溫 科，李常洪，徐曉肆

（1.山西大學 經濟管理學院，山西 太原 030006；2.邯鄲學院 經濟管理學院，河北 邯鄲 056003）

一、引言及文獻綜述

近年來，我國經濟已由高速增長階段向高質量發(fā)展階段轉變，經濟增長方式也正在由傳統(tǒng)要素驅動向創(chuàng)新驅動轉變，科技創(chuàng)新成為撬動生產方式變革、推動經濟結構調整的有力杠桿。如何在世界新一輪的科技革命和產業(yè)變革浪潮中，以科技創(chuàng)新推動我國區(qū)域產業(yè)技術變革和優(yōu)化升級，夯實區(qū)域經濟高質量發(fā)展對我國經濟高質量發(fā)展的支撐作用，具有重要意義。

2022年3月發(fā)布的《中共中央國務院關于加快建設全國統(tǒng)一大市場的意見》（下文簡稱《意見》）中提出，建設全國統(tǒng)一大市場的主要目標之一在于發(fā)揮超大規(guī)模市場具有豐富應用場景和放大創(chuàng)新收益的優(yōu)勢，通過市場需求引導創(chuàng)新資源有效配置?！兑庖姟分幸蔡岢鼋⑷珖y(tǒng)一大市場的難點在于：加快清理廢除妨礙統(tǒng)一市場和公平競爭的各種規(guī)定和做法，破除各種封閉小市場、自我小循環(huán)。在黨的二十大報告中，“構建全國統(tǒng)一大市場，深化要素市場化改革，建設高標準市場體系”被作為“構建高水平社會主義市場經濟體制”的一項重要內容。可見，全國統(tǒng)一大市場建設對于加快實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新要素有序流動和合理配置，進而提升區(qū)域“整體”創(chuàng)新績效十分重要，而破除基于地方保護的市場分割是推進全國統(tǒng)一大市場建設的落腳點，不僅體現(xiàn)了全國大市場的統(tǒng)一性，也體現(xiàn)了其開放性、競爭性和有序性。

盡管現(xiàn)階段已有學者就如何配置創(chuàng)新資源（Chen 和Guan，2012）［1］、減少知識冗余（王建平，2020）［2］、提升區(qū)域創(chuàng)新績效（韓軍和孔令丞，2021）［3］展開了深入研究，然而，現(xiàn)有研究的不足之處主要在于并未有效地研究以“市場分割準則”為代表的制度環(huán)境下區(qū)域間戰(zhàn)略或策略關系對創(chuàng)新績效的影響。隨著我國經濟發(fā)展方式的轉變，各地政府對于市場分割形式的關注重心已從“市場準入約束”向“技術壁壘約束”轉移，因此，近年來學者們開始關注市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系問題。有關研究主要集中在“市場需求與創(chuàng)新”“財政分權體制與區(qū)域創(chuàng)新”等方面。前者強調市場需求擴張是創(chuàng)新的內在動力（Zweimüller 和Brunner，2005）［4］，后者則更關注分權體制下的財政分權程度（吳延兵，2017）［5］、地方政府行為（李鳳 嬌 等，2021）［6］以 及 地 方 政 府 競 爭（Taylor，2007）［7］對區(qū)域創(chuàng)新的影響。但要注意的是，財政分權體制下的地方政府競爭行為問題與市場分割現(xiàn)象并非“等同關系”，即財政分權與地方政府競爭并非必然引發(fā)市場分割，世界上眾多地區(qū)仍然存在“財政高度分權與市場高度整合并存”“地方政府間競爭與合作關系并存”等現(xiàn)象（李永友等，2021）［8］。

市場分割較早由Young（2000）［9］等學者提出，主要是指地方政府為了維護本地已有利益，通過各種行政管制措施，限制本地與外地市場的資源要素相互流通的行為，其在一定程度上違背了市場資源配置的規(guī)律。然而，對于中國這樣一個分權體制下的轉型經濟體來說，以行政單位為主體的區(qū)域關系格局呈現(xiàn)出一種基于本地資源稟賦和生產要素相對豐裕程度的地方保護主義態(tài)勢，由此引發(fā)的市場分割阻礙了區(qū)域間統(tǒng)一市場經濟體系的建立（Chernenko 和Sunderam，2012）［10］。從短期看，區(qū)域間的市場分割行為可以為地方帶來一定的壟斷邊際收益，有效防止核心技術及資源外溢，降低初創(chuàng)企業(yè)的外部競爭威脅，但也阻礙了產業(yè)集群的形成，減少了企業(yè)規(guī)模經濟效益（Gambardella 和Giarratana，2013）［11］。從長期看，市場分割行為制約了區(qū)域間的經濟循環(huán)，限制了區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡的形成、創(chuàng)新要素的流動以及市場主體間的創(chuàng)新交流和學習活動，降低了企業(yè)等創(chuàng)新主體開展創(chuàng)新活動的積極性，改變了創(chuàng)新的效率函數(shù)，從而對本區(qū)域創(chuàng)新績效提升產生不利影響。呂越等（2021）［12］基于2007—2017 年上市公司面板數(shù)據(jù)，提出市場分割抑制了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展水平；卿陶和黃先海（2021）［13］研究了市場分割在市場激勵與企業(yè)創(chuàng)新關系中的作用機理，發(fā)現(xiàn)市場分割削弱了市場激勵對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用；俞立平等（2022）［14］提出市場分割對產業(yè)創(chuàng)新的影響具有門檻效應，但長期來看還是不利的。盡管現(xiàn)階段大部分研究都支持“市場分割不利于創(chuàng)新”的結論，但仍有以下兩個方面的問題需要注意：一是Arrow（1962）［15］在創(chuàng)新與經濟增長理論中所提到的觀點，即創(chuàng)新行為具有高度的不確定性和外部性，而該不確定性和外部性將導致企業(yè)創(chuàng)新水平低于其最優(yōu)水平［16］，此時，政府的產業(yè)扶持政策將有利于企業(yè)提升其創(chuàng)新績效，這就是產業(yè)扶持的創(chuàng)新激勵效應；二是幼稚產業(yè)理論的觀點，即初創(chuàng)企業(yè)的生產與創(chuàng)新成本較高，其主要在對外貿易以及“干中學”的過程中降低成本，為了避免初創(chuàng)企業(yè)在市場競爭中處于劣勢，政府需要采取相應的扶持政策，增強企業(yè)的市場勢力和競爭優(yōu)勢［17］。以上觀點強調了政府的產業(yè)扶持政策對創(chuàng)新活動的激勵和促進作用，而產業(yè)扶持政策與市場分割也具有較強的相關性。因此本文認為，對于市場分割與區(qū)域創(chuàng)新的關系問題還需要進一步探討，這對于以中國為代表的后發(fā)國家而言是十分有意義的。

此外，地方保護所導致的市場分割所產生的“扭曲效應”不僅會導致各種要素資源向國有企業(yè)過度傾斜（范子英和周小昶，2022）［18］，也會限制要素資源在區(qū)域間的自由流動，進而導致其邊際報酬率減低，引發(fā)空間資源錯配（Ryzhenkov，2016）［19］。如劉毓蕓等（2017）［20］、郎昆和劉慶（2021）［21］的研究均認為，市場分割是導致區(qū)域資源配置扭曲的重要因素；而且空間資源錯配也會抑制創(chuàng)新能力與績效水平的提升（謝東水，2020）［22］。遺憾的是，以往研究并未進一步考察市場分割下的空間資源錯配對區(qū)域創(chuàng)新活動的影響，這不利于深入考察市場分割影響區(qū)域創(chuàng)新活動的內在機制和傳導路徑。

本文基于現(xiàn)有文獻的研究不足，結合當前中國落實統(tǒng)一大市場建設、創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略、創(chuàng)新型國家高質量發(fā)展的重大現(xiàn)實背景，從空間資源錯配的視角分析市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關系，并從以下三個方面展開研究：第一，通過2002—2020 年我國31 個省域面板數(shù)據(jù)，實際考察地方政府保護主義所造成的市場分割動態(tài)變化情況。在此基礎上，運用多元線性回歸以及工具變量法實證分析市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響效應。這不僅有利于進一步揭示以市場分割為代表的政府行為與區(qū)域創(chuàng)新的關系，還有利于為探究影響區(qū)域創(chuàng)新的制度因素提供思路。第二，基于空間資源錯配的視角，研究市場分割影響區(qū)域創(chuàng)新績效的中介傳導機制，即市場分割抑制各種資源要素的自由流動，導致各種資源在空間上的錯配，進而影響區(qū)域創(chuàng)新績效。第三，地方政府保護主義行為形成的市場分割進而引發(fā)的資源錯配，有可能對區(qū)域創(chuàng)新績效產生抑制作用，但地方政府在進行保護主義行為的同時，也在進行支持區(qū)域創(chuàng)新的政策行為。因此，有必要從政府科技支持的角度展開研究，進而更加全面地探討市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系。

二、理論分析與研究假設

近年來，隨著中國經濟的不斷發(fā)展與產業(yè)轉型升級的不斷推進，產能過剩、資源分配不均、生態(tài)環(huán)境破壞等方面的問題日益加劇，通過技術創(chuàng)新提高生產效率以及減少資源浪費已成為各地政府經濟及產業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略方面的重要選擇，這就使得各地政府不斷加強對本地區(qū)技術創(chuàng)新活動的保護。首先，從技術創(chuàng)新的特征方面看，隨著現(xiàn)階段社會信息技術水平的不斷提升，有關技術創(chuàng)新的知識和信息等要素的流動性日益增強，其無償外溢性也在不斷增強。尤其是在某些核心技術或關鍵技術方面，為了避免其無償流失或被模仿，地方政府經常會采取地方保護和市場分割行為，在技術、貿易以及市場等方面設置壁壘。其次，相對于成熟企業(yè)而言，初創(chuàng)企業(yè)的產品市場份額小、規(guī)模經濟效益低下，其主要依托于自身獨特的新技術與其他企業(yè)展開市場競爭，并且新技術從創(chuàng)意產生、研發(fā)創(chuàng)造到商業(yè)化運用需要經歷較長的周期，技術流失的風險性與邊際損失更高，這就需要區(qū)域政策及制度的保護。

綜上所述，市場分割行為在短期內有利于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。但是，過度的、長期的地方保護與市場分割行為，將阻礙創(chuàng)新要素按照市場規(guī)律進行正常流動，抑制企業(yè)與其他地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新交流活動以及創(chuàng)新資源的外溢，進而無法建立有效的創(chuàng)新網(wǎng)絡與創(chuàng)新生態(tài)，這對于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升會產生阻礙。長期的市場分割所形成的“進入封鎖”等行為性壁壘、“產品差異”等結構性壁壘以及“沉沒成本高”等退出壁壘，限制了其他地區(qū)的市場競爭對手進入本地市場，這在一定程度上維護了本地企業(yè)的利益，但也造成了本地企業(yè)競爭不足，使其缺乏通過創(chuàng)新改善自身劣勢的動力，進而減少R&D 投入。長期的市場分割會抑制市場需求帶給企業(yè)的創(chuàng)新動力，實證研究證明，企業(yè)市場的擴張是激勵企業(yè)創(chuàng)新的主要內在動力，但市場分割所形成的各種壁壘和障礙，使得產品不能在各地市場之間自由流動，這提升了產品的交易成本，抑制了市場擴張，進而影響企業(yè)創(chuàng)新，這也是導致各地區(qū)域創(chuàng)新績效差異較大的主要原因［23］。

基于以上分析，本文提出假設1。

H1：市場分割在影響區(qū)域創(chuàng)新績效過程中呈現(xiàn)“倒U”型特征。即當市場分割程度較低時，其能夠促進區(qū)域創(chuàng)新績效提升；而當市場分割程度較高時，其會對區(qū)域創(chuàng)新績效產生抑制作用。

地方政府之間的市場分割阻礙了資源要素在區(qū)域間的自由流動，就會影響資源要素在區(qū)域間的優(yōu)化配置，進而可能降低資源要素的空間配置效率，造成空間資源錯配。那么，空間資源錯配對區(qū)域創(chuàng)新績效的提升會造成影響嗎？與“資源錯配”相對應的概念是“資源有效配置”［24］，資源有效配置是提升社會經濟總量產出水平與生產率以及推動經濟高質量發(fā)展的有效途徑，它是能使經濟社會整體產出達到帕累托最優(yōu)的資源配置方式，是勞動力、資本等要素資源在區(qū)域間合理分配的表現(xiàn)。而空間資源錯配則是資本、勞動力等要素資源在區(qū)域等空間層面上的非帕累托最優(yōu)配置。已有研究表明，存在資源錯配的情況下，中國制造業(yè)總量的生產率將下降15%［25］，而造成資源錯配的主要因素之一就是市場分割所導致的要素資源流動受阻。改革開放以來，隨著經濟的動態(tài)發(fā)展，中央政府與地方政府之間的經濟和產業(yè)政策偏好也逐漸不一致，由地方分權以及“晉升錦標賽制度”衍生的市場分割行為導致勞動力、資本等要素資源無法正常或自由流動，造成要素資源使用能效低下，引發(fā)空間資源錯配［20］，這也抑制了區(qū)域的可持續(xù)發(fā)展。首先，市場分割會對區(qū)域資源配置產生扭曲效應。例如，市場分割在區(qū)域經濟轉型的過程中為國有企業(yè)提供了大量的隱性補貼和福利，降低了其轉型發(fā)展的動力，造成國有企業(yè)的資源冗余，致使其資源利用效率低下。其次，根據(jù)新古典經濟模型，資源要素的收益率取決于邊際產出，而邊際產出則取決于生產函數(shù)與資源要素集約度，不同的資源要素集約度會影響其所帶來的收入分配結構。市場分割通過限制資源要素流動，導致要素資源邊際收益率下降，進而引發(fā)資源配置結構扭曲。

此外，資源要素的空間錯配也是抑制區(qū)域創(chuàng)新績效的主要因素。地方政府在實施市場分割策略過程中，為了擺脫分割市場所帶來的“囚徒困境”，獲得公共物品利益和實現(xiàn)“占優(yōu)均衡”，會有意壓低勞動力、資本等要素資源，進而為本地企業(yè)創(chuàng)造更為廣闊的盈利空間，但這卻造成了資源要素價格的扭曲，進而對區(qū)域創(chuàng)新績效帶來了不利影響。第一，壓低勞動力、資本等要素資源的價格，會降低區(qū)域市場需求水平，進而有可能限制新產品市場消費水平，這在一定程度上抑制了企業(yè)創(chuàng)新的動力。第二，市場分割所造成的要素資源流動受限使得區(qū)域產業(yè)布局也無法達到相對優(yōu)化。眾多地區(qū)在市場分割策略的引導下，不顧本地資源稟賦特征，將大量資源集中在某些自身并不具備發(fā)展基礎和優(yōu)勢的產業(yè)領域，如資源型城市發(fā)展電子信息產業(yè)等，這在一定程度上限制了本地優(yōu)勢產業(yè)的轉型升級與核心技術研發(fā)的進程。第三，壓低勞動力等生產要素資源的價格，使得企業(yè)更傾向于大量投資廠房、設備等有形要素，導致以有形要素投入為主的粗放型經濟模式有利可圖，這限制了企業(yè)通過提高人力資源質量進而提升自主創(chuàng)新水平的動力。第四，勞動力等要素價格的下降會導致人力資源的工資水平下降，這降低了創(chuàng)新人才的積極性，不利于其知識與創(chuàng)新能力的發(fā)揮。第五，市場分割限制資源要素流通，使得各地高校、研究機構的創(chuàng)新資源無法優(yōu)化配置，降低了各地區(qū)間產學研合作積極性與協(xié)同創(chuàng)新的績效。

基于以上分析，本文提出假設2。

H2：空間資源錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系中具有中介作用，即市場分割加劇了資源的空間錯配，進而對區(qū)域創(chuàng)新績效提升產生抑制作用。

三、研究方法

（一）模型構建

為了分析市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響效應，本文構建模型如下：

其中：i和t分別表示時期數(shù)和截面數(shù)；Innov為因變量，表示區(qū)域創(chuàng)新績效；α為截距項；Seg 表示市場分割；β為其估計系數(shù)；χ為其二次項估計系數(shù)；Xj表示j個控制變量；δ為各個控制變量估計系數(shù)；ω和γ分別表示不可觀測的時間和個體固定效應；μ為隨機誤差項。

此外，為了分析空間資源錯配在市場分割影響區(qū)域創(chuàng)新績效過程中的作用，本文參考鄧慧慧和楊露鑫（2019）［26］的研究方法，構建模型如下：

其中：Missall表示空間資源錯配；ρ為市場分割對空間資源錯配的估計系數(shù)；θ表示空間資源錯配對區(qū)域創(chuàng)新績效的估計系數(shù)；Z表示可能影響空間資源錯配的控制變量。其余變量涵義與式（1）一致，不再贅述。

需要指出的是，對于式（1）所示的模型來說，一方面，上文已就市場分割行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響機理進行理論分析并提出假設；另一方面，區(qū)域創(chuàng)新績效也可能對市場分割行為產生影響，這主要是為了防止創(chuàng)新資源要素的外溢和維護本地區(qū)的創(chuàng)新活動，地方政府可能會采取市場分割等保護主義措施。因此，市場分割行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響效應可能存在內生性問題。此外，本文在模型構建與實證分析過程中，盡可能選取對因變量產生影響的因素作為控制變量，并對無法測定的固定效應進行控制，即便如此，仍可能遺漏其他對因變量產生影響的因素。此外，模型運算過程中還不可避免地會出現(xiàn)變量測量誤差等因素所造成的內生性估計偏誤?；谝陨显?，本文將為市場分割選擇合適的工具變量，并采用二階段最小二乘法（2SLS）對模型進行估計。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文主要是通過各地區(qū)零售商品相對價格指數(shù)對市場分割變量進行測算，鑒于在《中國統(tǒng)計年鑒》等各類統(tǒng)計年鑒資料中，2001年后煙酒及用品從食品類商品中脫離出來單獨列為一類商品，為了保持統(tǒng)計口徑的一致性，同時基于數(shù)據(jù)的可得性與及時性，本文進行實證分析的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間確定為2002—2020年。目前中國的各類統(tǒng)計年鑒中，對零售商品相對價格指數(shù)的統(tǒng)計主要是以省級行政區(qū)域為單位，而且從中國當前行政治理模式的現(xiàn)實情況來說，省級政府層面的市場分割現(xiàn)象也更為明顯［26］。因此，本文選取的數(shù)據(jù)樣本為2002—2020年中國31個省級地區(qū)面板數(shù)據(jù)（香港、澳門和臺灣等因數(shù)據(jù)缺失較多，暫不作為本文的研究對象）。數(shù)據(jù)資料主要來源于2003—2021 年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。

（三）變量定義

1.市場分割

本文參考王磊和鄧芳芳（2016）［27］的研究，采用商品在省份之間的相對價格方差測算市場分割程度，此方法不僅考慮相鄰省份的價格指數(shù)，也考慮其他省份的價格指數(shù)，比較符合省份之間“晉升錦標賽制度”的現(xiàn)狀。具體如式（4）所示：

其中：m和n分別表示兩個不同的地區(qū)；k表示所消費的商品種類；P表示商品價格；t表示時間，即2002 代表t=1，依次類推。基于此，Pkmt表示在第m個地區(qū)第t期第k類商品的價格指數(shù)；Pknt表示在第n個地區(qū)第t年第k類商品的價格指數(shù)。本文對我國31 個省級地區(qū)兩兩配對，并基于統(tǒng)計口徑的要求以及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)居民消費價格指數(shù)的分類狀況，選取食品、煙酒及用品、服裝鞋帽、家用設備及其用品、醫(yī)療保健用品、交通和通信工具、文化體育用品、日用品、紡織品、五金材料、書報雜志、油脂、化妝品以及燃料等14類商品的價格指數(shù)測算市場分割程度。ΔQkmnt表示第m個地區(qū)和第n個地區(qū)進行配對后，第t年第k類商品的相對價格指數(shù)。為避免因所研究省份位置不同而影響相對價格方差以及取對數(shù)后引起ΔQkmnt的符號發(fā)生變化，本文先采取其絕對值形式| ΔQkmnt|，并采用“去均值法”處理與所研究商品的特征和市場環(huán)境相關的固定效應以及隨機因素變動所導致的系統(tǒng)誤差。即假設| ΔQkmnt|由ak和bkmnt組成，前者表示由于商品特征所導致的價格變化，后者則表示m和n兩個地區(qū)市場環(huán)境共同作用所導致的價格變化。然后對第t年第k類商品的相對價格方差| ΔQkt|取均值，再用| ΔQkmnt|減去該均值，即可消除ak所帶來的影響以及固定效應所導致的系統(tǒng)誤差。具體如式（5）所示：

其中：對qkmnt求方差Var（qkmnt），以此表示市場分割指數(shù)，它表示m和n兩個地區(qū)的相對價格方差，體現(xiàn)為第k類商品的市場價格波動程度，方差Var（qkmn）t越大，則表明市場價格波動程度越小，市場分割程度越大。此外，對某地區(qū)各類商品的市場分割指數(shù)進行等權重平均，可以得到某地區(qū)的市場分割指數(shù)。

圖1 報告了2002—2020 年中國市場分割程度的變化情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，近年來中國區(qū)域市場的分割狀況呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，國內統(tǒng)一大市場形成的趨勢愈發(fā)明顯，這與范欣等（2017）［28］的研究結論基本一致。

圖1 中國市場分割程度發(fā)展趨勢

2.區(qū)域創(chuàng)新績效

本文所研究的區(qū)域創(chuàng)新范疇主要指的是“技術創(chuàng)新”方面。因而，本文選取“專利授權數(shù)”作為區(qū)域創(chuàng)新績效的衡量指標，其不僅能夠全面反映當年區(qū)域創(chuàng)新的成果信息，并且與“R&D 經費支出”等創(chuàng)新投入指標具有較強相關性，進而能從“投入-產出”的角度更好地表現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新績效水平。

3.空間資源錯配

如上文所述，空間資源錯配是勞動力、資本等要素資源在區(qū)域等空間層面上的非帕累托最優(yōu)配置，本文將從勞動力、資本等要素配置的角度進行測算，相較于“生產率差異度法”“生產率與生產要素份額協(xié)方差法”，“生產函數(shù)法”更有利于直接測算多種生產要素的邊際產出與錯位程度，也更能體現(xiàn)要素資源空間錯配的含義。因此，本文將采用該法對空間資源錯配程度進行測算。首先設置生產函數(shù)形式如下：

其中：Y表示地區(qū)總產出，本文選取地區(qū)生產總值指標進行表示，并以2002 年的物價水平為基準，采用GDP 平減指數(shù)將樣本區(qū)間的地區(qū)生產總值核算成2002年不變價；K表示地區(qū)資本要素的存量，本文以2002年的物價水平為基準，通過固定資產投資價格指數(shù)將樣本區(qū)間的固定資產投資總額核算成2002 年不變價，再進一步利用永續(xù)盤存法將其核算成資本存量的形式，其折舊率取5%［29］；L表示地區(qū)勞動力，通過年末城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)進行核算；λ0表示常數(shù)項；λ1、λ2、λ3、λ4和λ5分別表示以上各變量的估計系數(shù)；ε表示隨機擾動項。

然后根據(jù)式（6），分別對L和K求偏導，可得式（7）與式（8）：

其中，MPL和MPK分別表示勞動力和資本的邊際產出。基于空間資源錯配的定義以及白俊紅和劉宇英（2018）［30］的研究，本文將勞動力要素資源錯配表示為勞動力邊際產出除以其價格，將資本要素資源錯配表示為資本邊際產出除以其價格，具體如式（9）與式（10）所示：

其中：MisallL和MisallK分別表示勞動力與資本的空間資源錯配程度；w表示勞動力要素價格，本文采用“城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資”對其進行測算，并以2002年物價水平為基準，采用城市居民消費價格指數(shù)將該指標核算成2002年不變價；r表示資本價格，本文采用“各年度內一年期金融機構法定貸款利率的均值”進行測算。

4.工具變量

市場分割行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響效應可能存在因雙向因果關系而產生的內生性問題，模型運算過程中也可能遺漏其他對因變量產生影響的控制變量，以上因素都可能會造成內生性估計偏誤。因此，本文將通過為自變量選擇合適的工具變量對此進行控制。本文在考慮市場分割形成條件以及參考呂越等（2018）［31］的研究成果的基礎上，選取地理坡度（G-slope）作為市場分割的工具變量，它體現(xiàn)地表單元陡緩的程度，通常用坡角的正切值表示，在本文中主要采用90 米分辨率數(shù)字高程模型（DEM）數(shù)據(jù)，并通過ArcGIS 軟件進行計算得出。首先，某地區(qū)的地理坡度越大以及起伏變化越劇烈，其地理條件就越復雜，這在一定程度上會阻礙其與外界的交流以及資源要素的流動，進而加劇市場分割的可能性，因此，地理坡度作為工具變量滿足“與因變量相關”的條件；其次，地理坡度的形成與變化是長期地質運動的結果，而造成地區(qū)差異的絕非只有地理因素本身，因此地理坡度作為工具變量滿足“與擾動項不相關”的條件。此外，本文通過面板數(shù)據(jù)進行實證分析，僅采用地理坡度作為工具變量有可能會忽略時間因素在模型分析中的作用。因此，本文進一步采用地理坡度與商品零售價格總指數(shù)的乘積作為市場分割的工具變量［32］。

5.控制變量

區(qū)域創(chuàng)新績效除了受市場分割與資源錯配影響外，還會受其他因素的影響。因此，本文為了提高模型估計結果的準確性，根據(jù)Griliches 和Li‐chtenberg（1984）［33］、柳卸林和楊博旭（2020）［34］以及白俊紅和劉怡（2020）［23］等學者的研究，還控制了其他可能影響區(qū)域創(chuàng)新績效的因素。①創(chuàng)新資金投入（LCI）。本文采用各省份的“R&D 經費內部支出”體現(xiàn)創(chuàng)新資金投入，考慮研發(fā)資本具有存量性質，采用永續(xù)盤存法將創(chuàng)新資金投入核算為存量形式，即R&D 資本存量，它是“前面R&D經費內部支出在本期的積累額與上期期末R&D資本存量減去固定資產消耗后的凈值的和”。由于R&D 資本具有“更新速度快”的特點，本文將其折舊率確定為15%［33］。②人力資源投入（HRI）。本文選取“R&D 人員全時當量”表示。③地區(qū)經濟發(fā)展水平（RED）。本文選取“人均地區(qū)生產總值”進行衡量，并以2002 年的物價水平為基準，采用城市居民消費價格指數(shù)將樣本區(qū)間的人均地區(qū)生產總值核算成2002 年不變價。④對外開放水平（OUL）。本文選取“外商投資企業(yè)投資總額”表示，并以2002 年的物價水平為基準，采用GDP 平減指數(shù)將樣本區(qū)間的外商投資企業(yè)投資總額核算成2002 年不變價。⑤地區(qū)基礎設施建設水平（ICE）。本文選取“每平方公里內的鐵路里程長度”表示。⑥財政分權水平（FDL）。本文采用本地區(qū)人均地方財政收入除以（本地區(qū)人均地方財政收入+本地區(qū)人均中央財政收入）進行測算。

以上各指標描述性統(tǒng)計以及共線性分析結果見表1所列。結果表明，區(qū)域創(chuàng)新績效與市場分割具有負相關性，市場分割與空間資源錯配具有正相關性，空間資源錯配與區(qū)域創(chuàng)新績效具有負相關性，初步證明了本文的假設，繼續(xù)進行實證分析具有研究意義。此外，各變量之間的相關系數(shù)基本都小于0.5，并且其方差膨脹因子（VIF）在1.61~4.64之間，顯著低于其門檻值10，初步說明各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表1 描述性及共線性統(tǒng)計結果

四、實證分析

（一）基本估計結果

本文通過Stata 軟件對式（1）所示模型進行分析，估計結果見表2所列。通過之前的描述性分析可以發(fā)現(xiàn)，市場分割與空間資源錯配等變量與部分控制變量具有相關性。因此，在模型分析過程中，為了避免此相關性所導致的模型內生性和共線性問題，對控制變量均采取了滯后1 期處理，使控制變量在市場分割與空間資源錯配等變量之前發(fā)生或被決定。此外，基于分析結果的可比較性，本文將同時報告混合OLS模型（HM-OLS）、固定效應模型（FE）、系統(tǒng)廣義矩估計模型（S-GMM）和兩階段最小二乘法（2SLS）的估計結果，具體見表2 所列。在兩階段最小二乘法框架內，本文采用手動估計方法，首先以市場分割為因變量，以地理坡度為自變量進行回歸，估計第一階段（2SLS-1）中因變量（市場分割）的擬合值，然后以這一擬合值為自變量，以區(qū)域創(chuàng)新績效為因變量，再次進行第二階段（2SLS-2）回歸。

表2 基本估計結果

表2第（1）（2）列中，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的估計系數(shù)不顯著，并且控制變量的估計結果也不穩(wěn)健，出現(xiàn)以上結果的原因可能在于市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效影響的內生性問題。第（3）列中，系統(tǒng)廣義矩估計模型（S-GMM）的結果顯示，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效產生了顯著的負向影響，此模型在一定程度上能夠控制因遺漏控制變量所造成的內生性估計偏誤問題。此外，AR（1）、AR（2）分別為0.011和0.776，這表明差分后的殘差項存在一階序列相關，不存在二階序列相關。Sargan檢驗值為1，表明采用一階滯后值的工具變量是有效的，不存在過度識別約束問題。第（4）列中，兩階段最小二乘法中第一階段（2SLS-1）的估計結果顯示，地理坡度對市場分割具有顯著的正向影響，即某地區(qū)的地理坡度越大，地形起伏越劇烈，市場分割程度越大，并且第一階段模型檢驗的F值為36.215（Prob>0.000）大于經驗值10，因此可以顯著排除“弱工具變量”問題。第（5）列中，兩階段最小二乘法中第二階段（2SLS-2）的估計結果顯示，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的提升具有阻礙作用。第（6）列中，在第二階段線性估計的基礎上，進一步加入市場分割的二次項，其估計系數(shù)顯著并且為負，即市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效具有顯著的“倒U”型影響，印證了H1 的觀點。說明地方政府在本地區(qū)經濟發(fā)展周期的早期階段，在保護本地區(qū)經濟或者產業(yè)發(fā)展的基礎上，避免資源要素外溢，這在一定程度上為產業(yè)以及企業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好環(huán)境，提升了企業(yè)等創(chuàng)新主體的活力。但隨著產業(yè)進入高速發(fā)展階段，地區(qū)之間資源要素的自由流動以及隨之帶動起來的協(xié)同創(chuàng)新活動，對于企業(yè)的高質量發(fā)展和轉型升級日益重要。因此，市場分割程度的不斷加劇將阻礙區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。由于2SLS能夠更好地控制自變量與因變量雙向因果關系所帶來的內生性問題，因此，綜合表2實證結論，可以發(fā)現(xiàn)在模型運算過程中所選擇的工具變量適當，在盡可能排除內生性估計偏誤問題的基礎上，得出了較為穩(wěn)定和準確的估計結果。本文在之后的異質性分析、穩(wěn)定性檢驗中，也將基于2SLS 展開研究。

（二）空間資源錯配中介傳導機制檢驗

表2 基本估計結果顯示，在長期狀態(tài)下，市場分割會直接抑制區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。但其是否會通過其他因素對創(chuàng)新績效產生影響？如果會，其傳導機制是如何產生作用的？在研究假設的理論分析中，本文已經指出由于地方保護以及分權體制所導致的市場分割，阻礙了勞動力、資本等要素資源的流動，導致了空間資源錯配，進而影響區(qū)域創(chuàng)新績效。其中，空間資源錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系中起到中介傳導作用。因此，本文將通過對式（2）和式（3）所示模型進行檢驗，揭示空間資源錯配的中介傳導機制，估計結果見表3所列。

表3 空間資源錯配中介傳導機制檢驗結果

表3檢驗結果表明：地方政府的市場分割行為抑制了勞動力與資本要素在不同地區(qū)間的優(yōu)化配置；市場分割對空間資源錯配并無顯著的非線性影響；勞動力與資本的空間資源錯配抑制了區(qū)域創(chuàng)新績效的提升；勞動力空間資源錯配和資本空間資源錯配的二次項對區(qū)域創(chuàng)新績效沒有顯著影響。綜合以上結果可以發(fā)現(xiàn)，勞動力與資本的空間資源錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系中起到線性的中介傳導作用，印證了H2的觀點。

（三）市場分割影響區(qū)域創(chuàng)新績效的時空異質性分析

從前文圖1 所示的中國市場分割程度發(fā)展情況看，中國的市場分割程度總體上呈下降趨勢，但具有顯著的階段性特征。其中，2002—2010 年此區(qū)間的中國市場分割程度下降幅度大，但波動性也大；2011—2020 年市場分割程度持續(xù)下降，但下降幅度小，波動性也小。因此，從時間的異質性角度分析市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系是有意義的。此外，由于自然條件、歷史因素、政策因素以及基礎設施建設水平的影響，中國呈現(xiàn)東部、中部以及西部區(qū)域的經濟發(fā)展梯度格局，這也使得各區(qū)域的市場分割策略呈現(xiàn)較為明顯的差別。因此，從空間的異質性角度分析市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系也具有很重要的價值。具體分析結果見表4所列。

表4 時空異質性估計結果

由表4 可知，2002—2010 年、2011—2020 年的市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效均具有顯著的負向影響，但兩者的影響程度存在較大差異，估計系數(shù)分別為-9.547、-0.217。相較于2011—2020 年，2002—2010 年的市場分割程度更高，其對區(qū)域創(chuàng)新績效的抑制作用更強。這表明中國在統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調發(fā)展、加快區(qū)域市場整合過程中，市場分割對于區(qū)域創(chuàng)新績效的抑制作用正在減弱。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.基于因變量替換的檢驗

本文基本估計分析所運用的因變量為各省份的專利申請數(shù)。根據(jù)我國專利法的規(guī)定，專利分為發(fā)明、實用新型和外觀設計三種，這三者所體現(xiàn)的創(chuàng)新價值、技術方案以及意義各不相同。在控制以上因素的情況下，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響會如何？本文參考白俊紅和卞元超（2016）［35］的研究方法，對以上三種專利數(shù)據(jù)進行加權求和處理，即分別對發(fā)明、實用新型和外觀設計相關數(shù)據(jù)賦予0.5、0.3 和0.2 的權重，在此基礎之上加和，集成一個新的專利申請數(shù)指標，分析結果見表5第（1）列。

表5 穩(wěn)健性檢驗估計結果

此外，本文在區(qū)域創(chuàng)新績效變量分析中指出，現(xiàn)階段眾多學者還基于“投入-產出”的效率視角測算區(qū)域創(chuàng)新績效，因此，選取區(qū)域創(chuàng)新效率作為因變量進行穩(wěn)定性檢驗。本文參考白俊紅和蔣伏心（2015）［36］的研究方法，創(chuàng)新投入的衡量方面，包括創(chuàng)新資金、人力資源等方面，其核算方法與控制變量一致，為了避免共線性問題，在運用區(qū)域創(chuàng)新效率進行穩(wěn)定性檢驗時，控制變量中暫未選取創(chuàng)新資金以及人力資源；創(chuàng)新產出的衡量方面，除了專利申請數(shù)以外，本文還選取新產品銷售收入指標，其在一定程度上能夠反映創(chuàng)新成果的商業(yè)化與應用水平；創(chuàng)新效率的測算上，在前文有關區(qū)域創(chuàng)新績效變量的分析中，已經明確了傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡分析方法（DEA）的弊端，本文借鑒Andersen 和Petersen（1993）［37］的研究方法，在克服DEA 法缺陷的基礎上，采用超效率DEA（SE-DEA）模型測算區(qū)域創(chuàng)新效率，其在更大程度上可以實現(xiàn)所有決策單元（被評價對象）的效率高低排序，使測算結果的大小不過多依賴創(chuàng)新投入與產出的相對規(guī)模和距離。以上分析結果見表5第（2）列。

2.基于中介變量替換的檢驗

前文已就空間資源錯配中介傳導機制進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)勞動力與資本等資源的空間錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效之間具有中介效應。本文借鑒祝樹金和趙玉龍（2017）［38］的研究方法，將勞動力空間資源錯配與資本空間資源錯配的相關數(shù)據(jù)分別賦予0.5 的權重并加和，集成一個新的空間資源錯配指標，以此作為中介變量，對市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的中介傳導機制進行穩(wěn)健性檢驗，分析結果見表5第（3）（4）列。

綜上，表5 第（1）（2）列中，可以發(fā)現(xiàn)無論是對于加權處理后的專利申請數(shù)指標，還是對于創(chuàng)新效率指標，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效均具有“倒U”型影響，這與基本回歸的結果一致。表5 的第（3）列中，對于加權處理后的空間資源錯配指標而言，市場分割對空間資源錯配具有顯著的正向影響，空間資源錯配對區(qū)域創(chuàng)新績效具有顯著的負向影響，這與前文的空間資源錯配中介傳導機制檢驗的結果具有一致性。因此，本文基于研究假設的實證結論具有穩(wěn)健性。

五、基于政府支持行為視角的進一步研究

盡管前文研究發(fā)現(xiàn)，地方政府基于保護主義造成的市場分割行為對區(qū)域創(chuàng)新績效具有直接的抑制作用，并且也通過空間資源錯配間接對區(qū)域創(chuàng)新績效產生不利影響。但是無論是從理論上還是從實踐上來看，政府不僅會實施市場分割行為，也會對區(qū)域創(chuàng)新實施支持行為。因此，有必要在市場分割背景下進一步研究政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響機制，進而可以更加全面地分析政府行為與區(qū)域創(chuàng)新之間的關系。

通過R&D活動形成的產品和信息具有一定的外部性、非排他性等公共物品屬性，即任何創(chuàng)新主體都無法獨占R&D 活動所形成的收益，這有可能會導致技術產品市場的市場失靈。這在客觀上要求政府通過對相關制度進行合理設計，規(guī)范與干預技術創(chuàng)新活動，補償由于創(chuàng)新成果無償外溢所造成的損失，縮小私人收益與社會收益間的差距，進而提高創(chuàng)新主體的積極性與主動性。同時，政府財政在企業(yè)創(chuàng)新方面的投資還有利于減少創(chuàng)新主體的試錯成本，降低其創(chuàng)新風險，激勵更多的創(chuàng)新主體投資于創(chuàng)新活動，形成政府財政政策的“乘數(shù)效應”［39］。

與政府支持行為相對應的是，市場分割行為則在一定程度上抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動的積極性以及政府支持行為對于技術創(chuàng)新活動的激勵效應。首先，市場分割行為通過設置各種政策堡壘，在一定程度上可以使本地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新免受外部競爭威脅以及減少創(chuàng)新資源無償外溢，但也會使地方政府產生“懈怠心理”，忽視企業(yè)創(chuàng)新的重要性，進而降低對區(qū)域創(chuàng)新活動的支持力度；其次，基于地方保護的市場分割策略，本地區(qū)企業(yè)也會逐步喪失進行技術創(chuàng)新活動的動力和積極性，這在一定程度上也弱化了政府支持行為對于區(qū)域創(chuàng)新活動的“催化作用”；最后，基于與政府之間的委托代理關系以及“裙帶”關系等原因，國有企業(yè)往往能獲得政府更多的“隱性補貼”，也經常成為政府科技資助的對象，因此，在創(chuàng)新活動方面，國有企業(yè)往往是政府支持政策的受益主體。同時，由于市場分割策略的實施，再加上固有的產權不明晰、組織結構冗余等問題，使得眾多國有企業(yè)在創(chuàng)新活動過程中難以實現(xiàn)創(chuàng)新目標與創(chuàng)新動力、創(chuàng)新成果的剩余索取權與剩余控制權的匹配，因而會產生創(chuàng)新生產的無效率。

基于以上分析，可以進一步提出以下問題：政府支持行為會對區(qū)域創(chuàng)新績效產生何種影響？市場分割與政府支持行為之間有何關系？市場分割在政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新之間會產生何種影響？本文借鑒Kleer（2010）［39］的研究方法，選取樣本區(qū)間內“中央與地方政府財政支出中用于科技活動的經費”來測算“政府支持行為”（Gsts），其體現(xiàn)了政府科技資助的力度。實證分析結果見表6所列，其中：第（1）列對政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關系進行檢驗，結果顯示，政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響，即政府科技資助活動有利于提升區(qū)域創(chuàng)新績效；第（2）列對市場分割與政府支持行為之間的關系進行檢驗，結果顯示，市場分割對政府支持行為具有抑制作用，即基于財政分權的市場分割行為會降低政府對區(qū)域創(chuàng)新活動支持的力度、積極性和主動性。另外，在市場分割會如何影響政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的關系方面，一是可以將市場分割與政府支持行為的交互項納入模型中，分析結果如第（3）列所示，可以看出，市場分割變量與政府支持行為變量的交互項系數(shù)顯著為負，并且政府支持行為變量的系數(shù)要小于第（1）列中的結果，這說明市場分割會抑制政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的促進作用；二是將市場分割按照中位數(shù)將研究對象區(qū)分為高分割類區(qū)域與低分割類區(qū)域，分別考察這兩類區(qū)域對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，分析結果見第（4）（5）列，可以看出，相對于高分割類區(qū)域，政府支持行為對低分割型區(qū)域創(chuàng)新績效的促進作用更強，這在一定程度上驗證了市場分割對政府科技資源的效果具有抑制作用。

表6 進一步研究估計結果

六、結論與啟示

本文從空間資源錯配的角度，采用2002—2020 年我國31 個省級地區(qū)面板數(shù)據(jù)，分析了市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響機制，檢驗了空間資源錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效之間的中介傳導機制，進一步考察了市場分割條件下政府支持行為與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系，并得出以下結論：

中國整體的市場分割程度呈現(xiàn)下降趨勢，國內統(tǒng)一大市場建設進程在不斷推進；市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效具有顯著的“倒U”型影響，即長期來看，市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效仍具有顯著的抑制作用；在空間資源錯配的中介傳導機制檢驗中，市場分割顯著推動了資源的空間錯配，而空間資源錯配抑制了區(qū)域創(chuàng)新績效，空間資源錯配在市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系中具有中介作用；就時間異質分析來看，市場分割的不同發(fā)展階段，市場分割與區(qū)域創(chuàng)新績效間的關系也呈現(xiàn)出不同的特點，在分割程度較高的階段（2002—2010 年），市場分割對區(qū)域創(chuàng)新績效的抑制作用更強；就空間異質分析來看，由于東部地區(qū)的市場一體化程度較高，市場分割對東部地區(qū)創(chuàng)新績效的影響不顯著，而對中部和西部地區(qū)的創(chuàng)新績效具有抑制作用；科技資助等政府支持行為能夠促進區(qū)域創(chuàng)新績效的提升，但市場分割會使地方政府推動區(qū)域創(chuàng)新活動的意愿降低，進而抑制政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新績效的效果。

基于上述研究結論，可以得出以下政策啟示：

第一，破除地方政府為保護本地區(qū)經濟社會發(fā)展而采取的市場分割措施，已成為推動全國以及區(qū)域大市場一體化、改變落后地區(qū)科技創(chuàng)新能力滯后、落實創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的重要舉措。在全國加快推進大市場一體化建設以及財政分權體制的背景下，一方面，應促進地方政府職能轉變，減少政府干預，盡可能發(fā)揮市場機制在區(qū)域創(chuàng)新中的作用；另一方面，各地政府應樹立正確的政績觀，加強各地區(qū)之間的創(chuàng)新交流與合作，推動勞動力、資本等要素資源在生產、分配、流通以及消費等環(huán)節(jié)內的自由流動，破除狹隘的保護主義，激發(fā)創(chuàng)新活力，推動區(qū)域創(chuàng)新及其轉型發(fā)展。第二，解決各地空間資源錯配問題，推動區(qū)域創(chuàng)新的質量、效率與動力變革。打破各地政府由于市場分割而陷入的“囚徒困境”，改革目前政府官員的晉升機制與評價制度，減少不必要的制度安排，推動各地區(qū)之間開展技術與創(chuàng)新協(xié)作，優(yōu)化要素資源的分配結構，提升要素資源的配置效率，加強各地之間創(chuàng)新鏈、產業(yè)鏈以及價值鏈的融合，形成全鏈條、一體化的區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，發(fā)揮區(qū)域創(chuàng)新活動的規(guī)模經濟效應。第三，地方政府應充分認識科技資助等政府支持行為對區(qū)域創(chuàng)新的重要性，在強化創(chuàng)新競爭意識的基礎上，為區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供良好的政策環(huán)境。其中，地方政府應注意市場分割策略對政府支持行為在促進區(qū)域創(chuàng)新方面的干擾作用，這對于中西部地區(qū)以及高市場分割類地區(qū)尤為重要。當然，相對于依賴政府資助，地方政府首先還是應該盡可能破除市場分割，發(fā)揮市場在企業(yè)創(chuàng)新中的作用，形成以企業(yè)為主體、市場為主導的區(qū)域創(chuàng)新體系。

有必要強調的是，當?shù)胤秸畬⒋罅控斦杖胗糜谥С謪^(qū)域創(chuàng)新活動時，是否也會形成與“市場分割”類似的“創(chuàng)新分割”？地方政府對于創(chuàng)新活動的過度重視，是否也會抑制本地創(chuàng)新資源的自由流動？“創(chuàng)新分割”對于區(qū)域自主創(chuàng)新的支持效應以及創(chuàng)新資源自由流動所帶來的區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同效應，哪方面對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展更為重要？兩種效應能否共存？這些問題將在后續(xù)的研究中予以充分關注。