统一大市场建设与区域创新绩效的关系研究——基于空间资源错配的中介作用

温 科，李常洪，徐晓肆

（1.山西大学 经济管理学院，山西 太原 030006；2.邯郸学院 经济管理学院，河北 邯郸 056003）

一、引言及文献综述

近年来，我国经济已由高速增长阶段向高质量发展阶段转变，经济增长方式也正在由传统要素驱动向创新驱动转变，科技创新成为撬动生产方式变革、推动经济结构调整的有力杠杆。如何在世界新一轮的科技革命和产业变革浪潮中，以科技创新推动我国区域产业技术变革和优化升级，夯实区域经济高质量发展对我国经济高质量发展的支撑作用，具有重要意义。

2022年3月发布的《中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》（下文简称《意见》）中提出，建设全国统一大市场的主要目标之一在于发挥超大规模市场具有丰富应用场景和放大创新收益的优势，通过市场需求引导创新资源有效配置。《意见》中也提出建立全国统一大市场的难点在于：加快清理废除妨碍统一市场和公平竞争的各种规定和做法，破除各种封闭小市场、自我小循环。在党的二十大报告中，“构建全国统一大市场，深化要素市场化改革，建设高标准市场体系”被作为“构建高水平社会主义市场经济体制”的一项重要内容。可见，全国统一大市场建设对于加快实现区域创新要素有序流动和合理配置，进而提升区域“整体”创新绩效十分重要，而破除基于地方保护的市场分割是推进全国统一大市场建设的落脚点，不仅体现了全国大市场的统一性，也体现了其开放性、竞争性和有序性。

尽管现阶段已有学者就如何配置创新资源（Chen 和Guan，2012）［1］、减少知识冗余（王建平，2020）［2］、提升区域创新绩效（韩军和孔令丞，2021）［3］展开了深入研究，然而，现有研究的不足之处主要在于并未有效地研究以“市场分割准则”为代表的制度环境下区域间战略或策略关系对创新绩效的影响。随着我国经济发展方式的转变，各地政府对于市场分割形式的关注重心已从“市场准入约束”向“技术壁垒约束”转移，因此，近年来学者们开始关注市场分割与区域创新绩效的关系问题。有关研究主要集中在“市场需求与创新”“财政分权体制与区域创新”等方面。前者强调市场需求扩张是创新的内在动力（Zweimüller 和Brunner，2005）［4］，后者则更关注分权体制下的财政分权程度（吴延兵，2017）［5］、地方政府行为（李凤 娇 等，2021）［6］以 及 地 方 政 府 竞 争（Taylor，2007）［7］对区域创新的影响。但要注意的是，财政分权体制下的地方政府竞争行为问题与市场分割现象并非“等同关系”，即财政分权与地方政府竞争并非必然引发市场分割，世界上众多地区仍然存在“财政高度分权与市场高度整合并存”“地方政府间竞争与合作关系并存”等现象（李永友等，2021）［8］。

市场分割较早由Young（2000）［9］等学者提出，主要是指地方政府为了维护本地已有利益，通过各种行政管制措施，限制本地与外地市场的资源要素相互流通的行为，其在一定程度上违背了市场资源配置的规律。然而，对于中国这样一个分权体制下的转型经济体来说，以行政单位为主体的区域关系格局呈现出一种基于本地资源禀赋和生产要素相对丰裕程度的地方保护主义态势，由此引发的市场分割阻碍了区域间统一市场经济体系的建立（Chernenko 和Sunderam，2012）［10］。从短期看，区域间的市场分割行为可以为地方带来一定的垄断边际收益，有效防止核心技术及资源外溢，降低初创企业的外部竞争威胁，但也阻碍了产业集群的形成，减少了企业规模经济效益（Gambardella 和Giarratana，2013）［11］。从长期看，市场分割行为制约了区域间的经济循环，限制了区域协同创新网络的形成、创新要素的流动以及市场主体间的创新交流和学习活动，降低了企业等创新主体开展创新活动的积极性，改变了创新的效率函数，从而对本区域创新绩效提升产生不利影响。吕越等（2021）［12］基于2007—2017 年上市公司面板数据，提出市场分割抑制了企业创新发展水平；卿陶和黄先海（2021）［13］研究了市场分割在市场激励与企业创新关系中的作用机理，发现市场分割削弱了市场激励对企业创新的促进作用；俞立平等（2022）［14］提出市场分割对产业创新的影响具有门槛效应，但长期来看还是不利的。尽管现阶段大部分研究都支持“市场分割不利于创新”的结论，但仍有以下两个方面的问题需要注意：一是Arrow（1962）［15］在创新与经济增长理论中所提到的观点，即创新行为具有高度的不确定性和外部性，而该不确定性和外部性将导致企业创新水平低于其最优水平［16］，此时，政府的产业扶持政策将有利于企业提升其创新绩效，这就是产业扶持的创新激励效应；二是幼稚产业理论的观点，即初创企业的生产与创新成本较高，其主要在对外贸易以及“干中学”的过程中降低成本，为了避免初创企业在市场竞争中处于劣势，政府需要采取相应的扶持政策，增强企业的市场势力和竞争优势［17］。以上观点强调了政府的产业扶持政策对创新活动的激励和促进作用，而产业扶持政策与市场分割也具有较强的相关性。因此本文认为，对于市场分割与区域创新的关系问题还需要进一步探讨，这对于以中国为代表的后发国家而言是十分有意义的。

此外，地方保护所导致的市场分割所产生的“扭曲效应”不仅会导致各种要素资源向国有企业过度倾斜（范子英和周小昶，2022）［18］，也会限制要素资源在区域间的自由流动，进而导致其边际报酬率减低，引发空间资源错配（Ryzhenkov，2016）［19］。如刘毓芸等（2017）［20］、郎昆和刘庆（2021）［21］的研究均认为，市场分割是导致区域资源配置扭曲的重要因素；而且空间资源错配也会抑制创新能力与绩效水平的提升（谢东水，2020）［22］。遗憾的是，以往研究并未进一步考察市场分割下的空间资源错配对区域创新活动的影响，这不利于深入考察市场分割影响区域创新活动的内在机制和传导路径。

本文基于现有文献的研究不足，结合当前中国落实统一大市场建设、创新驱动发展战略、创新型国家高质量发展的重大现实背景，从空间资源错配的视角分析市场分割与区域创新绩效之间的关系，并从以下三个方面展开研究：第一，通过2002—2020 年我国31 个省域面板数据，实际考察地方政府保护主义所造成的市场分割动态变化情况。在此基础上，运用多元线性回归以及工具变量法实证分析市场分割对区域创新绩效的影响效应。这不仅有利于进一步揭示以市场分割为代表的政府行为与区域创新的关系，还有利于为探究影响区域创新的制度因素提供思路。第二，基于空间资源错配的视角，研究市场分割影响区域创新绩效的中介传导机制，即市场分割抑制各种资源要素的自由流动，导致各种资源在空间上的错配，进而影响区域创新绩效。第三，地方政府保护主义行为形成的市场分割进而引发的资源错配，有可能对区域创新绩效产生抑制作用，但地方政府在进行保护主义行为的同时，也在进行支持区域创新的政策行为。因此，有必要从政府科技支持的角度展开研究，进而更加全面地探讨市场分割与区域创新绩效的关系。

二、理论分析与研究假设

近年来，随着中国经济的不断发展与产业转型升级的不断推进，产能过剩、资源分配不均、生态环境破坏等方面的问题日益加剧，通过技术创新提高生产效率以及减少资源浪费已成为各地政府经济及产业发展战略方面的重要选择，这就使得各地政府不断加强对本地区技术创新活动的保护。首先，从技术创新的特征方面看，随着现阶段社会信息技术水平的不断提升，有关技术创新的知识和信息等要素的流动性日益增强，其无偿外溢性也在不断增强。尤其是在某些核心技术或关键技术方面，为了避免其无偿流失或被模仿，地方政府经常会采取地方保护和市场分割行为，在技术、贸易以及市场等方面设置壁垒。其次，相对于成熟企业而言，初创企业的产品市场份额小、规模经济效益低下，其主要依托于自身独特的新技术与其他企业展开市场竞争，并且新技术从创意产生、研发创造到商业化运用需要经历较长的周期，技术流失的风险性与边际损失更高，这就需要区域政策及制度的保护。

综上所述，市场分割行为在短期内有利于区域创新绩效的提升。但是，过度的、长期的地方保护与市场分割行为，将阻碍创新要素按照市场规律进行正常流动，抑制企业与其他地区企业的创新交流活动以及创新资源的外溢，进而无法建立有效的创新网络与创新生态，这对于区域创新绩效的提升会产生阻碍。长期的市场分割所形成的“进入封锁”等行为性壁垒、“产品差异”等结构性壁垒以及“沉没成本高”等退出壁垒，限制了其他地区的市场竞争对手进入本地市场，这在一定程度上维护了本地企业的利益，但也造成了本地企业竞争不足，使其缺乏通过创新改善自身劣势的动力，进而减少R&D 投入。长期的市场分割会抑制市场需求带给企业的创新动力，实证研究证明，企业市场的扩张是激励企业创新的主要内在动力，但市场分割所形成的各种壁垒和障碍，使得产品不能在各地市场之间自由流动，这提升了产品的交易成本，抑制了市场扩张，进而影响企业创新，这也是导致各地区域创新绩效差异较大的主要原因［23］。

基于以上分析，本文提出假设1。

H1：市场分割在影响区域创新绩效过程中呈现“倒U”型特征。即当市场分割程度较低时，其能够促进区域创新绩效提升；而当市场分割程度较高时，其会对区域创新绩效产生抑制作用。

地方政府之间的市场分割阻碍了资源要素在区域间的自由流动，就会影响资源要素在区域间的优化配置，进而可能降低资源要素的空间配置效率，造成空间资源错配。那么，空间资源错配对区域创新绩效的提升会造成影响吗？与“资源错配”相对应的概念是“资源有效配置”［24］，资源有效配置是提升社会经济总量产出水平与生产率以及推动经济高质量发展的有效途径，它是能使经济社会整体产出达到帕累托最优的资源配置方式，是劳动力、资本等要素资源在区域间合理分配的表现。而空间资源错配则是资本、劳动力等要素资源在区域等空间层面上的非帕累托最优配置。已有研究表明，存在资源错配的情况下，中国制造业总量的生产率将下降15%［25］，而造成资源错配的主要因素之一就是市场分割所导致的要素资源流动受阻。改革开放以来，随着经济的动态发展，中央政府与地方政府之间的经济和产业政策偏好也逐渐不一致，由地方分权以及“晋升锦标赛制度”衍生的市场分割行为导致劳动力、资本等要素资源无法正常或自由流动，造成要素资源使用能效低下，引发空间资源错配［20］，这也抑制了区域的可持续发展。首先，市场分割会对区域资源配置产生扭曲效应。例如，市场分割在区域经济转型的过程中为国有企业提供了大量的隐性补贴和福利，降低了其转型发展的动力，造成国有企业的资源冗余，致使其资源利用效率低下。其次，根据新古典经济模型，资源要素的收益率取决于边际产出，而边际产出则取决于生产函数与资源要素集约度，不同的资源要素集约度会影响其所带来的收入分配结构。市场分割通过限制资源要素流动，导致要素资源边际收益率下降，进而引发资源配置结构扭曲。

此外，资源要素的空间错配也是抑制区域创新绩效的主要因素。地方政府在实施市场分割策略过程中，为了摆脱分割市场所带来的“囚徒困境”，获得公共物品利益和实现“占优均衡”，会有意压低劳动力、资本等要素资源，进而为本地企业创造更为广阔的盈利空间，但这却造成了资源要素价格的扭曲，进而对区域创新绩效带来了不利影响。第一，压低劳动力、资本等要素资源的价格，会降低区域市场需求水平，进而有可能限制新产品市场消费水平，这在一定程度上抑制了企业创新的动力。第二，市场分割所造成的要素资源流动受限使得区域产业布局也无法达到相对优化。众多地区在市场分割策略的引导下，不顾本地资源禀赋特征，将大量资源集中在某些自身并不具备发展基础和优势的产业领域，如资源型城市发展电子信息产业等，这在一定程度上限制了本地优势产业的转型升级与核心技术研发的进程。第三，压低劳动力等生产要素资源的价格，使得企业更倾向于大量投资厂房、设备等有形要素，导致以有形要素投入为主的粗放型经济模式有利可图，这限制了企业通过提高人力资源质量进而提升自主创新水平的动力。第四，劳动力等要素价格的下降会导致人力资源的工资水平下降，这降低了创新人才的积极性，不利于其知识与创新能力的发挥。第五，市场分割限制资源要素流通，使得各地高校、研究机构的创新资源无法优化配置，降低了各地区间产学研合作积极性与协同创新的绩效。

基于以上分析，本文提出假设2。

H2：空间资源错配在市场分割与区域创新绩效的关系中具有中介作用，即市场分割加剧了资源的空间错配，进而对区域创新绩效提升产生抑制作用。

三、研究方法

（一）模型构建

为了分析市场分割对区域创新绩效的影响效应，本文构建模型如下：

其中：i和t分别表示时期数和截面数；Innov为因变量，表示区域创新绩效；α为截距项；Seg 表示市场分割；β为其估计系数；χ为其二次项估计系数；Xj表示j个控制变量；δ为各个控制变量估计系数；ω和γ分别表示不可观测的时间和个体固定效应；μ为随机误差项。

此外，为了分析空间资源错配在市场分割影响区域创新绩效过程中的作用，本文参考邓慧慧和杨露鑫（2019）［26］的研究方法，构建模型如下：

其中：Missall表示空间资源错配；ρ为市场分割对空间资源错配的估计系数；θ表示空间资源错配对区域创新绩效的估计系数；Z表示可能影响空间资源错配的控制变量。其余变量涵义与式（1）一致，不再赘述。

需要指出的是，对于式（1）所示的模型来说，一方面，上文已就市场分割行为对区域创新绩效的影响机理进行理论分析并提出假设；另一方面，区域创新绩效也可能对市场分割行为产生影响，这主要是为了防止创新资源要素的外溢和维护本地区的创新活动，地方政府可能会采取市场分割等保护主义措施。因此，市场分割行为对区域创新绩效的影响效应可能存在内生性问题。此外，本文在模型构建与实证分析过程中，尽可能选取对因变量产生影响的因素作为控制变量，并对无法测定的固定效应进行控制，即便如此，仍可能遗漏其他对因变量产生影响的因素。此外，模型运算过程中还不可避免地会出现变量测量误差等因素所造成的内生性估计偏误。基于以上原因，本文将为市场分割选择合适的工具变量，并采用二阶段最小二乘法（2SLS）对模型进行估计。

（二）数据说明

本文主要是通过各地区零售商品相对价格指数对市场分割变量进行测算，鉴于在《中国统计年鉴》等各类统计年鉴资料中，2001年后烟酒及用品从食品类商品中脱离出来单独列为一类商品，为了保持统计口径的一致性，同时基于数据的可得性与及时性，本文进行实证分析的数据样本区间确定为2002—2020年。目前中国的各类统计年鉴中，对零售商品相对价格指数的统计主要是以省级行政区域为单位，而且从中国当前行政治理模式的现实情况来说，省级政府层面的市场分割现象也更为明显［26］。因此，本文选取的数据样本为2002—2020年中国31个省级地区面板数据（香港、澳门和台湾等因数据缺失较多，暂不作为本文的研究对象）。数据资料主要来源于2003—2021 年的《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》以及各省统计年鉴。

（三）变量定义

1.市场分割

本文参考王磊和邓芳芳（2016）［27］的研究，采用商品在省份之间的相对价格方差测算市场分割程度，此方法不仅考虑相邻省份的价格指数，也考虑其他省份的价格指数，比较符合省份之间“晋升锦标赛制度”的现状。具体如式（4）所示：

其中：m和n分别表示两个不同的地区；k表示所消费的商品种类；P表示商品价格；t表示时间，即2002 代表t=1，依次类推。基于此，Pkmt表示在第m个地区第t期第k类商品的价格指数；Pknt表示在第n个地区第t年第k类商品的价格指数。本文对我国31 个省级地区两两配对，并基于统计口径的要求以及历年《中国统计年鉴》中分地区居民消费价格指数的分类状况，选取食品、烟酒及用品、服装鞋帽、家用设备及其用品、医疗保健用品、交通和通信工具、文化体育用品、日用品、纺织品、五金材料、书报杂志、油脂、化妆品以及燃料等14类商品的价格指数测算市场分割程度。ΔQkmnt表示第m个地区和第n个地区进行配对后，第t年第k类商品的相对价格指数。为避免因所研究省份位置不同而影响相对价格方差以及取对数后引起ΔQkmnt的符号发生变化，本文先采取其绝对值形式| ΔQkmnt|，并采用“去均值法”处理与所研究商品的特征和市场环境相关的固定效应以及随机因素变动所导致的系统误差。即假设| ΔQkmnt|由ak和bkmnt组成，前者表示由于商品特征所导致的价格变化，后者则表示m和n两个地区市场环境共同作用所导致的价格变化。然后对第t年第k类商品的相对价格方差| ΔQkt|取均值，再用| ΔQkmnt|减去该均值，即可消除ak所带来的影响以及固定效应所导致的系统误差。具体如式（5）所示：

其中：对qkmnt求方差Var（qkmnt），以此表示市场分割指数，它表示m和n两个地区的相对价格方差，体现为第k类商品的市场价格波动程度，方差Var（qkmn）t越大，则表明市场价格波动程度越小，市场分割程度越大。此外，对某地区各类商品的市场分割指数进行等权重平均，可以得到某地区的市场分割指数。

图1 报告了2002—2020 年中国市场分割程度的变化情况。可以发现，近年来中国区域市场的分割状况呈现逐年下降的趋势，国内统一大市场形成的趋势愈发明显，这与范欣等（2017）［28］的研究结论基本一致。

图1 中国市场分割程度发展趋势

2.区域创新绩效

本文所研究的区域创新范畴主要指的是“技术创新”方面。因而，本文选取“专利授权数”作为区域创新绩效的衡量指标，其不仅能够全面反映当年区域创新的成果信息，并且与“R&D 经费支出”等创新投入指标具有较强相关性，进而能从“投入-产出”的角度更好地表现区域创新绩效水平。

3.空间资源错配

如上文所述，空间资源错配是劳动力、资本等要素资源在区域等空间层面上的非帕累托最优配置，本文将从劳动力、资本等要素配置的角度进行测算，相较于“生产率差异度法”“生产率与生产要素份额协方差法”，“生产函数法”更有利于直接测算多种生产要素的边际产出与错位程度，也更能体现要素资源空间错配的含义。因此，本文将采用该法对空间资源错配程度进行测算。首先设置生产函数形式如下：

其中：Y表示地区总产出，本文选取地区生产总值指标进行表示，并以2002 年的物价水平为基准，采用GDP 平减指数将样本区间的地区生产总值核算成2002年不变价；K表示地区资本要素的存量，本文以2002年的物价水平为基准，通过固定资产投资价格指数将样本区间的固定资产投资总额核算成2002 年不变价，再进一步利用永续盘存法将其核算成资本存量的形式，其折旧率取5%［29］；L表示地区劳动力，通过年末城镇单位就业人员数进行核算；λ0表示常数项；λ1、λ2、λ3、λ4和λ5分别表示以上各变量的估计系数；ε表示随机扰动项。

然后根据式（6），分别对L和K求偏导，可得式（7）与式（8）：

其中，MPL和MPK分别表示劳动力和资本的边际产出。基于空间资源错配的定义以及白俊红和刘宇英（2018）［30］的研究，本文将劳动力要素资源错配表示为劳动力边际产出除以其价格，将资本要素资源错配表示为资本边际产出除以其价格，具体如式（9）与式（10）所示：

其中：MisallL和MisallK分别表示劳动力与资本的空间资源错配程度；w表示劳动力要素价格，本文采用“城镇单位就业人员平均工资”对其进行测算，并以2002年物价水平为基准，采用城市居民消费价格指数将该指标核算成2002年不变价；r表示资本价格，本文采用“各年度内一年期金融机构法定贷款利率的均值”进行测算。

4.工具变量

市场分割行为对区域创新绩效的影响效应可能存在因双向因果关系而产生的内生性问题，模型运算过程中也可能遗漏其他对因变量产生影响的控制变量，以上因素都可能会造成内生性估计偏误。因此，本文将通过为自变量选择合适的工具变量对此进行控制。本文在考虑市场分割形成条件以及参考吕越等（2018）［31］的研究成果的基础上，选取地理坡度（G-slope）作为市场分割的工具变量，它体现地表单元陡缓的程度，通常用坡角的正切值表示，在本文中主要采用90 米分辨率数字高程模型（DEM）数据，并通过ArcGIS 软件进行计算得出。首先，某地区的地理坡度越大以及起伏变化越剧烈，其地理条件就越复杂，这在一定程度上会阻碍其与外界的交流以及资源要素的流动，进而加剧市场分割的可能性，因此，地理坡度作为工具变量满足“与因变量相关”的条件；其次，地理坡度的形成与变化是长期地质运动的结果，而造成地区差异的绝非只有地理因素本身，因此地理坡度作为工具变量满足“与扰动项不相关”的条件。此外，本文通过面板数据进行实证分析，仅采用地理坡度作为工具变量有可能会忽略时间因素在模型分析中的作用。因此，本文进一步采用地理坡度与商品零售价格总指数的乘积作为市场分割的工具变量［32］。

5.控制变量

区域创新绩效除了受市场分割与资源错配影响外，还会受其他因素的影响。因此，本文为了提高模型估计结果的准确性，根据Griliches 和Li‐chtenberg（1984）［33］、柳卸林和杨博旭（2020）［34］以及白俊红和刘怡（2020）［23］等学者的研究，还控制了其他可能影响区域创新绩效的因素。①创新资金投入（LCI）。本文采用各省份的“R&D 经费内部支出”体现创新资金投入，考虑研发资本具有存量性质，采用永续盘存法将创新资金投入核算为存量形式，即R&D 资本存量，它是“前面R&D经费内部支出在本期的积累额与上期期末R&D资本存量减去固定资产消耗后的净值的和”。由于R&D 资本具有“更新速度快”的特点，本文将其折旧率确定为15%［33］。②人力资源投入（HRI）。本文选取“R&D 人员全时当量”表示。③地区经济发展水平（RED）。本文选取“人均地区生产总值”进行衡量，并以2002 年的物价水平为基准，采用城市居民消费价格指数将样本区间的人均地区生产总值核算成2002 年不变价。④对外开放水平（OUL）。本文选取“外商投资企业投资总额”表示，并以2002 年的物价水平为基准，采用GDP 平减指数将样本区间的外商投资企业投资总额核算成2002 年不变价。⑤地区基础设施建设水平（ICE）。本文选取“每平方公里内的铁路里程长度”表示。⑥财政分权水平（FDL）。本文采用本地区人均地方财政收入除以（本地区人均地方财政收入+本地区人均中央财政收入）进行测算。

以上各指标描述性统计以及共线性分析结果见表1所列。结果表明，区域创新绩效与市场分割具有负相关性，市场分割与空间资源错配具有正相关性，空间资源错配与区域创新绩效具有负相关性，初步证明了本文的假设，继续进行实证分析具有研究意义。此外，各变量之间的相关系数基本都小于0.5，并且其方差膨胀因子（VIF）在1.61~4.64之间，显著低于其门槛值10，初步说明各变量间不存在严重的多重共线性问题。

表1 描述性及共线性统计结果

四、实证分析

（一）基本估计结果

本文通过Stata 软件对式（1）所示模型进行分析，估计结果见表2所列。通过之前的描述性分析可以发现，市场分割与空间资源错配等变量与部分控制变量具有相关性。因此，在模型分析过程中，为了避免此相关性所导致的模型内生性和共线性问题，对控制变量均采取了滞后1 期处理，使控制变量在市场分割与空间资源错配等变量之前发生或被决定。此外，基于分析结果的可比较性，本文将同时报告混合OLS模型（HM-OLS）、固定效应模型（FE）、系统广义矩估计模型（S-GMM）和两阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果，具体见表2 所列。在两阶段最小二乘法框架内，本文采用手动估计方法，首先以市场分割为因变量，以地理坡度为自变量进行回归，估计第一阶段（2SLS-1）中因变量（市场分割）的拟合值，然后以这一拟合值为自变量，以区域创新绩效为因变量，再次进行第二阶段（2SLS-2）回归。

表2 基本估计结果

表2第（1）（2）列中，市场分割对区域创新绩效的估计系数不显著，并且控制变量的估计结果也不稳健，出现以上结果的原因可能在于市场分割对区域创新绩效影响的内生性问题。第（3）列中，系统广义矩估计模型（S-GMM）的结果显示，市场分割对区域创新绩效产生了显著的负向影响，此模型在一定程度上能够控制因遗漏控制变量所造成的内生性估计偏误问题。此外，AR（1）、AR（2）分别为0.011和0.776，这表明差分后的残差项存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关。Sargan检验值为1，表明采用一阶滞后值的工具变量是有效的，不存在过度识别约束问题。第（4）列中，两阶段最小二乘法中第一阶段（2SLS-1）的估计结果显示，地理坡度对市场分割具有显著的正向影响，即某地区的地理坡度越大，地形起伏越剧烈，市场分割程度越大，并且第一阶段模型检验的F值为36.215（Prob>0.000）大于经验值10，因此可以显著排除“弱工具变量”问题。第（5）列中，两阶段最小二乘法中第二阶段（2SLS-2）的估计结果显示，市场分割对区域创新绩效的提升具有阻碍作用。第（6）列中，在第二阶段线性估计的基础上，进一步加入市场分割的二次项，其估计系数显著并且为负，即市场分割对区域创新绩效具有显著的“倒U”型影响，印证了H1 的观点。说明地方政府在本地区经济发展周期的早期阶段，在保护本地区经济或者产业发展的基础上，避免资源要素外溢，这在一定程度上为产业以及企业的发展创造了良好环境，提升了企业等创新主体的活力。但随着产业进入高速发展阶段，地区之间资源要素的自由流动以及随之带动起来的协同创新活动，对于企业的高质量发展和转型升级日益重要。因此，市场分割程度的不断加剧将阻碍区域创新绩效的提升。由于2SLS能够更好地控制自变量与因变量双向因果关系所带来的内生性问题，因此，综合表2实证结论，可以发现在模型运算过程中所选择的工具变量适当，在尽可能排除内生性估计偏误问题的基础上，得出了较为稳定和准确的估计结果。本文在之后的异质性分析、稳定性检验中，也将基于2SLS 展开研究。

（二）空间资源错配中介传导机制检验

表2 基本估计结果显示，在长期状态下，市场分割会直接抑制区域创新绩效的提升。但其是否会通过其他因素对创新绩效产生影响？如果会，其传导机制是如何产生作用的？在研究假设的理论分析中，本文已经指出由于地方保护以及分权体制所导致的市场分割，阻碍了劳动力、资本等要素资源的流动，导致了空间资源错配，进而影响区域创新绩效。其中，空间资源错配在市场分割与区域创新绩效的关系中起到中介传导作用。因此，本文将通过对式（2）和式（3）所示模型进行检验，揭示空间资源错配的中介传导机制，估计结果见表3所列。

表3 空间资源错配中介传导机制检验结果

表3检验结果表明：地方政府的市场分割行为抑制了劳动力与资本要素在不同地区间的优化配置；市场分割对空间资源错配并无显著的非线性影响；劳动力与资本的空间资源错配抑制了区域创新绩效的提升；劳动力空间资源错配和资本空间资源错配的二次项对区域创新绩效没有显著影响。综合以上结果可以发现，劳动力与资本的空间资源错配在市场分割与区域创新绩效的关系中起到线性的中介传导作用，印证了H2的观点。

（三）市场分割影响区域创新绩效的时空异质性分析

从前文图1 所示的中国市场分割程度发展情况看，中国的市场分割程度总体上呈下降趋势，但具有显著的阶段性特征。其中，2002—2010 年此区间的中国市场分割程度下降幅度大，但波动性也大；2011—2020 年市场分割程度持续下降，但下降幅度小，波动性也小。因此，从时间的异质性角度分析市场分割与区域创新绩效的关系是有意义的。此外，由于自然条件、历史因素、政策因素以及基础设施建设水平的影响，中国呈现东部、中部以及西部区域的经济发展梯度格局，这也使得各区域的市场分割策略呈现较为明显的差别。因此，从空间的异质性角度分析市场分割与区域创新绩效的关系也具有很重要的价值。具体分析结果见表4所列。

表4 时空异质性估计结果

由表4 可知，2002—2010 年、2011—2020 年的市场分割对区域创新绩效均具有显著的负向影响，但两者的影响程度存在较大差异，估计系数分别为-9.547、-0.217。相较于2011—2020 年，2002—2010 年的市场分割程度更高，其对区域创新绩效的抑制作用更强。这表明中国在统筹区域协调发展、加快区域市场整合过程中，市场分割对于区域创新绩效的抑制作用正在减弱。

（四）稳健性检验

1.基于因变量替换的检验

本文基本估计分析所运用的因变量为各省份的专利申请数。根据我国专利法的规定，专利分为发明、实用新型和外观设计三种，这三者所体现的创新价值、技术方案以及意义各不相同。在控制以上因素的情况下，市场分割对区域创新绩效的影响会如何？本文参考白俊红和卞元超（2016）［35］的研究方法，对以上三种专利数据进行加权求和处理，即分别对发明、实用新型和外观设计相关数据赋予0.5、0.3 和0.2 的权重，在此基础之上加和，集成一个新的专利申请数指标，分析结果见表5第（1）列。

表5 稳健性检验估计结果

此外，本文在区域创新绩效变量分析中指出，现阶段众多学者还基于“投入-产出”的效率视角测算区域创新绩效，因此，选取区域创新效率作为因变量进行稳定性检验。本文参考白俊红和蒋伏心（2015）［36］的研究方法，创新投入的衡量方面，包括创新资金、人力资源等方面，其核算方法与控制变量一致，为了避免共线性问题，在运用区域创新效率进行稳定性检验时，控制变量中暂未选取创新资金以及人力资源；创新产出的衡量方面，除了专利申请数以外，本文还选取新产品销售收入指标，其在一定程度上能够反映创新成果的商业化与应用水平；创新效率的测算上，在前文有关区域创新绩效变量的分析中，已经明确了传统数据包络分析方法（DEA）的弊端，本文借鉴Andersen 和Petersen（1993）［37］的研究方法，在克服DEA 法缺陷的基础上，采用超效率DEA（SE-DEA）模型测算区域创新效率，其在更大程度上可以实现所有决策单元（被评价对象）的效率高低排序，使测算结果的大小不过多依赖创新投入与产出的相对规模和距离。以上分析结果见表5第（2）列。

2.基于中介变量替换的检验

前文已就空间资源错配中介传导机制进行了检验，结果发现劳动力与资本等资源的空间错配在市场分割与区域创新绩效之间具有中介效应。本文借鉴祝树金和赵玉龙（2017）［38］的研究方法，将劳动力空间资源错配与资本空间资源错配的相关数据分别赋予0.5 的权重并加和，集成一个新的空间资源错配指标，以此作为中介变量，对市场分割与区域创新绩效的中介传导机制进行稳健性检验，分析结果见表5第（3）（4）列。

综上，表5 第（1）（2）列中，可以发现无论是对于加权处理后的专利申请数指标，还是对于创新效率指标，市场分割对区域创新绩效均具有“倒U”型影响，这与基本回归的结果一致。表5 的第（3）列中，对于加权处理后的空间资源错配指标而言，市场分割对空间资源错配具有显著的正向影响，空间资源错配对区域创新绩效具有显著的负向影响，这与前文的空间资源错配中介传导机制检验的结果具有一致性。因此，本文基于研究假设的实证结论具有稳健性。

五、基于政府支持行为视角的进一步研究

尽管前文研究发现，地方政府基于保护主义造成的市场分割行为对区域创新绩效具有直接的抑制作用，并且也通过空间资源错配间接对区域创新绩效产生不利影响。但是无论是从理论上还是从实践上来看，政府不仅会实施市场分割行为，也会对区域创新实施支持行为。因此，有必要在市场分割背景下进一步研究政府支持行为对区域创新绩效的影响机制，进而可以更加全面地分析政府行为与区域创新之间的关系。

通过R&D活动形成的产品和信息具有一定的外部性、非排他性等公共物品属性，即任何创新主体都无法独占R&D 活动所形成的收益，这有可能会导致技术产品市场的市场失灵。这在客观上要求政府通过对相关制度进行合理设计，规范与干预技术创新活动，补偿由于创新成果无偿外溢所造成的损失，缩小私人收益与社会收益间的差距，进而提高创新主体的积极性与主动性。同时，政府财政在企业创新方面的投资还有利于减少创新主体的试错成本，降低其创新风险，激励更多的创新主体投资于创新活动，形成政府财政政策的“乘数效应”［39］。

与政府支持行为相对应的是，市场分割行为则在一定程度上抑制了企业创新活动的积极性以及政府支持行为对于技术创新活动的激励效应。首先，市场分割行为通过设置各种政策堡垒，在一定程度上可以使本地区的企业创新免受外部竞争威胁以及减少创新资源无偿外溢，但也会使地方政府产生“懈怠心理”，忽视企业创新的重要性，进而降低对区域创新活动的支持力度；其次，基于地方保护的市场分割策略，本地区企业也会逐步丧失进行技术创新活动的动力和积极性，这在一定程度上也弱化了政府支持行为对于区域创新活动的“催化作用”；最后，基于与政府之间的委托代理关系以及“裙带”关系等原因，国有企业往往能获得政府更多的“隐性补贴”，也经常成为政府科技资助的对象，因此，在创新活动方面，国有企业往往是政府支持政策的受益主体。同时，由于市场分割策略的实施，再加上固有的产权不明晰、组织结构冗余等问题，使得众多国有企业在创新活动过程中难以实现创新目标与创新动力、创新成果的剩余索取权与剩余控制权的匹配，因而会产生创新生产的无效率。

基于以上分析，可以进一步提出以下问题：政府支持行为会对区域创新绩效产生何种影响？市场分割与政府支持行为之间有何关系？市场分割在政府支持行为与区域创新之间会产生何种影响？本文借鉴Kleer（2010）［39］的研究方法，选取样本区间内“中央与地方政府财政支出中用于科技活动的经费”来测算“政府支持行为”（Gsts），其体现了政府科技资助的力度。实证分析结果见表6所列，其中：第（1）列对政府支持行为与区域创新绩效之间的关系进行检验，结果显示，政府支持行为对区域创新绩效具有显著的正向影响，即政府科技资助活动有利于提升区域创新绩效；第（2）列对市场分割与政府支持行为之间的关系进行检验，结果显示，市场分割对政府支持行为具有抑制作用，即基于财政分权的市场分割行为会降低政府对区域创新活动支持的力度、积极性和主动性。另外，在市场分割会如何影响政府支持行为与区域创新绩效之间的关系方面，一是可以将市场分割与政府支持行为的交互项纳入模型中，分析结果如第（3）列所示，可以看出，市场分割变量与政府支持行为变量的交互项系数显著为负，并且政府支持行为变量的系数要小于第（1）列中的结果，这说明市场分割会抑制政府支持行为对区域创新绩效的促进作用；二是将市场分割按照中位数将研究对象区分为高分割类区域与低分割类区域，分别考察这两类区域对区域创新绩效的影响，分析结果见第（4）（5）列，可以看出，相对于高分割类区域，政府支持行为对低分割型区域创新绩效的促进作用更强，这在一定程度上验证了市场分割对政府科技资源的效果具有抑制作用。

表6 进一步研究估计结果

六、结论与启示

本文从空间资源错配的角度，采用2002—2020 年我国31 个省级地区面板数据，分析了市场分割对区域创新绩效的影响机制，检验了空间资源错配在市场分割与区域创新绩效之间的中介传导机制，进一步考察了市场分割条件下政府支持行为与区域创新绩效的关系，并得出以下结论：

中国整体的市场分割程度呈现下降趋势，国内统一大市场建设进程在不断推进；市场分割对区域创新绩效具有显著的“倒U”型影响，即长期来看，市场分割对区域创新绩效仍具有显著的抑制作用；在空间资源错配的中介传导机制检验中，市场分割显著推动了资源的空间错配，而空间资源错配抑制了区域创新绩效，空间资源错配在市场分割与区域创新绩效的关系中具有中介作用；就时间异质分析来看，市场分割的不同发展阶段，市场分割与区域创新绩效间的关系也呈现出不同的特点，在分割程度较高的阶段（2002—2010 年），市场分割对区域创新绩效的抑制作用更强；就空间异质分析来看，由于东部地区的市场一体化程度较高，市场分割对东部地区创新绩效的影响不显著，而对中部和西部地区的创新绩效具有抑制作用；科技资助等政府支持行为能够促进区域创新绩效的提升，但市场分割会使地方政府推动区域创新活动的意愿降低，进而抑制政府支持行为对区域创新绩效的效果。

基于上述研究结论，可以得出以下政策启示：

第一，破除地方政府为保护本地区经济社会发展而采取的市场分割措施，已成为推动全国以及区域大市场一体化、改变落后地区科技创新能力滞后、落实创新驱动发展战略的重要举措。在全国加快推进大市场一体化建设以及财政分权体制的背景下，一方面，应促进地方政府职能转变，减少政府干预，尽可能发挥市场机制在区域创新中的作用；另一方面，各地政府应树立正确的政绩观，加强各地区之间的创新交流与合作，推动劳动力、资本等要素资源在生产、分配、流通以及消费等环节内的自由流动，破除狭隘的保护主义，激发创新活力，推动区域创新及其转型发展。第二，解决各地空间资源错配问题，推动区域创新的质量、效率与动力变革。打破各地政府由于市场分割而陷入的“囚徒困境”，改革目前政府官员的晋升机制与评价制度，减少不必要的制度安排，推动各地区之间开展技术与创新协作，优化要素资源的分配结构，提升要素资源的配置效率，加强各地之间创新链、产业链以及价值链的融合，形成全链条、一体化的区域创新生态系统，发挥区域创新活动的规模经济效应。第三，地方政府应充分认识科技资助等政府支持行为对区域创新的重要性，在强化创新竞争意识的基础上，为区域创新发展提供良好的政策环境。其中，地方政府应注意市场分割策略对政府支持行为在促进区域创新方面的干扰作用，这对于中西部地区以及高市场分割类地区尤为重要。当然，相对于依赖政府资助，地方政府首先还是应该尽可能破除市场分割，发挥市场在企业创新中的作用，形成以企业为主体、市场为主导的区域创新体系。

有必要强调的是，当地方政府将大量财政收入用于支持区域创新活动时，是否也会形成与“市场分割”类似的“创新分割”？地方政府对于创新活动的过度重视，是否也会抑制本地创新资源的自由流动？“创新分割”对于区域自主创新的支持效应以及创新资源自由流动所带来的区域创新协同效应，哪方面对区域创新发展更为重要？两种效应能否共存？这些问题将在后续的研究中予以充分关注。