郭將　肖慧

摘?要：對勞動力要素市場扭曲和資本要素市場扭曲進行理論分析與假設(shè)，在運用隨機前沿法測算區(qū)域創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，引入空間計量模型，研究發(fā)現(xiàn)考察期間我國勞動力和資本要素市場扭曲對區(qū)域創(chuàng)新效率整體呈抑制作用，但要素市場的抑制作用呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性，勞動力市場扭曲對西部的抑制作用更強，而資本市場扭曲則對東部地區(qū)創(chuàng)新效率的負面影響更顯著。

關(guān)?鍵?詞：要素市場扭曲;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：?F0615

文獻標志碼：?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，我國依靠資源的大量投入，總量上經(jīng)濟已躍居世界第二，但質(zhì)量上我國還處在全球價值鏈的中低端，缺乏核心競爭優(yōu)勢。而當前，我國經(jīng)濟更是面臨著內(nèi)憂外患的局面。國內(nèi)消費和投資均面臨著下行壓力，國際上美國為維持自身技術(shù)優(yōu)勢，有意遏制中國產(chǎn)業(yè)升級和出口。中國經(jīng)濟要想維持增長并擺脫受制于人的困境勢必要充分利用并調(diào)動好各個生產(chǎn)要素，提高自主創(chuàng)新能力。

回顧我國的經(jīng)濟發(fā)展歷程，在早期依靠有形要素的成本優(yōu)勢，經(jīng)濟增速得以加快。但這種粗放式的經(jīng)濟增長方式所導(dǎo)致的資源消耗和污染等諸多弊端正逐漸放大，其中很重要的一點就是創(chuàng)新低效，如何改善資源配置以促進創(chuàng)新效率的提高已成為一個亟待解決的問題。傳統(tǒng)經(jīng)濟學一般認為，在完全競爭市場條件下，企業(yè)會按照要素價格等于邊際產(chǎn)出的原則安排生產(chǎn)，達到帕累托最優(yōu)狀態(tài)，但現(xiàn)實是我國各級政府普遍擁有要素的分配權(quán)、定價權(quán)和管制權(quán)，導(dǎo)致要素自由流動受阻和要素價格被低估等問題，形成要素市場扭曲[1]。

從目前的研究進展看，對于創(chuàng)新效率的研究頗多，但多聚焦在對其的測度和評價上[2-3]。而對于影響因素的研究，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方面，將市場化進程中容易忽視但由來已久的要素市場扭曲現(xiàn)象與創(chuàng)新效率相結(jié)合的文獻相對較少，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]，對要素市場扭曲造成的地區(qū)差異缺乏研究。基于此，本文主要著眼于在中國市場化進程的大背景下，要素市場扭曲對地區(qū)創(chuàng)新效率產(chǎn)生了何種影響這個問題。

1?理論分析與研究假設(shè)

在完全競爭條件下，要素價格由要素市場的供求關(guān)系決定，并能準確反映要素的稀缺程度及動態(tài)變化。然而當要素市場處于扭曲狀態(tài)時，會導(dǎo)致要素價格失真，使企業(yè)不能根據(jù)比較優(yōu)勢選擇適合自身發(fā)展的產(chǎn)業(yè)和技術(shù)，對要素的配置無法達到帕累托最優(yōu)狀態(tài)，從而抑制了創(chuàng)新效率。本文將主要從勞動力市場和資本市場2個角度來探討。

1.1?勞動力市場扭曲與創(chuàng)新效率

從勞動力市場扭曲的角度看，其對區(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。

勞動力市場扭曲通過“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。雖然隨著我國戶籍制度的放開，勞動力有了大規(guī)模流動[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，勞動力市場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]。

勞動力市場扭曲通過“低端鎖定效應(yīng)”影響區(qū)域創(chuàng)新效率。地方政府為保護本地利益，普遍漠視普通勞動者的權(quán)益被侵占現(xiàn)象，默許壓低勞動者的工資，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者的收入水平，造成地區(qū)勞動者需求層次的偏低，使企業(yè)的創(chuàng)新支出不能得到彌補，反過來削弱企業(yè)進行創(chuàng)新活動的動力。

勞動力市場扭曲通過“人才擠出效應(yīng)”影響地區(qū)的人力資本水平。勞動力價值的“剪刀差”雖在短期能獲得一定的競爭優(yōu)勢，但對低收入勞動者而言，收入水平過低會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]。而對于高收入勞動者群體來說，容易使其喪失進行生產(chǎn)活動的積極性導(dǎo)致產(chǎn)出低下，甚至導(dǎo)致人才從本地區(qū)流出。

1.2?資本市場扭曲與創(chuàng)新效率

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

資本市場扭曲通過資源錯配效應(yīng)降低了創(chuàng)新資源的配置水平，進而抑制創(chuàng)新效率。資本市場扭曲主要從2個方面影響資本的配置水平：一是在政府?“晉升錦標賽”激勵的約束下，傾向于能快速實現(xiàn)經(jīng)濟效益的一般生產(chǎn)性項目，通過強制干預(yù)金融機構(gòu)的信貸決策形成金融抑制;二是資本市場扭曲釋放出的虛假信息等信號，讓金融資源財政補貼和稅收減免等無法按市場規(guī)律流入邊際生產(chǎn)率更高的領(lǐng)域。

資本市場扭曲誘發(fā)“非生產(chǎn)性尋租”[9]活動，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，政府部門對資本要素擁有配置權(quán)和定價權(quán)，由此帶來了尋租空間。為了獲得融資自由，企業(yè)擁有強烈動機去進行非生產(chǎn)性尋租，在這過程中，消耗了大量的人力和財力等資源，擠占創(chuàng)新資源。

資本市場扭曲通過需求抑制效應(yīng)影響企業(yè)的創(chuàng)新效率，在面臨資本市場扭曲的情況下，國有企業(yè)獲取資金的成本較低，容易盲目追求規(guī)模擴張而忽略創(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)，由于高風險性及缺少抵押資產(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?要素市場扭曲與區(qū)域創(chuàng)新效率關(guān)系的進一步思考

由于我國不同經(jīng)濟板塊的開放時間不同，政府對要素市場的干預(yù)力度也存在差異，可能造成要素市場扭曲程度也存在著區(qū)域上的顯著差異[11]。對于要素市場扭曲程度較高的地區(qū)，要素市場分割及要素價格扭曲水平更為嚴重，一方面讓區(qū)域內(nèi)部要素錯配對創(chuàng)新生產(chǎn)的抑制作用效果更為顯著;另一方面也會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)性活動及一般性的生產(chǎn)項目。與之相反，在要素市場扭曲程度較低的區(qū)域，單位要素所能維持的邊際產(chǎn)出依然較高[12]，企業(yè)進行尋租活動的空間相對較小，對創(chuàng)新要素投入的浪費也比較有限，而此時地方政府通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級淘汰落后企業(yè)的意愿會更強烈。另外，隨著扭曲程度的降低，市場競爭將更激烈，企業(yè)希望通過加大創(chuàng)新力度來獲得競爭優(yōu)勢的意愿較強，此時地區(qū)的創(chuàng)新效率可能會得到改善。

綜上，本文提出如下假設(shè)：

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

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

2?模型設(shè)定與指標選擇

2.1?模型設(shè)定

2.1.1?隨機前沿模型

目前，學者們對于創(chuàng)新效率的測算主要有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析[13]和隨機前沿法。其中，隨機前沿模型結(jié)合了生產(chǎn)函數(shù)與隨機因素，使測算結(jié)果更加接近實際情況。對隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的選擇，本文構(gòu)建了超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，因為其放寬了技術(shù)中性與產(chǎn)出彈性固定等嚴格假定，形式更為靈活，還能夠避免函數(shù)形式設(shè)定錯誤而造成估計偏差。具體模型可表達為

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;βK，βL，βT，βKK，βLL，βTT，βKL，βTK，βTL分別表示勞動力，資本，時間和各二次項的回歸系數(shù);vit和uit相互獨立，vit表示服從獨立同分布的隨機擾動項，uit表示技術(shù)非效率項。因為模型設(shè)定是否恰當極大地影響結(jié)論科學性，所以對模型做如下檢驗，即隨機前沿模型的適用性檢驗、生產(chǎn)函數(shù)形式檢驗、技術(shù)進步檢驗、技術(shù)非中性檢驗以及技術(shù)效率的時變性檢驗。

2.1.2?ESDA空間自相關(guān)檢驗

考慮到目前創(chuàng)新活動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扭曲的關(guān)系，本文將引入空間計量分析法進行分析。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)來測度其空間關(guān)聯(lián)程度，其計算式為

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，說明存在正空間自相關(guān)性;若為負，說明存在負空間自相關(guān)性;若等于0，表示目標區(qū)域在空間上呈隨機分布。

2.1.3?空間面板模型

常用的空間計量經(jīng)濟模型，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)被解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響，其基本表達式為

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是隨機誤差項。

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

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是隨機誤差項。

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30個省級面板數(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)主要來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》及EPS數(shù)據(jù)平臺。

2.2.2?變量選擇

1）創(chuàng)新效率。將其表示為實際產(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)新資本和勞動力的實際投入。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)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，同時參考白俊紅等[14]的研究，根據(jù)創(chuàng)新程度對發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計專利分別賦予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。其中，R&D人員用R&D人員全時當量來衡量，因為創(chuàng)新活動的連續(xù)性，對R&D經(jīng)費內(nèi)部支出做存量化處理。

2）要素市場扭曲?，F(xiàn)有文獻對要素市場扭曲的測度方法主要有生產(chǎn)函數(shù)法、DEA法和市場化指數(shù)法等，生產(chǎn)函數(shù)法較其他方法而言，經(jīng)濟含義明確，且其可行性經(jīng)過經(jīng)典理論和實證充分驗證，并可直接測算資本和勞動逐期的邊際產(chǎn)出。因此，本文選擇CD生產(chǎn)函數(shù)來測度要素扭曲，模型構(gòu)建如下：

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

其中：Yit，Kit，Lit分別為實際產(chǎn)出，資本和勞動力要素投入，Ait為技術(shù)水平。根據(jù)估計出來的生產(chǎn)函數(shù)，可計算出每期各要素的邊際產(chǎn)出，最終得到要素邊際產(chǎn)出與其實際價格的比值。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)占比來衡量。為了消除價格因素的干擾，將地區(qū)平減為以1998年為基期的價格。對資本存量的測算借鑒單豪杰[15]的方法，采用永續(xù)盤存法按1998年的不變價格計算，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方面進行考察：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)對外開放水平（open）。分別用各省份財政科技支出占總支出比重、國有全社會固定資產(chǎn)投資占比、技術(shù)市場成交額和fdi占地區(qū)GDP比重來衡量。為了消除價格因素影響，將技術(shù)市場成交額用居民消費價格指數(shù)平減為1998年不變價。對于fdi占地區(qū)gdp比重的變量處理，將fdi用當年人民幣對美元的實際匯率換算成人民幣，再除以地區(qū)當年gdp。

3?實證結(jié)果分析

3.1?SFA檢驗及結(jié)果分析

如前文所述，對SFA模型設(shè)定的合理性進行檢驗，主要包括：隨機前沿模型的適用性檢驗，模型原假設(shè)H0?為：γ=0。如果接受原假設(shè)，則模型不存在無效率項，反之拒絕原假設(shè)，無效率項存在，隨機前沿模型具有適用性;生產(chǎn)函數(shù)形式檢驗，若模型中所有的二次項系數(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)進步檢驗，檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诩夹g(shù)變化;技術(shù)非中性檢驗，檢驗技術(shù)變化是否存在?？怂怪行裕僭O(shè)設(shè)定時間變量與投入變量的交互項系數(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)效率的時變性檢驗，如果接受原假設(shè)η=0，表明技術(shù)效率不受時間變化的影響，反之亦反。上述檢驗結(jié)果，如表1所示。

由檢驗結(jié)果可得，上述5個假設(shè)均不成立。同時，γ=0.848，在1%的置信水平上顯著，由此可以推斷技術(shù)非效率項對區(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)選擇超越對數(shù)隨機前沿模型進行估計，無法簡化為CD函數(shù)形式。在此也給出了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中各參數(shù)的估計結(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)新效率的時空變化特征

利用Frontier41xp1軟件可實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新效率的測度，1998—2016年中國及3大地區(qū)創(chuàng)新效率的變動情況，如表3所示。1998—2016年我國創(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，增長態(tài)勢較為強勁。東部地區(qū)創(chuàng)新效率一直高于全國平均水平，從1998年的0391增至2016年的0.571，增速達46.04%。中部和西部亦有較大提升，其中西部地區(qū)由于起點較低，增幅高達107.19%。但是從絕對值來看，中國整體的區(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1998與2016年各省創(chuàng)新效率進一步對數(shù)據(jù)進行可視化處理，用自然斷裂法將數(shù)值由低到高分為4類，分別為：冷點區(qū)、次冷區(qū)、次熱區(qū)、熱點區(qū)。通過對比可以發(fā)現(xiàn)：1998年創(chuàng)新效率熱點區(qū)主要分布在東部沿海省份，主要為廣東、浙江、福建，2016年擴大到江西、安徽、江蘇等地區(qū)，北京則成為一個獨立的熱點區(qū)，總體來看，熱點范圍顯著擴大;從冷點區(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

運用Geoda軟件測度區(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，這說明我國區(qū)域創(chuàng)新效率存在著顯著的正空間自相關(guān)性。即對于創(chuàng)新效率相對較高的省份，往往存在著一個或多個高值省區(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，說明我國省域創(chuàng)新效率關(guān)聯(lián)效應(yīng)不僅強且較為穩(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，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)典估計方法得到的結(jié)果將有偏，應(yīng)該運用空間計量經(jīng)濟模型進行估計。對模型進行Hausman檢驗后，P值為0.000?0，故采用固定效應(yīng)進行回歸估計。不同個體效應(yīng)下的SLM和SEM的估計結(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)度和似然對數(shù)等統(tǒng)計量較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結(jié)果進行解釋與分析。SLM模型的解釋空間滯后項系數(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周圍省份。

從總體樣本核心解釋變量的回歸系數(shù)來看，資本要素市場扭曲和勞動力市場扭曲的回歸系數(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，說明要素市場扭曲整體上抑制了區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，這就驗證了假設(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，說明財政科技支出對創(chuàng)新效率有正向作用，現(xiàn)實情況下，政府對創(chuàng)新生產(chǎn)活動的干預(yù)程度越大，即政策或財政性支持越多，企業(yè)就有更多的資源去加大對創(chuàng)新的投入，提高創(chuàng)新生產(chǎn)水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，國有固定資產(chǎn)投資占全國比重的系數(shù)顯著為負，說明市場化進程的推進有利于區(qū)域創(chuàng)新效率的提高。一般而言，國有企業(yè)擁有的政府支持較多，進行創(chuàng)新活動的積極性不高，與之相反，為在市場中獲得超額利潤，非國有企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)的熱情高漲。因此，隨著市場化水平的提高，非國有企業(yè)所占比重越大，對于地區(qū)創(chuàng)新效率的提升往往有正向作用。技術(shù)市場成交額與區(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，因為對外開放水平越高，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)的競爭意識，對創(chuàng)新生產(chǎn)活動形成激勵，從而提高創(chuàng)新效率。

3.3.2?區(qū)域異質(zhì)性分析

為了進一步檢驗要素市場扭曲對不同地區(qū)的影響關(guān)系及驗證結(jié)論穩(wěn)健性，本文進行了東中西部回歸分析，結(jié)果顯示，要素市場扭曲對不同地區(qū)存在異質(zhì)性影響：從勞動力市場扭曲的回歸系數(shù)看，勞動力市場扭曲明顯抑制了西部地區(qū)的創(chuàng)新效率的提升，對東中部地區(qū)則不太顯著，可能是因為西部地區(qū)教育落后，人力資本相對低質(zhì)有關(guān)。與之相反，資本市場扭曲對東部地區(qū)的負向作用更加顯著，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)為負但絕對值小，這是因為東部地區(qū)經(jīng)濟相對發(fā)達，區(qū)域內(nèi)部的企業(yè)往往已經(jīng)擁有一定的自生能力，這時政府干預(yù)資本市場會造成更大的資源配置低效，這就驗證了假設(shè)2?？刂谱兞恐?，政府的財政支持的回歸系數(shù)在中部地區(qū)顯著為負，在西部地區(qū)為負但不顯著，這可能是因為中西部地區(qū)的市場競爭相對較弱，政府補貼可能在一定程度上造成了域內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新惰性;國企占比對東中部的抑制作用更強，這也與企業(yè)的自生能力有關(guān)。

4?結(jié)論與建議

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

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

2）東部發(fā)達地區(qū)應(yīng)繼續(xù)提高自主創(chuàng)新水平，逐漸擺脫對外技術(shù)的依賴，成為我國的創(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)模仿來實現(xiàn)科技創(chuàng)新。

3）西部地區(qū)資本相對稀缺，應(yīng)加大對其的科研資金投入，但在這過程中需要嚴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;而東中部地區(qū)資本相對充足，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，需重點關(guān)注知識產(chǎn)權(quán)和專利的保護，同時吸引更多的外國優(yōu)秀企業(yè)，激發(fā)本土企業(yè)的創(chuàng)新活力和競爭意識;西部地區(qū)在創(chuàng)新成果的市場轉(zhuǎn)化和成本彌補上還需加強，目前還可以學習優(yōu)秀創(chuàng)新型企業(yè)先進的管理模式和技術(shù)模仿，為新時期創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略打下良好的基石。

參考文獻：

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

[2]?王寧，史晉川.中國要素價格扭曲程度的測度[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2015（9）：149.

[3]?仲任.中國制造業(yè)要素價格扭曲研究：來自A股制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].科技與管理，2017（3）：41.

[4]?戴魁早，劉友金.要素市場扭曲與創(chuàng)新效率：對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗分析[J].經(jīng)濟研究，2016（7）：72.

[5]?余東華，孫婷，張鑫宇.要素價格扭曲如何影響制造業(yè)國際競爭力[J]，中國工業(yè)經(jīng)濟，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.要素市場扭曲與中國創(chuàng)新生產(chǎn)的效率損失[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2016（11）：39.

[8]?李平，季永寶，桑金琰.要素市場扭曲對我國技術(shù)進步的影響特征研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2014（5）：63.

[9]?張曉晶，李成，李育.扭曲、趕超與可持續(xù)增長：對政府與市場關(guān)系的重新審視[J].經(jīng)濟研究，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].科學學研究，2018（3）：558

[11]?林伯強，杜克銳.要素市場扭曲對能源效率的影響[J].經(jīng)濟研究，2013（9）：125.

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

[13]?劉丙泉，田晨，馬占新.財政分權(quán)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新效率的影響研究[J].軟科學，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)新績效[J].經(jīng)濟研究，2015（7）：174.

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

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