周正柱,馮加浩

(上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué),上海 201418)

改革開(kāi)放以來(lái),隨著我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的確立,市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中發(fā)揮著決定性作用,統(tǒng)一的大市場(chǎng)能夠使商品和要素自由流動(dòng),從而提升資源利用效率。然而,在財(cái)政分權(quán)體制改革下,晉升錦標(biāo)賽的治理模式促使地方政府通過(guò)出臺(tái)系列政策來(lái)保護(hù)地方企業(yè)發(fā)展,由此引起的地方保護(hù)主義和市場(chǎng)分割抑制了市場(chǎng)一體化發(fā)展,從而阻礙了勞動(dòng)力、資本等要素流動(dòng),進(jìn)而影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力提升;與此同時(shí),我國(guó)進(jìn)入新發(fā)展階段,區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略都已成為國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略,也成為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要舉措。在這一背景下,研究長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng),不僅有助于推動(dòng)長(zhǎng)三角城市群一體化發(fā)展,探索市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理,提升技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平,而且能夠?yàn)槿珖?guó)各城市群推動(dòng)一體化建設(shè),提升區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新水平起到示范作用。

一、文獻(xiàn)綜述

市場(chǎng)一體化概念早期是由學(xué)者Vajda在1971年提出的。此后,學(xué)者M(jìn)eyer提出市場(chǎng)一體化主要有兩種形式:垂直市場(chǎng)一體化和空間市場(chǎng)一體化,其中垂直市場(chǎng)一體化是指價(jià)格信號(hào)從一個(gè)營(yíng)銷渠道向另一營(yíng)銷渠道的傳遞[1]。Bruszt和Mcdermott認(rèn)為市場(chǎng)一體化意味著成員國(guó)機(jī)構(gòu)應(yīng)具備執(zhí)行跨國(guó)共同規(guī)則的能力,這些規(guī)則包括從維護(hù)經(jīng)濟(jì)自由到多個(gè)領(lǐng)域?qū)嵤﹨f(xié)調(diào)的法規(guī)和政策等[2]。市場(chǎng)一體化程度越深,共同規(guī)則對(duì)政策領(lǐng)域的監(jiān)管就越多,實(shí)力較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)體關(guān)心實(shí)力較弱經(jīng)濟(jì)體的動(dòng)機(jī)就越高[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者在借鑒的基礎(chǔ)上,也紛紛對(duì)市場(chǎng)一體化展開(kāi)相關(guān)界定。例如,胡之光和陳甬軍對(duì)市場(chǎng)一體化的內(nèi)涵理解為產(chǎn)品和生產(chǎn)要素在地區(qū)和行業(yè)間的自由流動(dòng),最終表現(xiàn)為價(jià)格合理和資源的有效利用[4]。彭宇光認(rèn)為在市場(chǎng)一體化狀態(tài)下,同質(zhì)商品和生產(chǎn)要素價(jià)格將趨于一致[5]。而關(guān)于市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響,現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從企業(yè)、產(chǎn)業(yè)和區(qū)域三個(gè)層面展開(kāi)研究。

一是基于企業(yè)層面的微觀研究,探討市場(chǎng)一體化對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。張杰等基于1998—2003年工業(yè)企業(yè)微觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),實(shí)證分析商品市場(chǎng)分割對(duì)我國(guó)本土企業(yè)創(chuàng)新的影響,結(jié)果表明我國(guó)省份間的市場(chǎng)分割抑制了本土企業(yè)通過(guò)擴(kuò)大市場(chǎng)需求來(lái)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新功能發(fā)揮[6]。Khwaja和Mian的研究證明市場(chǎng)分割條件下出現(xiàn)的尋租機(jī)會(huì)將抑制企業(yè)通過(guò)創(chuàng)新進(jìn)行盈利[7]。Acharyya和Chowdhury運(yùn)用博弈論框架研究市場(chǎng)一體化能否促進(jìn)技術(shù)落后國(guó)家的創(chuàng)新,發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力大小取決于公司的響應(yīng)速度及其初始技術(shù)差距[8]。劉斐然和胡立君利用2007—2017年我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)和省級(jí)數(shù)據(jù),以市場(chǎng)一體化進(jìn)程為中介變量,運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析政府創(chuàng)新偏好對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響,結(jié)果表明,區(qū)域市場(chǎng)一體化進(jìn)程對(duì)企業(yè)創(chuàng)新顯著正向影響;政府創(chuàng)新偏好對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有直接影響,亦通過(guò)市場(chǎng)一體化產(chǎn)生間接影響[9]。

二是基于產(chǎn)業(yè)或行業(yè)層面的中觀研究,探討市場(chǎng)一體化對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。例如,余東華的研究表明市場(chǎng)分割對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著負(fù)面影響[10]。Schiff和Wang嘗試從產(chǎn)業(yè)層面探討區(qū)域一體化對(duì)技術(shù)擴(kuò)散和生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)《北美自由貿(mào)易協(xié)定》簽署導(dǎo)致墨西哥制造業(yè)全要素生產(chǎn)率長(zhǎng)期增長(zhǎng),并使其與美國(guó)和加拿大的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有所趨同[11]。郭勇通過(guò)研究國(guó)際金融危機(jī)和商品市場(chǎng)分割對(duì)工業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響發(fā)現(xiàn),在金融危機(jī)前,我國(guó)區(qū)域市場(chǎng)分割有利于工業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),而在金融危機(jī)后,區(qū)域市場(chǎng)分割不利于工業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[12]。廖直東和姚鳳民利用2003—2015年我國(guó)工業(yè)企業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)來(lái)研究市場(chǎng)分割對(duì)工業(yè)部門(mén)技術(shù)進(jìn)步模式轉(zhuǎn)型的影響,結(jié)果表明:市場(chǎng)分割對(duì)工業(yè)部門(mén)技術(shù)進(jìn)步模式轉(zhuǎn)型具有阻礙作用[13]。

三是基于區(qū)域宏觀層面,探討市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響。例如 Yin和Wang研究了省級(jí)政府對(duì)區(qū)域間貿(mào)易實(shí)行不同限制可能產(chǎn)生的影響,以及這種政策的激勵(lì)因素,結(jié)果顯示只要每個(gè)地區(qū)的技術(shù)水平不同,任何形式的經(jīng)濟(jì)一體化都會(huì)使地區(qū)的情況變得更好[14]。Hou 和Song研究發(fā)現(xiàn),市場(chǎng)一體化能夠促進(jìn)區(qū)域綠色全要素生產(chǎn)率的提高,這一積極效應(yīng)不僅直接反映在區(qū)域內(nèi),而且間接促進(jìn)了附近地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)的上升[15]。邱洋冬運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證分析2001—2016年29個(gè)省份市場(chǎng)分割對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響,結(jié)果顯示,市場(chǎng)分割顯著抑制區(qū)域創(chuàng)新[16]。羅芳和吳旋運(yùn)用固定效應(yīng)模型和差分GMM模型實(shí)證分析了2000—2017年長(zhǎng)三角26個(gè)城市市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的影響,結(jié)果表明,市場(chǎng)一體化顯著促進(jìn)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展[17]。

綜上所述,學(xué)術(shù)界對(duì)市場(chǎng)一體化技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的研究為本文提供了借鑒和啟發(fā)?？傮w而言,市場(chǎng)一體化(市場(chǎng)分割)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響多數(shù)呈現(xiàn)正向(負(fù)向),但在特定情境下不(有)利于技術(shù)創(chuàng)新或影響不顯著。 同時(shí)從現(xiàn)有文獻(xiàn)看,仍存在以下不足:一是現(xiàn)有研究多從市場(chǎng)分割的視角,而從市場(chǎng)一體化視角探討對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響較少;且對(duì)企業(yè)層面的微觀研究和產(chǎn)業(yè)層面的中觀研究相對(duì)較多,而對(duì)區(qū)域宏觀層面研究相對(duì)較少。二是現(xiàn)有研究往往僅關(guān)于商品市場(chǎng)一體化與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn),不僅缺少理論探討且對(duì)細(xì)分類型市場(chǎng)一體化研究不夠,較少運(yùn)用面板門(mén)檻模型進(jìn)行分析。因此,筆者將以長(zhǎng)三角中心區(qū)27個(gè)城市為研究對(duì)象,運(yùn)用面板門(mén)檻模探討市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響,并進(jìn)行實(shí)證分析。

本文的邊際貢獻(xiàn):一是梳理市場(chǎng)一體化內(nèi)涵,將其拓展為商品、勞動(dòng)力和資本市場(chǎng)一體化,并對(duì)市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響進(jìn)行理論分析與實(shí)證分析。二是利用面板門(mén)檻模型分析長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的非線性影響與作用特征。三是將長(zhǎng)三角城市群區(qū)域異質(zhì)性納入研究范圍,研究探討市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響在不同省市內(nèi)部城市群的異質(zhì)性。

二、理論機(jī)制分析

(一)商品市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

首先,商品市場(chǎng)一體化水平較高代表了不同地區(qū)的商品可以流通到其他地區(qū)的市場(chǎng)中去,這將會(huì)加劇商品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度。在激烈的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中,企業(yè)會(huì)選擇創(chuàng)新戰(zhàn)略從而獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展具有促進(jìn)作用。相反,政府采取地方保護(hù)措施來(lái)維護(hù)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)與企業(yè)發(fā)展,則會(huì)引起市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度降低,從而弱化企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力[18]。其次,商品市場(chǎng)一體化通過(guò)影響技術(shù)溢出作用于技術(shù)創(chuàng)新。外來(lái)商品,特別是高科技產(chǎn)品流入本地市場(chǎng)會(huì)引起本地企業(yè)模仿,本地企業(yè)通過(guò)模仿與學(xué)習(xí)外來(lái)商品中蘊(yùn)含的新技術(shù)從而提升本企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力,從而對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平起到提升作用;與此相反,市場(chǎng)分割程度越強(qiáng),市場(chǎng)分割對(duì)技術(shù)外溢促進(jìn)本地企業(yè)提升生產(chǎn)率的阻礙作用也越強(qiáng)[19],同時(shí)商品市場(chǎng)分割也降低了FDI投資傾向,FDI對(duì)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)減弱[20]。再次,商品市場(chǎng)一體化通過(guò)影響市場(chǎng)規(guī)模對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生作用。在商品市場(chǎng)一體化過(guò)程中企業(yè)得以進(jìn)入地區(qū)商品市場(chǎng)中,市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大與市場(chǎng)需求增加使得分工與專業(yè)化程度提升,而Schmookler[21]提出的“需求引致技術(shù)創(chuàng)新”理論認(rèn)為市場(chǎng)規(guī)模與市場(chǎng)需求的擴(kuò)大會(huì)引起企業(yè)為追求更大利潤(rùn)而采取技術(shù)革新。最后,商品市場(chǎng)一體化水平提高,一方面,企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力增大,可能會(huì)導(dǎo)致區(qū)域難以形成穩(wěn)定的創(chuàng)新環(huán)境,從而影響區(qū)域創(chuàng)新能力提升;另一方面,大企業(yè)往往獲得更大市場(chǎng),進(jìn)而形成壟斷,導(dǎo)致其他企業(yè)退出,不利于區(qū)域創(chuàng)新[22]。

(二)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

一是勞動(dòng)力流動(dòng)的制度因素。一般認(rèn)為,區(qū)域創(chuàng)新動(dòng)力不足主要是因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新人才缺乏;建立高效的人才管理制度有利于提高區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平,解決區(qū)域科研困境和提升創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力。然而地方政府往往各自為政,人才管理制度與戶籍制度各不相同,為人才的跨區(qū)域流動(dòng)帶來(lái)了一定阻礙,降低了人員配置效率,同時(shí)也抑制了知識(shí)溢出。近年來(lái)各地政府對(duì)人才重視程度上升,科研人員相較于普通人員擁有了相對(duì)更強(qiáng)的流動(dòng)能力,然而制度障礙仍使得創(chuàng)新人才無(wú)法按需分配,造成了一定程度的人才資源浪費(fèi),不利于提高創(chuàng)新水平。鄧若冰認(rèn)為研發(fā)人員的跨區(qū)域流動(dòng)與有效配置存在諸多壁壘,市場(chǎng)分割引發(fā)的人才擠出效應(yīng)不僅阻礙研發(fā)人員的空間重新配置,而且間接抑制知識(shí)的空間溢出效應(yīng),進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效[23]。二是勞動(dòng)力流動(dòng)價(jià)格因素?？萍佳邪l(fā)人員是企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力,合理的薪酬待遇不僅能夠激勵(lì)員工的主動(dòng)性,同時(shí)能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來(lái)更高的效益。而地方政府為了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)要素市場(chǎng)進(jìn)行干預(yù),人為壓低要素價(jià)格使勞動(dòng)力價(jià)格過(guò)低[23]。產(chǎn)出與報(bào)酬不成正比,會(huì)使科研人員得不到正向激勵(lì),從而導(dǎo)致人員流失抑制技術(shù)創(chuàng)新;勞動(dòng)力價(jià)格過(guò)低會(huì)降低消費(fèi)水平,從而抑制消費(fèi)需求,消費(fèi)需求降低會(huì)減少企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力,從而不利于提升區(qū)域創(chuàng)新水平。三是戶籍制度的適度調(diào)整有利于避免人力資源配置扭曲。各區(qū)域戶籍制度的調(diào)整為區(qū)域篩選了合適的人才資源類型,在更大范圍內(nèi)起到了合理配置人力資源的作用,避免人才過(guò)于聚集在某一個(gè)特定區(qū)域從而產(chǎn)生資源浪費(fèi)現(xiàn)象,促進(jìn)人才資源更高質(zhì)量聚集,從而有利于促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新。孫博文等研究顯示勞動(dòng)力市場(chǎng)分割對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在非線性關(guān)系[24]。

(三)資本市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

資本市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響,主要體現(xiàn)在如下方面:一是地方保護(hù)產(chǎn)業(yè)資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。政府采取地方保護(hù)措施使得資本選擇性地流動(dòng)或固定在某些特定的部門(mén)從而降低資本市場(chǎng)一體化水平,導(dǎo)致資本市場(chǎng)分割加劇。這會(huì)影響地區(qū)不同產(chǎn)業(yè)間的資本積累進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)基礎(chǔ)等因素,最終影響資本流動(dòng)的技術(shù)外溢效應(yīng)。過(guò)度的地方保護(hù)會(huì)忽視FDI區(qū)位選擇綜合要素和引資條件的改善,不利于FDI流入;同時(shí)地方官員為了政績(jī)對(duì)FDI總量的盲目追求也忽略了地方需求,忽視了引資結(jié)構(gòu)和優(yōu)化升級(jí),不利于區(qū)域創(chuàng)新效率提升[25]。二是地方政府對(duì)金融資源有著強(qiáng)大的控制能力,這就決定了地方政府能夠干預(yù)當(dāng)?shù)劂y行等金融機(jī)構(gòu)的貸款決策[26]。為了提高本區(qū)域的GDP指標(biāo),政府會(huì)鼓勵(lì)有利于本區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的項(xiàng)目,如一些風(fēng)險(xiǎn)較低但投資回報(bào)率高且穩(wěn)定的生產(chǎn)性項(xiàng)目。而創(chuàng)新活動(dòng)項(xiàng)目投資回報(bào)期較長(zhǎng)、收益不穩(wěn)定、風(fēng)險(xiǎn)較高,很難得到當(dāng)?shù)卣С?這就意味著創(chuàng)新效率更低的企業(yè)更易獲得融資,而創(chuàng)新效率高的企業(yè)較難獲得融資,創(chuàng)新活動(dòng)受阻,對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生不利影響。三是資本市場(chǎng)分割在一定程度上保護(hù)本地企業(yè)創(chuàng)新行為。資本市場(chǎng)分割限制了來(lái)自外地企業(yè)的并購(gòu)?fù)顿Y,降低了技術(shù)外流的風(fēng)險(xiǎn),保護(hù)本地的研發(fā)活動(dòng)與專利權(quán),在一定程度上保護(hù)了區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)[27],因此,資本市場(chǎng)分割可能對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有一定的促進(jìn)作用。

(四)市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

一是市場(chǎng)一體化創(chuàng)新要素配置效應(yīng)。市場(chǎng)一體化產(chǎn)生的要素配置效應(yīng)主要通過(guò)兩個(gè)方面來(lái)影響技術(shù)創(chuàng)新:降低要素流動(dòng)阻礙與減少要素價(jià)格扭曲情況。一方面,各個(gè)地區(qū)間要素稟賦不同,而市場(chǎng)分割與地方保護(hù)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)要素流動(dòng)存在一定限制,削弱了市場(chǎng)對(duì)要素的優(yōu)化配置,使得要素供需失衡[6]和要素資源錯(cuò)配,從而抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。市場(chǎng)一體化有助于勞動(dòng)力專業(yè)化配置,促進(jìn)勞動(dòng)要素生產(chǎn)效率的提升[28]。Goldman等認(rèn)為市場(chǎng)一體化可以促進(jìn)技術(shù)要素流動(dòng)和技術(shù)溢出效應(yīng)[29]。金培振等研究發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)分割對(duì)要素配置效率具有抑制作用[30]。推進(jìn)市場(chǎng)一體化進(jìn)程在一定程度上破除了區(qū)域間要素流動(dòng)壁壘,合理協(xié)調(diào)要素分配,提升資源配置效率,推動(dòng)要素資源流動(dòng),滿足技術(shù)創(chuàng)新所需要求,促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升。另一方面,市場(chǎng)分割帶來(lái)的要素價(jià)格扭曲抑制技術(shù)創(chuàng)新水平。要素價(jià)格扭曲會(huì)影響企業(yè)對(duì)要素的選擇,企業(yè)追求利潤(rùn)最大化會(huì)選擇低成本要素投入而忽視創(chuàng)新投入。劉冬冬等研究發(fā)現(xiàn)要素價(jià)格扭曲對(duì)制造業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著抑制作用[31]。二是市場(chǎng)一體化創(chuàng)新協(xié)同效應(yīng)。市場(chǎng)一體化水平提升能有效促進(jìn)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)、技術(shù)、人才的交流,加強(qiáng)區(qū)域間技術(shù)創(chuàng)新合作,促進(jìn)分工與專業(yè)化水平提高;具有異質(zhì)性的創(chuàng)新主體在市場(chǎng)一體化的推動(dòng)下,為了獲得更高收益而進(jìn)行合作,增加創(chuàng)新子系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度;市場(chǎng)一體化使得城市間創(chuàng)新主體流動(dòng)性變強(qiáng),聯(lián)系更密切,要素在更高層面實(shí)現(xiàn)優(yōu)化組合,主體功能協(xié)同度、城市群創(chuàng)新系統(tǒng)與產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)發(fā)展的耦合性也更強(qiáng),產(chǎn)生創(chuàng)新協(xié)同效應(yīng)[32]。三是市場(chǎng)一體化聚集效應(yīng)。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)基于壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型解釋了產(chǎn)業(yè)聚集與擴(kuò)散的運(yùn)行機(jī)理,制造業(yè)企業(yè)考慮到規(guī)模效益與運(yùn)輸成本,更加偏向于選擇市場(chǎng)規(guī)模大的地區(qū)作為生產(chǎn)地,進(jìn)而產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)聚集,促進(jìn)專業(yè)化生產(chǎn)與合理化分工,最終影響技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展。Zhang等認(rèn)為市場(chǎng)一體化能夠降低創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)[33]。張向榮以粵港澳大灣區(qū)制造業(yè)為研究對(duì)象,發(fā)現(xiàn)大量資源聚集引發(fā)了規(guī)模效應(yīng),但“資源擁擠”也使得創(chuàng)新效率低下[34]。四是市場(chǎng)分割帶來(lái)的尋租機(jī)會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。地方政府介入市場(chǎng)影響資源配置帶來(lái)的額外收益,將誘導(dǎo)非創(chuàng)新性尋租行為出現(xiàn);地方保護(hù)主義和市場(chǎng)分割同樣會(huì)帶來(lái)大量尋租機(jī)會(huì);相比投資尋租活動(dòng)所帶來(lái)的額外收益,只要尋租活動(dòng)的利益足夠大,企業(yè)就會(huì)將資金投入尋租活動(dòng)而非將資金投入企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng),這為技術(shù)創(chuàng)新與可持續(xù)發(fā)展帶來(lái)不利影響。陳亞平和韓鳳芹研究發(fā)現(xiàn),尋租行為的產(chǎn)生會(huì)抑制高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入力度[35]。張志昌和任淮秀研究認(rèn)為企業(yè)尋租行為顯著負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新人力資本投入的促進(jìn)作用[36]。張璇等研究得出信貸尋租與融資約束會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生顯著的負(fù)面作用[37]。五是市場(chǎng)一體化程度過(guò)高帶來(lái)的擁擠效應(yīng)抑制區(qū)域創(chuàng)新能力提升。隨著市場(chǎng)一體化發(fā)展的推進(jìn),產(chǎn)業(yè)聚集所帶來(lái)的效應(yīng)可能由規(guī)模效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)閾頂D效應(yīng),造成資源擁擠、過(guò)度競(jìng)爭(zhēng),不利于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。徐保昌和謝建國(guó)的研究表明市場(chǎng)一體化與企業(yè)生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系[19]。

三、研究方法與理論模型

(一)模型設(shè)定

本文重點(diǎn)在于探究市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響,借鑒劉傳宇和李婉麗[38]的研究,擬建立面板計(jì)量模型,如式(1)所示。

Innoit=β0+β1Intetit+β2Intelit+β3Intecoit+β4Intecait+β5lnPersit+β6Fundit+

β7Markit+β8lnOpenit+β9Indusit+εit

(1)

其中:因變量Innoit表示區(qū)域i第t年的技術(shù)創(chuàng)新能力,i為所觀察的區(qū)域,t為年份;核心解釋變量為市場(chǎng)一體化(Intetit)及其細(xì)分類型商品市場(chǎng)一體化(Intecoit)、勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化(Intelit)和資本市場(chǎng)一體化(Intecait);選擇經(jīng)費(fèi)投入(Fundit)、人力資本(Persit)、貿(mào)易開(kāi)放度(Openit)、工業(yè)化水平(Indusit)和市場(chǎng)規(guī)模(Markit)5個(gè)變量為控制變量;β0是截距項(xiàng),β1為市場(chǎng)一體化系數(shù),β2為勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化系數(shù),β3為商品市場(chǎng)一體化系數(shù),β4為資本市場(chǎng)一體化系數(shù),β5、β6、β7、β8、β9分別為相應(yīng)控制變量系數(shù);為了緩解異方差性,對(duì)絕對(duì)數(shù)值變量Openit和Persit,取自然對(duì)數(shù)處理;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)文獻(xiàn)綜述和理論機(jī)制分析,市場(chǎng)一體化與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力可能存在非線性關(guān)系,不同程度的市場(chǎng)一體化水平對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平可能存在不同的影響。為深入探究變量間非線性的影響關(guān)系,我們引入Hansen在1999年提出的門(mén)檻模型來(lái)修正上述面板計(jì)量模型,分別以市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型商品市場(chǎng)一體化、勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化和資本市場(chǎng)一體化為門(mén)檻變量,構(gòu)建門(mén)檻面板模型。門(mén)檻模型幫助研究門(mén)檻變量的不同區(qū)間內(nèi)自變量對(duì)因變量的影響,從而獲得市場(chǎng)一體化發(fā)展程度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的最優(yōu)適用區(qū)間。同時(shí)考慮到可能存在滯后效應(yīng),前期技術(shù)創(chuàng)新水平可能會(huì)對(duì)本期技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響,將引入技術(shù)創(chuàng)新水平滯后一期變量,在靜態(tài)門(mén)檻回歸模型的基礎(chǔ)上展開(kāi)動(dòng)態(tài)門(mén)檻回歸分析,模型設(shè)定如下:

(2)

(3)

(4)

其中,Yit代表因變量,αi代表個(gè)體固定效應(yīng),zit代表其他解釋變量,qit是門(mén)檻變量,γ是門(mén)檻值,l為指示函數(shù),εit為誤差項(xiàng)。若存在多門(mén)檻效應(yīng),模型應(yīng)根據(jù)門(mén)檻數(shù)量進(jìn)一步擴(kuò)展,例如,三門(mén)檻值面板模型:

l(γ3

(5)

(二)變量說(shuō)明(1)由于受篇幅限制,核心變量計(jì)算過(guò)程略。

1.被解釋變量:區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力(Innoit)

本文借鑒已有的研究成果構(gòu)建包含目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和指標(biāo)層在內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新能力多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)體系來(lái)衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力,運(yùn)用時(shí)序全局主成分分析法對(duì)2010—2019 年長(zhǎng)三角中心區(qū)27 個(gè)城市技術(shù)創(chuàng)新能力展開(kāi)測(cè)算,結(jié)果如圖1所示。

圖1 2010—2019 年長(zhǎng)三角27個(gè)城市技術(shù)創(chuàng)新能力

由圖1可知,2010—2019年長(zhǎng)三角27個(gè)城市的技術(shù)創(chuàng)新能力逐年增強(qiáng),在2018年達(dá)到峰值,2019年有所下降;分省市看,三省一市的城市群技術(shù)創(chuàng)新能力也逐年增強(qiáng)且上升趨勢(shì)較為一致,其中上海的技術(shù)創(chuàng)新能力居長(zhǎng)三角之首,其次是江蘇9城市、浙江9城市,最后是安徽8城市。

2.核心解釋變量與控制變量

(1)核心解釋變量。本文的核心解釋變量為市場(chǎng)一體化(Intetit)及其細(xì)分的商品市場(chǎng)一體化(Intecoit)、勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化(Intelit)和資本市場(chǎng)一體化(Intecait)?？紤]到數(shù)據(jù)可得性,商品市場(chǎng)一體化選取食品、煙酒及用品、衣著、醫(yī)療保健用品、交通和通信、教育文化與娛樂(lè)、居住相關(guān)產(chǎn)品等7種消費(fèi)品價(jià)格衡量商品市場(chǎng)。勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化,借鑒陳紅霞和席強(qiáng)敏[39]的做法選取在崗職工平均工資衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)。資本市場(chǎng)一體化,借鑒呂典瑋和張琦[40]的做法選取年末金融機(jī)構(gòu)人民幣人均各項(xiàng)存款余額和年末金融機(jī)構(gòu)人民幣人均各項(xiàng)貸款余額來(lái)衡量資本市場(chǎng)。

(2)核心解釋變量測(cè)度說(shuō)明。參考桂琦寒等[41]的做法運(yùn)用相對(duì)價(jià)格法測(cè)算2010—2019年長(zhǎng)三角城市群27個(gè)城市的商品市場(chǎng)一體化指數(shù)與資本市場(chǎng)一體化指數(shù)。同時(shí),借鑒陳立泰等[42]的做法采用在崗職工平均工資的絕對(duì)偏差法來(lái)計(jì)算勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)。最后參考周正柱[43]文獻(xiàn)采用變異系數(shù)法進(jìn)而獲得市場(chǎng)一體化總指數(shù),測(cè)算結(jié)果如圖2所示。

圖2 2010—2019 年長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化指數(shù)趨勢(shì)圖

由圖2可知,2010—2019年長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化指數(shù)均呈現(xiàn)近似“M”型,在 2013 年和 2017 年分別達(dá)到峰值,在2010年和2015年分別達(dá)到谷值;但從擬合趨勢(shì)線看,長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化程度呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)。

(3)門(mén)檻變量選取說(shuō)明。本文研究長(zhǎng)三角不同程度的市場(chǎng)一體化水平下市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的非線性影響,故本文選取的門(mén)檻變量與核心解釋變量相同,即為市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型。

(4)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)與門(mén)檻值估計(jì)。首先是門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn),通過(guò)對(duì)三重門(mén)檻、雙重門(mén)檻、單一門(mén)檻進(jìn)行估計(jì),得相應(yīng)的P值、F值與臨界值,確定門(mén)檻數(shù)量。其次,對(duì)應(yīng)門(mén)檻值可以通過(guò)最小化殘差平方和的方法得到。最后,采用自抽樣法模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布,得到相應(yīng)門(mén)檻的概率P值以此判斷門(mén)檻值的真實(shí)性。

3.控制變量

經(jīng)費(fèi)投入(Fundit)是反映研發(fā)投入的重要指標(biāo),人力資本(Persit)是技術(shù)創(chuàng)新的重要載體,貿(mào)易開(kāi)放度 (Openit)反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度,工業(yè)化水平(Indusit)代表著區(qū)域內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值占比,市場(chǎng)規(guī)模(Markit)在一定程度上反映區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)消費(fèi)水平。這些變量在一定程度上影響著一個(gè)地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平,因此我們引入經(jīng)費(fèi)投入(Fundit)、人力資本(Persit)、貿(mào)易開(kāi)放度(Openit)、工業(yè)化水平(Indusit)和市場(chǎng)規(guī)模(Markit)等變量為控制變量。

本文中涉及變量及其說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與描述統(tǒng)計(jì)

本文以長(zhǎng)三角城市群27個(gè)城市作為研究樣本,并采用2010—2019年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及長(zhǎng)三角區(qū)域各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示,包含樣本量、均值及標(biāo)準(zhǔn)差等信息。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)靜態(tài)門(mén)檻模型分析

1.門(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻值檢驗(yàn)

本文首先對(duì)長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)是否存在門(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻數(shù)量進(jìn)行檢驗(yàn)(表3)。由表3可知,商品市場(chǎng)一體化的門(mén)檻效應(yīng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明不存在門(mén)檻效應(yīng),故本文采用普通面板回歸模型對(duì)商品市場(chǎng)一體化技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行考察;勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化僅在5%的顯著性水平上通過(guò)了單門(mén)檻檢驗(yàn),表明只存在單門(mén)檻效應(yīng);資本市場(chǎng)一體化在1%的顯著性水平上通過(guò)了單門(mén)檻檢驗(yàn),表明只存在單門(mén)檻效應(yīng);而市場(chǎng)一體化總體在1%的顯著性水平上分別通過(guò)了單門(mén)檻檢驗(yàn)及雙門(mén)檻檢驗(yàn),表明存在雙門(mén)檻效應(yīng)。其次,在確定市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型的門(mén)檻效應(yīng)與具體門(mén)檻數(shù)量后,還需要對(duì)門(mén)檻值進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)。由表4可知,勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化和資本市場(chǎng)一體化單門(mén)檻值分別為0.007 1和1.227 1,市場(chǎng)一體化總體第一門(mén)檻值為4.067 9,第二門(mén)檻值為6.212 2,且各模型門(mén)檻值都在5%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn);門(mén)檻變量的似然比函數(shù)圖清晰地顯示了門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間(圖3—圖6)。

表3 靜態(tài)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 靜態(tài)門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

圖3 勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

圖4 資本市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

圖5 市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間(1)

圖6 市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間(2)

2.門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果與分析

在門(mén)檻數(shù)量與門(mén)檻值確定后,本文將對(duì)長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的門(mén)檻模型進(jìn)行估計(jì)分析(表5)。由表4和表5可知,模型1為勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果,勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值0.007 2時(shí)的回歸系數(shù)為7.866,在1%水平上顯著,而大于門(mén)檻值0.007 2時(shí)的回歸系數(shù)為-0.017,在10%水平上顯著;表明長(zhǎng)三角城市群勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響存在單門(mén)檻效應(yīng),呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系,即在小于門(mén)檻值0.007 2時(shí),勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用,越過(guò)門(mén)檻值后則呈現(xiàn)顯著的抑制作用。這可能是因?yàn)樵趧趧?dòng)力市場(chǎng)一體化程度較低時(shí),提升勞動(dòng)力一體化水平可以推動(dòng)人才的跨區(qū)域流動(dòng)與技術(shù)交流,促進(jìn)知識(shí)溢出,而當(dāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化水平較高且越過(guò)門(mén)檻值時(shí),政府可能不再通過(guò)如落戶積分等政策限制人才流動(dòng),人們不再為此提升技術(shù)或者學(xué)歷來(lái)達(dá)到落戶要求,同時(shí)一體化程度較高可能使人才過(guò)于集中導(dǎo)致人才冗余,最終導(dǎo)致對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生消極作用。

表5 靜態(tài)模型估計(jì)結(jié)果

模型2為資本市場(chǎng)一體化門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果,資本市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值1.227 1時(shí)的回歸系數(shù)為-0.108,大于門(mén)檻值1.227 1時(shí)的回歸系數(shù)為-0.005,均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn),表明長(zhǎng)三角城市群資本市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響存在單門(mén)檻效應(yīng),但都起到抑制作用。這可能是由于在資本市場(chǎng)一體化較弱階段,為了提高本區(qū)域GDP指標(biāo),風(fēng)險(xiǎn)較低但投資回報(bào)率高的生產(chǎn)性投資更易獲得批準(zhǔn),而創(chuàng)新項(xiàng)目投資可能得不到支持;資本市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值時(shí)的抑制作用大于超過(guò)門(mén)檻值時(shí)的抑制作用,表明隨著資本市場(chǎng)一體化程度提升,創(chuàng)新效率高的企業(yè)逐漸擺脫融資約束,跨越資本市場(chǎng)一體化門(mén)檻后資本市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的抑制作用降低。近年來(lái),為了提升長(zhǎng)三角資本市場(chǎng)一體化水平,長(zhǎng)三角一體化示范區(qū)在金融領(lǐng)域提出加大金融創(chuàng)新力度,大力發(fā)展綠色金融,支持符合條件的各類資本在示范區(qū)依法設(shè)立銀行、保險(xiǎn)等金融機(jī)構(gòu)。

模型3為市場(chǎng)一體化總體門(mén)檻模型回歸結(jié)果,市場(chǎng)一體化總指數(shù)在小于第一門(mén)檻值4.067 9時(shí)的回歸系數(shù)為-0.008,但不顯著;市場(chǎng)一體化總指數(shù)大于第一門(mén)檻值4.067 9小于第二門(mén)檻值6.212 2時(shí)的回歸系數(shù)為0.008,且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn);市場(chǎng)一體化總指數(shù)大于第二門(mén)檻值6.212 2時(shí)的回歸系數(shù)為0.001,結(jié)果不顯著。這可能是由于市場(chǎng)一體化程度較低時(shí),長(zhǎng)三角城市群技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)剛好處于并不活躍階段,各城市間的交流合作重點(diǎn)可能在一些非創(chuàng)新性活動(dòng);隨著科技發(fā)展及合作水平提升,市場(chǎng)一體化跨越第一門(mén)檻值時(shí),創(chuàng)新要素配置效率與創(chuàng)新協(xié)同作用相應(yīng)提升,市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力起到促進(jìn)作用;而市場(chǎng)一體化總指數(shù)跨越第二門(mén)檻值后,市場(chǎng)一體化程度較高,引起產(chǎn)業(yè)聚集的同時(shí)也會(huì)產(chǎn)生擁擠效應(yīng),會(huì)因“資源擁擠”引起創(chuàng)新效率下降,市場(chǎng)一體化總指數(shù)跨越第三門(mén)檻值時(shí)促進(jìn)作用不再顯著。近年來(lái),已出臺(tái)的一系列政策顯示:長(zhǎng)三角一體化不是追求簡(jiǎn)單的區(qū)域同質(zhì)化、城市同城化、要素分布均勻化和公共設(shè)施布局均等化,不盲目追求一體化程度,而是兼顧統(tǒng)一與統(tǒng)籌、聯(lián)動(dòng)與協(xié)同、協(xié)調(diào)與平衡, 通過(guò)政策調(diào)控最大限度地發(fā)揮長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的作用。

由于商品市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響并不存在門(mén)檻效應(yīng),本文運(yùn)用普通面板回歸模型分析商品市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響,由模型4可知,商品市場(chǎng)一體化的回歸系數(shù)為0.016,并通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明商品市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力具有正向影響作用。正向影響作用可能是由于商品市場(chǎng)一體化程度提升,商品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈,企業(yè)選擇創(chuàng)新戰(zhàn)略從而獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),本地企業(yè)模仿與學(xué)習(xí)外來(lái)商品中蘊(yùn)含的新技術(shù)從而提升技術(shù)創(chuàng)新能力等。

(二)動(dòng)態(tài)門(mén)檻模型分析

由于前期的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力可能影響本期區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力,為了避免內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)誤差,在靜態(tài)門(mén)檻模型分析的基礎(chǔ)上,將滯后1期的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力(L.Inno)作為控制變量加入門(mén)檻模型,考察在前期區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的作用下,市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。

1.門(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻值檢驗(yàn)

首先,進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)。由表6可知,商品市場(chǎng)一體化的門(mén)檻效應(yīng)仍然沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明不存在門(mén)檻效應(yīng),同樣運(yùn)用普通面板回歸模型對(duì)商品市場(chǎng)一體化技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行考察;勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化在5%的顯著性水平上通過(guò)了單門(mén)檻檢驗(yàn),表明只存在單門(mén)檻效應(yīng);資本市場(chǎng)一體化在1%的顯著性水平上通過(guò)單門(mén)檻檢驗(yàn),表明只存在單門(mén)檻效應(yīng);市場(chǎng)一體化在10%的顯著性水平上通過(guò)了單門(mén)檻檢驗(yàn),表明只存在單門(mén)檻效應(yīng)。其次,在確定動(dòng)態(tài)門(mén)檻效應(yīng)與具體門(mén)檻數(shù)量后,同樣對(duì)門(mén)檻值進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)。由表7可知,勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化單門(mén)檻值為0.008 9,資本市場(chǎng)一體化單門(mén)檻值為1.645 0,市場(chǎng)一體化單門(mén)檻值為4.663 7,各模型門(mén)檻值分別在5%、1%和10%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。圖7—圖9為門(mén)檻變量的似然比函數(shù)圖,可以清晰展現(xiàn)門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間。

表6 動(dòng)態(tài)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表7 動(dòng)態(tài)門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

圖7 勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

圖8 資本市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

圖9 市場(chǎng)一體化門(mén)檻估計(jì)值及其置信區(qū)間

2.門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果與分析

對(duì)動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行估計(jì)分析(表8)。由表7和表8可知,模型5顯示勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值0.009 8時(shí)的回歸系數(shù)為2.091,在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),而在大于門(mén)檻值0.009 8時(shí)的回歸系數(shù)為-0.002,對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響具有不顯著的抑制作用。模型6顯示資本市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值1.645時(shí)的回歸系數(shù)-0.019,在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),而在大于門(mén)檻值1.645時(shí)的回歸系數(shù)為-0.011,在5%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型7顯示市場(chǎng)一體化總指數(shù)小于門(mén)檻值4.663 7時(shí)的回歸系數(shù)為-0.004,在5%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),而在越過(guò)門(mén)檻值4.663 7后的回歸系數(shù)為0,且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。由模型8可知,商品市場(chǎng)一體化的回歸系數(shù)為0.012,且通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn),表明商品市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力具有促進(jìn)作用,與靜態(tài)分析一致。

表8 動(dòng)態(tài)模型估計(jì)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確認(rèn)模型估計(jì)的有效性,首先將靜態(tài)模型與動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行對(duì)比可知回歸結(jié)果基本一致。其次將因變量區(qū)域創(chuàng)新能力用每萬(wàn)人發(fā)明專利授權(quán)數(shù)指標(biāo)替換,然后用門(mén)檻模型再進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn),并將結(jié)果進(jìn)行比較,結(jié)果顯示,其系數(shù)及影響作用與以區(qū)域創(chuàng)新能力為因變量的分析結(jié)果基本一致,故我們認(rèn)為門(mén)檻回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(四)樣本分省估計(jì)結(jié)果分析

由于不同省份間發(fā)展存在差距,不同省份的市場(chǎng)一體化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力影響的門(mén)檻效應(yīng)可能存在異質(zhì)性,同時(shí)上述的靜態(tài)分析與動(dòng)態(tài)分析表明,上一期區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)本期的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力產(chǎn)生一定影響。因此,這里筆者采用動(dòng)態(tài)門(mén)檻模型分別對(duì)各省內(nèi)城市群的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),由于上海市只有一個(gè)直轄市數(shù)據(jù),故只能進(jìn)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)門(mén)檻值檢驗(yàn),但由于樣本量較少不能完成此檢驗(yàn),其余三省檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示,其中對(duì)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的動(dòng)態(tài)門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果如表10所示。

表9 分省的動(dòng)態(tài)門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

表10 分省的動(dòng)態(tài)門(mén)檻估計(jì)結(jié)果

由表9和表10可知,首先,江蘇9城市的商品市場(chǎng)一體化及市場(chǎng)一體化總體存在單門(mén)檻效應(yīng),其中當(dāng)商品市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值時(shí)的回歸系數(shù)為-0.024,在10%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),在跨越門(mén)檻值時(shí)回歸系數(shù)為-0.010,未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn);當(dāng)市場(chǎng)一體化總指數(shù)小于門(mén)檻值時(shí)的回歸系數(shù)為-0.011,在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),在跨越門(mén)檻值后回歸系數(shù)為-0.002,在10%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其次,浙江9城市的勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化存在單門(mén)檻效應(yīng),當(dāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值時(shí)的回歸系數(shù)為2.329,在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),在跨越門(mén)檻值后的回歸系數(shù)為0.000,未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。最后,安徽8城市的資本市場(chǎng)一體化存在單門(mén)檻效應(yīng),當(dāng)資本市場(chǎng)一體化指數(shù)小于門(mén)檻值時(shí)的回歸系數(shù)為-0.033,在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),在跨越門(mén)檻值后的回歸系數(shù)為-0.000,未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

五、主要結(jié)論與政策啟示

(一)主要結(jié)論

第一,從長(zhǎng)三角城市群整體看,在靜態(tài)與動(dòng)態(tài)分析中,商品市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力都具有促進(jìn)作用,但不存在門(mén)檻效應(yīng);勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化與資本市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響都存在單門(mén)檻效應(yīng),但兩者存在差異,其中勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化的影響都呈現(xiàn)倒“U”型,而資本市場(chǎng)一體化的影響都起到抑制作用。市場(chǎng)一體化總體對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響,靜態(tài)分析結(jié)果表明存在雙門(mén)檻效應(yīng),且市場(chǎng)一體化總指數(shù)小于第一門(mén)檻值和大于第二門(mén)檻值都不顯著,只有在第一門(mén)檻值與第二門(mén)檻值間時(shí),才呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用;而動(dòng)態(tài)分析結(jié)果顯示只存在單門(mén)檻效應(yīng),且呈現(xiàn)抑制作用。由此表明:在分析市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響時(shí),上一期區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)本期的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力影響具有一定的差異性。

第二,從省內(nèi)城市群動(dòng)態(tài)分析看,江蘇9城市的市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型商品市場(chǎng)一體化都存在單門(mén)檻效應(yīng),且對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力都起到抑制作用;浙江9城市的勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化存在單門(mén)檻效應(yīng),且勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)小于第一門(mén)檻值時(shí)起到促進(jìn)作用,而大于第一門(mén)檻值時(shí)促進(jìn)作用不顯著;安徽8城市的資本市場(chǎng)一體化存在單門(mén)檻效應(yīng),且抑制了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力提升。

(二)政策啟示

上述研究表明,市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用較少,而多數(shù)情況下要么影響不顯著,要么呈現(xiàn)負(fù)向抑制作用。這可能與長(zhǎng)三角城市群市場(chǎng)一體化及其細(xì)分類型總體上還處于較低水平有關(guān),其對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用還難以顯現(xiàn)。為此,提出如下建議。

第一,加強(qiáng)長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化頂層設(shè)計(jì),推動(dòng)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力提升。通過(guò)加強(qiáng)長(zhǎng)三角區(qū)域市場(chǎng)一體化頂層設(shè)計(jì),最大限度地發(fā)揮市場(chǎng)引導(dǎo)作用,有力推動(dòng)長(zhǎng)三角地區(qū)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng),切實(shí)發(fā)揮三省一市各自的產(chǎn)業(yè)技術(shù)優(yōu)勢(shì),形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、協(xié)同創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作格局,從而有效推動(dòng)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力。

第二,切實(shí)提升長(zhǎng)三角城市群商品市場(chǎng)一體化程度。長(zhǎng)三角城市群要深入推進(jìn)商品市場(chǎng)一體化建設(shè),尤其在涉及高新技術(shù)商品方面,要推動(dòng)建立統(tǒng)一的市場(chǎng)準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)及監(jiān)管體系;推進(jìn)財(cái)稅體制改革,消除行政壁壘;整合長(zhǎng)三角城市群商品市場(chǎng),構(gòu)建線上線下融合新模式。

第三,有力促進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化進(jìn)程。靈活制定人才政策,引導(dǎo)人才資源合理配置;以長(zhǎng)三角城市群各城市產(chǎn)業(yè)需求為導(dǎo)向,根據(jù)城市用人需求有針對(duì)性地發(fā)布人才引進(jìn)政策;定期舉辦長(zhǎng)三角城市群人才交流會(huì),促進(jìn)城市產(chǎn)業(yè)和人才優(yōu)勢(shì)互補(bǔ),實(shí)現(xiàn)共贏發(fā)展。

第四,有效提升資本市場(chǎng)一體化水平。以科創(chuàng)板助推創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展,加強(qiáng)相關(guān)配套制度建設(shè), 降低資本準(zhǔn)入門(mén)檻;定期舉辦招商引資會(huì),引導(dǎo)資本支持科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展;定期舉辦技術(shù)創(chuàng)新交流活動(dòng),激發(fā)長(zhǎng)三角城市群資本市場(chǎng)與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)。