R&D投入与区域技术创新：地区市场分割的门槛效应检验

潘明明，蔡书凯

（安徽工程大学，安徽 芜湖 241000）

一、文献回顾

技术创新是推动经济持续、稳定增长的核心动力［1］。根据内生增长理论，一个国家或地区经济之所以能实现长期稳定增长，很大程度上得益于技术创新诱发的全要素生产率的提高［2-3］，即技术创新推动全要素生产率提高，而全要素生产率的提高又带动了经济的高速增长［4-5］。因此，如何有效推动区域技术创新并通过技术创新实现区域经济高速增长，已成为各级政府在发展区域经济中重点关注的内容。

开放经济条件下，R&D投入被视为推动区域技术创新的最关键要素，其是区域技术创新的基础和保障［6］。相关研究中，Cohen和Levithal最早关注到R&D投入具有知识和技术外溢性，并认为R&D投入在区域技术创新和技术进步中具有不可替代的作用［7］；Veugelers［8］、Beneito［9］等深入挖掘了R&D投入推动区域技术创新的内在机理，认为R&D投入在破解研发项目资金及人才障碍、推动创新资源科学流动和合理配置、保障国家创新体系正常运行等方面发挥了举足轻重的作用。Ingo和Matthias［10］研究指出，R&D投入除在上述方面发挥了重要作用外，还可显著提升企业相关人员对新技术的理解能力和评估能力，企业通过获取、吸收和消化外部知识，可以提升自身的科技水平进而最终提高区域自主创新能力。Bottazzi和Peri［11］实证分析了R&D投入对区域技术创新的影响，发现在世界自主创新能力排名相对靠前的城市中，R&D投入对城市科技成长性有显著的促进作用。但是近年来一些学者在研究中却发现R&D投入与技术创新之间并非仅呈现单纯的线性关系，R&D投入并不总是显著地推动区域技术创新，在部分地区、部分产业中甚至出现了R&D投入与技术创新关系不显著的现象，并试图从多个维度对这一现象进行解析［12-13］。

此外，推动区域技术创新，除需投入大量的人才、资本等创新资源外，对创新资源的利用也至关重要［14］。而提高创新资源利用效率的关键在于创新组织或机构具备很强的创新动机和意愿，愿意充分利用创新资源开展创新活动。因此，在推动区域技术创新的过程中，既要保证持续、稳定地投入各类创新资源，又要实现各类创新资源的合理配置和高效利用［15］。但在现实中，由地方政府竞争和地方保护诱发的市场分割在一定程度上限制了商品、人才、货币等要素的跨区域流动，影响了创新产出收益和区域人才、资本等要素的储备情况，进而对创新主体的创新动力和创新资源的甄选及配置产生了一定的不利影响。因此，综合来看，市场分割对区域技术创新中的资源利用效率势必会产生一定影响。然而通过梳理既有文献可以发现，目前虽然部分学者已逐步认识到并探讨了市场分割在R&D投入作用于区域技术创新中的调节作用［16-17］，但多是从理论层面进行的归纳和总结，而将R&D投入、市场分割、区域技术创新三者纳入统一的研究框架进行定量研究的理论成果较为缺乏，这就使得我们无法准确定位市场分割调节R&D投入作用于区域技术创新的具体方向和影响程度，进而可能造成政府或相关部门在出台地区市场分割改革措施时缺乏足够的理论依据。

基于以上分析，本文采用我国内地除西藏外的30个省、自治区、直辖市①因部分数据缺失，为保持统计的一致性、数据的连贯性，故研究中未纳入西藏。30个省、自治区、直辖市包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。2001年—2017年的面板数据，将R&D投入、市场分割、区域技术创新纳入统一的研究框架，运用面板门槛模型进一步识别R&D投入作用于区域技术创新中市场分割的调节方式及影响程度，厘清R&D投入、市场分割、区域技术创新三者之间的动态关系，以期为政府调整市场分割状态提供有益参考。

二、模型设定与变量选取

（一）模型设定

如前所述，本文的研究重点是探究市场分割调节R&D投入作用于区域技术创新中的具体方式及影响程度，并试图厘清R&D投入、市场分割、区域技术创新三者之间的动态关系，而由Hansen提出的面板门槛模型［18］可以描述变量间的跳跃性或结构性断裂关系，因而运用面板门槛模型有助于本文的实证研究。

1.模型设置。面板门槛回归模型的基本形式如下：

式（1）中，yi为因变量，xi为自变量，ei为误差项，qi为门槛变量，γ为门槛值。式（1）的统一形式可以表示为：

式（2）中，xi(γ)=xidi(γ)，{d}为指示函数，d(γ)={qi≤γ} ，θ=θ2，δn=θ2-θ1。同样，式（2）也可以进一步改写为如下形式：

式（3）中，X的回归参数为（θ，δn）。根据最小二乘法（又称最小平方法），若用Xγ∗=[XXγ]对Y进行回归可得Sn(γ)=Sn[ θ(γ),δ(γ),γ]=Y'Y-Y'Xγ∗∗'Y，则门槛值就是使Sn（γ）最小的。被定义为：

式（4）中，Γn=Γ∩{ }q1,…,qn，Sn为模型残差平方和。在门槛变量的测算中，Hansen将每一个相对独立的观测值都视为可能的门槛值，并根据式（4）获得其他各项参数。进一步地，通过扩展单门槛模型可以得到多门槛模型。

2.显著性检验。门槛模型显著性检验的零假设为θ1=θ2，表示不存在使参数显著不同的门槛，检验统计量LM如下：

式（5）中，S0为零假设下的残差平方和，LM统计量可通过Bootstrap P值来衡量，即通过模拟数据抽取形成一组变量序列进而产生相应的概率值P，并将其作为显著性检验的工具。同样地，多门槛检验也可以通过这种方法进行。

3.置信区间。构建门槛变量置信区间的零假设为γ∗=γ，具体的检验统计量如下：

当LRn(γ)≤c(α)=-2ln(1- α)时（α表示显著性水平），表示不能拒绝零假设。同样地，多门槛模型与此类似。

（二）变量选取

本文以我国内地除西藏外的30个省、自治区、直辖市为研究样本，并采用2001年—2017年的面板数据进行实证分析，研究中原始数据均来源于2002年—2018年《中国统计年鉴》及各地统计年鉴。此外，为消除变量量纲不统一造成的回归误差，在进行实证研究前本文对各指标数据进行了对数化处理。本文选取如下变量进行实证分析：

1.被解释变量。本文的被解释变量为区域技术创新水平（tech）。虽然既有研究中有学者指出以专利授权量衡量区域技术创新水平有一定的片面性，但鉴于专利授权量可以较为客观、准确地反映区域技术创新活动的开展情况和科研产出情况，故本文借鉴陈恒［13］等人的观点，仍采用区域专利授权量作为衡量区域技术创新水平的指标。

2.解释变量。本文的解释变量为R&D投入，选用R&D资金投入（rde）和R&D人才投入（rdp）作为R&D投入的评价指标，分别用区域科研经费投入量和区域研发人员数量进行衡量。

3.门槛变量。本文的门槛变量为区域市场分割（segt），并借鉴韩庆潇和杨晨［15］的研究思路。首先，选用食品、烟酒及用品、衣着、家用设备用品及服务、医疗保健及个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品及服务、居住等8类居民消费价格指数作为产品市场分割的衡量指标，选用国有单位职工平均工资、城镇集体单位职工平均工资和其他单位职工平均工资3类职工工资水平作为劳动力市场分割的衡量指标，选用建筑安装工程投资价格指数、设备工程和器具投资价格指数、其他资本品投资价格指数3类固定资产投资价格指数作为资本市场分割的衡量指标。其次，依据“价格法”依次计算产品市场分割指数、劳动力市场分割指数和资本市场分割指数，并运用熵权法对上述3类市场的市场分割指数加权求和以得到区域市场分割指数（segt）。最后，本文参照韩庆潇［15］、龚新蜀［16］等人的做法，将市场分割指数扩大1000倍以弥补市场分割指数太小而造成模型估计参数代表性不强的问题。

4.控制变量。本文中的控制变量包括外商直接投资（fdi）、经济开放度（open）、地区经济发展（rgdp）、产业结构（is）、固定资产投资（invest）。其中，外商直接投资（fdi）用外商直接投资额占国内生产总值的比重来衡量，经济开放度（open）用进出口贸易总额占国内生产总值的比重来衡量，地区经济发展（rgdp）用人均GDP来衡量，产业结构（is）用工业增加值占GDP的比重来衡量，固定资产投资（invest）用固定资产投资额占GDP的比重来衡量。

本研究中变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计结果

三、实证分析

（一）门槛检验

1.门槛效应检验。本文先对市场分割是否存在门槛效应以及具体的门槛数量进行检验，检验结果如表2所示。由表2可知：在R&D资金投入作用于区域技术创新的过程中，市场分割分别在5%和1%的显著性水平上通过了单门槛检验和双门槛检验，但没有通过三门槛检验；在R&D人才投入作用于区域技术创新的过程中，市场分割均在5%的显著性水平上通过了单门槛检验和双门槛检验，但依然没有通过三门槛检验。由此可见，在R&D资金投入和R&D人才投入作用于区域技术创新的过程中，均存在市场分割的双门槛调节效应。

表2 门槛模型检验

2.门槛值检验与门槛区间划分。在确定了R&D投入作用于区域技术创新的过程中存在市场分割门槛效应及具体的门槛数量之后，接下来还需对门槛值进行估计和检验，结果如表3所示。由表3可知：R&D资金投入技术创新影响效应模型的市场分割第一门槛值和第二门槛值分别为-0.365和0.000，R&D人才投入技术创新影响效应模型的市场分割第一门槛值和第二门槛值分别为-0.414和0.000，且两个模型市场分割门槛值均在5%的水平上通过了显著性检验。

表3 门槛值估计结果

（二）门槛估计结果及分析

确定门槛值及其分布后，本文又对R&D资金投入和R&D人才投入技术创新影响效应市场分割门槛模型参数进行了估计，结果如表4所示。同时为便于分析，本文还构建了R&D资金投入技术创新影响效应和R&D人才投入技术创新影响效应的线性模型作为参照组，参数估计采用STATA14.0软件进行处理。由表4可知，R&D资金投入技术创新影响效应和R&D人才投入技术创新影响效应的线性模型与市场分割门槛模型中控制变量的参数大小及显著性呈现较强的一致性，且门槛模型表现出较强的稳健性。进一步分析可知：在R&D资金投入技术创新影响效应的市场分割门槛模型中，lnrde_1、lnrde_2、lnrde_3的回归系数依次为-0.0485、0.261和-0.0420，且分别在5%、1%和10%水平上通过显著性检验。而在R&D人才投入技术创新影响效应市场分割门槛模型中，lnrdp_1、lnrdp_2、lnrdp_3的回归系数依次为-0.0226、0.185和-0.0193，且分别在1%、1%和5%水平上通过显著性检验。由此可见，当市场分割指数介于第一门槛值与第二门槛值之间时，R&D资金投入和R&D人才投入对技术创新有正向影响；而当市场分割指数小于第一门槛值或大于第二门槛值时，R&D资金投入和R&D人才投入对技术创新均有负向影响。综合来看，无论是R&D资金投入还是R&D人才投入，其对区域技术创新的影响均为非线性的，均存在以市场分割为门槛变量的调节效应，且与市场分割呈倒U形关系，合理的地方政府干预和保护所引致的适度市场分割有利于R&D投入技术创新影响效应的产生，而过度的地方政府干预和保护以及地方政府对当地经济的不干预、不作为均在R&D投入推动区域技术创新的过程中产生抑制作用。

表4 门槛模型估计结果

续表4

此外，根据既有研究，若要提高R&D资金和人才使用效率，最大程度地产生R&D投入技术创新影响效应，则不仅需保障R&D人才和资金的持续、稳定投入并实现各类创新资源的合理配置，同时还需激发创新主体的创新动力与意愿，使其愿意充分、有效地利用创新资源开展创新活动。前者要求辖区有充足的人力资本和货币资本储备，后者则要求创新主体能获得相应的创新收益。而强市场分割①后文把市场分割指数小于第一门槛值定义为弱市场分割，把市场分割指数大于第二门槛值定义为强市场分割，把市场分割指数介于第一门槛值和第二门槛值之间定义为中等市场分割。和弱市场分割对创新的基础条件均会产生一定的制约作用。强市场分割表现为地方政府对区域经济发展的过度干预和保护，其不仅会阻碍创新产品跨区域流通，减少创新收益，削弱创新主体的创新动力和积极性，还会割裂外部人才、资本等要素的流入渠道，降低区域人才、资本等要素的储备水平，进而可能降低创新资源投入质量和配置的合理性。弱市场分割同样也会对创新主体的创新动力、创新资源投入质量及合理配置等产生不利影响。如弱市场分割可能导致大量外部商品流入，威胁并冲击辖区内的本地企业，本地企业为了生存多倾向于选择“短、平、快”项目而无暇从事技术创新活动，同时弱市场分割还易诱发区域人才、资本外流，降低区域内人才、资本等要素的储备水平。因而综合来看，中等市场分割最有利于产生R&D投入的技术创新影响效应，进而有利于促进区域技术创新。

另从控制变量来看，地区经济发展（rgdp）、经济开放度（open）、固定资产投资（invest）以及产业结构（is）的回归系数均为正且通过了显著性检验，即区域经济的快速发展、开放水平的持续提升、固定资产投资的持续增加以及产业结构的优化升级，均可显著推动企业自主创新能力的增强和区域技术创新水平的提高。外商直接投资（fdi）在4个模型中均未通过显著性检验，可能是因母国实行的技术封锁使得母国在对东道国的投资中阻断了技术转移和溢出而造成的。

（三）分地区的实证估计

根据前文的实证结果，强市场分割和弱市场分割均不利于R&D投入技术创新影响效应的产生。弱市场分割抑制R&D投入技术创新影响效应的一条主要途径在于外部商品的过多进入对本地企业产生威胁和冲击，在一定程度上造成本地人才、资本等要素外流。根据产业竞争力理论和区域集聚扩散效应理论，外部商品能否对本地企业造成威胁、冲击，本地人才、资本等是否外流在相当程度上取决于本地经济发展状况。一般认为，经济发展落后、产业竞争力弱、要素聚集能力弱的地区更易出现外部商品冲击本地企业以及本地生产要素外流等问题。当前，我国区域经济发展水平总体呈现东部、中部、西部地区依次递减的态势，东部地区经济较为发达，产业竞争力和要素集聚能力更为突出，而中部地区和西部地区经济发展相对落后，产业竞争力和要素集聚能力相对较差。那么，前文得出的关于市场分割调节R&D投入技术创新影响效应的结论是否在我国东部、中部、西部地区都适用呢？市场分割的调节作用在不同经济发展水平的区域是否存在异质性呢？以上问题有待进一步检验。下文将我国内地除西藏以外的30个省、自治区、直辖市进一步划分为东部、中部、西部3个区域①本研究中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。，分别估计市场分割调节R&D投入技术创新影响效应的门槛参数，结果如表5所示。

表5 分样本估计：东部、中部和西部地区回归结果

续表5

由表5可知：对于东部地区而言，若以市场分割为门槛变量，则无论是R&D资金投入技术创新影响效应还是R&D人才投入技术创新影响效应，与全国总体相比均存在明显的差异性。东部地区lnrde-1回归系数为0.0746且通过5%水平的显著性检验，lnrde-2、lnrde-3的回归系数分别为0.141和0.0147，且均未通过显著性检验；lnrdp-1、lnrdp-2的回归系数分别为0.235、0.0746，且均通过5%水平的显著性检验，lnrdp-3系数为0.0147且没有通过显著性检验。因而综合来看，东部地区市场分割与R&D投入的技术创新影响效应呈负向线性关系，强市场分割抑制了R&D投入技术创新影响效应的产生，弱市场分割促进了R&D投入技术创新影响效应的产生。这可能是因东部地区是我国经济发展高地，产业竞争力突出，要素集聚效应明显，低力度的地方干预和保护不仅不会造成外部商品冲击本地企业以及本地人才、资本等要素外流，反而有利于外部生产要素流入。因此，东部地区应通过区域联动、合作等方式，降低地方政府对经济的干预和保护力度，进一步消除市场分割。对于中部地区和西部地区而言，若以市场分割为门槛变量，则中部地区、西部地区门槛模型的回归系数、显著性水平虽与全国总体状况相比有一定差异，但参数变动趋势与全国总体分布表现出较强的一致性，强市场分割和弱市场分割均会抑制R&D投入技术创新影响效应的产生，中等市场分割能促进R&D投入技术创新影响效应的产生。因而，对于中部地区和西部地区来说，应制定合理的经济干预和保护政策，使辖区市场分割保持在适度水平。

（四）区域市场分割类型划分

基于前文的研究结论，东部地区应尽量消除市场分割，而中部地区和西部地区应使辖区市场分割维持在适度水平以促进R&D投入技术创新影响效应的产生，为此，应对我国各省区市场分割进行精确定位以增强后续改革举措的针对性。在区域技术创新中，R&D资金投入技术创新影响效应往往更为突出①在前文的回归结果中，R&D资金投入对区域技术创新的线性回归系数为0.285，而R&D人才投入对区域技术创新的线性回归系数为0.199。，为简化分析，本文仅以R&D资金投入技术创新影响效应模型市场分割门槛值将样本地区划分为弱市场分割、中等市场分割和强市场分割3个区间类型。本文对弱市场分割区间、中等市场分割区间、强市场分割区间的值域依次确定为［-∞，-0.365］、［-0.365，0.000］和［0.000，+∞］，同时结合市场分割指数②鉴于研究重点及篇幅，本文未列出30个样本地区的市场分割指数计算过程。对各地区进行分类，结果如表6所示。

表6 区域市场分割类型划分

进一步地，根据前文的实证结果，为最大程度地产生R&D投入的技术创新影响效应，东部地区市场干预的最优状态为弱市场分割状态，中部地区和西部地区市场干预的最优状态应为中等市场分割状态。由此可知，北京、辽宁、山东、福建、广东、江西应保持现有的经济干预力度和市场分割水平；上海、浙江、天津、河北、江苏、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆应削弱地方干预和保护力度，降低区域市场分割水平。其中，上海、浙江应将其市场分割由中等分割水平降至弱市场分割水平，天津、河北、江苏、海南应将其市场分割由强市场分割水平降至弱市场分割水平，湖北、湖南、广西、重庆、四川、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆应将其市场分割由强市场分割水平降至中等市场分割水平。此外，黑龙江、吉林、山西、安徽、河南、云南、内蒙古地方经济干预和保护力度不足，应制定合理的经济干预和保护政策，使其市场分割由弱市场分割水平调整至中等市场分割水平。

四、结论与启示

本文以我国内地除西藏以外的30个省、自治区、直辖市为研究样本，选取2001年—2017年的面板数据，运用面板门槛模型探究市场分割调节R&D投入作用于区域技术创新过程中的具体方式及影响程度，得到以下结论与启示：

第一，R&D投入与区域技术创新之间并非呈现单纯的线性关系而是存在市场分割的门槛调节效应。从全国总体来说，市场分割与R&D投入技术创新影响效应之间呈倒U形关系，即合理的经济干预和保护所引致的中等市场分割可促进R&D投入技术创新影响效应的产生，而地方政府过度干预和保护以及不干预、不作为导致的强市场分割和弱市场分割均会对区域技术创新产生一定的抑制作用。

第二，市场分割调节R&D投入技术创新影响效应存在明显的地区异质性。中部地区和西部地区市场分割调节作用与全国总体状况相一致，二者呈倒U形关系；东部地区市场分割对R&D投入技术创新影响效应的产生则表现出负向线性关系的特点，本文认为地区间经济发展水平、产业竞争力、生产要素集聚能力的差异等可能是引发上述现象的主要原因。

第三，当前我国上海、浙江、天津、河北、江苏、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等地政府对市场的干预和保护过度，应着力打破地方与行业垄断，消除市场壁垒，构建区域一体化的市场体系；黑龙江、吉林、山西、安徽、河南、云南、内蒙古等地政府对辖区经济的干预和保护不足，应进一步明确政府与市场的关系，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，同时适度加强政府对辖区经济的调控能力。