劉偉麗　劉宏楠

（深圳大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院/中國(guó)質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究院，廣東 深圳 518000）

摘 要：本文利用2008—2014年中國(guó)28個(gè)省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型實(shí)證分析了要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響，并將研究樣本分為東部、中部和西部進(jìn)行分地區(qū)回歸。研究結(jié)果表明：要素市場(chǎng)扭曲與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，且要素市場(chǎng)扭曲對(duì)R&D人員投入的影響遠(yuǎn)超過(guò)對(duì)R&D資金投入的影響;制度質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，但其促進(jìn)作用相對(duì)較弱;就其他控制變量而言，除了外資依存度外，政府與市場(chǎng)的關(guān)系、行業(yè)出口傾向和企業(yè)績(jī)效均與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān);就分地區(qū)回歸而言，要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響均存在地區(qū)差異。

關(guān)鍵詞：要素市場(chǎng)扭曲;制度質(zhì)量;高技術(shù)產(chǎn)業(yè);研發(fā)投入

中圖分類號(hào)：F321.32文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2020）06-0032-08

一、引 言

國(guó)家的制度質(zhì)量對(duì)于資源配置起到較為重要的作用：一方面，制度質(zhì)量可以直接影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入;另一方面，制度質(zhì)量也能通過(guò)改變資源配置來(lái)影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入。2016年5月20日，中共中央、國(guó)務(wù)院發(fā)布《國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略綱要》，明確指出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展是未來(lái)國(guó)家發(fā)展的一項(xiàng)重要戰(zhàn)略，科技創(chuàng)新則是國(guó)家發(fā)展的核心。因此，發(fā)展壯大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，對(duì)于加快中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。西方發(fā)達(dá)國(guó)家的成功經(jīng)驗(yàn)表明，增加研發(fā)投入是支撐高技術(shù)產(chǎn)業(yè)飛速發(fā)展的動(dòng)力源泉。相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2018年中國(guó)全社會(huì)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出總額和技術(shù)合同成交額分別達(dá)到19 657億元和17 697億元，研發(fā)投入占GDP的比重達(dá)到2.2%，科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率增至58.5%。在研發(fā)投入不斷增加的同時(shí)，也出現(xiàn)不少抑制研發(fā)投入增加的問(wèn)題，許多學(xué)者就影響行業(yè)研發(fā)投入的因素展開了研究，但大多數(shù)文獻(xiàn)未注意到中國(guó)市場(chǎng)化發(fā)展進(jìn)程中要素市場(chǎng)發(fā)展滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展的特殊現(xiàn)象。作為生產(chǎn)要素流通的平臺(tái)，要素市場(chǎng)對(duì)研發(fā)資源的配置產(chǎn)生重要影響，且在不同的制度質(zhì)量下，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)研發(fā)投入的影響可能會(huì)有所不同。那么，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入是否有影響？其作用是促進(jìn)還是抑制？各地區(qū)制度質(zhì)量的差異是否也是造成研發(fā)投入不同的原因？這些問(wèn)題的解決為有效優(yōu)化創(chuàng)新資源配置和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步指明了方向。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度對(duì)影響研發(fā)投入的因素展開了豐富的研究，而關(guān)于要素市場(chǎng)扭曲對(duì)研發(fā)投入影響的文獻(xiàn)還相對(duì)較少，Restuccia和Rogerson[1]的研究最具代表性，該研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)資源在不同行業(yè)間的自由配置會(huì)因產(chǎn)品市場(chǎng)扭曲或要素市場(chǎng)扭曲而受到抑制，最終導(dǎo)致資源誤置和行業(yè)間的生產(chǎn)率差異。Hsieh和Klenow[2]通過(guò)對(duì)微觀企業(yè)樣本進(jìn)行研究，證實(shí)了欠發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家間的生產(chǎn)率差異和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距本質(zhì)上是由市場(chǎng)扭曲所引致的資源在經(jīng)濟(jì)體間不合理配置造成的。張杰等[3]對(duì)2001—2007年中國(guó)微觀企業(yè)R&D投入與要素市場(chǎng)扭曲的關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果表明要素市場(chǎng)扭曲能夠顯著抑制企業(yè)R&D投入，且存在明顯的地區(qū)差異。戴魁早和劉友金[4]對(duì)要素市場(chǎng)扭曲與R&D投入展開了系列研究，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)R&D資金投入有顯著的抑制作用，而對(duì)R&D人力投入?yún)s有促進(jìn)作用，且要素市場(chǎng)扭曲對(duì)R&D投入的影響會(huì)因地區(qū)差異和企業(yè)異質(zhì)性而有所不同。白俊紅和卞元超[5]采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了勞動(dòng)力要素市場(chǎng)扭曲和資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)中國(guó)創(chuàng)新效率損失率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者均對(duì)中國(guó)創(chuàng)新效率有抑制作用。關(guān)于制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響方面的研究則更少，徐彪等[6]通過(guò)構(gòu)建HLM模型分析發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量對(duì)R&D投入有直接的正向影響。蔡地和萬(wàn)迪昉[7]基于2005世界銀行的企業(yè)層面調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了制度質(zhì)量對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)R&D投入的影響，結(jié)果表明，制度質(zhì)量對(duì)R&D投入的影響存在所有制差異，對(duì)民營(yíng)企業(yè)的影響要超過(guò)國(guó)有企業(yè)。

本文試圖從以下方面進(jìn)行創(chuàng)新：首先，在已有研究要素市場(chǎng)扭曲與研發(fā)投入的基礎(chǔ)上，將制度質(zhì)量因素納入分析模型內(nèi)，同時(shí)考察要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響。其次，作為動(dòng)力性先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有研發(fā)投入大、研發(fā)人員占從業(yè)人員總數(shù)比重大、產(chǎn)品附加值和科技含量較高等特點(diǎn)。西方發(fā)達(dá)國(guó)家將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提升到國(guó)家戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)的高度，認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)家發(fā)展的動(dòng)力源泉。因此，本文結(jié)合高技術(shù)產(chǎn)業(yè)這一特定產(chǎn)業(yè)進(jìn)行研究更具有代表性。最后，本文選取《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》中各省份的數(shù)據(jù)，對(duì)2008年以來(lái)各省份市場(chǎng)化方面的變化重新進(jìn)行了數(shù)據(jù)計(jì)算和評(píng)分，這使得研究結(jié)果更能反映當(dāng)前的實(shí)際問(wèn)題。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）要素市場(chǎng)扭曲

自從實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革以來(lái)，經(jīng)過(guò)多年的探索和發(fā)展，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化水平獲得了巨大提升。一直以來(lái)，中國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革都是由政府主導(dǎo)的，其優(yōu)點(diǎn)是政府出面在很大程度上減少了市場(chǎng)化進(jìn)程中的阻礙，但由于政府對(duì)資源配置的干預(yù)、政策差異和改革力度差異等，使得市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中滋生了一系列新的扭曲。如地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，且發(fā)展速度很快，而西北地區(qū)依然比較落后;市場(chǎng)化水平在不同地區(qū)間存在明顯差異，等等。正常情況下要素價(jià)格是由產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)共同決定的，然而在中國(guó)市場(chǎng)化發(fā)展過(guò)程中出現(xiàn)要素市場(chǎng)發(fā)展水平嚴(yán)重滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展水平的不均衡現(xiàn)象，導(dǎo)致要素價(jià)格信號(hào)失真。這種不均衡現(xiàn)象，一方面反映出政府對(duì)生產(chǎn)要素資源配置的過(guò)度干預(yù)，政府掌握關(guān)鍵生產(chǎn)要素的控制權(quán)，不僅能夠操控生產(chǎn)要素的價(jià)格，而且能夠限制生產(chǎn)要素的使用領(lǐng)域和途徑，導(dǎo)致生產(chǎn)要素不能按照市場(chǎng)自發(fā)的配置路徑進(jìn)行流通;另一方面也折射出地方保護(hù)主義對(duì)發(fā)展市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的阻礙。在這樣的環(huán)境下，要素價(jià)格形成機(jī)制必然存在一定程度的扭曲。

土地、資本、勞動(dòng)力和信息技術(shù)等生產(chǎn)要素是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的命脈，地方政府為了追求更大的經(jīng)濟(jì)效益和更高的GDP增長(zhǎng)率，對(duì)要素資源的分配、定價(jià)和管理等方面進(jìn)行不同程度的干預(yù)。而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)是以要素價(jià)格為基礎(chǔ)運(yùn)行的，并通過(guò)要素價(jià)格的反饋，由市場(chǎng)對(duì)資源進(jìn)行配置。林毅夫等[8]提出，當(dāng)市場(chǎng)出現(xiàn)扭曲時(shí)，經(jīng)濟(jì)體將會(huì)在一種非競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)狀態(tài)下運(yùn)行，生產(chǎn)要素會(huì)因價(jià)格信號(hào)失真而不能得到有效配置，企業(yè)也無(wú)法根據(jù)市場(chǎng)反饋的情況及時(shí)對(duì)生產(chǎn)進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)而造成資源使用效率低下甚至出現(xiàn)浪費(fèi)、廠商不得不進(jìn)行尋租和經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢等現(xiàn)象。這說(shuō)明在要素市場(chǎng)扭曲的影響下，經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量難以實(shí)現(xiàn)同步提高。

由于經(jīng)濟(jì)體制和市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制不夠完善，要素市場(chǎng)扭曲成為發(fā)展市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)過(guò)程中常見的問(wèn)題。而且不同行業(yè)的要素價(jià)格差異很大，忽略要素市場(chǎng)扭曲進(jìn)行資源配置必然會(huì)造成資源誤置。中國(guó)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體制的變化會(huì)加重要素市場(chǎng)扭曲，也在一定程度上阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（二）要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量與中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入關(guān)聯(lián)性分析

產(chǎn)品市場(chǎng)與要素市場(chǎng)的不平衡發(fā)展使得生產(chǎn)要素?zé)o法在地區(qū)間自由流動(dòng)，毛其淋[9]的研究表明，門檻的限制導(dǎo)致要素價(jià)格偏離市場(chǎng)原有價(jià)格，要素資源無(wú)法得到有效配置，進(jìn)而導(dǎo)致研發(fā)要素使用效率下降。企業(yè)也會(huì)因研發(fā)要素價(jià)格扭曲而減少或限制對(duì)該要素的使用，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入減少。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：要素市場(chǎng)扭曲與研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)。

由于政府介入，部分要素價(jià)格不再由市場(chǎng)決定而是由政府制定，而且生產(chǎn)要素如何使用也由政府分配，進(jìn)而導(dǎo)致要素市場(chǎng)扭曲。由此誘發(fā)部分投機(jī)廠商勾結(jié)地方官員建立尋租聯(lián)系，從而在競(jìng)爭(zhēng)稀缺資源和生產(chǎn)要素時(shí)占據(jù)先機(jī)。通過(guò)尋租活動(dòng)，尋租企業(yè)獲得了超額利潤(rùn)和低成本競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，可能會(huì)降低或者抑制企業(yè)通過(guò)增加研發(fā)投入來(lái)獲得利潤(rùn)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的動(dòng)力。余明桂等[10]的研究表明，在政府介入要素市場(chǎng)而形成扭曲時(shí)，企業(yè)會(huì)通過(guò)與政府官員建立尋租聯(lián)系來(lái)獲得要素資源和尋租利益。安同良等[11]的研究進(jìn)一步證實(shí)這種尋租現(xiàn)象的存在性。因此，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下，當(dāng)企業(yè)可以獲得尋租機(jī)會(huì)時(shí)，企業(yè)可能會(huì)通過(guò)與地方政府官員建立尋租聯(lián)系來(lái)獲得壟斷地位，有了來(lái)自政府的保護(hù)，企業(yè)即使不增加研發(fā)投入也能在競(jìng)爭(zhēng)中獲勝，獲得低價(jià)格生產(chǎn)要素的企業(yè)，其研發(fā)投入積極性會(huì)降低。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)是造成要素市場(chǎng)扭曲的重要因素，進(jìn)而導(dǎo)致研發(fā)投入減少。

在中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程中，受歷史、地理、文化和政策等因素的影響，不同地區(qū)制度質(zhì)量存在顯著差異。North[12]在對(duì)制度質(zhì)量的內(nèi)涵進(jìn)行重新界定的基礎(chǔ)上研究發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極影響。Dyck和Zingales[13]進(jìn)一步證實(shí)了外部治理環(huán)境、制度質(zhì)量對(duì)企業(yè)研發(fā)和投資等財(cái)務(wù)行為產(chǎn)生重大影響。制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：首先，制度質(zhì)量好的地區(qū)，企業(yè)的合法權(quán)益更能得到有效保障，研發(fā)支出的外部風(fēng)險(xiǎn)就越小，企業(yè)則會(huì)放心地增加研發(fā)投入。其次，在好的制度質(zhì)量下，人們對(duì)規(guī)則的自覺遵守意愿自然會(huì)提高，各個(gè)經(jīng)濟(jì)體間誠(chéng)信互通，從而激發(fā)出潛在社會(huì)投資。最后，好的制度質(zhì)量所創(chuàng)造出的公平競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，使得企業(yè)想要在競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)，就必須增加研發(fā)投入，進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。因此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3： 制度質(zhì)量與研發(fā)投入顯著正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為了考察要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響，本文借鑒李魯?shù)萚14]的做法，構(gòu)建如下模型進(jìn)行實(shí)證研究：

rdit=α0+α1fmdit+α2ieit+∑βmXit+λi+εit（1）

其中， i和t分別表示省份和年份;rd表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入;fmd表示要素市場(chǎng)扭曲;ie表示制度質(zhì)量;X表示一系列控制變量，包括政府與市場(chǎng)的關(guān)系（gmr）、行業(yè)出口傾向（od）、企業(yè)績(jī)效（fp）和外資依存度（fi）;λ表示不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng);ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文被解釋變量為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入（rd），具體包括R&D人員投入（rdp）、R&D經(jīng)費(fèi)投入（rdm）和R&D綜合投入（rdt）。R&D人員投入（rdp）用各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D從業(yè)人員全時(shí)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)之比表示;R&D經(jīng)費(fèi)投入（rdm）用各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總收入之比表示;R&D綜合投入（rdt）用來(lái)衡量整體的研發(fā)投入水平，用R&D人員投入和R&D經(jīng)費(fèi)投入的均值來(lái)表示。

2.解釋變量

本文解釋變量包括要素市場(chǎng)扭曲（fmd）和制度質(zhì)量（ie）。

由于相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺乏，目前還沒(méi)有統(tǒng)一的指標(biāo)可以直接衡量要素市場(chǎng)扭曲程度。張杰等[3]通過(guò)《中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)報(bào)告》中各省份市場(chǎng)化總指數(shù)評(píng)分、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育度評(píng)分和要素市場(chǎng)發(fā)育度評(píng)分來(lái)構(gòu)造要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)。具體公式如下：FAC1 =（產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)-要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)）/產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù);FAC2 =（總體市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)-要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)）/總體市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)。該方法雖然充分地將要素市場(chǎng)發(fā)展與產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展不均衡現(xiàn)象考慮在內(nèi)，但卻忽略了數(shù)據(jù)本身存在高度正相關(guān)的問(wèn)題。因此，采用張杰等[3]的做法構(gòu)建要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)，會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間的要素市場(chǎng)扭曲差異被忽略，同時(shí)該方法測(cè)算出的要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)出現(xiàn)了負(fù)數(shù)，這顯然與實(shí)際情況不符。綜合考慮，本文借鑒林伯強(qiáng)和杜克銳[15]的方法，構(gòu)造要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)如下：fmdit=[max（factor）-factorit]/max（factor）。其中，factorit表示要素市場(chǎng)發(fā)育程度指數(shù)。顯然，本文所構(gòu)造的要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)不僅能夠反映樣本地區(qū)自身要素市場(chǎng)扭曲隨著時(shí)間變化的趨勢(shì)，而且還能夠體現(xiàn)要素市場(chǎng)扭曲的地區(qū)差異。

由于制度質(zhì)量的不可測(cè)性，關(guān)于制度質(zhì)量目前沒(méi)有一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的衡量指標(biāo)。學(xué)術(shù)界提出了多種指標(biāo)來(lái)衡量制度質(zhì)量，代表性的有：Knack 和Keefer[16]利用世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)中跨國(guó)治理指數(shù)作為制度質(zhì)量的代理變量;Wang等 [17]、羅煒和饒品貴[18]、徐玉德等[19]與李詩(shī)田和邱偉年[20]，均選用樊綱的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量制度質(zhì)量。由此可見，市場(chǎng)化指數(shù)能夠很好地代表中國(guó)制度質(zhì)量，該指標(biāo)得到了越來(lái)越多學(xué)者的認(rèn)可和應(yīng)用。因此，基于樣本期選擇的關(guān)系，本文選用《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》中市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度質(zhì)量評(píng)分作為制度質(zhì)量的代理變量。

3.控制變量

（1）政府與市場(chǎng)的關(guān)系（gmr）。本文選取《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》中政府與市場(chǎng)的關(guān)系評(píng)分作為代理變量，從報(bào)告中可以看出，2008—2014年政府與市場(chǎng)的關(guān)系評(píng)分整體呈下降趨勢(shì)，表明政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)程度在逐年下降。（2）行業(yè)出口傾向（od）。行業(yè)出口傾向反應(yīng)了一個(gè)行業(yè)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的強(qiáng)度，本文用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口交貨值與總營(yíng)業(yè)收入的比值衡量行業(yè)出口傾向。劉海云和唐玲[21]的研究表明，行業(yè)出口傾向高，意味著來(lái)自國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，這可能會(huì)促使行業(yè)增加研發(fā)投入來(lái)獲得或確保國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。（3）企業(yè)績(jī)效（fp）。經(jīng)濟(jì)績(jī)效較好的企業(yè)則有能力將更多的資金投入到先進(jìn)設(shè)備的采購(gòu)以及研發(fā)投入中，本文用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)總額與總營(yíng)業(yè)收入的比值衡量企業(yè)績(jī)效。（4）外資依存度（fi），本文用各省份FDI存量占其GDP的比重衡量外資依存度，其中，F(xiàn)DI的單位為美元，按照當(dāng)年平均匯率將其折算為人名幣。FDI的引入，一方面，在一定程度上緩解了國(guó)內(nèi)行業(yè)的融資壓力，有利于國(guó)內(nèi)行業(yè)更好地進(jìn)行產(chǎn)品研發(fā)和市場(chǎng)開拓;另一方面，外資企業(yè)進(jìn)入打破了原有的市場(chǎng)均衡，會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)行業(yè)產(chǎn)生一定沖擊，搶占了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)資源。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理方法

鑒于《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》考慮到2008年全球金融危機(jī)以后許多經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都發(fā)生了很大的變化，為便于分析問(wèn)題和減小系統(tǒng)誤差，該報(bào)告并沒(méi)有對(duì)2008年以前的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。該報(bào)告以2008年為基期，對(duì)2008年以來(lái)各省份市場(chǎng)化各方面變化重新進(jìn)行了數(shù)據(jù)計(jì)算和評(píng)分，該報(bào)告只有2008—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)。由于所使用的數(shù)據(jù)資料和計(jì)算基期的調(diào)整，該報(bào)告公布的過(guò)去某些年份指數(shù)評(píng)分和排序與上一個(gè)報(bào)告《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》有所不同。如果將《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》與上一個(gè)報(bào)告的數(shù)據(jù)整合到一起，難免會(huì)出現(xiàn)誤差。由于西藏、青海和新疆缺失了大量數(shù)據(jù)，為了保證結(jié)果的客觀性，將這3個(gè)地區(qū)剔除。因此，本文選取2008—2014年中國(guó)28個(gè)省份（不含西藏、青海、新疆和港澳臺(tái)地區(qū)）的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

針對(duì)可能存在的被解釋變量滯后項(xiàng)與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)和遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文參考Arellano和Bover[22]的做法，采用廣義矩估計(jì)方法（GMM） 來(lái)解決。通過(guò)Hansen檢驗(yàn)和擾動(dòng)項(xiàng)的差分自相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證模型的有效性和穩(wěn)健性。本文所使用的軟件為Stata MP13.0。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文先使用固定效應(yīng)模型分別對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入、R&D資金投入和R&D綜合投入進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表2列（1）、列（3）和列（5）所示。

從表2列（1）、列（3）和列（5）可以看出，要素市場(chǎng)扭曲與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入、R&D資金投入和R&D綜合投入均顯著負(fù)相關(guān)，這與張杰等[3]的結(jié)果一致，即要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入起到一定的抑制作用。將列（1）、列（3）和列（5）的結(jié)果進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)R&D人員投入的負(fù)向影響最大，這與戴魁早和劉友金[23]的結(jié)論不同。究其原因：首先，可能是本文的樣本區(qū)間為2008—2014年，即在全球金融危機(jī)之后，這一階段中國(guó)市場(chǎng)化程度較高;而戴魁早和劉友金[23]所選取的樣本區(qū)間為1997—2009年，著重研究了中國(guó)加入WTO前后要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響。其次，可能由于本文與戴魁早和劉友金[23]的研究所選用數(shù)據(jù)庫(kù)不同而造成結(jié)果的偏差。綜上，假設(shè)1得以驗(yàn)證。制度質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入、R&D資金投入和R&D綜合投入均顯著正相關(guān)，假設(shè)3得以驗(yàn)證。制度質(zhì)量是一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本保障，好的制度質(zhì)量能吸引更多的企業(yè)和投資商入駐該地區(qū)，從而促進(jìn)研發(fā)投入的增加。

就其他控制變量而言，政府與市場(chǎng)的關(guān)系在列（1）、列（3）和列（5）中分別在5%、1%和1%水平下顯著為負(fù)，假設(shè)2得以驗(yàn)證。政府與市場(chǎng)的關(guān)系反映了政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)度，隨著政府對(duì)市場(chǎng)干預(yù)度的提高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入會(huì)減少。這為中國(guó)市場(chǎng)體制改革指明了方向，即處理好政府與市場(chǎng)的關(guān)系，逐步減少政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，讓市場(chǎng)在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中發(fā)揮主導(dǎo)作用。行業(yè)出口傾向的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明出口增加雖然能促進(jìn)行業(yè)占據(jù)國(guó)際市場(chǎng)，但更多的出口意味著企業(yè)要拿出更多的資金來(lái)開拓國(guó)際市場(chǎng)，會(huì)在一定程度上減少國(guó)內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入，這與李魯?shù)萚14]的結(jié)果一致。企業(yè)績(jī)效與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著為負(fù)，這一結(jié)果有些出乎意料，根據(jù)戴魁早和劉友金[23]的觀點(diǎn)，造成這一結(jié)果可能的原因是，績(jī)效較好的企業(yè)可能會(huì)利用要素市場(chǎng)扭曲所創(chuàng)造的尋租機(jī)會(huì)，通過(guò)買通地方官員獲得利潤(rùn)，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)削弱，不再依靠增加研發(fā)投入來(lái)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而導(dǎo)致高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入減少。外資依存度在列（1）、列（3）和列（5）中均不顯著，可能的原因是雖然FDI能夠在一定程度上解決企業(yè)的融資問(wèn)題，但由FDI所帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，在一定程度上打壓了國(guó)內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的積極性，最終導(dǎo)致FDI對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響很小。

（二）動(dòng)態(tài)面板回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板回歸之前，要先對(duì)模型的合理性和工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。AR（1）的原假設(shè)為擾動(dòng)項(xiàng)的一階差分后序列無(wú)自關(guān)，AR（2）的原假設(shè)為擾動(dòng)項(xiàng)的二階差分后序列無(wú)自關(guān)。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，接受擾動(dòng)項(xiàng)殘差序列無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)。Hansen檢驗(yàn)的結(jié)果表明，通過(guò)了工具變量外生的原假設(shè)。這表明本文模型設(shè)定是恰當(dāng)?shù)?，而且工具變量的選取是合理有效的。從表2列（2）、列（4）和列（6）可以看出，要素市場(chǎng)扭曲與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入、R&D資金投入和R&D綜合投入均顯著負(fù)相關(guān)，再次驗(yàn)證了假設(shè)1;制度質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D人員投入和R&D綜合投入顯著為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)3;政府與市場(chǎng)的關(guān)系和行業(yè)出口傾向在列（2）、列（4）和列（6）中均顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證了假設(shè)2。外資依存度在列（2）和列（6）中不顯著，與上文回歸結(jié)果基本一致。這進(jìn)一步說(shuō)明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）分地區(qū)回歸結(jié)果分析

本文按照中國(guó)區(qū)域劃分將研究樣本分為東部、中部和西部進(jìn)行分地區(qū)回歸，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入和R&D綜合投入的影響在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)均顯著為負(fù)，對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D資金投入的影響在東部地區(qū)和西部地區(qū)顯著為負(fù)，在中部地區(qū)不顯著。具體而言，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)絕對(duì)值在西部地區(qū)最大，東部地區(qū)最小?？赡艿脑蚴牵鞑康貐^(qū)由于各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)比較落后，更容易受到要素市場(chǎng)扭曲的影響;東部地區(qū)比較發(fā)達(dá)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)其高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的沖擊較小。制度質(zhì)量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D人員投入和R&D資金投入的影響在東部地區(qū)和中部地區(qū)均顯著為正，且對(duì)中部地區(qū)的影響大于東部地區(qū)，而對(duì)西部地區(qū)的影響顯著為負(fù)。這種地區(qū)間的差異反映了制度質(zhì)量較高的東部地區(qū)，其人力資源水平和投資水平趨于飽和，制度質(zhì)量改善給中部地區(qū)帶來(lái)的政策紅利要遠(yuǎn)超東部地區(qū)，研發(fā)人員和研發(fā)資金更傾向于流向競(jìng)爭(zhēng)較小、提升空間更大的中部地區(qū)。制度質(zhì)量對(duì)于西部地區(qū)的影響為負(fù)數(shù)可能是因?yàn)椋谳^落后的西部地區(qū)，改善制度質(zhì)量需要花費(fèi)大量資金和人力，迫使政府減少對(duì)企業(yè)研發(fā)的扶持力度。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文利用2008—2014年中國(guó)28個(gè)省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型實(shí)證分析了要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)研發(fā)投入的影響，并將研究樣本分為東部、中部和西部進(jìn)行分地區(qū)回歸。研究結(jié)果表明：要素市場(chǎng)扭曲與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，且要素市場(chǎng)扭曲對(duì)R&D人員投入的影響遠(yuǎn)超過(guò)對(duì)R&D資金投入的影響;制度質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，但其促進(jìn)作用相對(duì)較弱;就其他控制變量而言，除了外資依存度外，政府與市場(chǎng)的關(guān)系、行業(yè)出口傾向和企業(yè)績(jī)效均與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān);就分地區(qū)回歸而言，要素市場(chǎng)扭曲和制度質(zhì)量對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響均存在地區(qū)差異，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)比較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響最小，而對(duì)西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響最大。制度質(zhì)量對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為正，而對(duì)西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為負(fù)。

上述研究結(jié)論對(duì)增加中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入有著重要的啟發(fā)意義：首先，解決要素市場(chǎng)扭曲問(wèn)題是增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的重中之重。一方面，政府在制定相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響;另一方面，地方政府要認(rèn)真落實(shí)國(guó)家相關(guān)政策，積極推動(dòng)要素市場(chǎng)改革，完善要素價(jià)格體系，使要素價(jià)格能真實(shí)地反映市場(chǎng)需求，促進(jìn)生產(chǎn)要素在行業(yè)間的自由流通和有效配置。其次，制度質(zhì)量改善是一個(gè)長(zhǎng)期的過(guò)程，雖然目前制度質(zhì)量的改善對(duì)增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的效果不是很明顯，但應(yīng)該繼續(xù)深化制度改革，完善監(jiān)督、稅收、信貸、投資和產(chǎn)權(quán)保護(hù)等政策，為中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程建立良好的制度環(huán)境，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。再次，在推進(jìn)要素市場(chǎng)改革時(shí)，地方政府應(yīng)注意力度的把握，避免對(duì)市場(chǎng)過(guò)度干預(yù)情況的出現(xiàn)。政府在市場(chǎng)體制改革中起到引導(dǎo)作用，應(yīng)該讓市場(chǎng)發(fā)揮其在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主導(dǎo)作用，只有這樣才能從根本上解決要素市場(chǎng)扭曲。最后，各地區(qū)要根據(jù)當(dāng)?shù)匕l(fā)展的實(shí)際情況，針對(duì)地區(qū)差異制定最適宜的發(fā)展政策;企業(yè)在參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，要根據(jù)自身的實(shí)際情況，制定相應(yīng)的市場(chǎng)戰(zhàn)略，確保開拓國(guó)際市場(chǎng)與產(chǎn)品研發(fā)同步進(jìn)行。

參考文獻(xiàn)：

[1] Restuccia， D.， Rogerson， R.Policy Distortions and Aggregate Productivity With Heterogeneous Plants [J].Review of Economic Dynamics，2008，11（4）：707-720.

[2] Hsieh， C.T.，Klenow， P.J.Misallocation and Manufacturing TFP in China and India [J].Quarterly Journal of Economics， 2009， 124（4）：1403-1448.

[3] 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）：78-91.

[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）：72-86.

[5] 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）：39-55.

[6] 徐彪，李心丹，張珣.區(qū)域環(huán)境對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制研究[J].科研管理，2011，（9）：147-156.

[7] 蔡地，萬(wàn)迪昉.制度環(huán)境影響企業(yè)的研發(fā)投入嗎？[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，（4）：121-128.

[8] 林毅夫，劉明興，章奇.政策性負(fù)擔(dān)與企業(yè)的預(yù)算軟約束：來(lái)自中國(guó)的實(shí)證研究[J].管理世界，2004，（8）：81-89+127-156.

[9] 毛其淋.要素市場(chǎng)扭曲與中國(guó)工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率——基于貿(mào)易自由化視角的分析[J].金融研究，2013，（2）：156-169.

[10] 余明桂，回雅甫，潘紅波.政治聯(lián)系、尋租與地方政府財(cái)政補(bǔ)貼有效性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（3）：65-77.

[11] 安同良，周紹東，皮建才.R&D補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，（10）：87-98+120.

[12] North， D.C. Institutions， Institutional Change and Economic Performance[M].Cambridge：Cambridge University Press，1990.

[13] Dyck， A.， Zingales， L.Private Benefits of Control： An International Comparison [J].The Journal of Finance，2004， 59（2）：537-600.

[14] 李魯，王磊，鄧芳芳.要素市場(chǎng)扭曲與企業(yè)間生產(chǎn)率差異：理論及實(shí)證[J].財(cái)經(jīng)研究，2016，（9）：110-120.

[15] 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）：125-136.

[16] Knack， S.， Keefer， P.Institutions and Economic Performance： Cross-Country Tests Using Alternative Institutional Measures.Economics and Politics， 1995， 7（3）：207-227.

[17] Wang， Q.， Wong， T.J.，Xia， L.State Ownership， the Institutional Environment， and Auditor Choice： Evidence From China[J].Journal of Accounting and Economics， 2008， 46（1）， 112-134.

[18] 羅煒，饒品貴.盈余質(zhì)量、制度環(huán)境與投行變更[J].管理世界，2010，（3）：140-149.

[19] 徐玉德，李挺偉，洪金明.制度環(huán)境、信息披露質(zhì)量與銀行債務(wù)融資約束——來(lái)自深A(yù)股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：51-57.

[20] 李詩(shī)田，邱偉年.政治關(guān)聯(lián)、制度環(huán)境與企業(yè)研發(fā)支出[J].科研管理，2015，（4）：56-64.

[21] 劉海云，唐玲.國(guó)際外包的生產(chǎn)率效應(yīng)及行業(yè)差異——基于中國(guó)工業(yè)行業(yè)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009，（8）：78-87.

[22] Arellano， M.， Bover， O.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-Components Models[J].Journal of Econometrics， 1995，68（1）：29-51.

[23] 戴魁早，劉友金.要素市場(chǎng)扭曲的研發(fā)效應(yīng)及企業(yè)差異——中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].科學(xué)學(xué)研究，2015，（11）：1660-1668.

Impact of Factor Market Distortions and Institutional Quality on R&DInvestment：

Empirical Analysis Based on Chinas High-Tech Industry

LIU Wei-li， LIU Hong-nan

（School of Economics/China Academy of Quality and Economic Development， Shenzhen University， Shenzhen 518060， China）

Abstract：This article uses the high-tech industry? data of 28 provinces in China during 2008-2014 to analyze the impact of factor market distortions and institutional quality on R&D investment with the fixed effect model. Besides， we divide the research samples into the east， the middle and the west to make regional regression. The results show that there is a significant negative correlation between factor market distortions and R&D investment in high-tech industry， and the effect of factor market distortions on R&D personnel investment is far greater than that on R&D capital investment. Institutional quality is positively correlated with R&D investment in high-tech industry， but its promotion effect is relatively weak. In terms of other control variables， all factors include government intervention in the market， industry export propensity， and firm performance are significantly negatively correlated with high-tech industry R&D investment except for the degree of dependence on foreign capital. In terms of regional regression， the effects of factor market distortions and institutional quality on R&D investment in high-tech industries are all regionally different.

Key words： factor market distortios; institutional quality; high-tech industry; R&D investment

（責(zé)任編輯：孫 艷）

收稿日期：2020-02-10

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“國(guó)際質(zhì)量階梯分工新格局下中國(guó)制造質(zhì)量強(qiáng)國(guó)的出口技術(shù)路徑研究”（14BJL049）;教育部人文社會(huì)科學(xué)研究基地重大項(xiàng)目“中外經(jīng)濟(jì)特區(qū)比較研究”（16JJD790042）;國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的質(zhì)量治理體系與政策研究”（18ZDA079）

作者簡(jiǎn)介：

劉偉麗（1977-），女，黑龍江牡丹江人，教授，博士，主要從事國(guó)際貿(mào)易和質(zhì)量經(jīng)濟(jì)等方面的研究。E-mail：liuwl@szu.edu.cn

劉宏楠（1992-），男，河南信陽(yáng)人，博士研究生，主要從事質(zhì)量經(jīng)濟(jì)和世界經(jīng)濟(jì)等方面的研究。E-mail： liuhongnan@szu.edu.cn