康淑娟 ， 安立仁

(1.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127；2.河南科技大學(xué) 管理學(xué)院，河南 洛陽 471003)

0 引言

中國是一個(gè)后發(fā)國家，政府干預(yù)被認(rèn)為是“中國解決方案”的重要組成部分。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)已成為中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要戰(zhàn)略，推動(dòng)創(chuàng)新也一直是中國政府自改革開放以來孜孜以求的目標(biāo)。在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略背景下，以政府和企業(yè)為主導(dǎo)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略使中國國家創(chuàng)新指數(shù)排名從2011年第21位提升至2018年第17位，距離美國領(lǐng)銜創(chuàng)新國家第一集團(tuán)雖還有兩位之差，但已處于第二集團(tuán)領(lǐng)先位置[1]。事實(shí)表明，政府在創(chuàng)新績效方面的作用十分顯著，然而依然有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)對(duì)創(chuàng)新績效的影響并不理想，并以交易成本理論為核心，將“政府失靈”歸因于其對(duì)企業(yè)投入的擠出效應(yīng)。理論研究與現(xiàn)實(shí)錯(cuò)位引發(fā)筆者思考現(xiàn)有研究忽略的問題。本文歸納相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)“擠出效應(yīng)”的測量往往將區(qū)域創(chuàng)新視為一個(gè)整體，這種“黑箱式”測量忽視了創(chuàng)新復(fù)雜性、系統(tǒng)性、不確定性等特征，難以正確考察政府干預(yù)尤其是推力型干預(yù)是否一定會(huì)出現(xiàn)擠出效應(yīng)，從而導(dǎo)致創(chuàng)新績效不理想。

創(chuàng)新績效的關(guān)鍵在于擁有知識(shí)資源。知識(shí)基礎(chǔ)觀認(rèn)為，創(chuàng)新主體擁有的知識(shí)基礎(chǔ)是實(shí)施創(chuàng)新的關(guān)鍵資源和必要條件[2]。創(chuàng)新主體對(duì)信息、經(jīng)驗(yàn)、數(shù)據(jù)等特殊形式知識(shí)資源的恰當(dāng)利用可轉(zhuǎn)化成獨(dú)特經(jīng)營優(yōu)勢[3]。但從知識(shí)權(quán)變視角看，知識(shí)匱乏與知識(shí)冗余均會(huì)影響創(chuàng)新績效。因此，在創(chuàng)新活動(dòng)過程中，需結(jié)合自身知識(shí)基礎(chǔ)和特征開展(如知識(shí)廣度和知識(shí)深度等)?？紤]到不同屬性基礎(chǔ)資源間存在相互影響，創(chuàng)新績效可能是政府干預(yù)與知識(shí)資源相互作用的結(jié)果，如知識(shí)資源貧乏可能導(dǎo)致其它創(chuàng)新資源無法正常發(fā)揮作用，進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新績效[4]。政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的作用還受到知識(shí)資源儲(chǔ)備的影響。目前，在區(qū)域創(chuàng)新研究領(lǐng)域，鮮有關(guān)于不同基礎(chǔ)資源間門限效應(yīng)的研究，更少有文獻(xiàn)關(guān)注政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響是否通過知識(shí)資源的內(nèi)在調(diào)節(jié)而呈現(xiàn)出一定的差異。

基于以上分析，本文結(jié)合創(chuàng)新多階段過程特性，改變創(chuàng)新績效“黑箱式”測量方式，從階段性差異和區(qū)域性差異重新考察政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效是否一定存在阻礙作用，從價(jià)值鏈視角解構(gòu)區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)，將其分解為技術(shù)開發(fā)、技術(shù)吸收和成果轉(zhuǎn)化3個(gè)階段，這對(duì)于理解政府在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略過程中應(yīng)該扮演哪些角色至關(guān)重要。同時(shí)，本文以知識(shí)資源為切入點(diǎn)，研究政府干預(yù)與創(chuàng)新績效間的關(guān)系，構(gòu)建政府干預(yù)與區(qū)域創(chuàng)新績效知識(shí)資源門限模型，利用省際面板數(shù)據(jù)對(duì)政府干預(yù)與知識(shí)資源兩種不同屬性的基礎(chǔ)資源之間的相互影響(門限)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，明晰知識(shí)資源在政府干預(yù)影響區(qū)域創(chuàng)新績效中的作用機(jī)理。厘清政府干預(yù)、知識(shí)資源與創(chuàng)新價(jià)值鏈績效三者間關(guān)系可以準(zhǔn)確把握政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的作用，為提高區(qū)域創(chuàng)新質(zhì)量提供更有針對(duì)性的政策建議；另外，正確發(fā)揮政府與市場在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中的作用，可豐富以資源基礎(chǔ)理論為主體的創(chuàng)新理論，彌補(bǔ)理論研究與現(xiàn)實(shí)發(fā)展缺口。

1 文獻(xiàn)回顧

受創(chuàng)新復(fù)雜性、系統(tǒng)性、不確定性等特征的影響，學(xué)術(shù)界對(duì)創(chuàng)新績效的研究從未減弱過。以CSSCI檢索為例，僅篇名限定為“創(chuàng)新績效”的文獻(xiàn)達(dá) 1 611 條，并呈現(xiàn)年均57.62%的增速，區(qū)域創(chuàng)新績效主題研究呈現(xiàn)出兩級(jí)多樣化特征。

(1)創(chuàng)新績效影響因素——資源多樣化研究，主要關(guān)注異質(zhì)性創(chuàng)新資源對(duì)創(chuàng)新績效的交互影響。影響創(chuàng)新績效的因素可歸為兩類，即“資源稟賦論”與“制度環(huán)境論”。其中，“資源稟賦論”關(guān)注區(qū)域資源存量對(duì)創(chuàng)新的作用，如人力資源、知識(shí)資源、投入資源、自然資源等(張治河等，2015)。吳曉云等(2013)發(fā)現(xiàn)，知識(shí)型人力資本對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響，但信息和通信技術(shù)在其中起調(diào)節(jié)作用；張攀等[5]專門對(duì)自然資源而非科技資源對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，“資源詛咒”現(xiàn)象同樣存在于創(chuàng)新領(lǐng)域,即豐富的自然資源對(duì)區(qū)域創(chuàng)新具有阻礙作用；靳巧花等[4]研究知識(shí)資源對(duì)創(chuàng)新績效的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，知識(shí)資源對(duì)創(chuàng)新績效的影響以非單一線性方式出現(xiàn)?！爸贫拳h(huán)境論”關(guān)注區(qū)域外部制度環(huán)境對(duì)創(chuàng)新的作用，其核心是政府和市場雙元機(jī)制。創(chuàng)新主體內(nèi)嵌于一定的管制環(huán)境、規(guī)范環(huán)境、認(rèn)知環(huán)境等制度環(huán)境下，其差異化可能對(duì)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響(趙麗娟等，2019)；Alireza &Chiara[6]利用新興國家和發(fā)展中國家在地理、文化距離和體制等方面的面板數(shù)據(jù)，間接發(fā)現(xiàn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)創(chuàng)新具有正向作用；任洪源等[7]發(fā)現(xiàn)，跨境企業(yè)在投資目的地國家的創(chuàng)新能力隨制度距離增大被削弱，同時(shí)制度距離也會(huì)提升知識(shí)資源門限，即跨境企業(yè)要用更多知識(shí)資源適應(yīng)制度差異化。雖然學(xué)者們認(rèn)為不同創(chuàng)新資源會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生差異化影響，但以資源基礎(chǔ)論的研究多圍繞企業(yè)層面異質(zhì)性條件展開[8-9]。

(2)政府干預(yù)與區(qū)域創(chuàng)新績效關(guān)系研究。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府干預(yù)有利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。趙麗娟等(2019)發(fā)現(xiàn)，提升政府科技投入能夠提升各省農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新效率，原始創(chuàng)新能力或國家創(chuàng)新能力具有持續(xù)提升作用；張治河等(2014)提出，無論是何種途徑的科研投入來源渠道(企業(yè)、政府、金融機(jī)構(gòu)貸款)均對(duì)創(chuàng)新能力具有顯著正向影響，但政府科研經(jīng)費(fèi)投入與金融機(jī)構(gòu)貸款不存在規(guī)模效應(yīng)；Lee[10]利用韓國行業(yè)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)越發(fā)達(dá)或在經(jīng)濟(jì)下滑時(shí)期，研發(fā)投入對(duì)區(qū)域生產(chǎn)率增長作用越大。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府干預(yù)不利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。于驚濤等[11]通過對(duì)24個(gè)領(lǐng)先國家的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)型國家、技術(shù)發(fā)明型國家和綜合型國家創(chuàng)新效率雖然具有顯著異質(zhì)性，但政府投入對(duì)各國創(chuàng)新效率均不具有正向影響；肖文[12]利用隨機(jī)前沿分析法對(duì)36個(gè)工業(yè)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率進(jìn)行測量發(fā)現(xiàn)，無論政府間接干預(yù)還是直接干預(yù)均不利于技術(shù)創(chuàng)新效率提升。也有研究認(rèn)為，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效存在非線性關(guān)系。卓乘風(fēng)等(2017)發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)在創(chuàng)新要素區(qū)際流動(dòng)與地區(qū)創(chuàng)新績效關(guān)系間起非線性調(diào)節(jié)作用，政府研發(fā)支持能有效促進(jìn)R&D人員流動(dòng)并發(fā)揮其創(chuàng)新效應(yīng)，但對(duì)R&D資本的促進(jìn)作用不顯著；當(dāng)政府研發(fā)支持高于門檻值時(shí)，其調(diào)節(jié)作用減弱甚至變得不再顯著。

綜上所述，關(guān)于政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效影響的研究近年來逐漸得到重視，但對(duì)于政府干預(yù)能否促進(jìn)創(chuàng)新仍存在爭議，且對(duì)政府干預(yù)與區(qū)域創(chuàng)新績效關(guān)系內(nèi)部傳遞機(jī)制的探討較少，現(xiàn)有創(chuàng)新績效研究雖然已突破傳統(tǒng)線性模型，但缺乏不同基礎(chǔ)資源間門限關(guān)系內(nèi)生性和相互影響機(jī)制的研究。政府干預(yù)和知識(shí)資源對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響同等重要，但對(duì)政府干預(yù)與知識(shí)資源間關(guān)系的關(guān)注尚未引起學(xué)者足夠重視。再者，從研究角度看，創(chuàng)新過程具有系統(tǒng)性、動(dòng)態(tài)性、結(jié)構(gòu)性特征[13-14]，創(chuàng)新績效評(píng)價(jià)應(yīng)考慮創(chuàng)新階段性差異而不應(yīng)一以概之，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效影響截然相反的結(jié)論可能與創(chuàng)新績效測量方式有關(guān)。自Turkenburg[15]首次提出創(chuàng)新價(jià)值鏈概念以來，已有越來越多的學(xué)者從價(jià)值鏈視角解構(gòu)創(chuàng)新績效[16]?；诖耍狙芯坷妹姘鍞?shù)據(jù)門限回歸模型，從創(chuàng)新價(jià)值鏈角度解構(gòu)區(qū)域創(chuàng)新績效，對(duì)政府干預(yù)、知識(shí)資源與區(qū)域創(chuàng)新績效相互關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在“資源稟賦論”與“制度環(huán)境論”雙層視角下，分析知識(shí)資源對(duì)政府干預(yù)的門限作用，以豐富和發(fā)展創(chuàng)新基礎(chǔ)理論內(nèi)涵，進(jìn)一步為政府實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、協(xié)調(diào)市場運(yùn)轉(zhuǎn)提供理論支撐。

2 模型設(shè)定與變量說明

2.1 基本模型

Griliches[17]認(rèn)為，創(chuàng)新也是一個(gè)生產(chǎn)過程，提出創(chuàng)新產(chǎn)出是R&D投入的函數(shù)，即：

Inno=λ(RD)α

(1)

式(1)中，λ表示全要素生產(chǎn)率，Inno、RD分別表示創(chuàng)新產(chǎn)出、R&D投入；α表示區(qū)域創(chuàng)新R&D投入的產(chǎn)出彈性。

Jaffe[18]認(rèn)為，R&D投入應(yīng)分解為R&D資金投入和R&D人員投入，因此改進(jìn)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)如下：

Inno=λ(KRD)α(LRD)β

(2)

式(2)中，KRD、LRD分別代表R&D資金投入、R&D人員投入；α、β分別表示創(chuàng)新R&D資金投入、人員投入產(chǎn)出彈性。這一知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)被稱為Griliches-Jaffe生產(chǎn)函數(shù)，其是研究創(chuàng)新績效及創(chuàng)新影響因素經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺褂米疃嗟墓ぞ遊19]。眾多學(xué)者如馮南平、魏芬芬等[20]、靳巧花[4]、侯建、陳恒等[21]在研究區(qū)域創(chuàng)新能力時(shí)均采用了Griliches-Jaffe 生產(chǎn)函數(shù)。基于Griliches-Jaffe 生產(chǎn)函數(shù)的通用性和數(shù)據(jù)可得性，本文構(gòu)建如下區(qū)域創(chuàng)新績效面板模型：

Innoit=λit(KRDit)α(LRDit)β

(3)

式(3)中，i表示省份，t表示年份，λit表示全要素生產(chǎn)率，Innoit、KRDit、LRDit分別表示區(qū)域創(chuàng)新績效、R&D資金投入、R&D人員投入；α、β分別表示R&D資金投入、R&D人員投入產(chǎn)出彈性。

根據(jù)文獻(xiàn)研究，特定區(qū)域制度環(huán)境如政府干預(yù)度(GSit)、對(duì)外開放度(Opeit)、技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境(TIEit)和資源稟賦中的人力資源(Humit)、自然資源(Resit)等是影響區(qū)域創(chuàng)新績效的重要因素[22-23]，所以本文將以上因素納入全要素生產(chǎn)率λit，可得：

λit=GSitγ1Opeitγ2TIEitγ3Humitδ1Resitδ2

(4)

將式(4)帶入模型(3)后取對(duì)數(shù)，構(gòu)建出如下面板模型：

lnInnoit=μi+αlnKRDit+βlnLRDit+γ1lnGSit+γ2lnOpeit+γ3lnTIEit+δ1lnHumit+δ2lnResit+εit

(5)

式(5)中，μi、εit分別表示個(gè)體效應(yīng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)，且服從均值為零的正態(tài)分布。

2.2 區(qū)域創(chuàng)新價(jià)值鏈門限模型

Hansen[24]提出的“門限回歸”(Threshold Regression)模型利用bootstrap產(chǎn)生“內(nèi)生分組”避免“外生分組”的武斷性，有效解決了外生分組帶來的主觀性問題，客觀揭示了“組別”間解釋變量與被解釋變量的對(duì)應(yīng)關(guān)系，被研究者廣為應(yīng)用。為探究知識(shí)資源是否影響政府干預(yù)與創(chuàng)新能力的關(guān)系，本文借鑒Bick[25]、靳巧花[4]等的研究，在模型(5)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下單門限模型和雙門限模型：

lnInnoit=μi+αlnKRDit+βlnLRDit+γ1lnGSit(KRit≤τ)+γ1'lnGSit(KRit>τ)+γ2lnMarit+γ3lnTIEit+δ1lnHumit+δ2lnResit+εit

(6)

lnInnoit=μi+αlnKRDit+βlnLRDit+γ1lnGSit(KRit≤τ1)+γ1'lnGSit(τ1

γ1''lnGSit(KRit>τ2)+γ2lnMarit+γ3lnTIEit+δ1lnHumit+δ2lnResit+εit

(7)

式(6)和式(7)中，KRit為門限變量，表示區(qū)域知識(shí)資源存量，τ為門限值，I(·)為指示性函數(shù)，εit～(0，σ2)。通過比較門限變量KRit與門限值τ的大小，將各省區(qū)知識(shí)資源存量樣本觀察值劃分為低、中、高知識(shí)資源區(qū)域，并利用此數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。限于篇幅，對(duì)三重門限模型不再贅述。

考慮到創(chuàng)新過程的階段性，本文延續(xù)前期研究成果[26]，并結(jié)合區(qū)域創(chuàng)新實(shí)踐，從價(jià)值鏈角度將區(qū)域創(chuàng)新分解為技術(shù)開發(fā)、技術(shù)吸收和成果轉(zhuǎn)化3個(gè)階段，其邏輯結(jié)構(gòu)見圖1。

圖1 區(qū)域創(chuàng)新價(jià)值鏈邏輯結(jié)構(gòu)

在區(qū)域創(chuàng)新價(jià)值鏈三階段中，技術(shù)開發(fā)階段實(shí)施主體主要為高校，此階段進(jìn)行基礎(chǔ)研究如知識(shí)原理演進(jìn)和理論模型推導(dǎo)，為技術(shù)吸收提供前提；技術(shù)吸收階段實(shí)施主體主要為研究機(jī)構(gòu)，此階段注重吸收應(yīng)用如技術(shù)檢測、成果試制等，是成果轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵；成果轉(zhuǎn)化階段實(shí)施主體主要為企業(yè)，此階段注重創(chuàng)新成果推廣擴(kuò)散如產(chǎn)品推廣宣傳，是知識(shí)、技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的關(guān)鍵。

創(chuàng)新價(jià)值鏈三階段及其實(shí)施主體間存在并行和遞進(jìn)關(guān)系，考慮到本文研究出發(fā)點(diǎn)為區(qū)域創(chuàng)新且受數(shù)據(jù)可得性限制，本文僅考慮三階段的并行關(guān)系，其雙門限模型分別為：

階段一：政府干預(yù)對(duì)技術(shù)開發(fā)階段區(qū)域創(chuàng)新績效的影響。

lnpapit=μi+α1lnKRDit+β1lnLRDit+γ11lnGSit(KRit≤τ11)+γ11'lnGSit(τ11τ12)+γ12lnOpeit+γ13lnTIEit+δ11lnHumit+δ12lnResit+εit

(8)

階段二：政府干預(yù)對(duì)技術(shù)吸收階段區(qū)域創(chuàng)新績效的影響。

lnpatit=μi+α2lnKRDit+β2lnLRDit+γ21lnGSit(KRit≤τ21)+γ21'lnGSit(τ21τ22)+γ22lnOpeit+γ23lnTIEit+δ21lnHumit+δ22lnResit+εit

(9)

階段三：政府干預(yù)對(duì)成果轉(zhuǎn)化階段區(qū)域創(chuàng)新績效的影響。

lnSRNit=μi+α3lnKRDit+β3lnLRDit+γ31lnGSit(KRit≤τ31)+γ31'lnGSit(τ31τ32)+γ32lnOpeit+γ33lnTIEit+δ31lnHumit+δ32lnResit+εit

(10)

在模型(8)、模型(9)、模型(10)中，papit、patit、SRNit分別代表創(chuàng)新價(jià)值鏈上技術(shù)開發(fā)階段、技術(shù)吸收階段、成果轉(zhuǎn)化階段的區(qū)域創(chuàng)新績效。

2.3 相關(guān)變量說明

(1)知識(shí)資源KRit。根據(jù)Griliches[27]的觀點(diǎn)，創(chuàng)新具有時(shí)滯性和累積性，即過去累積的創(chuàng)新知識(shí)資源存量影響創(chuàng)新績效。靳巧花等[4]在研究知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門限效應(yīng)時(shí)考慮到知識(shí)積累對(duì)創(chuàng)新績效的影響，將創(chuàng)新產(chǎn)出滯后一期值視為知識(shí)積累，從自回歸角度看，知識(shí)積累與創(chuàng)新績效間的相關(guān)度很高，這種處理方法存在相互解釋問題，但其思想值得借鑒。結(jié)合國際通行的永續(xù)盤存法，知識(shí)資源KRit計(jì)算公式如下：

(11)

式(11)中，KRit代表i地區(qū)t年的知識(shí)資源存量，式中其余4個(gè)變量分別為：pt-ε為支出價(jià)格指數(shù)；ε為滯后期；δ為折舊率；KRi0為i地區(qū)基期知識(shí)資源存量。學(xué)術(shù)界對(duì)這4個(gè)變量取值方法存在很多爭議，知識(shí)資源存量測量應(yīng)考慮R&D支出劇烈波動(dòng)、專利存量溢出效應(yīng)、知識(shí)資源快速增長導(dǎo)致的折舊率變化、區(qū)域?qū)用娓魇∈袇^(qū)知識(shí)折舊差異性等問題。結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文參照國內(nèi)研究的通用做法，選取15%作為折舊率，借鑒陳宇峰等的[28]計(jì)算結(jié)果，θ為1998年后5年的經(jīng)濟(jì)平均增長率，ε選取滯后1期，pt-ε采用陳宇峰等人計(jì)算出的價(jià)格指數(shù)(1998年為基期)。

(2)區(qū)域人力資源水平Humit。參照彭國華[29]、李平等(2017)的做法，以各地區(qū)人口受教育年限加權(quán)平均值衡量。將受教育程度分為文盲半文盲(ill)、小學(xué)(pri)、初中(jun)、高中(sen)和大專及以上(col)，受教育年限分別為1.5年、6年、3年、3年、3.5年，計(jì)算方法為：

Humit=ill*1.5+pri*7.5+jun*10.5+sen*13.5+col*17

(12)

式(12)中，ill、pri、jun、sen、col分別表示文盲半文盲就業(yè)人口比重、接受小學(xué)教育就業(yè)人口比重、接受初中教育就業(yè)人口比重、接受高中教育就業(yè)人口比重、接受大專及以上就業(yè)人口比重。

(3)Papit、Patit、SRNit、KRDit、LRDit、Opeit、TIEit、Resit。結(jié)合創(chuàng)新價(jià)值鏈特點(diǎn)及數(shù)據(jù)可得性，三階段創(chuàng)新績效指標(biāo)分別選取學(xué)術(shù)論文、專利和新產(chǎn)品銷售收入。技術(shù)開發(fā)績效Papit以各地區(qū)被國外收錄的論文總量代替，技術(shù)吸收績效Patit以各地區(qū)專利授權(quán)量代替,成果轉(zhuǎn)化績效SRNit以新產(chǎn)品銷售收入代替。KRDit資金投入用研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出代替，R&D人力投入LRDit采用各地區(qū)每年研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量。政府干預(yù)GSit存在各種形式，如國家科研支持計(jì)劃(國家星火計(jì)劃、火炬計(jì)劃、“863”計(jì)劃)、企業(yè)R&D補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等，但考慮到數(shù)據(jù)可得性，采用各地區(qū)每年應(yīng)用于科學(xué)技術(shù)的財(cái)政支出占GDP的比重代替。對(duì)外開放度Opeit采用實(shí)際利用外商直接投資額占GDP的比重代替，技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境TIEit采用各地區(qū)每年技術(shù)市場成交額代替，自然資源水平Resit采用采掘業(yè)人員工資總數(shù)代替。各變量計(jì)算方式如表1所示。

表1 變量說明、計(jì)算方式與數(shù)據(jù)來源

2.4 數(shù)據(jù)來源

各地區(qū)被國外收錄的論文總量、新產(chǎn)品銷售收入、研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量、研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出均來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；人均受教育年限來源于《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》；各地區(qū)GDP總量、專利授權(quán)量、財(cái)政科技支出、進(jìn)出口總額、采掘業(yè)人員工資總數(shù)、技術(shù)市場成交額均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。青海、海南、西藏、新疆地區(qū)各年份數(shù)據(jù)缺失較多。因此，本文共選取27個(gè)省市自治區(qū)2003-2017的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

3.1 門限值估計(jì)

首先，利用Stata12.0確定模型(8)、模型(9)、模型(10)的門限個(gè)數(shù)，依次進(jìn)行一重門限、雙重門限、三重門限檢驗(yàn)，采用bootstrap法得出 P值和臨界值，結(jié)果見表2。模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三省分別在 1%、1% 和5%顯著性水平下顯著，但三重門限效應(yīng)結(jié)果不十分顯著，P值分別為0.003 3、0.010 0、0.003 3，因此3個(gè)模型均存在顯著的知識(shí)資源雙重門限效應(yīng)。

門限檢驗(yàn)結(jié)果說明，政府干預(yù)對(duì)技術(shù)開發(fā)、技術(shù)吸收、成果轉(zhuǎn)化3種形式區(qū)域創(chuàng)新績效的影響確實(shí)存在知識(shí)資源門限效應(yīng)，各地區(qū)因知識(shí)資源存量水平不同而呈現(xiàn)出一定差異性。門限模型估計(jì)所得知識(shí)資源雙門限值結(jié)果見表2。技術(shù)開發(fā)階段模型(8)知識(shí)資源雙重門限值為8.602 5、9.789 1，從中可見，技術(shù)吸收階段模型(9)知識(shí)資源雙重門限值為7.430 5、11.713 1，成果轉(zhuǎn)化階段模型(10)知識(shí)資源雙重門限值為8.733 9、11.713 1。依據(jù)知識(shí)資源門限值可分為3個(gè)區(qū)間，以模型(10)為例：低知識(shí)資源存量(KRit≤8.733 9)、中知識(shí)資源存量( 8.733 911.713 1 )。

表2 門限存在性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 知識(shí)資源雙重門限檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 參數(shù)估計(jì)

對(duì)加入門限變量的模型(8)、模型(9)、模型(10)進(jìn)行回歸估計(jì)，相應(yīng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表4。從中可見，無論在創(chuàng)新價(jià)值鏈哪個(gè)階段上，R&D資本投入、R&D人力投入與對(duì)外開放度均會(huì)對(duì)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響，且都在1%水平上顯著，但創(chuàng)新環(huán)境、人力資本水平、自然資源的影響則存在較大差異。創(chuàng)新環(huán)境有利于新產(chǎn)品商業(yè)化推廣，但不利于技術(shù)開發(fā)和技術(shù)吸收，而人力資本水平、自然資源卻有利于技術(shù)開發(fā)和技術(shù)吸收，而不利于創(chuàng)新商業(yè)化。自然資源豐度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效具有負(fù)效應(yīng)，這一結(jié)論初步支持了張攀等的資源詛咒現(xiàn)象存在于創(chuàng)新領(lǐng)域內(nèi)的結(jié)論，驗(yàn)證了自然資源通過阻礙區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長的傳遞機(jī)制。而人力資本水平無論是對(duì)哪個(gè)創(chuàng)新價(jià)值鏈環(huán)節(jié)的影響作用都最大，彈性系數(shù)均在1%置信水平下顯著，但影響方向卻截然相反。在技術(shù)開發(fā)階段，人力資本水平每提高1%，創(chuàng)新績效將降低2.324 9%以上；而在技術(shù)吸收和成果轉(zhuǎn)讓階段，人力資本水平每提高1%，創(chuàng)新績效將分別提高3.311 9%、2.559 5%以上。對(duì)外開放度在創(chuàng)新價(jià)值鏈3個(gè)階段都具有重要影響，且均在1%置信水平下顯著，其影響程度僅次于人力資本水平。處于第三位的影響要素出現(xiàn)了差異性變化，R&D資本投入對(duì)技術(shù)開發(fā)階段創(chuàng)新績效有顯著影響且在1%置信水平下顯著，R&D人力投入對(duì)技術(shù)吸收和成果轉(zhuǎn)化階段創(chuàng)新績效有顯著影響且在1%置信水平下顯著。這一現(xiàn)象說明，對(duì)創(chuàng)新績效的研究不能忽視其過程，也正說明了價(jià)值鏈視角下研究創(chuàng)新績效的必要性。

表4 知識(shí)資源門限模型參數(shù)穩(wěn)健性回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為T值及其顯著性，***、**和*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著

表4回歸結(jié)果表明，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響確實(shí)存在知識(shí)資源門限效應(yīng)，且從創(chuàng)新價(jià)值鏈角度看，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響存在顯著差異。在技術(shù)開發(fā)階段，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效存在負(fù)效應(yīng)，且均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，但隨著知識(shí)資源存量增長，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的阻礙作用不斷降低，但始終存在負(fù)效應(yīng)；在技術(shù)吸收階段，當(dāng)知識(shí)資源存量低于6.778 8時(shí)，彈性為0.058 8，且通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，即政府干預(yù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新績效上升0.058 8%，但當(dāng)知識(shí)資源存量超過6.778 8且低于9.385 6水平時(shí)，提高政府干預(yù)卻阻礙了區(qū)域創(chuàng)新績效，但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明政府干預(yù)強(qiáng)度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效影響不大。當(dāng)知識(shí)資源存量超過9.385 6時(shí)，這種阻礙作用更強(qiáng)，彈性為0.039 1，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，即政府干預(yù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新績效降低0.039 1%；在成果轉(zhuǎn)化階段，當(dāng)知識(shí)資源存量低于8.733 9時(shí)，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的負(fù)效應(yīng)最大，彈性為0.146 3，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，即政府干預(yù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新績效下降0.146 3%，當(dāng)知識(shí)資源存量高于8.733 9且低于11.713 1時(shí)，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的負(fù)向影響顯著下降，彈性為0.025 1，且通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，即政府干預(yù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新績效下降0.022 6%，但當(dāng)知識(shí)資源存量高于11.713 1時(shí)，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正，發(fā)生質(zhì)的轉(zhuǎn)變，彈性為0.023 3，且通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，即政府干預(yù)每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新績效提升0.023 3%。

綜上所述，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的作用受知識(shí)資源水平的影響。在技術(shù)開發(fā)階段，政府干預(yù)阻礙了區(qū)域創(chuàng)新績效提升，但隨著知識(shí)資源增長，阻礙作用逐漸降低。在技術(shù)吸收階段，政府干預(yù)在高知識(shí)資源區(qū)域比在低知識(shí)資源區(qū)域更不利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。原因在于，在創(chuàng)新初始階段，推動(dòng)創(chuàng)新績效提升的更大動(dòng)力可能是市場內(nèi)在推動(dòng)而非政府外在拉力，政府干預(yù)作為一種重要手段，介入了本應(yīng)由企業(yè)投入創(chuàng)新活動(dòng)而產(chǎn)生的擠出效應(yīng);在成果轉(zhuǎn)化階段，政府干預(yù)在高知識(shí)資源區(qū)域比在低知識(shí)資源區(qū)域更有利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。當(dāng)知識(shí)資源達(dá)到一定存量后會(huì)形成良好的自主創(chuàng)新和研發(fā)環(huán)境以及更加完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，既有利于激發(fā)創(chuàng)新成果也有利于保護(hù)創(chuàng)新成果，從而為創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化提供保障，無論是企業(yè)還是個(gè)人都能享受區(qū)域知識(shí)資源帶來的外部性，進(jìn)而對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生積極影響。

3.3 結(jié)果分析

通過知識(shí)資源雙重門限值將27個(gè)省份劃分為高、中、低知識(shí)資源三大區(qū)域，從區(qū)域創(chuàng)新績效穩(wěn)健性回歸結(jié)果看，處于低、中、高知識(shí)資源水平的觀測值存在創(chuàng)新價(jià)值鏈差異，表5給出了創(chuàng)新價(jià)值鏈知識(shí)資源區(qū)域省份數(shù)及分布情況，篇幅所限，只列出2015年創(chuàng)新價(jià)值鏈成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)低知識(shí)資源、中知識(shí)資源、高知識(shí)資源存量的區(qū)域分布情況?？傮w來看，創(chuàng)新價(jià)值鏈上無論哪個(gè)環(huán)節(jié)處于低知識(shí)資源存量的區(qū)域都較少，大部分區(qū)域處于中高知識(shí)資源存量水平，技術(shù)開發(fā)、技術(shù)吸收、成果轉(zhuǎn)化階段低知識(shí)資源存量區(qū)域分別占樣本總量的2.65%、0.99%、3.46%，而高知識(shí)資源存量分別占樣本總量的85.98%、91.11%、56.54%。從區(qū)域分布看，2003-2017年，位于高知識(shí)資源存量區(qū)域的省份在各創(chuàng)新價(jià)值鏈環(huán)節(jié)上不盡相同，但大多為東部、中部區(qū)域，而西部區(qū)域知識(shí)則相對(duì)匱乏。位于高知識(shí)資源存量的區(qū)域逐漸增多，北京、廣東、江蘇、山東、陜西、上海、天津7大科技資源發(fā)達(dá)區(qū)域從2003年知識(shí)資源存量就大于成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)最大門限值11.713 1。安徽、福建、貴州、河北等14個(gè)省區(qū)逐漸進(jìn)入高知識(shí)資源儲(chǔ)備區(qū)，其中吉林省2017年才進(jìn)入高知識(shí)資源梯隊(duì)。內(nèi)蒙古、寧夏、山西逐漸從低知識(shí)資源區(qū)域向中知識(shí)資源區(qū)域靠攏，目前內(nèi)蒙古、寧夏、甘肅、廣西、云南、山西6個(gè)省區(qū)在成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)依然位于中知識(shí)資源水平，其顯著特征是這些區(qū)域均為西部省份，說明中國大多數(shù)省份都達(dá)到高知識(shí)資源存量水平。西部地區(qū)知識(shí)資源存量水平不高可能限制了政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，但未來仍要繼續(xù)加大西部地區(qū)資源投入，促其跨越知識(shí)存量障礙，以達(dá)到提高政府干預(yù)促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新的目的。

表5 創(chuàng)新價(jià)值鏈知識(shí)資源區(qū)域省份數(shù)及分布情況

4 研究結(jié)論與不足

4.1 研究結(jié)論

針對(duì)創(chuàng)新績效隨政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)干預(yù)而出現(xiàn)的不確定性以及知識(shí)資源存量與創(chuàng)新績效的非直接關(guān)聯(lián)特征，從價(jià)值鏈視角解剖并構(gòu)建政府干預(yù)與區(qū)域創(chuàng)新績效的非線性門限模型，利用2003-2017年省際面板數(shù)據(jù)和門限回歸模型，探討區(qū)域知識(shí)資源存量下政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生的門限效應(yīng)和時(shí)空異質(zhì)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在創(chuàng)新價(jià)值鏈3個(gè)階段，R&D資本投入、R&D人力投入與對(duì)外開放度均正向影響創(chuàng)新績效，而創(chuàng)新環(huán)境、人力資本水平、自然資源對(duì)創(chuàng)新績效的影響則存在較大差異。創(chuàng)新環(huán)境有利于新產(chǎn)品商業(yè)化推廣及成果轉(zhuǎn)化，但不利于技術(shù)開發(fā)和技術(shù)吸收，而人力資本水平、自然資源卻有利于技術(shù)開發(fā)和技術(shù)吸收，不利于創(chuàng)新商業(yè)化。自然資源豐度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效具有負(fù)效應(yīng)，說明“資源詛咒”現(xiàn)象存在于創(chuàng)新領(lǐng)域，印證了自然資源通過阻礙區(qū)域創(chuàng)新進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長的傳遞機(jī)制。政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的作用受知識(shí)資源水平影響，但存在顯著創(chuàng)新價(jià)值鏈階段性差異，說明政府干預(yù)下創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)績效不理想的部分原因是階段性差異和區(qū)域性差異導(dǎo)致的結(jié)果。在技術(shù)開發(fā)階段，政府干預(yù)阻礙了區(qū)域創(chuàng)新績效提升，但隨著知識(shí)資源增長，阻礙作用逐漸減弱。在技術(shù)吸收階段，政府干預(yù)在高知識(shí)資源區(qū)域比在低知識(shí)資源區(qū)域更不利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。在成果轉(zhuǎn)化階段，政府干預(yù)在高知識(shí)資源區(qū)域比在低知識(shí)資源區(qū)域更有利于區(qū)域創(chuàng)新績效提升。截至2017年，大部分區(qū)域已經(jīng)跨越創(chuàng)新價(jià)值鏈各環(huán)節(jié)低、中知識(shí)資源存量門限值，只有少數(shù)西部省份在成果轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)仍處于中等知識(shí)資源存量水平區(qū)域，大部分省份已跨過門限值，尤其是北京、廣東、江蘇、山東、陜西等知識(shí)資源豐富區(qū)域早已跨越低知識(shí)資源門限。根據(jù)本文研究結(jié)果，提出以下政策建議：

(1)各地區(qū)應(yīng)重視R&D資本投入、R&D人力投入與對(duì)外開放度三大因素對(duì)創(chuàng)新績效的重要影響。雖然人力資本在技術(shù)開發(fā)階段并不利于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，因?yàn)榧夹g(shù)開發(fā)階段更重視核心技術(shù)人員參與，但人力資本對(duì)技術(shù)吸收和成果轉(zhuǎn)化的提升作用更明顯。因此，人力資本對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響不容忽視。此外，區(qū)域政府還應(yīng)重視基礎(chǔ)教育，強(qiáng)化高等教育，提高人力資本水平，培養(yǎng)創(chuàng)新型人才；通過嵌入全球價(jià)值鏈融入“無國界生產(chǎn)體系”，提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放水平；另外，加大研發(fā)人員支持力度，尤其是對(duì)高水平研發(fā)人員的人才引進(jìn)與培養(yǎng)，為區(qū)域創(chuàng)新能力提升提供強(qiáng)勁動(dòng)力。

(2)政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的干預(yù)需要基于資源和動(dòng)態(tài)演化視角進(jìn)行資源配置，才能起到提升區(qū)域創(chuàng)新績效的作用。從動(dòng)態(tài)演化視角看，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響存在階段性差異，在技術(shù)開發(fā)階段和技術(shù)吸收階段，政府干預(yù)力度提升并不能帶來區(qū)域創(chuàng)新績效提升，但有利于創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化。因此，各地政府在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)過程中，仍要繼續(xù)加大創(chuàng)新投入進(jìn)而提升創(chuàng)新績效。

(3)促使知識(shí)資源存量水平盡快突破門檻限制。在高知識(shí)資源存量區(qū)域，政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的正向效應(yīng)凸顯，因此各地區(qū)通過政府提升創(chuàng)新投入的同時(shí)，還應(yīng)充分考慮提高知識(shí)資源存量水平，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)企業(yè)學(xué)習(xí)其它地區(qū)或國外先進(jìn)技術(shù)，通過知識(shí)溢出獲取異質(zhì)性知識(shí)資源，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)知識(shí)的消化和整合，培養(yǎng)自身創(chuàng)新能力。

4.2 研究不足與未來展望

本文仍存在以下不足：首先，受限于數(shù)據(jù)可得性，特別是缺乏企業(yè)層面政府干預(yù)與知識(shí)資源存量具體數(shù)據(jù)，制約了微觀層面政府干預(yù)知識(shí)資源存量對(duì)創(chuàng)新績效的門限效應(yīng)分析，同時(shí)對(duì)創(chuàng)新價(jià)值鏈3個(gè)階段的研究也比較粗略；其次，本研究只關(guān)注政府干預(yù)存在的知識(shí)資源門限效應(yīng)，僅關(guān)注政府顯性干預(yù)，未將政府不同干預(yù)形式尤其是隱性干預(yù)納入考量。實(shí)際上，政府干預(yù)形式是多樣的，推力型政府干預(yù)和拉力型政府干預(yù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績效的影響應(yīng)區(qū)別對(duì)待。對(duì)不同形式政府干預(yù)對(duì)創(chuàng)新績效的影響進(jìn)行研究有利于準(zhǔn)確判定政府在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中的真正作用。因此，未來研究既應(yīng)關(guān)注微觀層面數(shù)據(jù)，重點(diǎn)收集政府資助企業(yè)層面新產(chǎn)品銷售收入、專利、技術(shù)交易等創(chuàng)新績效數(shù)據(jù)，又要關(guān)注不同形式政府干預(yù)對(duì)不同形式創(chuàng)新績效的影響，唯有如此，才能精準(zhǔn)判定政府與市場在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展中的作用。