邱洋冬

（暨南大學 產業(yè)經濟研究院，廣州 510632）

改革開放四十周年給中國帶來了經濟快速增長的豐碩果實，中國憑借著逢山開路、遇水架橋的闖勁正在不斷邁向引領時代的新一步征程。然其背后是長期的原始創(chuàng)新與集成創(chuàng)新能力匱乏的經濟粗放型發(fā)展模式，技術創(chuàng)新不足、尤其是核心技術仍然受制于人，美國先后對我國中興和華為兩大科技企業(yè)的制裁便是這一情況的現實反映。與20 世紀70 年代美國針對日本半導體行業(yè)引發(fā)的貿易戰(zhàn)類似，美國針對中國兩大科技巨頭的制裁，無疑是對我國科技領域的一種沉重打擊與巨大挑戰(zhàn)。正當經濟轉軌之際，美方行為敲響了國人科技創(chuàng)新的警鐘，如何提升研發(fā)創(chuàng)新能力、擺脫核心技術命脈受他人牽制的窘境，已經成為當下中國必須考慮的一個重要政策選項，正如習近平總書記在考察北京大學時曾談及，“重大科技創(chuàng)新成果是國之重器、國之利器，必須牢牢掌握在自己手上，必須依靠自力更生、自主創(chuàng)新”。

市場分割是否會阻礙區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新應當引起社會各界的廣泛關注。始于20 世紀80 年代初的央地關系調整主要圍繞著“分權讓利”的主線展開，其中中央向地方政府的分權主要包括財政分權以及經濟管理權限的下放［1-2］。事權與財權的下放賦予了地方政府更多的決策空間與決策權力，增強了政府對地方經濟發(fā)展的影響力與控制力［3］。在中國這種類似“試用期”任職的制度背景下，地方政府之間形成了“晉升錦標賽”，使得地方政府在晉升壓力中有更強的激勵去創(chuàng)造優(yōu)質的政績［4］。然而，地方政府圍繞晉升這一零和博弈的背后，可能引致地方政府對當地經濟的過度干預，形成各省份間的貿易壁壘和市場分割。2014 年9 月夏季達沃斯論壇上李克強總理便提出要在960 萬平方公里土地上掀起“大眾創(chuàng)業(yè)”“草根創(chuàng)業(yè)”的新浪潮，形成“萬眾創(chuàng)新”“人人創(chuàng)新”的新勢態(tài)。那么，地區(qū)市場分割是否會抑制區(qū)域創(chuàng)新績效的提升是一個亟待檢驗的問題，具有重要的學術價值與實踐意義。

厘清市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關系，不僅有助于豐富我們對市場分割與區(qū)域創(chuàng)新的理論與經驗認識，更重要的是有助于我國更好地透過區(qū)域間的聯動關系實現區(qū)際間的分工協作與溢出效應。本文通過估算2001—2016 年29 個省區(qū)市的市場分割指數，并結合區(qū)域創(chuàng)新指數和區(qū)域經濟特征數據，采用空間計量方法研究了市場分割對地區(qū)創(chuàng)新績效的直接影響與間接影響。研究結果表明，整體上，區(qū)域技術創(chuàng)新存在顯著的空間正相關關系，市場分割的直接效應、間接效應以及兩者的總效應對區(qū)域創(chuàng)新均表現出顯著的抑制作用，并且本地市場分割對創(chuàng)新指數提升的抑制作用大于省份間市場分割的間接作用。

本文可能的貢獻有兩點：第一，現有關于城市創(chuàng)新力的研究大都集中在區(qū)域創(chuàng)新溢出以及影響因素上，且大都關注人力資本、外商直接投資以及創(chuàng)新要素集聚等因素對區(qū)域創(chuàng)新的影響［5-8］，缺乏對市場分割因素的關注。不同于現有文獻，一方面，本文采用創(chuàng)新指數衡量區(qū)域創(chuàng)新相較于專利數量更具有合理性；另一方面，本文重點檢驗了市場分割對區(qū)域創(chuàng)新的影響結果，豐富了區(qū)域創(chuàng)新與市場分割的相關文獻。第二，本文研究結論能夠為拔高區(qū)域創(chuàng)新力提供新的政策見解。近年來美國頻繁地對我國電子芯片、操作系統等行業(yè)技術進行了掐制，警醒國人必須加強自主研發(fā)，走中國特色的創(chuàng)新強國道路。然而本文發(fā)現市場分割是阻礙區(qū)域創(chuàng)新績效提升的重要因素。因此，本文認為，提升區(qū)域間創(chuàng)新不能受限于當地的資源稟賦與市場結構，更應當嚴防地方保護主義行為，擴大地區(qū)市場競爭，從而更好地進行區(qū)域間的分工協作，充分發(fā)揮區(qū)域間的技術創(chuàng)新溢出效應。

一、理論框架與研究假說

市場分割對創(chuàng)新績效的影響途徑大致包含以下三個方面。第一，市場分割的長期存在不利于區(qū)際間的分工與協作，降低了區(qū)域的專業(yè)化分工程度［9］。與傳統的集聚經濟相反，地方保護主義行為使得地區(qū)經濟行為限定在一個既定的范圍，不利于制造業(yè)行業(yè)的集聚以及更好地發(fā)揮規(guī)模經濟效應。同時市場分割也將使得區(qū)域間的分工合作受到了極大的限制，阻礙了企業(yè)的跨區(qū)域合作以及研發(fā)人員的跨區(qū)域流動，從而不利于發(fā)揮專業(yè)技術以及知識的溢出效應。此外，要素的自由流動受阻也將使得當地勞動力與原材料等生產要素的相對價格提升，從而導致企業(yè)生產成本的提高，很大程度上抵消了由限制競爭性企業(yè)的進入換取的競爭性收益［10］。白俊紅和蔣伏心［11］也進一步發(fā)現營造良好的研發(fā)要素空間流動環(huán)境，有助于促進區(qū)域創(chuàng)新的空間外溢以及城市創(chuàng)新力的提升。

第二，地方保護主義提升了地區(qū)間的貿易壁壘與市場準入門檻，阻礙了產品與要素的區(qū)際間自由流動，導致資源配置效率降低與有效需求不足。外部需求的降低最終將不利于企業(yè)實現規(guī)模經濟，降低了企業(yè)的盈利水平。由于研發(fā)創(chuàng)新是一項投入大、周期長的風險性投資活動，企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新投資需要承擔巨大的研發(fā)成本與風險壓力，因此市場分割引致的企業(yè)盈利水平下降將間接地影響企業(yè)的風險承擔能力以及風險承擔意愿，從而降低企業(yè)的研發(fā)投資積極性［12］。這一點也可以從Schmookler［13］提出的“需求引致創(chuàng)新假說”中得到印證，“需求引致創(chuàng)新假說”強調市場導向與有效需求對創(chuàng)新的拉動作用，因此市場分割引致的有效需求不足將可能最終導致企業(yè)的自主創(chuàng)新能力下降。

第三，地方保護雖然名義上是為了保護當地經濟發(fā)展，但實質上卻限制了區(qū)域間競爭，降低了地區(qū)企業(yè)的競爭壓力。限制競爭性企業(yè)的進入阻礙了外地企業(yè)異地交流與知識溢出的同時，也降低了當地市場活力與競爭壓力。根據張杰等［14］的研究結論，競爭能有效地促進中國企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)，特別是對于民營企業(yè)創(chuàng)新活動具有重要的激勵作用；相反國有企業(yè)在政策扶持與競爭壓力低的雙重庇佑下可能進行壟斷低效率生產，因此一個國有經濟占比相對較高的地區(qū)，其整體生產效率與創(chuàng)新績效可能相對其他地區(qū)更低［15］。這表明以限制競爭性企業(yè)進入的地方保護行為將最終導致地區(qū)經濟活力的下降與創(chuàng)新動力的損失。此外市場分割不利于本地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，各地區(qū)生產要素的自由流動受阻與本地區(qū)生產要素價格上漲等因素抬高了本地企業(yè)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成本，抑制了本地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)動機。范欣等［16］指出，其他地區(qū)可能會因為本地區(qū)的市場分割行為而采取同樣的策略式的措施加以應對，因此市場分割具有區(qū)域間的聯動效應，而這種聯動效應將導致我國整體創(chuàng)新績效的損失。

二、實證研究設計

(一)計量模型的設定

基于上述理論分析，為了考察市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，必須考慮區(qū)域之間可能存在的空間依賴性與溢出效應，忽略這種效應將導致計量結果出現偏誤。基于此，本文擬構建空間計量模型來對區(qū)域關聯溢出問題進行研究。異于傳統計量模型，空間計量模型考慮了經濟主體之間的空間互動效應，包含空間滯后模型與空間誤差模型［17］?？臻g滯后模型（SAR）將因變量的滯后項納入模型中分析，其空間依賴關系主要由內生交互效應解釋。SAR 模型不僅可以檢驗區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應，也可以通過計算間接效應考察其他地區(qū)市場分割對本地創(chuàng)新績效的影響，具體模型設定如式（1）所示。空間誤差模型（SEM）的空間依賴關系主要由誤差項之間存在的交互效應解釋，具體模型設定如式（2）所示。

其中：i和t分別表示地區(qū)與時間維度；被解釋變量Innov為區(qū)域創(chuàng)新績效指標；核心解釋變量Segmc為市場分割程度；控制變量包括國有經濟占比Soe、開放度Open、政府干預程度Gover以及外商直接投資Fdi，為隨機干擾項，服從εit～iid(0,σ2)；W為空間權重矩陣，具體包含地理相鄰空間權重矩陣和地理距離空間權重矩陣；η表示空間自相關系數，若η＞0，則表明區(qū)域創(chuàng)新存在正向溢出效應，反之則為負向空間相關；λ表示空間誤差系數，若λ＞0，則表明地區(qū)創(chuàng)新的殘差項對其他地區(qū)創(chuàng)新存在擴散效應。估計方法選擇上，上述空間計量模型不再滿足經典的計量假定，使用OLS 估計將產生有偏或者無效的估計結果，因此本文采用最大似然估計方法對上述空間計量模型進行估計。

(二)變量描述與數據說明

1.區(qū)域創(chuàng)新指數

如何衡量區(qū)域創(chuàng)新仍然是國內外創(chuàng)新經濟學研究中的一大問題，如一些學者采用專利數量來衡量區(qū)域創(chuàng)新績效［18-20］，這主要是基于專利數據可獲取性以及專利數量可比性的考慮。但是，區(qū)域層面專利數量的加總衡量區(qū)域創(chuàng)新績效仍然存在一些不足，因為各個行業(yè)之間的專利價值不可比較，甚至每個專利的價值都可能不同，因此單純地將專利數量直接加總至城市層面不能很好地衡量區(qū)域創(chuàng)新績效。幸運的是，寇宗來和劉學悅在《中國城市和產業(yè)創(chuàng)新力報告2017》中提出了基于Pakes 和Schankerman［21］的專利更新模型的城市和產業(yè)創(chuàng)新構建方法，通過借助計量統計分析方法以及微觀專利數據，計算出2001—2016 年城市創(chuàng)新指數，該指數展示了中國的創(chuàng)新全景圖，能夠為有效落實創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略、促進中國經濟轉型升級提供依據。此外，由于本文研究采用省級層面樣本，因此將城市創(chuàng)新指數加總到省級，從而計算得到省級層面的創(chuàng)新指數［22］。

表1 展示了2016 年中國區(qū)域創(chuàng)新指數分布情況，從表1 中可以清晰地發(fā)現，東部地區(qū)的城市創(chuàng)新力明顯高于中部和西部地區(qū)，其中京津冀的北京，長三角地區(qū)的江蘇、上海、浙江，珠三角的廣東，這五個?。ㄊ校┑膭?chuàng)新程度一直處于領先位置，主要可能得益于沿海的區(qū)位優(yōu)勢；可見中國創(chuàng)新行為在區(qū)域上極不平衡，且呈現出東部聚集的演變格局。此外，本文還對中國區(qū)域創(chuàng)新進行了空間分布橢圓分析，并且發(fā)現區(qū)域創(chuàng)新呈現出東部聚集演變格局，具體地，2001 年區(qū)域創(chuàng)新指數的空間分布呈現“南（偏西）-北（偏東）”格局，2016年區(qū)域創(chuàng)新指數的空間分布呈現“南（偏東）-北（偏東）”格局。總體來看，2011—2016 年，區(qū)域創(chuàng)新空間向東南方向移動，東西方向與南北方向均出現收縮，呈現出收縮密集化態(tài)勢。

2.市場分割

基于“冰川成本”假設，商品在貿易過程中將產生部分交易成本，產品價值如同冰川融化而損耗一部分，因此兩地相對價格在一定區(qū)間內存在波動［23］。假使在兩地商品相對價格波動表現為收斂態(tài)勢，則說明兩地交易摩擦在不斷降低，市場整合程度被不斷提高，反之則表明市場分割程度加大［24］。沿用桂琦寒等［25］的做法，以地區(qū)相對價格方差Var(Pi/Pj)反映兩地商品相對價格波動程度，據此測算出我國2001—2016 年的區(qū)域市場分割程度。具體測算方法如下：

表1 2016 年省級創(chuàng)新指數

相對價格方法是基于三維面板數據（t×m×k）展開的一種區(qū)域市場分割指數測度方法，其中t表示時間維度，本文考察的樣本數據時間跨度為2001—2016 年；m表示地區(qū)，在此鑒于數據可得性與統計口徑差異，剔除西藏、海南和中國港澳臺地區(qū)，將地區(qū)限定在其他29 個省、自治區(qū)和直轄市；k為商品種類，為使測量更加細致和精確，本文選取了糧食、鮮菜、飲料煙酒、服裝鞋帽等十類商品①10 類商品具體包括糧食、鮮菜、飲料煙酒、服裝鞋帽、文化辦公用品、日用品、體育娛樂用品、中西藥品及醫(yī)療保健用品、書報雜志與電子出版物以及燃料。公式（3）中P為零售價格指數，由（3）式生成10 類商品406 組區(qū)域對16 年共64960 個相對價格差異，為了更精確地估算相對價格方差，我們采用去均值的方法以消除系統性偏誤，如式（4）所示，其中為消除系統性偏誤后得到的僅與市場分割有關的隨機因素。經過MATLAB 數據處理，得到6496 個觀測值，由此采用均值法計算出各地區(qū)每年的市場分割指數Segmc，進而計算2001—2016 年全國市場分割指數。需要指出的是，基于穩(wěn)健性考慮，本文還依據相鄰省份的商品零售價格信息估算出基于相鄰地區(qū)的市場分割指數xlSegmc。

如圖1 所示，相鄰市場分割指數xlSegmc與全國市場分割指數Segmc總體上具有一致的變動趨勢，且除2004年和2008 年以外的其他年份整體上具有明顯的下降趨勢②2004 年和2008 年市場分割指數劇增的原因主要與當時的稅制改革和金融危機有關［16］。，說明中國市場分割程度在不斷縮小，市場逐步趨于整合。此外，從區(qū)域市場分割指數的空間分布來看，京津冀地區(qū)、上海、江蘇、浙江、廣東等沿海地區(qū)地區(qū)的市場整合程度相對較低，可能的原因是這些地區(qū)受到更多的政府與政策干預，加劇了地方保護。相反中西部地區(qū)的市場分割程度相對更低，可見中國市場化進程存在顯著地區(qū)域性差異，這與既有研究結果相對一致［26-27］。

3.其他控制變量

在模型的控制變量選擇上，主要沿襲陳敏等［28］、劉瑞明［29］的做法，選取國有經濟占比Soe、開放度Open、政府干預程度Gover以及外商直接投資Fdi作為控制變量。其中國有經濟占比以地區(qū)總就業(yè)人員中的國有單位就業(yè)人員占比衡量，地區(qū)開放度以進出口總額與地區(qū)GDP 的比值衡量，政府干預程度以財政支出（剔除科教文衛(wèi)與國防支出）與地區(qū)GDP 的比值衡量，外商直接投資則由實際利用外資與地區(qū)GDP 的比值表示。

4.數據說明

囿于數據的可得性和經濟體制差異的考慮，本文剔除了西藏、海南和中國港澳臺地區(qū)，將地區(qū)限定在其他29 個省、自治區(qū)和直轄市，樣本區(qū)間限定為2001—2016 年。其中區(qū)域創(chuàng)新指數數據來源于《中國城市和產業(yè)創(chuàng)新力報告2017》，市場分割指數基礎數據來源于《中國統計年鑒》與WIND 數據庫，控制變量的數據主要來源于歷年各省份《統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》以及中經網數據庫。本文主要變量的描述性統計分析見表2。

圖1 全國市場分割水平演變趨勢

表2 描述性統計分析

三、實證結果與分析

(一)空間相關性分析

理論上區(qū)域之間存在著緊密的關聯關系，某一地區(qū)的創(chuàng)新不僅取決了本地因素的影響，而且受到其他關聯地區(qū)創(chuàng)新的溢出效應?；诖耍谶M行回歸之前，首先通過計算莫蘭指數（Moran’I）來解釋區(qū)域創(chuàng)新的空間相關性，Moran’I指數的取值范圍為［-1，1］，大于0 表示區(qū)域創(chuàng)新存在正的空間相關性，等于0 表示區(qū)域創(chuàng)新分布處于隨機狀態(tài)，小于0 表示區(qū)域創(chuàng)新存在負的空間相關性。圖2 反映了2001—2016 年區(qū)域創(chuàng)新的Moran’I指數變動情況。從圖中可以清晰地發(fā)現區(qū)域創(chuàng)新的Moran’I指數均大于0，并且均通過5%的顯著性檢驗，說明區(qū)域創(chuàng)新之間存在空間相關性。同時可以發(fā)現，Moran’I指數在逐年上升，說明區(qū)域創(chuàng)新之間的關聯效應越來越強。因此，考慮區(qū)域創(chuàng)新的空間相關性顯得格外的重要，普通面板數據回歸可能導致結果偏誤，應采用空間計量模型進行估計。

(二)基準模型回歸結果

考慮到區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的空間正相關性，本文基于上文的模型設定，構建空間滯后模型與空間誤差模型來檢驗區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應，并重點考察市場分割對本區(qū)域創(chuàng)新的直接影響以及間接影響。首先利用混合效應OLS 對式（1）進行估計，結果如表3 第（1）列所示。市場分割系數估計值為-3.198，且通過5%置信水平下的顯著性檢驗，可以初步判定市場分割可能對區(qū)域創(chuàng)新具有抑制作用。表3 中第（2）、（3）列分別為基于地理相鄰空間權重矩陣的空間滯后模型以及空間誤差模型的估計結果，第（4）和（5）列分別為基于地理距離空間權重矩陣的空間滯后模型以及空間誤差模型的估計結果，其擬合優(yōu)度明顯高于混合效應回歸，再次驗證了考慮空間效應的必要性。根據Anselin 和Florax［30］提出的判別準則，本文重點分析空間滯后模型的估計結果，并以空間誤差模型的估計結果為對照，判斷基準結果是否穩(wěn)健。

首先重點觀察空間效應回歸中的主解釋變量系數，與混合效應回歸估計結果類似，模型（2）～模型（5）中市場分割的系數估計值為負，且在1%的顯著性水平下顯著。由此說明市場分割對區(qū)域創(chuàng)新具有抑制作用。合理的解釋是有三點：第一，市場分割的長期存在不利于區(qū)際間的分工與協作，降低了區(qū)域的專業(yè)化分工程度；第二，市場分割降低了地區(qū)企業(yè)的競爭壓力，最終導致地區(qū)經濟活力的下降與創(chuàng)新動力的損失；第三，市場分割不利于本地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，各地區(qū)生產要素的自由流動受阻與本地區(qū)生產要素價格上漲等因素提升了本地企業(yè)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)成本，抑制了本地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)動機。其次，觀察各模型中的空間滯后系數，第（2）列與第（4）列的空間滯后系數為正且在1%的顯著性水平下顯著，意味著區(qū)域創(chuàng)新一方面取決于本地自變量的影響，另一方面還受到其他地區(qū)經濟活動的正向加權影響，側面反映出地理相鄰以及地理距離越近的地區(qū)之間越容易產生區(qū)域創(chuàng)新的溢出效應。

其他控制變量中，國有化程度Soe的系數顯著為負，說明國有經濟占比越高，越不利于區(qū)域創(chuàng)新指數的提升，與既有研究結論一致［31］；政府干預度Gover對區(qū)域創(chuàng)新活動影響顯著為負，而產業(yè)結構升級ind系數顯著為正，說明減少政府的不正當干預、促進區(qū)域產業(yè)機構升級有助于提升區(qū)域創(chuàng)新績效；地區(qū)經濟發(fā)展水平gdp對區(qū)域創(chuàng)新的影響顯著為正，說明地區(qū)經濟發(fā)展對創(chuàng)新力提升正發(fā)揮著重要的推動作用。外商直接Fdi估計系數顯著為負，說明外商直接投資可能對東道國技術創(chuàng)新產生擠出效應［32］。

圖2 Moran’I 指數及其變動趨勢

(三)直接效應、間接效應與總效應

由于空間滯后模型的回歸系數并不能直接反映解釋變量對被解釋變量的影響程度，需要通過計算間接效應考察其他地區(qū)市場分割對本地區(qū)創(chuàng)新績效的影響。具體結果見表4。從總效應結果來看，地理相鄰與地理距離兩大空間權重矩陣下，市場分割Segmc系數顯著為負，說明總體上地區(qū)市場分割將不利于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。從直接效應來看，兩大空間權重矩陣下，市場分割Segmc系數顯著為負，說明市場分割對本地創(chuàng)新的作用效果為負，這主要是因為地方保護主義行為將降低本地企業(yè)的競爭壓力，從而降低了當地企業(yè)的研發(fā)積極性。從溢出效應結果來看，無論是在地理相鄰矩陣還是地理距離矩陣下，Segmc系數均在5%的顯著性水平下顯著為負，說明其他地區(qū)的市場分割程度加劇也將抑制本地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。由此反映出區(qū)域間的地方保護主義行為是阻礙區(qū)域創(chuàng)新績效提升的重要因素，因為區(qū)域性市場分割將減少區(qū)際間的分工與協作，降低區(qū)域的專業(yè)化分工程度，尤其是地理相鄰或者地理距離較近的地區(qū)市場分割對本地創(chuàng)新績效的抑制作用更為顯著。

表3 基準回歸結果

表4 sgemc 的直接效應、間接效應與總效應

(四)穩(wěn)健性檢驗

解釋變量的測度是否合理直接決定了本文基準結論的準確性，因此為進一步考察基準結論的穩(wěn)健性，本文依據相鄰省份的商品零售價格信息估算出基于相鄰地區(qū)的市場分割指數xlSegmc，然后進行上述模型估計，估計結果見表5。從表5 中可以清楚地發(fā)現，主解釋變量市場分割xlSegmc的系數估計值均至少在5%的顯著性水平下顯著為負，與基準結論保持一致，市場分割程度的提高將抑制區(qū)域創(chuàng)新指數的提升。從直接效應、間接效應以及總效應的估計結果來看，無論是在地理相鄰空間權重矩陣下，還是在地理距離空間權重矩陣下，市場分割指數xlSegmc的總效應、直接效應以及間接效應均至少在5%的顯著性水平下顯著為負，說明創(chuàng)新水平不僅受當地市場分割的影響，而且還受到其他地區(qū)市場分割的影響。上述結論與基準結論基本一致，說明本文的研究結論不會因為解釋變量的測度方法的改變而產生實質性變化，結論較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗

四、主要結論與政策含義

地方保護主義是影響城市創(chuàng)新力的重要因素之一，本文通過估算出2001—2016 年29 個省區(qū)市的市場分割指數，并結合區(qū)域創(chuàng)新指數和區(qū)域經濟特征數據，采用空間計量方法研究了市場分割在省內與省份間層面如何影響地區(qū)創(chuàng)新。研究結果表明，整體上，省份間創(chuàng)新存在顯著的空間正相關關系；省份內市場分割的直接效應、省份間市場分割的間接效應以及兩者的總效應對區(qū)域創(chuàng)新均表現出顯著的抑制作用，并且本地市場分割對自身創(chuàng)新指數提升的抑制作用大于省份間市場分割。因此，市場分割分割不僅不利于本地區(qū)創(chuàng)新力的提升，而且還間接地阻礙了其他地區(qū)（尤其是相鄰地區(qū)或者地理距離較近地區(qū)）創(chuàng)新力的提升。

研究結論具有一定的啟示意義：第一，提升區(qū)域間創(chuàng)新不能受限于當地的資源稟賦與市場結構，更應當嚴防地方保護主義行為，擯棄“諸侯經濟”的思想，增強地區(qū)市場競爭，從而更好地進行區(qū)域間的分工協作，促進產品與要素的區(qū)際間自由流動，充分發(fā)揮區(qū)域間的技術創(chuàng)新溢出效應；第二，消除市場分割并不能一蹴而就，必須正確認識并處理好政府與市場的關系，堅持市場主導、政府引導的發(fā)展模式，使市場在資源配置中起決定性作用；第三，應當改革以往以經濟增長為核心指標的的政績考核機制，減少政府對經濟活動的非正當干預，使得經濟運行更好地適應并符合市場經濟發(fā)展規(guī)律。