邱洋冬

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣州 510632）

改革開放四十周年給中國帶來了經(jīng)濟(jì)快速增長的豐碩果實(shí)，中國憑借著逢山開路、遇水架橋的闖勁正在不斷邁向引領(lǐng)時(shí)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(jīng)濟(jì)粗放型發(fā)展模式，技術(shù)創(chuàng)新不足、尤其是核心技術(shù)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(xiàn)實(shí)反映。與20 世紀(jì)70 年代美國針對日本半導(dǎo)體行業(yè)引發(fā)的貿(mào)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(lǐng)域的一種沉重打擊與巨大挑戰(zhàn)。正當(dāng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)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(shù)命脈受他人牽制的窘境，已經(jīng)成為當(dāng)下中國必須考慮的一個(gè)重要政策選項(xiàng)，正如習(xí)近平總書記在考察北京大學(xué)時(shí)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(yīng)當(dāng)引起社會各界的廣泛關(guān)注。始于20 世紀(jì)80 年代初的央地關(guān)系調(diào)整主要圍繞著“分權(quán)讓利”的主線展開，其中中央向地方政府的分權(quán)主要包括財(cái)政分權(quán)以及經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的下放［1-2］。事權(quán)與財(cái)權(quán)的下放賦予了地方政府更多的決策空間與決策權(quán)力，增強(qiáng)了政府對地方經(jīng)濟(jì)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(biāo)賽”，使得地方政府在晉升壓力中有更強(qiáng)的激勵(lì)去創(chuàng)造優(yōu)質(zhì)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(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的過度干預(yù)，形成各省份間的貿(mào)易壁壘和市場分割。2014 年9 月夏季達(dá)沃斯論壇上李克強(qiáng)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(gè)亟待檢驗(yàn)的問題，具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值與實(shí)踐意義。

厘清市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關(guān)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(jīng)驗(yàn)認(rèn)識，更重要的是有助于我國更好地透過區(qū)域間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系實(shí)現(xiàn)區(qū)際間的分工協(xié)作與溢出效應(yīng)。本文通過估算2001—2016 年29 個(gè)省區(qū)市的市場分割指數(shù)，并結(jié)合區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)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(jié)果表明，整體上，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，市場分割的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及兩者的總效應(yīng)對區(qū)域創(chuàng)新均表現(xiàn)出顯著的抑制作用，并且本地市場分割對創(chuàng)新指數(shù)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(xiàn)有兩點(diǎn)：第一，現(xiàn)有關(guān)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(guān)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(guān)注。不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)，一方面，本文采用創(chuàng)新指數(shù)衡量區(qū)域創(chuàng)新相較于專利數(shù)量更具有合理性；另一方面，本文重點(diǎn)檢驗(yàn)了市場分割對區(qū)域創(chuàng)新的影響結(jié)果，豐富了區(qū)域創(chuàng)新與市場分割的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，本文研究結(jié)論能夠?yàn)榘胃邊^(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(tǒng)等行業(yè)技術(shù)進(jìn)行了掐制，警醒國人必須加強(qiáng)自主研發(fā)，走中國特色的創(chuàng)新強(qiáng)國道路。然而本文發(fā)現(xiàn)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(rèn)為，提升區(qū)域間創(chuàng)新不能受限于當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦與市場結(jié)構(gòu)，更應(yīng)當(dāng)嚴(yán)防地方保護(hù)主義行為，擴(kuò)大地區(qū)市場競爭，從而更好地進(jìn)行區(qū)域間的分工協(xié)作，充分發(fā)揮區(qū)域間的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

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(gè)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(xié)作，降低了區(qū)域的專業(yè)化分工程度［9］。與傳統(tǒng)的集聚經(jīng)濟(jì)相反，地方保護(hù)主義行為使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為限定在一個(gè)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(jīng)濟(jì)效應(yīng)。同時(shí)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(dòng)，從而不利于發(fā)揮專業(yè)技術(shù)以及知識的溢出效應(yīng)。此外，要素的自由流動(dòng)受阻也將使得當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力與原材料等生產(chǎn)要素的相對價(jià)格提升，從而導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本的提高，很大程度上抵消了由限制競爭性企業(yè)的進(jìn)入換取的競爭性收益［10］。白俊紅和蔣伏心［11］也進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)營造良好的研發(fā)要素空間流動(dòng)環(huán)境，有助于促進(jìn)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(hù)主義提升了地區(qū)間的貿(mào)易壁壘與市場準(zhǔn)入門檻，阻礙了產(chǎn)品與要素的區(qū)際間自由流動(dòng)，導(dǎo)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(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低了企業(yè)的盈利水平。由于研發(fā)創(chuàng)新是一項(xiàng)投入大、周期長的風(fēng)險(xiǎn)性投資活動(dòng)，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新投資需要承擔(dān)巨大的研發(fā)成本與風(fēng)險(xiǎn)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(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，從而降低企業(yè)的研發(fā)投資積極性［12］。這一點(diǎn)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(qiáng)調(diào)市場導(dǎo)向與有效需求對創(chuàng)新的拉動(dòng)作用，因此市場分割引致的有效需求不足將可能最終導(dǎo)致企業(yè)的自主創(chuàng)新能力下降。

第三，地方保護(hù)雖然名義上是為了保護(hù)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，但實(shí)質(zhì)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(jìn)入阻礙了外地企業(yè)異地交流與知識溢出的同時(shí)，也降低了當(dāng)?shù)厥袌龌盍εc競爭壓力。根據(jù)張杰等［14］的研究結(jié)論，競爭能有效地促進(jìn)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(dòng)具有重要的激勵(lì)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(jìn)行壟斷低效率生產(chǎn)，因此一個(gè)國有經(jīng)濟(jì)占比相對較高的地區(qū)，其整體生產(chǎn)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(jìn)入的地方保護(hù)行為將最終導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力的下降與創(chuàng)新動(dòng)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(chǎn)要素的自由流動(dòng)受阻與本地區(qū)生產(chǎn)要素價(jià)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(dòng)機(jī)。范欣等［16］指出，其他地區(qū)可能會因?yàn)楸镜貐^(qū)的市場分割行為而采取同樣的策略式的措施加以應(yīng)對，因此市場分割具有區(qū)域間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，而這種聯(lián)動(dòng)效應(yīng)將導(dǎo)致我國整體創(chuàng)新績效的損失。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型的設(shè)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(yīng)，忽略這種效應(yīng)將導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果出現(xiàn)偏誤?；诖?，本文擬構(gòu)建空間計(jì)量模型來對區(qū)域關(guān)聯(lián)溢出問題進(jìn)行研究。異于傳統(tǒng)計(jì)量模型，空間計(jì)量模型考慮了經(jīng)濟(jì)主體之間的空間互動(dòng)效應(yīng)，包含空間滯后模型與空間誤差模型［17］。空間滯后模型（SAR）將因變量的滯后項(xiàng)納入模型中分析，其空間依賴關(guān)系主要由內(nèi)生交互效應(yīng)解釋。SAR 模型不僅可以檢驗(yàn)區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，也可以通過計(jì)算間接效應(yīng)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(shè)定如式（1）所示?？臻g誤差模型（SEM）的空間依賴關(guān)系主要由誤差項(xiàng)之間存在的交互效應(yīng)解釋，具體模型設(shè)定如式（2）所示。

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

(二)變量描述與數(shù)據(jù)說明

1.區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)

如何衡量區(qū)域創(chuàng)新仍然是國內(nèi)外創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的一大問題，如一些學(xué)者采用專利數(shù)量來衡量區(qū)域創(chuàng)新績效［18-20］，這主要是基于專利數(shù)據(jù)可獲取性以及專利數(shù)量可比性的考慮。但是，區(qū)域?qū)用鎸＠麛?shù)量的加總衡量區(qū)域創(chuàng)新績效仍然存在一些不足，因?yàn)楦鱾€(gè)行業(yè)之間的專利價(jià)值不可比較，甚至每個(gè)專利的價(jià)值都可能不同，因此單純地將專利數(shù)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(yùn)的是，寇宗來和劉學(xué)悅在《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報(bào)告2017》中提出了基于Pakes 和Schankerman［21］的專利更新模型的城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新構(gòu)建方法，通過借助計(jì)量統(tǒng)計(jì)分析方法以及微觀專利數(shù)據(jù)，計(jì)算出2001—2016 年城市創(chuàng)新指數(shù)，該指數(shù)展示了中國的創(chuàng)新全景圖，能夠?yàn)橛行鋵?shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級提供依據(jù)。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(shù)加總到省級，從而計(jì)算得到省級層面的創(chuàng)新指數(shù)［22］。

表1 展示了2016 年中國區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)分布情況，從表1 中可以清晰地發(fā)現(xiàn)，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(gè)?。ㄊ校┑膭?chuàng)新程度一直處于領(lǐng)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(xiàn)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(jìn)行了空間分布橢圓分析，并且發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新呈現(xiàn)出東部聚集演變格局，具體地，2001 年區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)的空間分布呈現(xiàn)“南（偏西）-北（偏東）”格局，2016年區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)的空間分布呈現(xiàn)“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(dòng)，東西方向與南北方向均出現(xiàn)收縮，呈現(xiàn)出收縮密集化態(tài)勢。

2.市場分割

基于“冰川成本”假設(shè)，商品在貿(mào)易過程中將產(chǎn)生部分交易成本，產(chǎn)品價(jià)值如同冰川融化而損耗一部分，因此兩地相對價(jià)格在一定區(qū)間內(nèi)存在波動(dòng)［23］。假使在兩地商品相對價(jià)格波動(dòng)表現(xiàn)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(jià)格方差Var(Pi/Pj)反映兩地商品相對價(jià)格波動(dòng)程度，據(jù)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(shù)

相對價(jià)格方法是基于三維面板數(shù)據(jù)（t×m×k）展開的一種區(qū)域市場分割指數(shù)測度方法，其中t表示時(shí)間維度，本文考察的樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2001—2016 年；m表示地區(qū)，在此鑒于數(shù)據(jù)可得性與統(tǒng)計(jì)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(gè)省、自治區(qū)和直轄市；k為商品種類，為使測量更加細(xì)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(bào)雜志與電子出版物以及燃料。公式（3）中P為零售價(jià)格指數(shù)，由（3）式生成10 類商品406 組區(qū)域?qū)?6 年共64960 個(gè)相對價(jià)格差異，為了更精確地估算相對價(jià)格方差，我們采用去均值的方法以消除系統(tǒng)性偏誤，如式（4）所示，其中為消除系統(tǒng)性偏誤后得到的僅與市場分割有關(guān)的隨機(jī)因素。經(jīng)過MATLAB 數(shù)據(jù)處理，得到6496 個(gè)觀測值，由此采用均值法計(jì)算出各地區(qū)每年的市場分割指數(shù)Segmc，進(jìn)而計(jì)算2001—2016 年全國市場分割指數(shù)。需要指出的是，基于穩(wěn)健性考慮，本文還依據(jù)相鄰省份的商品零售價(jià)格信息估算出基于相鄰地區(qū)的市場分割指數(shù)xlSegmc。

如圖1 所示，相鄰市場分割指數(shù)xlSegmc與全國市場分割指數(shù)Segmc總體上具有一致的變動(dòng)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(shù)劇增的原因主要與當(dāng)時(shí)的稅制改革和金融危機(jī)有關(guān)［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(shù)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(yù)，加劇了地方保護(hù)。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(jìn)程存在顯著地區(qū)域性差異，這與既有研究結(jié)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(jīng)濟(jì)占比Soe、開放度Open、政府干預(yù)程度Gover以及外商直接投資Fdi作為控制變量。其中國有經(jīng)濟(jì)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(jìn)出口總額與地區(qū)GDP 的比值衡量，政府干預(yù)程度以財(cái)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(shí)際利用外資與地區(qū)GDP 的比值表示。

4.數(shù)據(jù)說明

囿于數(shù)據(jù)的可得性和經(jīng)濟(jì)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(gè)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(shù)數(shù)據(jù)來源于《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報(bào)告2017》，市場分割指數(shù)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》與WIND 數(shù)據(jù)庫，控制變量的數(shù)據(jù)主要來源于歷年各省份《統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)分析

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)空間相關(guān)性分析

理論上區(qū)域之間存在著緊密的關(guān)聯(lián)關(guān)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(guān)聯(lián)地區(qū)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)?；诖?，在進(jìn)行回歸之前，首先通過計(jì)算莫蘭指數(shù)（Moran’I）來解釋區(qū)域創(chuàng)新的空間相關(guān)性，Moran’I指數(shù)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(guān)性，等于0 表示區(qū)域創(chuàng)新分布處于隨機(jī)狀態(tài)，小于0 表示區(qū)域創(chuàng)新存在負(fù)的空間相關(guān)性。圖2 反映了2001—2016 年區(qū)域創(chuàng)新的Moran’I指數(shù)變動(dòng)情況。從圖中可以清晰地發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新的Moran’I指數(shù)均大于0，并且均通過5%的顯著性檢驗(yàn)，說明區(qū)域創(chuàng)新之間存在空間相關(guān)性。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，Moran’I指數(shù)在逐年上升，說明區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)越來越強(qiáng)。因此，考慮區(qū)域創(chuàng)新的空間相關(guān)性顯得格外的重要，普通面板數(shù)據(jù)回歸可能導(dǎo)致結(jié)果偏誤，應(yīng)采用空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。

(二)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

考慮到區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的空間正相關(guān)性，本文基于上文的模型設(shè)定，構(gòu)建空間滯后模型與空間誤差模型來檢驗(yàn)區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，并重點(diǎn)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(yīng)OLS 對式（1）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3 第（1）列所示。市場分割系數(shù)估計(jì)值為-3.198，且通過5%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，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(quán)重矩陣的空間滯后模型以及空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果，第（4）和（5）列分別為基于地理距離空間權(quán)重矩陣的空間滯后模型以及空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果，其擬合優(yōu)度明顯高于混合效應(yīng)回歸，再次驗(yàn)證了考慮空間效應(yīng)的必要性。根據(jù)Anselin 和Florax［30］提出的判別準(zhǔn)則，本文重點(diǎn)分析空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果，并以空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果為對照，判斷基準(zhǔn)結(jié)果是否穩(wěn)健。

首先重點(diǎn)觀察空間效應(yīng)回歸中的主解釋變量系數(shù)，與混合效應(yīng)回歸估計(jì)結(jié)果類似，模型（2）～模型（5）中市場分割的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，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(diǎn)：第一，市場分割的長期存在不利于區(qū)際間的分工與協(xié)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(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力的下降與創(chuàng)新動(dòng)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(chǎn)要素的自由流動(dòng)受阻與本地區(qū)生產(chǎn)要素價(jià)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(dòng)機(jī)。其次，觀察各模型中的空間滯后系數(shù)，第（2）列與第（4）列的空間滯后系數(shù)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(jīng)濟(jì)活動(dòng)的正向加權(quán)影響，側(cè)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(chǎn)生區(qū)域創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。

其他控制變量中，國有化程度Soe的系數(shù)顯著為負(fù)，說明國有經(jīng)濟(jì)占比越高，越不利于區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)的提升，與既有研究結(jié)論一致［31］；政府干預(yù)度Gover對區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)影響顯著為負(fù)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級ind系數(shù)顯著為正，說明減少政府的不正當(dāng)干預(yù)、促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)升級有助于提升區(qū)域創(chuàng)新績效；地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)發(fā)展對創(chuàng)新力提升正發(fā)揮著重要的推動(dòng)作用。外商直接Fdi估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明外商直接投資可能對東道國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)［32］。

圖2 Moran’I 指數(shù)及其變動(dòng)趨勢

(三)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)

由于空間滯后模型的回歸系數(shù)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(jì)算間接效應(yīng)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(jié)果見表4。從總效應(yīng)結(jié)果來看，地理相鄰與地理距離兩大空間權(quán)重矩陣下，市場分割Segmc系數(shù)顯著為負(fù)，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(yīng)來看，兩大空間權(quán)重矩陣下，市場分割Segmc系數(shù)顯著為負(fù)，說明市場分割對本地創(chuàng)新的作用效果為負(fù)，這主要是因?yàn)榈胤奖Ｗo(hù)主義行為將降低本地企業(yè)的競爭壓力，從而降低了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的研發(fā)積極性。從溢出效應(yīng)結(jié)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(shù)均在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，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(hù)主義行為是阻礙區(qū)域創(chuàng)新績效提升的重要因素，因?yàn)閰^(qū)域性市場分割將減少區(qū)際間的分工與協(xié)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(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 sgemc 的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

解釋變量的測度是否合理直接決定了本文基準(zhǔn)結(jié)論的準(zhǔn)確性，因此為進(jìn)一步考察基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文依據(jù)相鄰省份的商品零售價(jià)格信息估算出基于相鄰地區(qū)的市場分割指數(shù)xlSegmc，然后進(jìn)行上述模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表5。從表5 中可以清楚地發(fā)現(xiàn)，主解釋變量市場分割xlSegmc的系數(shù)估計(jì)值均至少在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)結(jié)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(shù)的提升。從直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果來看，無論是在地理相鄰空間權(quán)重矩陣下，還是在地理距離空間權(quán)重矩陣下，市場分割指數(shù)xlSegmc的總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及間接效應(yīng)均至少在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，說明創(chuàng)新水平不僅受當(dāng)?shù)厥袌龇指畹挠绊懀疫€受到其他地區(qū)市場分割的影響。上述結(jié)論與基準(zhǔn)結(jié)論基本一致，說明本文的研究結(jié)論不會因?yàn)榻忉屪兞康臏y度方法的改變而產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性變化，結(jié)論較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四、主要結(jié)論與政策含義

地方保護(hù)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(gè)省區(qū)市的市場分割指數(shù)，并結(jié)合區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量方法研究了市場分割在省內(nèi)與省份間層面如何影響地區(qū)創(chuàng)新。研究結(jié)果表明，整體上，省份間創(chuàng)新存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系；省份內(nèi)市場分割的直接效應(yīng)、省份間市場分割的間接效應(yīng)以及兩者的總效應(yīng)對區(qū)域創(chuàng)新均表現(xiàn)出顯著的抑制作用，并且本地市場分割對自身創(chuàng)新指數(shù)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(jié)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(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦與市場結(jié)構(gòu)，更應(yīng)當(dāng)嚴(yán)防地方保護(hù)主義行為，擯棄“諸侯經(jīng)濟(jì)”的思想，增強(qiáng)地區(qū)市場競爭，從而更好地進(jìn)行區(qū)域間的分工協(xié)作，促進(jìn)產(chǎn)品與要素的區(qū)際間自由流動(dòng)，充分發(fā)揮區(qū)域間的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)；第二，消除市場分割并不能一蹴而就，必須正確認(rèn)識并處理好政府與市場的關(guān)系，堅(jiān)持市場主導(dǎo)、政府引導(dǎo)的發(fā)展模式，使市場在資源配置中起決定性作用；第三，應(yīng)當(dāng)改革以往以經(jīng)濟(jì)增長為核心指標(biāo)的的政績考核機(jī)制，減少政府對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的非正當(dāng)干預(yù)，使得經(jīng)濟(jì)運(yùn)行更好地適應(yīng)并符合市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。