴(kuò)張并沒有給企業(yè)帶來創(chuàng)新投入概率的提高，反而降低了企業(yè)創(chuàng)新投入的概率。同樣為了保證模型(5)和模型(6)估計(jì)結(jié)論的穩(wěn)健，模型(7)和模型(8)將省際市場擴(kuò)張和國際市場擴(kuò)張這兩個(gè)解釋變量由連續(xù)變量換為二元虛擬變量，模型(7)和模型(8)的回歸結(jié)果依然顯示企業(yè)進(jìn)行省際市場擴(kuò)張有利于提高企業(yè)創(chuàng)新概率，國際市場擴(kuò)張不利于提高企業(yè)創(chuàng)新概率。這種差別不難解釋：那些進(jìn)入國際市場的企業(yè)一般都可以獲得大量補(bǔ)貼，而在國內(nèi)市場上經(jīng)營的企業(yè)卻缺乏這種補(bǔ)貼，而且還要負(fù)擔(dān)更高的經(jīng)營成本和支付更高的稅費(fèi)。在這種環(huán)境下，大量以加工貿(mào)易為主、低科技、低效率、高成本、高能耗的企業(yè)爭相進(jìn)入國際市場，而這些企業(yè)大多是以代工貼牌的方式參與到全球價(jià)值鏈的低端需求環(huán)節(jié)，依靠政府出口退稅和補(bǔ)貼等維持生存，缺乏競爭力，利潤微薄，沒有意愿也沒有能力從事創(chuàng)新活動(dòng)。相反，那些在國內(nèi)跨省經(jīng)營的企業(yè)面臨激烈的競爭環(huán)境而不得不投入大量資源進(jìn)行創(chuàng)新，以期在競爭中爭得一席之地。表4中其他控制變量的估計(jì)結(jié)果與既有的文獻(xiàn)大致相符。規(guī)模越大的企業(yè)越有可能參與創(chuàng)新;企業(yè)年齡對創(chuàng)新影響并不顯著;越是擁有較多人力資本的企業(yè)越傾向進(jìn)行創(chuàng)新；與不擁有董事會(huì)的企業(yè)相比，擁有董事會(huì)的企業(yè)更傾向于創(chuàng)新；越是擁有政治聯(lián)系的企業(yè)越不傾向于創(chuàng)新；信息技術(shù)的使用的確會(huì)激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。

表4屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新概率的影響：Probit回歸

續(xù)表4

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)政治關(guān)聯(lián) 0.106** 0.110*** 0.109*** 0.115*** 0.119*** 0.130*** 0.124*** 0.127***( 2.57)( 2.66)( 2.65)( 2.78)( 2.86)( 3.15)( 2.98)( 3.09)治理結(jié)構(gòu)0.202***0.201***0.207***0.208***0.208***0.224***0.206***0.223***(6.69)(6.63)(6.85)(6.90)(6.89)(7.43)(6.80)(7.39)信息技術(shù)0.899***0.890***0.904***0.904***0.858***0.917***0.864***0.923***(10.88)(10.84)(10.93)(10.98)(10.41)(11.13)(10.49)(11.20)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量1209412094120941209412094120941209412094Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

以上考察了屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響，現(xiàn)在分析一下其對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響。表5給出了Tobit模型估計(jì)結(jié)果，其中模型(1)-模型(4)是考察屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入絕對量的影響，模型(5)-模型(8)是考察市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入絕對量的影響。

表5屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入絕對量的影響：Tobit回歸

續(xù)表5

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)信息技術(shù)0.924***0.915***0.943***0.949***0.948***1.016***0.928***1.013***(8.37)(8.30)(8.53)(8.58)(8.65)(9.15)(8.45)(9.12)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量1219412194121941219412194121941219412194

從模型(1)-模型(4)的回歸結(jié)果可以看出，無論將屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面還是限定在市級層面，無論解釋變量是連續(xù)變量還是二元虛擬變量，屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明無論何種情況，屬地經(jīng)營與創(chuàng)新投入之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此可見，屬地經(jīng)營不僅會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新投入的概率，還會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新投入的規(guī)模，這再次證明了屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。模型(5)-模型(8)則從另一個(gè)側(cè)面考察市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響。從模型(5)的回歸結(jié)果可以看出，越是全國跨區(qū)域經(jīng)營的企業(yè)，其創(chuàng)新投入規(guī)模越大。而模型(6)的回歸結(jié)果顯示，國際市場擴(kuò)張不僅沒有激勵(lì)企業(yè)增加創(chuàng)新投入，反而還抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。為了證明上述結(jié)論的穩(wěn)健性，模型(7)和模型(8)將省際市場擴(kuò)張和國際市場擴(kuò)張這兩個(gè)解釋變量換為其替代變量，重復(fù)模型(5)和模型(6)的回歸，依然得到上述結(jié)論。由此可見，省際市場擴(kuò)張有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，而國際市場擴(kuò)張則不利于企業(yè)創(chuàng)新。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量。表5雖然考察了屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響，但用的是創(chuàng)新投入的絕對量作為被解釋變量，忽視了企業(yè)的規(guī)模差異，有可能導(dǎo)致估計(jì)偏誤。因此，表6將被解釋變量由絕對量替換為相對量，即創(chuàng)新投入占主業(yè)營業(yè)務(wù)銷售收入的比重。重復(fù)表5回歸，依然得到屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入，省際市場擴(kuò)張有利于提高企業(yè)創(chuàng)新投入，而國際市場擴(kuò)張并未促使企業(yè)擴(kuò)大創(chuàng)新投入規(guī)模的結(jié)論。將被解釋變量由絕對量換為相對量，依然得到和前文一致的結(jié)論，表明結(jié)論穩(wěn)健、可靠。

表6屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新相對量的影響：Tobit回歸

續(xù)表6

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)國際替代指標(biāo) 0.004***( 3.88)企業(yè)規(guī)模0.005***0.005***0.005***0.005***0.005***0.006***0.005***0.006***(11.01)(11.07)(11.07)(11.35)(11.55)(12.53)(11.41)(12.49)企業(yè)年齡0.0010.0000.0010.0000.0000.0000.0000.000(0.92)(0.77)(0.82)(0.74)(0.74)(0.42)(0.66)(0.48)人力資本0.030***0.030***0.030***0.030***0.028***0.030***0.028***0.030***(10.44)(10.45)(10.45)(10.50)(9.97)(10.55)(10.09)(10.60)政治關(guān)聯(lián)0.010***0.010***0.010***0.010***0.009***0.010***0.010***0.010***(5.07)(5.12)(5.03)(5.16)(4.80)(5.06)(4.87)(5.09)治理結(jié)構(gòu)0.0010.0010.0010.0000.000 0.0000.000 0.000(0.43)(0.32)(0.34)(0.23)(0.22)( 0.03)(0.10)( 0.01)信息技術(shù)0.006***0.006***0.006***0.006***0.006***0.007***0.006***0.007***(5.39)(5.36)(5.53)(5.60)(5.63)(6.01)(5.50)(6.00)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量1219412194121941219412194121941219412194

2.考慮樣本選擇性偏誤。為了克服潛在的樣本選擇偏誤，表7進(jìn)行Heckman兩階段模型估計(jì)。在第一階段選擇模型中，被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新與否的虛擬變量，本文稱之為選擇方程；在第二階段影響模型中，被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入的絕對量(41)我們也嘗試了被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入的相對量，回歸結(jié)果和表7結(jié)論一致，但有一組回歸不收斂，所以沒有報(bào)告相對量的回歸結(jié)果。，本文稱之為數(shù)量方程。Wald檢驗(yàn)在1%的水平上顯著，表明樣本選擇性偏差問題存在。同時(shí)，athrho與0存在顯著差異，表明公式(3)回歸中的擾動(dòng)項(xiàng)和公式(4)回歸中的擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，與Heckman模型基本假設(shè)相符。

表7屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響：Heckman回歸

續(xù)表7

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)選擇方程數(shù)量方程選擇方程數(shù)量方程選擇方程數(shù)量方程選擇方程數(shù)量方程人力資本0.228***1.167***0.225***1.172***0.206***1.116***0.221***1.170***(5.12)(12.53)(5.02)(12.57)(4.59)(12.00)(4.94)(12.50)企業(yè)年齡0.0200.0350.0180.0300.0190.0280.0100.024(1.13)(1.20)(0.99)(1.02)(1.03)(0.96)(0.54)(0.80)政治關(guān)聯(lián) 0.104** 0.214*** 0.109** 0.227*** 0.117*** 0.231*** 0.128*** 0.244***( 2.43)( 3.04)( 2.54)( 3.20)( 2.74)( 3.28)( 3.02)( 3.44)治理結(jié)構(gòu)0.201***0.396***0.198***0.401***0.207***0.413***0.223***0.423***(6.64)(6.81)(6.56)(6.90)(6.84)(7.13)(7.40)(7.19)信息技術(shù)0.885***2.332***0.877***2.342***0.842***2.264***0.902***2.351***(11.57)(17.78)(11.45)(17.88)(10.94)(17.54)(11.81)(17.71)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制athrho 0.379*** 0.388*** 0.392*** 0.372***Wald(p-value)0.0000.0000.0000.000樣本量12194121941219412194

從表7模型(1)的選擇方程估計(jì)結(jié)果可知，屬地經(jīng)營的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明屬地經(jīng)營占比越大的企業(yè)，從事創(chuàng)新的概率較低。這再次表明，屬地經(jīng)營會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新的概率。從表7模型(2)的數(shù)量方程估計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)越是屬地經(jīng)營，其創(chuàng)新投入規(guī)模就越小。模型(3)和模型(4)將屬地經(jīng)營的范圍限定在本市經(jīng)營，依然得到屬地經(jīng)營不利于企業(yè)創(chuàng)新。從表7模型(5)的選擇方程估計(jì)結(jié)果可知，省際市場擴(kuò)張的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明越是跨省經(jīng)營的企業(yè)，其創(chuàng)新的概率越高。模型(7)和模型(8)考察國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響。國際市場擴(kuò)張的估計(jì)系數(shù)不僅在選擇方程中在1%的置信水平上顯著為負(fù)，而且在數(shù)量方程中也在1%的置信水平上顯著為負(fù)，這再次表明，國際市場擴(kuò)張降低了企業(yè)創(chuàng)新投入的概率和規(guī)模。通過Heckman模型對樣本選擇性問題進(jìn)行糾正，依然得到和前文一致的回歸結(jié)果，表明結(jié)論穩(wěn)健。

表8屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新的影響：工具變量回歸

注：括號中為市級層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，***，**和*分別表示在 1%、5%和 10%水平上顯著。

表8報(bào)告了工具變量估計(jì)結(jié)果，第一階段的回歸結(jié)果顯示(46)限于文章篇幅，第一階段結(jié)果并未報(bào)告，如有需要，可以向作者索取。，工具變量與解釋變量顯著正相關(guān)，對應(yīng)的p值較低，整體上在1%的水平顯著，且對應(yīng)的Wald外生性檢驗(yàn)值較高，說明本文工具變量選取的相對合適。第二階段的回歸結(jié)果顯示，無論是將屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面，還是限定在市級層面，以及將屬地經(jīng)營變量換為其替代變量，屬地經(jīng)營的估計(jì)系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負(fù)，表明屬地經(jīng)營對企業(yè)的創(chuàng)新有抑制作用。從模型(5)、模型(7)的估計(jì)結(jié)果可以看出，無論將省際市場擴(kuò)張?jiān)O(shè)置為連續(xù)變量，還是虛擬變量，都得到省際市場擴(kuò)張有利于提高企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論。而從模型(6)、模型(8)的估計(jì)結(jié)果可以看出，無論將國際市場擴(kuò)張?jiān)O(shè)置為連續(xù)變量，還是虛擬變量，均可得到國際市場擴(kuò)張不僅不會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，反而會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論。因此，基于工具變量估計(jì)的回歸結(jié)果與上述估計(jì)結(jié)果完全一致，從而表明前文的結(jié)論較為可靠、穩(wěn)健。

4.排除小企業(yè)。以上分析結(jié)果表明大規(guī)模企業(yè)更傾向于創(chuàng)新。然而，在界定企業(yè)是否屬于屬地經(jīng)營時(shí)，那些規(guī)模比較小，創(chuàng)新條件比較差的企業(yè)更容易被界定為屬地經(jīng)營企業(yè)，而那些規(guī)模比較大，創(chuàng)新條件比較好的企業(yè)更容易被界定為非屬地經(jīng)營企業(yè)，特別是將屬地經(jīng)營限定在越小的范圍，產(chǎn)生上述界定偏差的概率越大。因此前文回歸得到屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論，可能并不是屬地經(jīng)營本身抑制了企業(yè)創(chuàng)新，而是由于被界定為屬地經(jīng)營的企業(yè)都是那些規(guī)模比較小，創(chuàng)新條件比較差的企業(yè)，從而得到了屬地經(jīng)營會(huì)抑制創(chuàng)新的結(jié)論。為了排除上述可能，我們首先算出非屬地經(jīng)營企業(yè)的規(guī)模中位數(shù)，然后刪除屬地經(jīng)營企業(yè)中規(guī)模比非屬地經(jīng)營企業(yè)規(guī)模中位數(shù)小的樣本，這樣就可以保證屬地經(jīng)營組中每一個(gè)企業(yè)規(guī)模都是大于或等于非屬地經(jīng)營組企業(yè)的規(guī)模中位數(shù)。此時(shí)再來考察屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入概率和規(guī)模的影響，如果估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，則可說明屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新(47)對數(shù)據(jù)按照平均值做相同的處理，依然得到相同的結(jié)論， 限于文章篇幅，并未報(bào)告，如有需要，可以向作者索取。。

表9屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新的影響

表9報(bào)告了刪除小企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。模型(1)-模型(4)考察屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入概率的影響，模型(5)-模型(8)考察屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入規(guī)模的影響。從模型(1)-模型(4)的估計(jì)結(jié)果可以看出，無論是將屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面，還是市級層面，以及將屬地經(jīng)營由連續(xù)變量改為二元虛擬變量，屬地經(jīng)營的估計(jì)系數(shù)都依然顯著為負(fù)，意味著屬地經(jīng)營會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新投入的概率。從模型(5)-模型(8)的估計(jì)結(jié)果可以看出，屬地經(jīng)營與創(chuàng)新投入規(guī)模成反比，意味著屬地經(jīng)營會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新投入的規(guī)模。在排除了屬地經(jīng)營企業(yè)中的小企業(yè)樣本之后，依然得出屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論。

表10屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新的影響：傾向得分回歸結(jié)果

5.更換估計(jì)方法。為了驗(yàn)證表4和表5結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還采用傾向得分匹配法(PSM法)。表10中模型(1)和模型(2)列出了省級層面的回歸結(jié)果，在通過傾向得分匹配法控制了企業(yè)基本特征后，屬地經(jīng)營對企業(yè)創(chuàng)新投入的概率和規(guī)模的影響均在1%的水平上顯著為負(fù)。這進(jìn)一步說明屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。表10中模型(3)和模型(4)列出了市級層面的回歸結(jié)果，依然得到屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。可見，無論是在省級層面，還是在市級層面，結(jié)論都是屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。表10中模型(5)和模型(6)展示了省際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率和規(guī)模影響的回歸結(jié)果。在通過PSM控制企業(yè)基本特征后，省際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率以及的影響均在1%的水平上顯著為正，這再一次說明省際市場擴(kuò)張有利于提高企業(yè)創(chuàng)新。表10中模型(7)和模型(8)顯示了國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率和創(chuàng)新投入規(guī)模影響的回歸結(jié)果，在通過PSM控制企業(yè)基本特征后，國際市場擴(kuò)張對企業(yè)創(chuàng)新投入概率以及規(guī)模的影響均在1%的水平上顯著為負(fù)。這也再一次說明國際市場擴(kuò)張不利于提高企業(yè)創(chuàng)新。從而證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠。

四、拓展性研究

(一)分樣本估計(jì)

1.國有企業(yè)與非國有企業(yè)。表11根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，把總樣本分為國有企業(yè)樣本組和非國有企業(yè)樣本組。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論是將屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面，還是在市級層面，以及把屬地經(jīng)營連續(xù)變量換為二元虛擬變量，國有企業(yè)樣本組和非國有企業(yè)樣本組屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)。雖然從定性的角度來說，屬地經(jīng)營對這兩種類型企業(yè)的創(chuàng)新都起到抑制作用，但通過進(jìn)一步對比兩組樣本屬地經(jīng)營的估計(jì)系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)樣本組屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)絕對值更大。這意味著，與非國有企業(yè)相比，屬地經(jīng)營對國有企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更大。

表11屬地經(jīng)營對創(chuàng)新的影響：基于國有產(chǎn)權(quán)和非國有產(chǎn)權(quán)分析

2.內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)。本文按照企業(yè)的內(nèi)外資特征將總樣本劃分為外資企業(yè)樣本組和內(nèi)資企業(yè)樣本組，回歸結(jié)果報(bào)告在表12中。從表12中可以看出無論是省級層面，還是在市級層面，以及將解釋變量屬地經(jīng)營變量換為其替代變量，在內(nèi)資企業(yè)的子樣本中，屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明屬地經(jīng)營對內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新具有抑制作用。但在外資企業(yè)子樣本中，除了模型(7)以外，模型(1)和模型(3)以及模型(5)的系數(shù)并不顯著，表明屬地經(jīng)營(無論省內(nèi)經(jīng)營，還是市內(nèi)經(jīng)營)對外資企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響并不存在。這是因?yàn)?，一方面我國地方政府長期對外資企業(yè)給予超國民待遇,另一方面各級政府為了吸引外資而對外資企業(yè)有目的加以保護(hù)，使得外資企業(yè)在進(jìn)行區(qū)域間市場擴(kuò)張時(shí)可能獲得免于被行政干預(yù)的“金鐘罩”。因此，外資企業(yè)在開拓中國國內(nèi)市場的過程中,可能并不會(huì)受地方政府采取的保護(hù)屬地企業(yè)、排斥非屬地企業(yè)政策的影響,反而可以利用改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展形成的巨大市場需求空間獲得規(guī)模效應(yīng)和市場機(jī)會(huì)。

表12屬地經(jīng)營對創(chuàng)新的影響：基于內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)分析

續(xù)表12

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)外資企業(yè)內(nèi)資企業(yè)外資企業(yè)內(nèi)資企業(yè)外資企業(yè)內(nèi)資企業(yè)外資企業(yè)內(nèi)資企業(yè)信息技術(shù)0.511***1.129***0.510***1.119***0.508***1.138***0.518***1.134***(2.78)(11.48)(2.78)(11.47)(2.76)(11.55)(2.82)(11.58)政治關(guān)聯(lián)0.128 0.166***0.125 0.174***0.133 0.170***0.114 0.178***(0.51)( 3.85)(0.50)( 4.01)(0.53)( 3.95)(0.46)( 4.12)治理結(jié)構(gòu)0.291**0.216***0.292**0.216***0.294**0.223***0.297**0.225***(2.46)(6.72)(2.46)(6.74)(2.48)(6.98)(2.50)(7.04)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量162910406162910406162910406162910406Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

3.地區(qū)異質(zhì)性?？紤]到中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差別，本文還根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，將總樣本分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)進(jìn)行分組回歸。從表13回歸結(jié)果可以看出，無論是在省級層面，還是市級層面，以及把屬地經(jīng)營變量替換為其替代變量，兩組回歸屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)。雖然屬地經(jīng)營對這兩類地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新都起到抑制作用，但進(jìn)一步比較兩組樣本的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)企業(yè)樣本中屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)絕對值更大。這意味著，與東部地區(qū)相比，屬地經(jīng)營對中西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新抑制作用更大。其原因可能是，由于我國地區(qū)間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場發(fā)育程度等方面存在較大差異，致使各地政府出于自身發(fā)展需要，對地區(qū)市場的干預(yù)程度不一。與落后的中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)擁有較為先進(jìn)技術(shù)和充足資金，而且市場化程度更高，因此政府對企業(yè)屬地經(jīng)營的要求和干預(yù)相對較少，更愿意以開放的態(tài)勢參與到區(qū)域乃至全國的市場分工體系中。

表13屬地經(jīng)營對創(chuàng)新的影響：基于地區(qū)差異分析

續(xù)表13

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)東部地區(qū)中西部地區(qū)東部地區(qū)中西部地區(qū)東部地區(qū)中西部地區(qū)東部地區(qū)中西部地區(qū)政治關(guān)聯(lián)0.061 0.198***0.062 0.205***0.061 0.203***0.061 0.213***(0.91)( 3.76)(0.92)( 3.88)(0.90)( 3.85)(0.91)( 4.05)治理結(jié)構(gòu)0.187***0.201***0.186***0.197***0.185***0.214***0.190***0.208***(4.05)(4.97)(4.03)(4.88)(4.01)(5.30)(4.12)(5.18)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量56176476561764765617647656176476

說明: 東部地區(qū)包括遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東；由于海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較低，借鑒已有文獻(xiàn)劃在中西部地區(qū)。

4.地方保護(hù)異質(zhì)性。本文根據(jù)企業(yè)經(jīng)營在多大程度上受地方保護(hù)主義的影響，把總樣本分為地方保護(hù)主義嚴(yán)重地區(qū)的企業(yè)和地方保護(hù)主義較輕地區(qū)的企業(yè)(57)這里是根據(jù)問卷B1，請回答下列因素在多大程度上影響貴公司的經(jīng)營和成長，其中有一選項(xiàng)是地方保護(hù)主義，對應(yīng)以下幾個(gè)選項(xiàng)：“沒有障礙”“較小障礙”“一般障礙”“較大障礙”“非常嚴(yán)重障礙”。本文把處于“較大障礙”和“非常嚴(yán)重障礙”地區(qū)的企業(yè)劃分為地方保護(hù)主義較重地區(qū)的企業(yè)，否則劃分為地方保護(hù)較輕地區(qū)的企業(yè)。。從表14的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論是在省級層面還是市級層面，以及將屬地經(jīng)營由連續(xù)變量改為二元虛擬變量，兩組樣本屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明屬地經(jīng)營對這兩類地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新都有抑制作用。但進(jìn)一步比較可以發(fā)現(xiàn)，在保護(hù)主義嚴(yán)重的地區(qū)企業(yè)子樣本中，屬地經(jīng)營變量的估計(jì)系數(shù)絕對值更大，這意味著相對于保護(hù)較輕地區(qū)的企業(yè)而言，屬地經(jīng)營對保護(hù)較重地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新抑制作用更大。原因是顯然易見的，保護(hù)主義較重的地區(qū)的企業(yè)受地方政府管制和保護(hù)更重，企業(yè)難以或者不愿進(jìn)行省際市場擴(kuò)張，更多的企業(yè)只能或者寧愿進(jìn)行屬地經(jīng)營，從而造成企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足，結(jié)果，屬地經(jīng)營對其創(chuàng)新抑制作用也就相對更大。反之，保護(hù)主義較輕地區(qū)的企業(yè)，政府管制和保護(hù)相對較輕，進(jìn)行省際市場擴(kuò)張相對自由，屬地經(jīng)營對其創(chuàng)新抑制作用相對較小。

表14屬地經(jīng)營對創(chuàng)新的影響：基于不同程度地方保護(hù)分析

續(xù)表14

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)較重地區(qū)較輕地區(qū)較重地區(qū)較輕地區(qū)較重地區(qū)較輕地區(qū)較重地區(qū)較輕地區(qū)信息技術(shù)0.795*0.907***0.892**0.897***0.768*0.913***0.832*0.913***(1.89)(10.56)(2.06)(10.52)(1.84)(10.63)(1.93)(10.68)政治關(guān)聯(lián)0.307 0.136***0.283 0.141***0.300 0.140***0.302 0.146***(1.50)( 3.19)(1.37)( 3.27)(1.47)( 3.26)(1.46)( 3.40)治理結(jié)構(gòu)0.570***0.198***0.529***0.197***0.592***0.203***0.556***0.205***(2.89)(6.40)(2.69)(6.37)(3.02)(6.55)(2.82)(6.63)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量56211435562114355621143556211435Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

(二)影響機(jī)制檢驗(yàn)

前述分析表明，屬地經(jīng)營會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。下面將進(jìn)一步深入研究企業(yè)屬地經(jīng)營影響企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機(jī)理。企業(yè)屬地經(jīng)營之所以會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新，其根源是地方政府與屬地企業(yè)建立了利益聯(lián)盟，企業(yè)憑借屬地關(guān)系易于獲得所在地政府的訂單、信貸等政策性支持，從而減弱了其對增加創(chuàng)新投入的熱情和動(dòng)力。下文重點(diǎn)從地方政府行為上考察其作用機(jī)理。是否越是進(jìn)行屬地經(jīng)營的企業(yè)，越容易獲得所在地政府的政府訂單、信貸等政策性好處，進(jìn)而減少了創(chuàng)新投入？接下來將考察屬地經(jīng)營對企業(yè)獲得政府訂單和融資難易程度的影響見表15。

表15屬地經(jīng)營對企業(yè)資源獲取的影響

續(xù)表15

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)信息技術(shù)0.723***0.713***0.707***0.714***0.0310.0400.0290.033(9.05)(8.93)(8.87)(8.94)(0.53)(0.68)(0.49)(0.56)常數(shù)項(xiàng)控制控制控制控制————行業(yè)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量1219112191121911219112194121941219412194

1.屬地經(jīng)營和政府訂單。本文將獲得政府訂單的企業(yè)取值為1，否則取值為0，然后利用Probit模型考察屬地經(jīng)營對企業(yè)獲取政府訂單的影響。表15中模型(1)將屬地經(jīng)營的范圍限定為省內(nèi)銷售份額，從回歸結(jié)果可以看出，其所占份額越大，越容易得到政府訂單。模型(2)將屬地經(jīng)營限定在市級層面，從回歸結(jié)果依然可以看出，本市銷售份額越大，越容易得到政府訂單。為了證明結(jié)論穩(wěn)健，模型(3)和模型(4)將屬地經(jīng)營由連續(xù)變量改為二元虛擬變量，從模型(3)和模型(4)的回歸可知，依然得到屬地經(jīng)營有利于企業(yè)獲得政府訂單的結(jié)論。

2.屬地經(jīng)營和企業(yè)融資便利程度。是不是越是屬地經(jīng)營的企業(yè)，其融資越便利呢？本文用主觀融資困難程度表示融資難易程度。當(dāng)企業(yè)被問及在資金獲得方面是否存在障礙時(shí)，對應(yīng)以下幾個(gè)回答：“沒有障礙”“較小障礙”“一般障礙”“較大障礙”“非常嚴(yán)重障礙”。本文反向賦值，將“沒有障礙”賦值為4，“較小障礙”賦值為3，以此類推，構(gòu)造出0-4之間的融資便利程度變量。由于被解釋變量是介于0-4之間的有序響應(yīng)變量，本文使用Ordered Probit模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。表15模型(5)-模型(8)給出了Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果，其中模型(5)將屬地經(jīng)營的范圍限定在省級層面，從回歸結(jié)果可以看出，其所占份額越大，企業(yè)越容易獲得融資。模型(6)將屬地經(jīng)營限定在市級層面，依然得到屬地經(jīng)營便于企業(yè)獲得融資。為了證明結(jié)論穩(wěn)健，模型(7)和模型(8)把屬地經(jīng)營變量換為其替代變量，模型(7)和模型(8)的估計(jì)結(jié)果依然顯示屬地經(jīng)營便于企業(yè)獲得融資。

可見，企業(yè)屬地經(jīng)營的確能夠憑借屬地關(guān)系獲得所在地政府的政府訂單、融資便利等(58)限于文章的篇幅，這里并沒有報(bào)告屬地經(jīng)營企業(yè)可能獲得所在地政府的其他政策的額外好處的結(jié)果，例如屬地經(jīng)營的企業(yè)融資成本是不是更低，屬地經(jīng)營的企業(yè)受到所在地政府稅收征管的影響更小等，如有需要，可以向作者索取。額外支持，正如前文分析的那樣，這種額外支持促使屬地經(jīng)營企業(yè)行為短期化，對增加創(chuàng)新投入缺乏足夠的熱情和動(dòng)力。

五、結(jié)論

本文從屬地經(jīng)營、市場擴(kuò)張兩者之間的內(nèi)在邏輯關(guān)系入手，以2005年世界銀行對中國營商環(huán)境抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，探討中國轉(zhuǎn)型背景下企業(yè)屬地經(jīng)營偏好行為造成自主創(chuàng)新動(dòng)力和能力缺失的原因及其內(nèi)在機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：屬地經(jīng)營不僅會(huì)降低企業(yè)創(chuàng)新投入的概率，而且還會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的規(guī)模。相反，企業(yè)進(jìn)行省際市場擴(kuò)張則有利于提高企業(yè)創(chuàng)新，但國際市場擴(kuò)張并不利于提高企業(yè)創(chuàng)新。采用Heckman兩階段模型糾正樣本選擇性偏差，以及使用工具變量法克服潛在的內(nèi)生性問題等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，上述結(jié)論依然成立。進(jìn)一步針對不同類型的企業(yè)異質(zhì)性分析顯示：屬地經(jīng)營對國有企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)以及地方保護(hù)嚴(yán)重地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新抑制作用更大，對外資企業(yè)的抑制影響并不存在。影響機(jī)制檢驗(yàn)表明,融資便利等政策性支持是抑制屬地經(jīng)營企業(yè)創(chuàng)新的重要渠道。本文的研究結(jié)論不僅為深入理解屬地經(jīng)營企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力缺失的成因提供了重要的理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，更為我國制定促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新政策和推行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供了新的思路。

根據(jù)以上研究結(jié)論，我們提出如下政策建議：(1)完善晉升考核機(jī)制的頂層設(shè)計(jì)。改革官員晉升的政績考核機(jī)制，在降低GDP指標(biāo)在官員晉升機(jī)制中重要性的同時(shí)，提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)指標(biāo)在官員晉升機(jī)制中的重要性。(2)打破地方政府的各種顯性和隱形壁壘。消除地方政府對企業(yè)經(jīng)營范圍的行政干預(yù)，破除地方政府的各類保護(hù)主義行為，促進(jìn)國內(nèi)市場一體化建設(shè)，讓企業(yè)自主選擇經(jīng)營地域和經(jīng)營范圍，此舉不僅有利于企業(yè)獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，更重要的是有益于促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式從要素驅(qū)動(dòng)型向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變。(3)減少對國際市場的過度依賴。引導(dǎo)企業(yè)立足于我國巨大的國內(nèi)市場，擺脫對出口導(dǎo)向的過度依賴，充分利用國內(nèi)巨大市場需求空間培育出在研發(fā)、設(shè)計(jì)、營銷、零售和生產(chǎn)等方面具有國際競爭力的高端企業(yè)。這不僅能夠扭轉(zhuǎn)我國企業(yè)過度追求出口數(shù)量、忽視國內(nèi)市場發(fā)展機(jī)會(huì)的不利局面，更有利于企業(yè)和整個(gè)國家創(chuàng)新能力的提高，也有利于需求結(jié)構(gòu)的合理化。(4)大力推進(jìn)行政體制改革，減少政府對市場經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，改善企業(yè)的營商環(huán)境和政商關(guān)系。通過減少政府各項(xiàng)審批和收費(fèi)項(xiàng)目，引導(dǎo)企業(yè)在全國范圍內(nèi)按照市場原則開展經(jīng)營活動(dòng)，而不是盯著政府的各項(xiàng)優(yōu)惠政策。