沈映春，張馨心，謝慧珺

（北京航空航天大學(xué) 人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，北京 100083）

一、問(wèn)題的提出

黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)之一是推動(dòng)要素市場(chǎng)化配置改革，建設(shè)統(tǒng)一開(kāi)放、競(jìng)爭(zhēng)有序的市場(chǎng)體系。在國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)中，提高區(qū)域創(chuàng)新效率是推進(jìn)“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的重要舉措，也是進(jìn)一步激發(fā)市場(chǎng)活力的出發(fā)點(diǎn)。目前，學(xué)者們普遍關(guān)注到了創(chuàng)新效率，包括創(chuàng)新效率的測(cè)度、影響創(chuàng)新效率的因素、區(qū)域創(chuàng)新效率動(dòng)態(tài)比較、異質(zhì)性創(chuàng)新績(jī)效對(duì)比等[1-7]。創(chuàng)新效率的提高離不開(kāi)要素市場(chǎng)化改革，深化要素市場(chǎng)化配置改革，有利于促進(jìn)要素自主有序流動(dòng)，提高全要素生產(chǎn)率。以往的一些研究充分肯定了要素市場(chǎng)化的必要性，如：石大千等研究得出，要素市場(chǎng)扭曲會(huì)顯著抑制區(qū)域創(chuàng)新效率；蔣含明指出，相對(duì)滯后的要素市場(chǎng)化水平會(huì)對(duì)創(chuàng)新要素的流動(dòng)形成制約[8-9]。近年來(lái)，學(xué)者們給予了要素市場(chǎng)化配置改革更多的關(guān)注。例如：陳彥斌等系統(tǒng)性回顧了中國(guó)要素市場(chǎng)化改革的歷程，指出了現(xiàn)存的主要問(wèn)題并提出了改革思路[10]；盧現(xiàn)祥認(rèn)為，現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度是建立健全要素市場(chǎng)的重要前提，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展必須實(shí)現(xiàn)社會(huì)激勵(lì)結(jié)構(gòu)與資源最優(yōu)配置的有機(jī)結(jié)合[11]。總之，現(xiàn)有研究多是充分肯定要素市場(chǎng)化配置的必要性，但是對(duì)于要素市場(chǎng)化配置與區(qū)域創(chuàng)新效率之間的作用關(guān)系和機(jī)理的關(guān)注則相對(duì)有限。筆者擬在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，基于2008—2020年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響和作用機(jī)理，以期能夠更進(jìn)一步完善該領(lǐng)域的研究。

二、理論分析

理解要素市場(chǎng)化配置，首先需要對(duì)資源錯(cuò)配問(wèn)題有所關(guān)注。Hsieh和Klenow指出，當(dāng)假定企業(yè)的生產(chǎn)要素總量外生給定時(shí)，外在非正當(dāng)干預(yù)會(huì)導(dǎo)致其面臨要素價(jià)格扭曲，不同企業(yè)之間要素價(jià)格的差異會(huì)帶來(lái)其邊際產(chǎn)出的差異，資源配置偏離了最優(yōu)狀態(tài)，即資源錯(cuò)配[12]；龔關(guān)和胡關(guān)亮基于中國(guó)1998—2007年制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用半?yún)?shù)估計(jì)方法和異質(zhì)產(chǎn)品的壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型計(jì)算得到，十年間資本、勞動(dòng)配置效率的改善分別促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高了10.1%和7.3%[13]4-15；靳來(lái)群等認(rèn)為，中國(guó)出現(xiàn)資源錯(cuò)配的根本原因在于，要素市場(chǎng)的行政壟斷與對(duì)行業(yè)準(zhǔn)入的限制，推動(dòng)要素市場(chǎng)化配置改革的重點(diǎn)之一在于打破要素市場(chǎng)的體制機(jī)制障礙[14]。

從產(chǎn)業(yè)間視角來(lái)看，破除要素市場(chǎng)的體制障礙有利于暢通要素流通渠道，更多的市場(chǎng)主體可以自主公平參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，要素資源在“看不見(jiàn)的手”的指引下流向所需之處，緩解了由于外在干預(yù)造成的價(jià)格扭曲與價(jià)格歧視現(xiàn)象的同時(shí)，也提高了資源的使用效率。從區(qū)域間視角來(lái)看，推動(dòng)要素市場(chǎng)化改革有利于打破要素區(qū)域流動(dòng)壁壘，在通過(guò)資源共享、協(xié)同創(chuàng)新推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的同時(shí)，也提高了整體的創(chuàng)新效能。張遼指出，區(qū)域間要素流動(dòng)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有顯著促進(jìn)作用[15]；楊省貴和顧新認(rèn)為，構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新體系、實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新要素的新組合，必須實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新要素的流動(dòng)[16]。區(qū)域間各類生產(chǎn)要素的合理流動(dòng)有利于打造可持續(xù)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)，在知識(shí)溢出的過(guò)程中推動(dòng)整體創(chuàng)新效能提升。

在研究要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響的同時(shí)，筆者嘗試引入技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)來(lái)對(duì)這一作用機(jī)制進(jìn)行分析。目前，研究要素市場(chǎng)化配置、技術(shù)進(jìn)步偏向與區(qū)域創(chuàng)新效率之間關(guān)系的文獻(xiàn)相對(duì)較少，上文提到，要素配置的市場(chǎng)化機(jī)制有利于緩解要素市場(chǎng)價(jià)格扭曲、降低要素價(jià)格，而要素價(jià)格的變化正是改變資本與勞動(dòng)實(shí)際邊際產(chǎn)出，進(jìn)而導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步方向發(fā)生改變的重要原因。此外，資本偏向、勞動(dòng)偏向的技術(shù)進(jìn)步可能會(huì)對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生異質(zhì)性影響，要素市場(chǎng)化配置如何通過(guò)影響不同性質(zhì)的技術(shù)進(jìn)步偏向進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新效率也值得探究。筆者假定技術(shù)進(jìn)步偏向在要素市場(chǎng)化配置影響區(qū)域創(chuàng)新效率的機(jī)制中發(fā)揮了一定的作用，通過(guò)引入技術(shù)進(jìn)步偏向的中介變量，以研究要素市場(chǎng)化配置如何影響技術(shù)進(jìn)步偏向，進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新效率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

基于上述理論分析，為了檢驗(yàn)要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，筆者設(shè)定基準(zhǔn)回歸方程為

式中：Iit為地區(qū)i在第t年的區(qū)域創(chuàng)新效率；mit為要素市場(chǎng)化配置程度；pit為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；oit為對(duì)外開(kāi)放水平；fit為金融發(fā)展規(guī)模；git為政府支持力度；tit為創(chuàng)新人才儲(chǔ)備；β0為常數(shù)項(xiàng)；β1用以衡量要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響；β2～β6為相關(guān)變量的系數(shù)；ε為誤差項(xiàng)。

此外，為了進(jìn)一步探究要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新效率的作用機(jī)制，筆者嘗試引入技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，以檢驗(yàn)要素市場(chǎng)化配置程度是否會(huì)通過(guò)影響技術(shù)進(jìn)步的方向間接影響創(chuàng)新效率。筆者采用逐步回歸法，設(shè)定中介效應(yīng)模型為

式中：Tit為地區(qū)i在第t年的技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，當(dāng)Tit>0時(shí)技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為資本偏向，當(dāng)Tit<0時(shí)技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為勞動(dòng)偏向；γ0為常數(shù)項(xiàng)；γ1用以衡量要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)的影響；γ2～γ6為中介效應(yīng)式（2）中控制變量的系數(shù)；v為殘差項(xiàng)。

式中：δ0為常數(shù)項(xiàng)；δ1用以衡量要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響；δ2～δ7為中介效應(yīng)模型式（3）中控制變量的系數(shù)；e為殘差項(xiàng)。

（二）變量選取

1.被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新效率

創(chuàng)新過(guò)程是一個(gè)從科學(xué)研究、技術(shù)開(kāi)發(fā)到成果轉(zhuǎn)化的完整價(jià)值鏈，創(chuàng)新效率是指在一定的資源條件下單位創(chuàng)新投入所能創(chuàng)造的創(chuàng)新產(chǎn)出，用來(lái)衡量創(chuàng)新系統(tǒng)的投入產(chǎn)出轉(zhuǎn)化水平。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，筆者在綜合考慮創(chuàng)新活動(dòng)的科學(xué)貢獻(xiàn)與創(chuàng)新成果的市場(chǎng)化水平后，選擇以R&D資本存量、R&D人員量作為創(chuàng)新投入變量，專利授權(quán)數(shù)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出變量[17]174-187[18]29-42。其中，R&D資本存量考慮了Henderson和Russell的“過(guò)去技術(shù)不會(huì)被遺忘”的假定，通過(guò)永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行測(cè)算[19]，公式為

式中：Kit為地區(qū)i在第t年的R&D資本存量；Eit和gi分別為實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出及其幾何平均增長(zhǎng)率；Δ為折舊率；假設(shè)R&D資本存量增長(zhǎng)與實(shí)際R&D經(jīng)費(fèi)支出增長(zhǎng)一致，進(jìn)而確定基期R&D資本存量Ki0；由于R&D資本相較于物質(zhì)資本更新速度更快，此處參考吳延兵的研究[20]，令Δ=15%。

在創(chuàng)新效率的測(cè)算方法上，筆者選擇基于以線性規(guī)劃模型為技術(shù)手段的DEA方法。經(jīng)典DEA方法包括CCR模型和BBC模型，分別能夠測(cè)度規(guī)模報(bào)酬不變和規(guī)模報(bào)酬變動(dòng)的情況下的效率值。創(chuàng)新效率介于0～1，具有截?cái)嗵卣?，若?chuàng)新效率=1，則說(shuō)明該地區(qū)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出具有最優(yōu)效率。

2.核心解釋變量：要素市場(chǎng)化配置程度

要素市場(chǎng)化是市場(chǎng)機(jī)制良好運(yùn)行的前提，要素配置市場(chǎng)化改革的目的在于打破要素流動(dòng)壁壘，暢通經(jīng)濟(jì)循環(huán)[21]。在具體測(cè)度上，王小魯?shù)鹊摹吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》[22]得到了國(guó)內(nèi)大部分學(xué)者的認(rèn)可，筆者參照此方法來(lái)構(gòu)建指標(biāo)體系，如表1所示，最終通過(guò)熵權(quán)賦值得出要素市場(chǎng)化配置程度的綜合得分。

表1 要素市場(chǎng)化配置程度的指標(biāo)體系

3.控制變量

控制變量的選擇從創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新條件兩個(gè)方面展開(kāi)。創(chuàng)新環(huán)境變量包括：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（p），用人均地區(qū)生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)表示；（2）對(duì)外開(kāi)放水平（o），用進(jìn)出口貿(mào)易總額在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比表示。創(chuàng)新條件變量包括：（3）金融發(fā)展規(guī)模（f），用地區(qū)金融業(yè)增加值在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比表示；（4）政府支持力度（g），用科學(xué)技術(shù)支出在地方一般公共預(yù)算支出中的占比表示；（5）創(chuàng)新人才儲(chǔ)備（t），用本科及以上學(xué)歷的勞動(dòng)力在社會(huì)就業(yè)人員總量中的占比表示。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

筆者研究中的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省（自治區(qū)、直轄市）統(tǒng)計(jì)年鑒，時(shí)間跨度為2008—2020年。考慮到數(shù)據(jù)的完整性與可得性，樣本數(shù)據(jù)是剔除了西藏、新疆、青海的數(shù)據(jù)后的28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)，并對(duì)個(gè)別缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行了平滑處理。各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，如表2所示。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

（一）區(qū)域創(chuàng)新效率的時(shí)空分異

通過(guò)DEA方法測(cè)算得到2008—2020年中國(guó)28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的創(chuàng)新效率，如表3和圖1所示。

圖1 2008—2020年中國(guó)28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的創(chuàng)新效率均值

表3 2008—2020年中國(guó)28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的創(chuàng)新效率

2008—2020年中國(guó)28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的創(chuàng)新效率均值為0.594，創(chuàng)新效率離前沿面仍有較大差距[17]174-187。具體而言，筆者選取2008年、2014年、2020年三個(gè)時(shí)點(diǎn)將創(chuàng)新效率分為低[0,0.25)、中(0.25,0.75]、高(0.75,1]三個(gè)層次進(jìn)行分異呈現(xiàn)。從時(shí)間分異上來(lái)看，2008—2020年中國(guó)28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的創(chuàng)新效率總體呈上升態(tài)勢(shì)，2020年大部分?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的創(chuàng)新活動(dòng)已達(dá)到中效率層次。從地區(qū)分異上來(lái)看，創(chuàng)新效率總體由東南沿海向東北、西北地區(qū)逐漸減弱，但隨著時(shí)間的推移，各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）之間的差距在逐漸縮小。值得關(guān)注的是，江蘇、浙江、廣東等的創(chuàng)新效率在全國(guó)一直保持著領(lǐng)先水平，這與其優(yōu)厚的政策條件、區(qū)位條件密切相關(guān)；貴州近年來(lái)依托地理環(huán)境、政策等優(yōu)勢(shì)大力發(fā)展云計(jì)算、大數(shù)據(jù)等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，其創(chuàng)新效率目前已有了較大提升；北京的創(chuàng)新活動(dòng)一直處于中效率層次，原因可能在于，北京的創(chuàng)新產(chǎn)出較大、經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)，但其創(chuàng)新投入量也較大，從而導(dǎo)致創(chuàng)新效率并不一定高，同時(shí)這與其創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)布局不完善也有一定的關(guān)系。

（二）要素市場(chǎng)化程度的時(shí)空分異

通過(guò)熵權(quán)賦值法對(duì)資本要素市場(chǎng)化、勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化、科技要素市場(chǎng)化3個(gè)子系統(tǒng)的得分進(jìn)行處理，得到2008—2020年中國(guó)28個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的要素市場(chǎng)化配置程度的綜合得分，其中2008年、2014年、2020年的結(jié)果，如表4所示。

整體而言，中國(guó)要素市場(chǎng)化配置程度在該段時(shí)間內(nèi)變化不大，部分地區(qū)呈波動(dòng)下滑。從相對(duì)增長(zhǎng)來(lái)看，北京、上海一直保持著全國(guó)領(lǐng)先地位，江蘇、浙江、廣東、天津基本維持在前十名左右。

從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，中國(guó)目前的要素配置體制導(dǎo)致生產(chǎn)要素價(jià)格較為扭曲，要素價(jià)格的市場(chǎng)化機(jī)制并不健全，從而阻礙了市場(chǎng)在要素配置中發(fā)揮決定性作用。其一，在中國(guó)的基本經(jīng)濟(jì)制度下，國(guó)有企業(yè)的金融資源占有量與其對(duì)GDP的貢獻(xiàn)卻不成正比，政府對(duì)金融資本的干預(yù)導(dǎo)致資本要素市場(chǎng)活力不足。其二，市場(chǎng)分割導(dǎo)致勞動(dòng)力要素的價(jià)格形成難以完全市場(chǎng)化[23]34-47。一方面，同等技能水平的勞動(dòng)力在不同市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的行業(yè)中薪酬差距過(guò)大，導(dǎo)致勞動(dòng)力市場(chǎng)的供求狀況發(fā)生異變；另一方面，低技能勞動(dòng)力的階級(jí)固化現(xiàn)象沒(méi)有明顯改變，勞動(dòng)力市場(chǎng)的整體活躍程度受到削弱。其三，產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度不夠致使原發(fā)創(chuàng)新動(dòng)力不足，數(shù)據(jù)資源的非競(jìng)爭(zhēng)性導(dǎo)致交易主體權(quán)責(zé)邊界不明晰，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)困境致使技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素難以形成健康有效的市場(chǎng)。

（三）要素市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響

由于區(qū)域創(chuàng)新效率的數(shù)值在臨界值1處具有截?cái)嗵卣?，普通最小二乘法的回歸結(jié)果有偏且不一致，因此，筆者采用Tobit隨機(jī)效應(yīng)面板模型來(lái)對(duì)式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示[18]29-42。要素市場(chǎng)化配置程度的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說(shuō)明要素市場(chǎng)化配置能夠有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，當(dāng)要素市場(chǎng)化配置程度每提高0.1時(shí)，創(chuàng)新效率則會(huì)提高0.288。

表5 要素市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響的回歸結(jié)果

就控制變量的回歸結(jié)果而言，第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高能夠有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)可以實(shí)施更多的創(chuàng)新投入，而且往往具備相對(duì)完善的配套基礎(chǔ)設(shè)施，有利于提高創(chuàng)新活動(dòng)的規(guī)?；?、集約化水平。第二，金融發(fā)展規(guī)模的回歸系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正，說(shuō)明良好的金融環(huán)境有利于提高地區(qū)創(chuàng)新效率。金融業(yè)的健康發(fā)展有利于疏通社會(huì)資本進(jìn)入科創(chuàng)領(lǐng)域的渠道，能夠?yàn)閯?chuàng)新主體的技術(shù)研發(fā)與成果轉(zhuǎn)化提供有力支持。第三，對(duì)外開(kāi)放水平對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響不顯著，說(shuō)明中國(guó)科技創(chuàng)新的開(kāi)放紅利仍需挖掘。此外，政府支持力度、創(chuàng)新人才儲(chǔ)備的回歸結(jié)果并不理想，可能是由于其對(duì)創(chuàng)新效率的影響不在同期發(fā)生，滯后效應(yīng)導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏誤，但這不是筆者此次研究的重點(diǎn)內(nèi)容，所以此處不作詳細(xì)討論。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述研究的基礎(chǔ)上，筆者采用4種方法（即變量替換、模型變換、變量滯后緩解內(nèi)生性和考慮遺漏變量）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

第一，變量替換。選取《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中的“要素市場(chǎng)發(fā)育程度”分指數(shù)作為核心解釋變量“要素市場(chǎng)化配置程度”的替換變量來(lái)進(jìn)行重新估計(jì)（模型2），發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然顯著，說(shuō)明要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的正向影響較為穩(wěn)健。第二，模型變換?；陔p向固定效應(yīng)面板模型（模型3-1）與普通面板模型（模型3-2）重新估計(jì)發(fā)現(xiàn)，基準(zhǔn)模型的系數(shù)更合理、顯著性更佳，說(shuō)明Tobit模型較好地優(yōu)化了被解釋變量的歸并特征。第三，變量滯后緩解內(nèi)生性。對(duì)核心解釋變量取一階滯后納入原模型進(jìn)行估計(jì)（模型4），以緩解由于潛在的反向因果關(guān)系帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)其在5%的置信水平下正向顯著，但是回歸系數(shù)在大小、方向、顯著性上與原模型并無(wú)較大差異，因而可以粗略認(rèn)為內(nèi)生性問(wèn)題并不嚴(yán)重。第四，考慮遺漏變量。由于現(xiàn)代信息技術(shù)能夠加快信息、資本、人員的流動(dòng)進(jìn)而提高資源配置效率，因此考慮納入可能的遺漏變量——信息發(fā)展程度，用各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)來(lái)衡量，納入原模型重新估計(jì)（模型5），發(fā)現(xiàn)其與區(qū)域創(chuàng)新效率幾乎不相關(guān)，回歸結(jié)果可以被忽略，在此不再展示，因此假定基準(zhǔn)模型不存在信息技術(shù)層面的遺漏變量。綜上可知，筆者研究中的要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響的基準(zhǔn)模型具有良好的穩(wěn)健性。

五、作用機(jī)制

（一）技術(shù)進(jìn)步偏向的推導(dǎo)與測(cè)度

1.技術(shù)進(jìn)步偏向的理論推導(dǎo)

技術(shù)進(jìn)步偏向的定義最早由Hicks提出，它衡量了在資本勞動(dòng)投入比（K/L）不變的情況下，技術(shù)進(jìn)步對(duì)于資本、勞動(dòng)邊際產(chǎn)出比（KMP/LMP）的相對(duì)影響[24]13。當(dāng)資本與勞動(dòng)之間呈互補(bǔ)（替代）關(guān)系時(shí)，資本勞動(dòng)生產(chǎn)效率的相對(duì)增長(zhǎng)率提高表明技術(shù)進(jìn)步是勞動(dòng)（資本）偏向型。遵循主流研究方法，設(shè)定要素增強(qiáng)型CES生產(chǎn)函數(shù)為

式中：Yt為總產(chǎn)出；Kt和Lt分別為資本和勞動(dòng)投入；AK,t和AL,t分別為資本增強(qiáng)型和勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步，也即資本要素和勞動(dòng)要素的生產(chǎn)效率；σ為資本-勞動(dòng)要素替代彈性；π和1-π為資本和勞動(dòng)的要素份額。令式（6）對(duì)Kt和Lt求一階偏導(dǎo)得到資本、勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出，并將其邊際產(chǎn)出比對(duì)資本與勞動(dòng)的相對(duì)生產(chǎn)效率求導(dǎo)得

根據(jù)式（6）和式（7），參考戴天仕和徐現(xiàn)祥的研究[25]構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)Tt。技術(shù)進(jìn)步偏向取決于資本、勞動(dòng)的要素替代彈性與其生產(chǎn)效率的相對(duì)增長(zhǎng)率，當(dāng)Tt>0時(shí)表明技術(shù)進(jìn)步為資本偏向型，當(dāng)Tt<0時(shí)表明技術(shù)進(jìn)步為勞動(dòng)偏向型。公式為

2.技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)度

技術(shù)進(jìn)步偏向的測(cè)度建立在要素替代的研究基礎(chǔ)之上，Klump 等提出的“標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法”[26]在實(shí)證測(cè)算中得到了較為廣泛的應(yīng)用。筆者參考陳曉玲和連玉君，以及潘文卿等的研究[27-28]對(duì)“Box-Cox型”要素效率增長(zhǎng)的簡(jiǎn)化，構(gòu)建非線性聯(lián)立方程組為

基于上述數(shù)據(jù)，采用廣義非線性最小二乘法對(duì)式（9）～式（11）的聯(lián)立方程組進(jìn)行估計(jì)，得到2008—2020年主要參數(shù)要素替代彈性σ與資本要素份額π，如表7所示。

表7 2008—2020年中國(guó)28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）資本-勞動(dòng)要素替代彈性與資本要素份額

由測(cè)算結(jié)果可知，2008—2020年中國(guó)整體的要素替代彈性為0.859 0（<1），資本、勞動(dòng)要素呈現(xiàn)互補(bǔ)型特征；中國(guó)整體的資本要素份額為0.440 7，對(duì)比以往研究可知，近年來(lái)中國(guó)的勞動(dòng)要素份額逐步上升，現(xiàn)已超過(guò)資本要素所占份額[30]10-16。具體而言，共有22個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的資本要素份額小于勞動(dòng)要素份額，占比近80%；有6個(gè)省（直轄市）的資本要素份額大于勞動(dòng)要素份額，分別為天津、吉林、黑龍江、江蘇、山東、陜西。天津、江蘇的物質(zhì)資本存量較為豐富，因此資本要素所占份額更大；而對(duì)吉林、黑龍江等而言，逐漸加重的勞動(dòng)力流出形勢(shì)應(yīng)該是促使這一現(xiàn)象的主要原因。

根據(jù)要素替代彈性σ與資本要素份額π，計(jì)算各（自治區(qū)、直轄市）的技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)，如表8所示。2008—2020年，中國(guó)有約32%的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的T中值小于0，技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為勞動(dòng)偏向，主要為京津與長(zhǎng)三角地區(qū)；有約68%的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的T中值大于0，技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為資本偏向。Hicks的“引致性創(chuàng)新”理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步的方向能夠一定程度上解釋要素份額的變化[24]13。目前，中國(guó)大部分地區(qū)表現(xiàn)為資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，即通過(guò)資本偏向的技術(shù)進(jìn)步提高全要素生產(chǎn)率的同時(shí)，也能提高資本的相對(duì)邊際產(chǎn)出。

（二）技術(shù)進(jìn)步偏向的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了探究要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的傳導(dǎo)機(jī)制，筆者嘗試引入技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)②。技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)以0為界具有分類特征，回歸系數(shù)的符號(hào)會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步偏向的現(xiàn)實(shí)意義產(chǎn)生影響，因此對(duì)式（2）區(qū)分，分別回歸（模型5和模型6），對(duì)式（3）考慮要素市場(chǎng)化配置和技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)?chuàng)新效率的綜合效應(yīng)（模型7），回歸結(jié)果如表9所示。

表9 中介機(jī)制的回歸結(jié)果

由模型5和模型6可知，要素市場(chǎng)化配置程度對(duì)資本偏向性技術(shù)進(jìn)步指數(shù)在5%的置信水平下顯著為正，而對(duì)勞動(dòng)偏向性技術(shù)進(jìn)步指數(shù)無(wú)顯著影響。這一結(jié)果說(shuō)明了兩點(diǎn)：第一，中國(guó)目前要素市場(chǎng)化配置程度的提高能夠通過(guò)緩解資本市場(chǎng)的價(jià)格扭曲以降低資本要素的價(jià)格，從而推動(dòng)資本邊際產(chǎn)出相對(duì)提高，激勵(lì)技術(shù)進(jìn)步繼續(xù)向資本方向發(fā)生替代。當(dāng)要素市場(chǎng)化配置程度提高時(shí)，資本要素的價(jià)格降低，資本邊際產(chǎn)出相較于勞動(dòng)邊際產(chǎn)出也會(huì)隨之上升，這激勵(lì)了企業(yè)繼續(xù)研發(fā)偏向資本要素的技術(shù)以節(jié)約要素投入，技術(shù)進(jìn)步方向繼續(xù)向資本要素傾斜。就現(xiàn)實(shí)情況而言，表7和表8展示了中國(guó)的資本、勞動(dòng)要素呈互補(bǔ)性特征，有超過(guò)65%的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）表現(xiàn)為資本偏向的技術(shù)進(jìn)步，與實(shí)證結(jié)果相匹配。但客觀而言，目前的資本要素市場(chǎng)化配置水平并不高，政府在深化金融體制改革的過(guò)程中應(yīng)逐步消除資本市場(chǎng)的所有制分割，進(jìn)一步優(yōu)化要素配置結(jié)構(gòu)，注重培育合格的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)主體。第二，要素配置的市場(chǎng)化機(jī)制對(duì)勞動(dòng)偏向型技術(shù)進(jìn)步無(wú)顯著影響，這可能是由于目前勞動(dòng)力市場(chǎng)的扭曲程度遠(yuǎn)不如資本市場(chǎng)嚴(yán)重，也可能與筆者的勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化的變量構(gòu)建方法有一定的關(guān)系，在未來(lái)研究中將考慮對(duì)其作進(jìn)一步優(yōu)化。依據(jù)模型7，將要素市場(chǎng)化配置、技術(shù)進(jìn)步偏向同時(shí)納入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響的考量，發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)化配置的回歸系數(shù)不再顯著，資本偏向型技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的回歸系數(shù)在5%的置信水平下顯著為正。因此，技術(shù)進(jìn)步偏向在要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響中發(fā)揮著完全中介作用。需要注意的是，目前的要素市場(chǎng)化配置程度只對(duì)資本偏向型技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響，因此這一中介效應(yīng)也只有通過(guò)資本偏向技術(shù)進(jìn)步才能發(fā)揮出來(lái)。

（三）作用機(jī)制的再討論

由實(shí)證結(jié)果可知，要素市場(chǎng)化配置水平的提高能夠顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升。具體而言，要素市場(chǎng)化配置機(jī)制主要通過(guò)影響資本偏向型技術(shù)進(jìn)步繼續(xù)向資本方向發(fā)生偏移，進(jìn)而對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生正向影響；而勞動(dòng)偏向型技術(shù)進(jìn)步在這一傳導(dǎo)機(jī)制中的作用并不顯著。通常認(rèn)為，資本、勞動(dòng)等要素市場(chǎng)化配置水平的提高能夠促進(jìn)效率改善，但是筆者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，目前要素市場(chǎng)化配置對(duì)于創(chuàng)新效率改善存在著異質(zhì)性傳導(dǎo)路徑，這其實(shí)是與中國(guó)的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情形密切相關(guān)的。相關(guān)研究表明，中國(guó)資本要素市場(chǎng)的扭曲程度在各要素之間最為嚴(yán)重[13]4-15[23]34-47，其在配置方式、配置手段等方面受政府干預(yù)的程度較深，準(zhǔn)入限制、信貸約束、信貸配給管制等抑制性金融政策導(dǎo)致了資本要素市場(chǎng)活力不足。黨的十九大以來(lái)，要素市場(chǎng)的機(jī)制設(shè)計(jì)在現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系建設(shè)中的地位越來(lái)越重要，在資本要素市場(chǎng)化長(zhǎng)期積弊的薄弱基礎(chǔ)上，其市場(chǎng)化配置水平的提升可能導(dǎo)致追趕效應(yīng)更加顯著，由此帶來(lái)的資本要素邊際生產(chǎn)率的相對(duì)增長(zhǎng)可能快于勞動(dòng)要素，這為筆者實(shí)證得到的異質(zhì)性傳導(dǎo)機(jī)制提供了一種可行的解釋。但就現(xiàn)實(shí)情況而言，不能削弱對(duì)勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化改革的關(guān)注，傳統(tǒng)的戶籍制度在一定程度上阻礙了勞動(dòng)力的跨區(qū)流動(dòng)，市場(chǎng)分割導(dǎo)致勞動(dòng)力要素的價(jià)格形成機(jī)制存在癥結(jié)。相對(duì)而言，中國(guó)勞動(dòng)力要素市場(chǎng)的扭曲程度不如資本要素市場(chǎng)嚴(yán)重，但是這兩種不同的作用機(jī)制也正好啟發(fā)我們需要用不同的政策引導(dǎo)要素市場(chǎng)化改革，探索設(shè)計(jì)出具有中國(guó)特色的要素市場(chǎng)機(jī)制。

綜上所述，筆者通過(guò)引入技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)實(shí)證分析得到了要素市場(chǎng)化對(duì)創(chuàng)新效率改善的異質(zhì)性傳導(dǎo)路徑，加深了對(duì)機(jī)制的思考。在未來(lái)的研究中，可以考慮進(jìn)一步細(xì)化對(duì)資本、勞動(dòng)要素市場(chǎng)化產(chǎn)生的不同效應(yīng)的因果分析與相應(yīng)的制度設(shè)計(jì)，推進(jìn)要素配置市場(chǎng)化改革，激發(fā)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活力。

六、結(jié)語(yǔ)

筆者基于2008—2020年28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）面板數(shù)據(jù)，建立Tobit模型實(shí)證分析了要素市場(chǎng)化配置對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，并通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法構(gòu)建技術(shù)進(jìn)步偏向的中介變量對(duì)這一作用機(jī)制進(jìn)行了探究，得到主要研究結(jié)論如下：第一，要素市場(chǎng)化配置能夠有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，當(dāng)要素市場(chǎng)化配置程度每提高0.1，區(qū)域創(chuàng)新效率將提高0.288。第二，要素市場(chǎng)化配置程度的提高對(duì)勞動(dòng)偏向性技術(shù)進(jìn)步無(wú)顯著影響，但是能夠通過(guò)降低資本要素的價(jià)格推動(dòng)資本邊際產(chǎn)出相對(duì)提高，激勵(lì)資本偏向型技術(shù)進(jìn)步繼續(xù)向資本方向偏移。2008—2020年，中國(guó)資本、勞動(dòng)要素呈現(xiàn)互補(bǔ)性特征，有超過(guò)65%的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）表現(xiàn)為資本偏向的技術(shù)進(jìn)步。第三，在要素市場(chǎng)化配置程度、技術(shù)進(jìn)步偏向?qū)^(qū)域創(chuàng)新效率的綜合影響中，技術(shù)進(jìn)步偏向發(fā)揮完全中介效應(yīng)，但此效應(yīng)只有通過(guò)資本偏向的技術(shù)進(jìn)步才能發(fā)揮出來(lái)。異質(zhì)性傳導(dǎo)機(jī)制啟發(fā)需要用不同的政策引導(dǎo)要素市場(chǎng)化改革，推動(dòng)改革的同時(shí)注意觀察技術(shù)進(jìn)步的方向，在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的導(dǎo)向下進(jìn)一步完善市場(chǎng)機(jī)制設(shè)計(jì)，激發(fā)市場(chǎng)活力。

同時(shí)，筆者歸納出相關(guān)政策建議如下：第一，加快推進(jìn)要素配置市場(chǎng)化改革，提高要素配置的質(zhì)量與效率。堅(jiān)持以整體有效為目標(biāo)，構(gòu)建競(jìng)爭(zhēng)充分、流轉(zhuǎn)暢通的要素市場(chǎng)化運(yùn)行機(jī)制，破除要素市場(chǎng)的體制機(jī)制障礙，完善信息溝通渠道，發(fā)揮市場(chǎng)在資本、勞動(dòng)、技術(shù)等要素配置中的決定性作用。第二，暢通國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)循環(huán)，充分調(diào)動(dòng)各類創(chuàng)新主體的積極性。健全現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度，打造透明公平的市場(chǎng)交易環(huán)境，激勵(lì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)與產(chǎn)業(yè)間的科技創(chuàng)新。重視區(qū)域間的資源共享與協(xié)同創(chuàng)新，推動(dòng)資本、勞動(dòng)力、技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素共融互通，激發(fā)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活力。第三，因地制宜發(fā)揮資源稟賦優(yōu)勢(shì)，加快協(xié)同創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)。充分挖掘區(qū)域間互惠合作的可能，利用要素市場(chǎng)化配置改革的紅利帶動(dòng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈升級(jí)與躍遷。

注釋：

①由于技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)的測(cè)算需要用到增長(zhǎng)率，因此數(shù)據(jù)選取的時(shí)間范圍從2007年開(kāi)始。

②由于新冠病毒感染疫情的暴發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)造成了較大沖擊，可能會(huì)潛在影響技術(shù)進(jìn)步的性質(zhì)與變量間的關(guān)系，所以此處的回歸暫且只考慮2008—2019年。