肖建華 謝璐華

摘 要：基于我國31個(gè)省份2013-2017年的面板數(shù)據(jù)，采用TOPSIS法改進(jìn)因子分析模型測(cè)算不同省份的創(chuàng)新能力，通過構(gòu)建空間杜賓模型評(píng)估政府采購政策、市場(chǎng)競(jìng)爭度對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響。結(jié)果表明：政府采購政策的實(shí)施有利于省域創(chuàng)新能力提升，但在我國尚未形成高效的市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制進(jìn)而抑制了省域創(chuàng)新水平提高;其對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭造成的干擾阻礙了省內(nèi)外創(chuàng)新市場(chǎng)活動(dòng)的正常進(jìn)行;無論是低競(jìng)爭還是高競(jìng)爭行業(yè)，在政府采購制度中保持適度的市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)促進(jìn)省域創(chuàng)新有一定積極意義。鑒于此，實(shí)踐中需要政府強(qiáng)化創(chuàng)新導(dǎo)向的政府采購目標(biāo)，構(gòu)建公平競(jìng)爭的政府采購制度，依據(jù)行業(yè)競(jìng)爭度設(shè)計(jì)不同的政府采購機(jī)制，以提升省域創(chuàng)新能力。

關(guān)鍵詞： 政府采購;市場(chǎng)競(jìng)爭;創(chuàng)新能力;空間杜賓模型

中圖分類號(hào)：F812.7 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A ? ?文章編號(hào)：1003-7217（2020）05-0090-07

一、引 言

2019年財(cái)政部出臺(tái)的《關(guān)于促進(jìn)政府采購公平競(jìng)爭優(yōu)化營商環(huán)境的通知》明確要求，要進(jìn)一步優(yōu)化營商環(huán)境，構(gòu)建統(tǒng)一開放、競(jìng)爭有序的政府采購市場(chǎng)體系，切實(shí)保障政府采購公平競(jìng)爭的市場(chǎng)環(huán)境[1]?？梢?，政府采購制度的市場(chǎng)競(jìng)爭狀況直接影響著我國營商環(huán)境水平，但中國正處于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，省域創(chuàng)新能力正成為支撐地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提升國家創(chuàng)新競(jìng)爭力的關(guān)鍵因素。政府采購政策作為激勵(lì)創(chuàng)新的財(cái)稅政策之一，對(duì)形成有效的創(chuàng)新需求，為創(chuàng)新企業(yè)提供較為穩(wěn)定的市場(chǎng)，糾正創(chuàng)新活動(dòng)中的外部性和市場(chǎng)失靈等發(fā)揮了重要作用。在各國實(shí)踐中，政府采購政策日益受到重視，正成為推進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的有力政策工具。那么，我國政府采購制度在既定市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境下，對(duì)省域創(chuàng)新能力的提升是否具有促進(jìn)作用呢？

已有相關(guān)研究認(rèn)為，政府采購政策通過釋放創(chuàng)新需求的市場(chǎng)信息，為企業(yè)提供了一個(gè)公平競(jìng)爭的創(chuàng)新市場(chǎng)環(huán)境，在一定程度上降低了企業(yè)創(chuàng)新過程中的風(fēng)險(xiǎn)[2，3];政府采購在自主創(chuàng)新領(lǐng)域并非起到扶持落后的作用，而是需要依據(jù)市場(chǎng)化程度設(shè)計(jì)競(jìng)爭機(jī)制，盡可能降低創(chuàng)新產(chǎn)品面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)[4];在引導(dǎo)創(chuàng)新發(fā)展的過程中，要重視政府采購的作用，尤其要借助政府采購競(jìng)爭模式提升企業(yè)的創(chuàng)新意愿[5]。政府采購政策通過引導(dǎo)供應(yīng)商的生產(chǎn)行為和塑造市場(chǎng)競(jìng)爭需求環(huán)境而影響創(chuàng)新[6]?？梢姡麄兌伎隙苏少徴邔?duì)創(chuàng)新的積極作用，但創(chuàng)新主體需要良好市場(chǎng)競(jìng)爭氛圍的支撐。

盡管政府采購政策對(duì)創(chuàng)新具有正向激勵(lì)作用，但在不同的市場(chǎng)環(huán)境中其效果不盡相同。因此，政府采購制度應(yīng)依托于公平統(tǒng)一的市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境。若地方政府弱化政府采購中的競(jìng)爭程度，在供應(yīng)商的選擇方面有意向本地企業(yè)傾斜，那么，政府采購政策將會(huì)阻礙創(chuàng)新，政府采購政策在創(chuàng)新方面激勵(lì)不足的原因在于市場(chǎng)競(jìng)爭程度的不充分性[7]。處于低競(jìng)爭度行業(yè)的企業(yè)，由于壟斷性相較于高競(jìng)爭性的企業(yè)更強(qiáng)，其更容易獲得政府采購合同，也更容易擁有政府采購帶來的創(chuàng)新效益[8]。此外，市場(chǎng)競(jìng)爭程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響因采取不同的財(cái)稅政策有所不同[9]。

已有研究在政府采購與創(chuàng)新方面形成了一定的共識(shí)，但將政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭度與省域創(chuàng)新能力置于同一框架內(nèi)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較為鮮見?；诖?，本文試圖將三者納入同一研究框架，具體分析它們的關(guān)系，并考察在不同行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭水平下，政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響。

二、機(jī)理分析

為更好地分析處于不同市場(chǎng)競(jìng)爭氛圍下，政府采購政策如何作用于創(chuàng)新行為，借鑒相關(guān)研究模型[10，11]，假設(shè)不同市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境對(duì)供應(yīng)商的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)影響有所差異，市場(chǎng)競(jìng)爭程度越高，供應(yīng)商面臨的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)越小，政府采購實(shí)施中不同供應(yīng)商依據(jù)自己面臨的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)大小進(jìn)行創(chuàng)新決策調(diào)整[7]。構(gòu)建供應(yīng)商產(chǎn)品成本模型：C=C0-E+θ。其中，C0為原始成本，E為利用創(chuàng)新活動(dòng)得以減輕的成本，θ為其他因素導(dǎo)致的成本。θ～N（0，σ2），經(jīng)過變形可得C0-C=E-θ。相比成本E，政府成本較易識(shí)別C，也即C0-C是政府可識(shí)別的成本。

由于創(chuàng)新活動(dòng)具有不確定性，因此，構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)成本模型：Cf=12r（1+β）σ2。其中，r代表供應(yīng)商規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的意愿強(qiáng)度。因進(jìn)行創(chuàng)新，供應(yīng)商可以節(jié)省的成本最終由供應(yīng)商和政府享受，β和1-β為各自享受比例;σ2越強(qiáng)，表示不確定性越大。

政府采購收益函數(shù)為：π3=（C0-C）-C（E，C0）=-a+（1-β）（C0-C）=-a+（1-β）（E-θ）。π3最大化的前提是π2=0，并π3對(duì)β求導(dǎo)使其為零，得到π3最大化的情況：β=1-2krσ2M1+2krσ2M，a=C0-1-rσ22kMkC0-C0C0-C021+2krσ2M2。又因?yàn)棣娄?<0且（1-β）σ2>0，當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭帶來的風(fēng)險(xiǎn)越大時(shí)，供應(yīng)商從創(chuàng)新活動(dòng)中得到的收益因分成比例的降低而減少。供應(yīng)商在參與政府采購過程中，市場(chǎng)競(jìng)爭越充分，得到的創(chuàng)新收益越大。在政府采購政策營造的公平統(tǒng)一的市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境下，一方面，供應(yīng)商能夠不斷加強(qiáng)自己的研發(fā)努力，以節(jié)約產(chǎn)品成本，最終實(shí)現(xiàn)價(jià)值最大化;另一方面，政府間接分?jǐn)倓?chuàng)新成本，激發(fā)供應(yīng)商努力研發(fā)，提供價(jià)格更低且質(zhì)量更優(yōu)的創(chuàng)新產(chǎn)品。

三、指標(biāo)設(shè)計(jì)、計(jì)量模型及變量說明

（一）省域創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)設(shè)計(jì)

借鑒已有研究[12-14]，鑒于數(shù)據(jù)可操作性和代表性，主要從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)維度展開，選取15個(gè)指標(biāo)評(píng)價(jià)區(qū)域創(chuàng)新能力水平。其中，創(chuàng)新投入能力分為創(chuàng)新財(cái)力投入、創(chuàng)新物力投入、創(chuàng)新人力投入、創(chuàng)新載體投入四個(gè)方面[15];創(chuàng)新產(chǎn)出分為直接創(chuàng)新產(chǎn)出和間接創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)方面[16，17]（見表1）。

（二）模型選擇與實(shí)證方法

首先，采用TOPSIS改進(jìn)因子分析法評(píng)估區(qū)域創(chuàng)新能力[18];其次，通過相關(guān)檢驗(yàn)，最終選取空間杜賓模型來考察政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭與省域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。

（三）變量說明

1.被解釋變量：省域創(chuàng)新能力水平（Innovation）。通過改進(jìn)的TOPSIS因子分析模型測(cè)算得到，得分越高表示該省的創(chuàng)新水平越高，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.解釋變量：（1）政府采購政策（PP）。數(shù)據(jù)來源于自政府采購網(wǎng)公布的采購合同，經(jīng)過處理共計(jì)得到2013-2017年的174718個(gè)樣本。為探索不同市場(chǎng)競(jìng)爭度下，政府采購政策在省域創(chuàng)新發(fā)揮作用的差異，將政府采購合同劃分為低競(jìng)爭度行業(yè)與高競(jìng)爭度行業(yè)的兩類合同[21]。（2）市場(chǎng)競(jìng)爭度（M）。將市場(chǎng)化指數(shù)作為衡量市場(chǎng)競(jìng)爭的指標(biāo)，由于公布的數(shù)據(jù)截止到2016年，故采用2007-2016年的數(shù)據(jù)對(duì)2017年進(jìn)行數(shù)據(jù)測(cè)算。（3）控制變量（Xlist）。選取政府科技支出（GI）、對(duì)外開放程度（OP）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度（EG）、基礎(chǔ)設(shè)施（ER）為控制變量[22]，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.空間權(quán)重矩陣選擇：為合理地選取空間權(quán)重，充分探討空間要素的相關(guān)關(guān)系，構(gòu)建鄰接權(quán)重（W1）、地理距離權(quán)重（W2）、經(jīng)濟(jì)總量權(quán)重（W3）三種權(quán)重[23-25]。W1矩陣元素具有當(dāng)i=j，W1i，j=0;i≠j，W1i，j=1的特征，這是基于省份間只存在相鄰與不相鄰兩種狀態(tài);數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國地圖（2016年版）》。W2矩陣元素具有當(dāng)i=j，W2i，j=0;i≠j，W2i，j=1/di，j的特征。di，j根據(jù)省會(huì)城市間距離計(jì)算而得，數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國地圖（2016）》。W3矩陣元素具有當(dāng)i=j，W3i，j=0;i≠j，W3i，j=1/di，j的特征。其中，di，j的計(jì)算方法為1GDPj-GDPi（j≠i），GDPl表示樣本期間內(nèi)i地區(qū)的實(shí)際人均GDP的平均數(shù)[26]，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。變量說明見表2。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）省域創(chuàng)新能力測(cè)算

通過KMO和巴特利特檢驗(yàn)（具體結(jié)果略），KMO值均大于0.8，巴特利特檢驗(yàn)的顯著性水平為0，說明選取因子分析較為合理。因子分析結(jié)果匯總見表3。

對(duì)特征值大于1的因子進(jìn)行主成分提取和因子旋轉(zhuǎn)。經(jīng)逐年分析，提取各個(gè)省份各年的三個(gè)公共因子分別為F1m，t、F2m，t、F3m，t。結(jié)合總方差解釋的貢獻(xiàn)率，依據(jù)如下模型測(cè)算各省各年的創(chuàng)新能力因子得分：Innovationmt=ω1tF1m，t+ω2tF2m，t+ω3tF3m，t（t=2013，2014，…，2017）（m=1，2，…，31）。根據(jù)31個(gè)省份五年的創(chuàng)新能力得分，借助TOPSIS方法，測(cè)算得到創(chuàng)新能力的綜合排名（見表4）?？梢钥闯觯∮蜷g的創(chuàng)新能力強(qiáng)弱懸殊較大。若將得分大于0.8劃分為第一梯隊(duì)，大于0.5為第二梯隊(duì)，其余歸入第三梯隊(duì)，則第一梯隊(duì)的省份多數(shù)屬于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，這類地區(qū)擁有雄厚的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和強(qiáng)大的創(chuàng)新資源集聚能力。其中，廣東和江蘇是創(chuàng)新能力最強(qiáng)的兩個(gè)省份，兩省的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出水平都較高。第二梯隊(duì)的省份多屬于中部地區(qū)和東北地區(qū)。第三梯隊(duì)多處于西部邊緣地區(qū)，這類省份創(chuàng)新資源集聚能力較弱且創(chuàng)新產(chǎn)出能力也較弱?？傮w來看，我國省域創(chuàng)新能力呈現(xiàn)東部強(qiáng)，西部弱的特點(diǎn)，因此，分析我國的創(chuàng)新水平需要進(jìn)一步考慮空間因素的影響。

（二）省域創(chuàng)新能力的空間自相關(guān)檢驗(yàn)

選取MoranI指數(shù)檢驗(yàn)創(chuàng)新能力在省域間是否存在空間依賴性;I>0，表明省域創(chuàng)新能力存在空間正相關(guān)性，且相關(guān)強(qiáng)度隨著其值的增大而加強(qiáng);I=0，表明省域創(chuàng)新能力在空間上呈現(xiàn)隨機(jī)性。結(jié)果見表5。

表5顯示了在鄰接空間權(quán)重（W1）、地理距離權(quán)重（W2）和經(jīng)濟(jì)總量權(quán)重（W3）下，每年省域創(chuàng)新能力Morans I及其P值?？傮w來說，I值均顯著為正，說明省域之間創(chuàng)新能力具有較強(qiáng)的空間正相關(guān)性和聚集性。具體來看，在W1下，I值最大;W2下，次之;W3下，I值最小。表明省域間創(chuàng)新能力有顯著的空間正相關(guān)性，選取空間計(jì)量模型分析是合理的;本省份的創(chuàng)新能力提升對(duì)鄰近省份創(chuàng)新能力提升具有明顯促進(jìn)作用;省域間創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)隨著地理距離的擴(kuò)大而減弱;省份間創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)伴隨著經(jīng)濟(jì)水平差距擴(kuò)大而減弱。

另據(jù)2017年創(chuàng)新能力省域空間分布的Morans I圖顯示①：H-H區(qū)域省份自身和周圍省份創(chuàng)新能力較強(qiáng)，二者空間差異性小，正相關(guān)性強(qiáng)，主要有北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等省份;L-L區(qū)域省份自身創(chuàng)新能力不強(qiáng)，且周邊省份創(chuàng)新能力也不高，主要有山西、廣西、貴州、云南、西藏、甘肅、寧夏、新疆等省份;L-H區(qū)域自身創(chuàng)新能力弱但周圍省份創(chuàng)新能力較強(qiáng)，具有空間負(fù)相關(guān)性，主要有內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、海南、青海等省份;H-L區(qū)域自身創(chuàng)新能力強(qiáng)，但周圍地區(qū)創(chuàng)新能力較差，包括安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶、四川、陜西等省份。

（三）空間杜賓模型下政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響

根據(jù)W1、W2、W3權(quán)重下空間靜態(tài)杜賓模型回歸結(jié)果及滯后一期的空間動(dòng)態(tài)杜賓模型的效應(yīng)分析以及回歸前進(jìn)行的Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)結(jié)果顯示①，Wald值和LR值顯著，表明選取空間杜賓模型是合理的;同時(shí)，Hausman統(tǒng)計(jì)量顯著，表明采用固定效應(yīng)更好。

相比W2和W3，在W1權(quán)重下結(jié)果更加穩(wěn)健，表明在既定的政府采購政策和市場(chǎng)競(jìng)爭度影響下，省域間創(chuàng)新能力的影響更多受限于鄰近省份。究其原因，相比地理距離和經(jīng)濟(jì)水平，政治上的鄰近距離是我國政府采購雙方跨省合作考慮的主要因素，進(jìn)而借助政府采購制度促進(jìn)省域創(chuàng)新能力提升的效益也會(huì)惠及周邊省份，也表明我國現(xiàn)有的政府采購政策對(duì)創(chuàng)新能力激勵(lì)作用深受地方保護(hù)意識(shí)影響。

模型（1）結(jié)果顯示①政府采購系數(shù)顯著為正，說明政府采購政策對(duì)省域創(chuàng)新能力具有促進(jìn)作用，原因在于：在創(chuàng)新市場(chǎng)，政府采購合同的簽訂在很大程度上激發(fā)了當(dāng)?shù)貏?chuàng)新市場(chǎng)有效需求，消減了創(chuàng)新活動(dòng)的不確定性，強(qiáng)化了供應(yīng)商創(chuàng)新的意愿，從而加大了創(chuàng)新投入，確保有效的創(chuàng)新產(chǎn)出，最終提高了省域創(chuàng)新能力。同時(shí)，市場(chǎng)競(jìng)爭度的系數(shù)通過了顯著性水平檢驗(yàn)且為正，表明市場(chǎng)競(jìng)爭度對(duì)各省的創(chuàng)新能力提高也具有積極影響，市場(chǎng)程度越高，越有利于省域創(chuàng)新能力提升。其原因在于：良好的市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制能夠保障企業(yè)順利進(jìn)入創(chuàng)新市場(chǎng)，并依據(jù)邊際成本和邊際收益進(jìn)行決策，創(chuàng)新效益能夠在企業(yè)之間正常流動(dòng)。此外，政府采購和市場(chǎng)競(jìng)爭交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且具有統(tǒng)計(jì)意義，意味著當(dāng)前的政府采購政策通過對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭的影響并進(jìn)而對(duì)省域創(chuàng)新能力的提高造成了負(fù)面影響，可能的原因在于：當(dāng)前我國政府采購政策所依托的市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制并不高效，現(xiàn)實(shí)中可能存在政府采購在選擇供應(yīng)商時(shí)偏向保護(hù)本地企業(yè)，為外地供應(yīng)商增設(shè)競(jìng)爭門檻，導(dǎo)致政府采購對(duì)外、對(duì)內(nèi)信息不對(duì)稱，最終破壞政府采購機(jī)制依托的市場(chǎng)公平競(jìng)爭機(jī)制，進(jìn)而抑制供應(yīng)商配置創(chuàng)新資源的意愿。最后，從控制變量來看，地方政府財(cái)政科技支出系數(shù)顯著為正，意味著地方政府在財(cái)政上對(duì)創(chuàng)新的支持強(qiáng)度越大，省域創(chuàng)新能力提升的效果越佳;地方經(jīng)濟(jì)增長率的系數(shù)顯著為負(fù)，表明地方政府經(jīng)濟(jì)增長率的趨勢(shì)與創(chuàng)新能力發(fā)展的趨勢(shì)不一致，這可能是由于地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率差距的控制意識(shí)強(qiáng)于對(duì)創(chuàng)新能力差距的控制意識(shí);地方經(jīng)濟(jì)開放程度與基礎(chǔ)設(shè)施完備程度的系數(shù)為正且具有一定的統(tǒng)計(jì)意義，說明地方經(jīng)濟(jì)越開放、基礎(chǔ)設(shè)施條件越好，越有利于創(chuàng)新要素的流動(dòng)，益于省域創(chuàng)新能力提升。

模型（4）結(jié)果顯示①，滯后一期的政府采購政策對(duì)省域創(chuàng)新能力的提升具有顯著正效應(yīng)，說明省域創(chuàng)新能力的變化具有動(dòng)態(tài)效應(yīng)，即前一期創(chuàng)新能力對(duì)后一期創(chuàng)新能力具有顯著影響。相比靜態(tài)模型，其他變量不再顯著，對(duì)省域創(chuàng)新能力的提升不再具有解釋力。

（四）空間效應(yīng)分解下政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響

表6報(bào)告的是空間杜賓模型的效應(yīng)分解。其中，直接效應(yīng)代表著該變量對(duì)本省份內(nèi)部創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響;間接效應(yīng)表示該變量對(duì)本省之外其他省份的創(chuàng)新能力作用程度;總效應(yīng)則由直接效應(yīng)和間接效應(yīng)加總而成。

首先，政府采購政策的空間效應(yīng)分別為0.14、0.16、0.3，且均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明我國政府采購政策不僅對(duì)本省的創(chuàng)新能力提升有積極意義，而且還能顯著提高鄰近省份的創(chuàng)新水平，且間接效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)。在一定程度上也證明利用政府采購政策可以激發(fā)本省和外省的創(chuàng)新市場(chǎng)活力，促進(jìn)省域間創(chuàng)新資源要素流動(dòng)，進(jìn)而提高全國創(chuàng)新能力。

其次，市場(chǎng)競(jìng)爭度的空間效應(yīng)均顯著為正，間接效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)，也即創(chuàng)新市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制越高效，越能夠提高本省和其他省份的創(chuàng)新水平，且本省的市場(chǎng)競(jìng)爭度對(duì)其他省份的創(chuàng)新能力提升作用更大。究其原因，本省創(chuàng)新市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制的培育能夠吸引外省供應(yīng)商進(jìn)入，提升其進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的意愿。

再次，從政府采購政策和市場(chǎng)競(jìng)爭交互項(xiàng)來看，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都對(duì)省域創(chuàng)新能力的提升起到了抑制作用，表明政府采購制度對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制的干擾會(huì)阻礙省內(nèi)外創(chuàng)新市場(chǎng)活動(dòng)的正常進(jìn)行。

（五）區(qū)分行業(yè)下政府采購、市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響

進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明①，選擇固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行分析效果好;同時(shí)，進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)的顯著性水平測(cè)試，表明選擇空間杜賓模型能夠較好地解釋高競(jìng)爭度行業(yè)和低競(jìng)爭度行業(yè)的政府采購政策、市場(chǎng)競(jìng)爭度對(duì)省域創(chuàng)新能力的影響。

1.在高競(jìng)爭度行業(yè)內(nèi)，政府采購政策對(duì)省內(nèi)、省外創(chuàng)新能力提升均沒有解釋力，但市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境對(duì)本省創(chuàng)新能力具有促進(jìn)作用，對(duì)省外的創(chuàng)新能力提升并沒有顯著影響。可能的原因：高競(jìng)爭度行業(yè)往往同類型供應(yīng)商較多，供應(yīng)商獲得政府采購合同的概率較小，政府采購政策本身對(duì)這類企業(yè)的吸引力有限。但在市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制高效運(yùn)行的前提下，本地供應(yīng)商一旦獲得政府采購合同，便能極大提升其創(chuàng)新能力。但是，由于政府采購政策存在地方保護(hù)主義，容易造成本省采購商和外省采購商被區(qū)別對(duì)待，導(dǎo)致政府采購政策未能在高競(jìng)爭行業(yè)對(duì)省外創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向外溢效應(yīng)。

2.在低競(jìng)爭度行業(yè)內(nèi)，政府采購政策對(duì)本省創(chuàng)新能力的提高具有抑制作用，但對(duì)外省創(chuàng)新能力提升具有空間外溢效應(yīng)。提升政府采購的市場(chǎng)競(jìng)爭度有利于提高本省的創(chuàng)新水平，但對(duì)省外的創(chuàng)新能力提升沒有顯著影響。原因在于：該類供應(yīng)商較易長期獲得政府采購合同，在滿足一定創(chuàng)新需求之后，可能還會(huì)出現(xiàn)創(chuàng)新資源閑置的情況。未考慮市場(chǎng)競(jìng)爭，政府采購政策對(duì)于省內(nèi)供應(yīng)商創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)有限，表現(xiàn)為政府采購政策并不能提高本省創(chuàng)新能力。在政府采購政策引入有效的競(jìng)爭機(jī)制后，引發(fā)了省份內(nèi)行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭，引導(dǎo)創(chuàng)新資源的重新流動(dòng)，從而使省份內(nèi)部企業(yè)的創(chuàng)新能力提升。但低競(jìng)爭行業(yè)中政府采購制度存在地方保護(hù)性，導(dǎo)致政府采購政策對(duì)省域創(chuàng)新能力的外溢性有限。

因此，無論是高競(jìng)爭行業(yè)還是低競(jìng)爭行業(yè)，提高政府采購制度的市場(chǎng)競(jìng)爭度都有利于本省的創(chuàng)新能力的提升。若要使得政府采購政策對(duì)外省創(chuàng)新能力產(chǎn)生空間正的外溢效應(yīng)，應(yīng)考慮摒棄地方保護(hù)主義。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)行改變時(shí)間、樣本容量、解釋變量的檢驗(yàn)。其穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示①，改變時(shí)間維度的SDM模型，時(shí)間由原來的2013-2017年縮短為2013-2016年，從回歸結(jié)果來看，結(jié)論依舊保持不變;縮減樣本容量的空間杜賓模型的結(jié)果顯示，由原來31個(gè)樣本省份縮減至25個(gè)樣本省份，結(jié)論也與前文保持一致;為了排除省域創(chuàng)新能力增強(qiáng)是由其他財(cái)稅政策導(dǎo)致的可能性，選取地方政府科技補(bǔ)助替換政府采購政策進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示政府科技補(bǔ)助系數(shù)不再顯著。綜上，表明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策啟示

以上研究結(jié)果表明，政府采購政策的實(shí)施有利于省域創(chuàng)新能力的提升，市場(chǎng)競(jìng)爭度越高，越有利于省域創(chuàng)新能力的提高。但我國政府采購尚未形成高效的市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制，對(duì)省域創(chuàng)新水平提高具有一定的抑制作用。政府采購政策能夠激發(fā)省域內(nèi)和省域外的創(chuàng)新市場(chǎng)活力，省域內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭度的維護(hù)能夠提升省內(nèi)外供應(yīng)商參與創(chuàng)新活動(dòng)的積極性，政府采購機(jī)制對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭造成的干擾會(huì)阻礙省內(nèi)外創(chuàng)新市場(chǎng)活動(dòng)的正常進(jìn)行。無論是低競(jìng)爭行業(yè)還是高競(jìng)爭行業(yè)，在政府采購中保持適度的市場(chǎng)競(jìng)爭對(duì)促進(jìn)省域創(chuàng)新均有一定的積極意義。

依據(jù)實(shí)證結(jié)論，得到如下政策啟示：第一，鑒于政府采購政策能正向激勵(lì)省域創(chuàng)新能力提升的事實(shí)，且我國政府采購政策引導(dǎo)創(chuàng)新還處于摸索階段，政府需要強(qiáng)化創(chuàng)新導(dǎo)向的政府采購目標(biāo)，逐步引入需求型的創(chuàng)新政策配合已有供給型的創(chuàng)新政策，共同作用于我國的創(chuàng)新能力提升。第二，我國政府采購制度依托于不高效的市場(chǎng)競(jìng)爭機(jī)制對(duì)省域創(chuàng)新產(chǎn)生了阻礙作用，同時(shí)，又因?yàn)檎少徱?guī)模大，采購流程復(fù)雜，極易在政府采購過程中出現(xiàn)尋租等不良行為，破壞政府采購的公平競(jìng)爭機(jī)制。因此，亟需規(guī)范政府采購流程，建立政府采購合同監(jiān)督機(jī)制，營造良好的創(chuàng)新市場(chǎng)競(jìng)爭環(huán)境。第三，政府對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)品和創(chuàng)新服務(wù)的采購應(yīng)該摒棄地方保護(hù)主義，尋找最合適的供應(yīng)商進(jìn)行創(chuàng)新合作，將競(jìng)爭機(jī)制發(fā)揮到最大，必要時(shí)可引入中介機(jī)構(gòu)，替代政府尋求最佳供應(yīng)商。第四，依據(jù)行業(yè)競(jìng)爭度情況，設(shè)計(jì)不同的政府采購機(jī)制，如在高競(jìng)爭度行業(yè)，設(shè)計(jì)中小企業(yè)政府最低采購金額保護(hù)機(jī)制;在低競(jìng)爭行業(yè)，設(shè)計(jì)供應(yīng)商合作機(jī)制，更大程度地激發(fā)彼此的研發(fā)努力。

注釋：

① 因篇幅所限，具體結(jié)果未作呈現(xiàn)。如有需要，可聯(lián)系作者。

參考文獻(xiàn)：

[1] 財(cái)政部. 關(guān)于促進(jìn)政府采購公平競(jìng)爭優(yōu)化營商環(huán)境的通知[N]. 建筑時(shí)報(bào)，2019-09-09（003）.

[2] 胡衛(wèi).作為創(chuàng)新政策工具的公共技術(shù)采購[J].科學(xué)學(xué)研究，2004（1）：43-46.

[3] 張靜中，黃芬.政府采購促進(jìn)中小企業(yè)自主創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)途徑[J].理論探討，2007（5）：73-76.

[4] 沈木珠，徐升權(quán).促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的政府采購政策研究[J].中國政府采購，2006（1）：24-26.

[5] 王叢虎.論我國政府采購促進(jìn)自主創(chuàng)新[J].科學(xué)學(xué)研究，2006（6）：967-970.

[6] Uyarra E， Flanagan K. Understanding the inovation impacts of public pocurement[J].European Planning Studies， 18（1）：123-143.

[7] 胡凱，蔡紅英，吳清.中國的政府采購促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新嗎？[J].財(cái)經(jīng)研究，2013，39（9）：134-144

[8] 李玲.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系實(shí)證研究——來自深市上市公司的證據(jù)[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2014，31（19）：96-102.

[9] 夏清華，黃劍.市場(chǎng)競(jìng)爭、政府資源配置方式與企業(yè)創(chuàng)新投入——中國高新技術(shù)企業(yè)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)管理，2019，41（8）：5-20.

[10] Chu L Y， Sappington D E M.Procurement contracts：theory vs practice[J].International Journal of Industrial Organization，2009，27（1）：51-59.

[11] 彭鴻廣.激勵(lì)創(chuàng)新的采購機(jī)制設(shè)計(jì)[M].杭州：浙江大學(xué)出版社，2015：106.

[12] 范德成，周豪.區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)的因子分析法研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006（3）：61-63.

[13] 白嘉.中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的評(píng)價(jià)與比較[J].科學(xué)管理研究，2012，30（1）：15-18.

[14] 肖建華，熊娟娟.財(cái)政引導(dǎo)創(chuàng)新資源配置效率及其影響因素——來自18個(gè)高新區(qū)與新區(qū)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2018，39（3）：105-111.

[15] 張序萍，劉中文，張峰.區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力指標(biāo)體系的構(gòu)建及評(píng)價(jià)[J].科技管理研究，2010，30（21）：69-74.

[16] 陳勁，陳鈺芬.企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2006（3）：86-91.

[17] 邵云飛，譚勁松.區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力形成機(jī)理探析[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2006（4）：1-11.

[18] 熊國經(jīng)，熊玲玲，陳小山.泛珠三角洲區(qū)域高?？萍紕?chuàng)新能力評(píng)價(jià)——基于E-TOPSIS改進(jìn)因子分析法的實(shí)證研究[J].科技管理研究，2018，38（22）：86-91.

[19] 董鋒，譚清美，周德群.多指標(biāo)面板數(shù)據(jù)下的企業(yè)R&D能力因子分析[J].研究與發(fā)展管理，2009，21（3）：50-56.

[20] 肖啟華，黃碩琳，王慰.多指標(biāo)面板數(shù)據(jù)因子分析的分層模型及應(yīng)用[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí)，2015，45（12）：86-93.

[21] 黃蕾.產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭、董事會(huì)治理與上市公司信息披露質(zhì)量[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2013，34（2）：83-87.

[22] 馮海波，周懿.稅收負(fù)擔(dān)與中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍度——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析[J].稅務(wù)研究，2019（2）：68-75.

[23] 李婧，譚清美，白俊紅.中國區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的空間計(jì)量分析——基于靜態(tài)與動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證研究[J].管理世界，2010（7）：43-55，65.

[24] 王娟，胡洋.空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng)：工業(yè)生態(tài)創(chuàng)新對(duì)資源環(huán)境承載力的影響研究[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2020，41（1）：117-124.

[25] 楊維，姚程，蘇夢(mèng)穎.城鎮(zhèn)化水平影響創(chuàng)新產(chǎn)出的地區(qū)差異性和空間依賴性——基于非空間面板與空間面板模型的實(shí)證分析[J].中國軟科學(xué)，2019（7）：91-101.

[26] 林光平，龍志和，吳梅.我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的空間計(jì)量實(shí)證分析：1978—2002年[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（S1）：67-82.

（責(zé)任編輯：寧曉青）