“以鄰為壑”的技術(shù)創(chuàng)新

耿瑞霞

（中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所，北京，100000）

“以鄰為壑”的技術(shù)創(chuàng)新

耿瑞霞

（中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所，北京，100000）

本文建立微觀模型，從理論上驗證了省際之間的市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的影響。實證估計以中國1990-2013年28個省際數(shù)據(jù)為例，采用雙固定引入工具變量的兩階段最小二乘法，檢驗了中國地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用。研究結(jié)果表明：中國地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新具有嚴格的負效應(yīng)，但地區(qū)間的市場分割對當?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的變相保護和激勵政策在一定程度上抵消了通過制度壁壘對外省企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用，由此從全國范圍來看，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用是有限的。因此，新常態(tài)下應(yīng)正確處理好政府和市場的關(guān)系，打破“以鄰為壑”的地方市場分割，形成“以鄰為友”的全國統(tǒng)一大市場和規(guī)范有序的市場競爭秩序，從而激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的活力，增強企業(yè)市場競爭力。

地方市場分割；技術(shù)創(chuàng)新；工具變量法

一、引言：以鄰為壑的技術(shù)創(chuàng)新的形成與文獻簡述

隨著改革開放的不斷深入，中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，但是地方保護和市場分割卻對中國進一步發(fā)展造成了新的障礙。中國地區(qū)間市場分割的客觀存在已經(jīng)成為共識，中國的經(jīng)濟增長很可能已經(jīng)陷入了省份之間相互分割市場的“囚徒困境”（桂琦寒、陳敏，2006；張杰、周曉艷，2011；康志勇、張杰，2008；陸銘、陳釗，2009）。國務(wù)院發(fā)展研究中心“中國統(tǒng)一市場建設(shè)”課題①國務(wù)院發(fā)展研究中心“中國統(tǒng)一市場建設(shè)”課題組，2004a：《中國國內(nèi)地方保護的調(diào)查報告——基于企業(yè)調(diào)查的分析》，《經(jīng)濟研究參考》第6期。②國務(wù)院發(fā)展研究中心“中國統(tǒng)一市場建設(shè)”課題組，2004b：《中國國內(nèi)地方保護的調(diào)查報告——非企業(yè)抽樣調(diào)查結(jié)果的初步分析》，《經(jīng)濟研究參考》第18期。在2003年進行的全國性大規(guī)模問卷調(diào)查顯示，商品市場的地方市場分割表現(xiàn)在四個方面：（1）數(shù)量控制即直接控制外地產(chǎn)品的銷售數(shù)量；（2）價格控制即對外地產(chǎn)品進行價格限制和對本地產(chǎn)品進行地方補貼；（3）工商質(zhì)檢即在工商質(zhì)檢等方面的歧視，阻止外地產(chǎn)品進入的其他非正式無形限制；（4）對外來企業(yè)原材料投入方面的干預(yù)。中國地區(qū)間市場分割主要指一國范圍內(nèi)各地方政府為了本地的利益，通過行政管制手段，限制本地資源流向外地或限制外地資源進入本地市場的行為（銀溫泉、才婉茹，2001；朱希偉等，2005；曹春方等，2015）。

市場分割得以存續(xù)的一個重要原因是，“財政分灶吃飯”體制建立以來，各省份具有相對獨立的財權(quán)和事權(quán)，在“錦標賽”（周黎安，2007；陳釗、徐彤等，2011；喬寶云等，2014）的政治激勵和經(jīng)濟激勵下，地方政府之間的較量也日趨白熱化，各地企業(yè)亦在競爭中謀得生存和發(fā)展。但是，這種唯GDP馬首是瞻的錦標賽式的晉升競爭，導(dǎo)致各地方政府為了增加當?shù)刎斦杖?、提高勞動就業(yè)率，甚至為了獲得更大的尋租空間，最終導(dǎo)致了“以鄰為壑”的“囚徒困境”式的地方市場分割現(xiàn)象（林毅夫、劉培林，2004）。

雖然地方市場分割的形成有其客觀的條件，但是這種“以鄰為壑”已經(jīng)無法適應(yīng)中國新常態(tài)的發(fā)展要求，尤其對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生嚴重的負面效應(yīng)。從“需求引致”角度，中國地方市場分割很大程度上限制了本土企業(yè)的需求市場，縮小了本土創(chuàng)新研發(fā)投入的收益回報空間（張杰、周曉艷，2011），這從根本上削弱了中國本土企業(yè)的自主創(chuàng)新研發(fā)動力。

隨著中國經(jīng)濟的基本面（速度、結(jié)構(gòu)、動力）發(fā)生歷史性的實質(zhì)變化③2014年11月10日，習(xí)近平在亞太經(jīng)合組織（APEC）工商領(lǐng)導(dǎo)人峰會上所做的題為《謀求持久發(fā)展共筑亞太夢想》的主旨演講中，較系統(tǒng)地闡述了中國經(jīng)濟新常態(tài)問題，認為中國經(jīng)濟呈現(xiàn)出新常態(tài)的主要特點是：從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。，未來中國經(jīng)濟發(fā)展將走上新軌道、依賴新動力，政府和企業(yè)都必須有新觀念和新作為，其中轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵就是從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。由此，打破地方市場分割、促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新已經(jīng)上升為國家戰(zhàn)略。中國在“技術(shù)創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略下陸續(xù)推出多項政策④中國在“技術(shù)創(chuàng)新”的國家戰(zhàn)略下陸續(xù)推出了《關(guān)于推動技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟構(gòu)建的指導(dǎo)意見》(國科發(fā)政[2008]770號)、《國家科技計劃支持技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟暫行規(guī)定》(國科發(fā)計[2008]228號)以及《關(guān)于推動技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟構(gòu)建與發(fā)展的實施辦法(試行)》(國科發(fā)政[2009]648號)等政策。，加快推動以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合”的技術(shù)創(chuàng)新體系建設(shè)，防止地區(qū)分割、封閉發(fā)展。

中共中央國務(wù)院2015年2月12日發(fā)布《關(guān)于深化體制機制改革加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的若干意見》，意見明確要求，要切實加強反壟斷執(zhí)法，打破地方保護和地方市場分割，清理和廢除妨礙全國統(tǒng)一市場的規(guī)定和做法。然而，“提升自主創(chuàng)新能力、構(gòu)建創(chuàng)新型國家”以及“適應(yīng)新常態(tài)，加快創(chuàng)新驅(qū)動動力轉(zhuǎn)換”等戰(zhàn)略，其本質(zhì)是由立足于不同省份的企業(yè)自身主導(dǎo)和自發(fā)完成的經(jīng)濟活動，并不僅僅應(yīng)該是中央政府的紅頭文件，更應(yīng)該是落實到地方政府的實際考核中，也是考驗各地方政府能否真正處理好政府與市場的關(guān)系，通力合作，打破市場分割的一次重要的探索。

由此可見，消除地方干預(yù)和地方市場分割是今后中國經(jīng)濟增長以及提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力不可回避的現(xiàn)實問題。然而，地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的危害性卻鮮為學(xué)術(shù)界所重視。學(xué)術(shù)界大多關(guān)注了地方市場分割和技術(shù)創(chuàng)新，但對二者之間的關(guān)系卻鮮有提及，所涉之處大多集中在國際貿(mào)易領(lǐng)域，討論有關(guān)國際市場上貿(mào)易壁壘對技術(shù)創(chuàng)新的影響：一部分人認為國際貿(mào)易壁壘有助于技術(shù)創(chuàng)新（Moore，1996；Damanpour & Gopalakrishnan，2001；Yaghoubi-Farani，etal.，2015；Brewin，et al.，2013；陳林、朱衛(wèi)平，2008），另一部分人認為國際貿(mào)易壁壘限制了技術(shù)創(chuàng)新，尤其抑制了發(fā)展中國家的技術(shù)創(chuàng)新動力（Haaland & Kind，2004；畢克新、王曉紅、葛晶，2007；Liebman & Reynolds，2013）。然而，此類文獻很少涉及地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，原因之一可能由于發(fā)達國家市場發(fā)育程度較高，市場分割本不是其主要控制變量。而對于發(fā)展中國家尤其是中國，其地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的影響的相關(guān)研究起步較晚，可得文獻甚少。

國內(nèi)相關(guān)文獻在解釋地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系上主要包括兩種理論：其一，“需求引致”理論。范紅忠（2007）從創(chuàng)新的“需求引致”理論出發(fā)，認為中國國內(nèi)存在嚴重的市場分割，將市場切絲切塊，嚴重制約了有效需求規(guī)模的擴大，削弱了有效需求對創(chuàng)新的引致作用，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的培養(yǎng)。隨后，康志勇、張杰（2008）運用大量的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，驗證了市場分割對中國企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的抑制作用。其二，“收益和效率”理論。余東華、王青（2009）運用企業(yè)預(yù)期收益和效率理論，采用2005-2009年的行業(yè)數(shù)據(jù)，構(gòu)造出產(chǎn)業(yè)受保護程度和創(chuàng)新能力指數(shù)，得出市場分割制約了制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論。

這些文獻雖然衡量了地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，但是仍然存在些許不足。其一，理論基礎(chǔ)偏重于概念化描述，沒有嚴密的微觀基礎(chǔ)。無論是張杰等人的有效需求角度，還是余東華等人的企業(yè)預(yù)期收益和效率角度，都是通過概念化敘述，歸納邏輯從而導(dǎo)出理論假設(shè)。誠然，這些理論有助于我們理解地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，卻無法給出準確的微觀基礎(chǔ)證明，因而不同理論之間可能缺乏必要的邏輯聯(lián)系。其二，已有文獻大多通過“生產(chǎn)法”和“貿(mào)易法”來衡量地方保護，但這兩種方法都不能準確衡量市場分割程度?！吧a(chǎn)法”如果經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異縮小，那么區(qū)域?qū)I(yè)化分工程度下降、地方保護和市場分割程度加大。其局限性主要表現(xiàn)在：1.目前理論上缺乏衡量各省份生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的標準，同時中國各省份市場結(jié)構(gòu)的趨同可能是快速的工業(yè)化進程本身造成的；2.區(qū)域生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化可能意味著中國正在逐步擺脫計劃經(jīng)濟下區(qū)域分工的不合理模式，而并非是受地方保護和市場分割的影響；3.以結(jié)果來測度原因往往帶來推理上的邏輯矛盾，這也是測度與辨識地方保護和市場分割中的一個比較普遍的問題?！百Q(mào)易法”認為如果地區(qū)間貿(mào)易流量下降、邊界效應(yīng)上升，則地方保護和市場分割程度加大。局限性：1.區(qū)域間貿(mào)易流量受多種因素的影響，貿(mào)易流量的增大很有可能是由規(guī)模經(jīng)濟所導(dǎo)致的，而此時區(qū)際貿(mào)易壁壘并沒有削弱，區(qū)際市場整合程度沒有明顯變化；2.在度量區(qū)域市場化程度時，“貿(mào)易法”主要考慮的是產(chǎn)品市場，僅僅考慮產(chǎn)品市場的整合程度，而忽視勞動力和資本市場，這是不完整的；3.區(qū)際間的貿(mào)易量極其容易受到商品替代彈性的影響，如果兩地間的商品替代彈性很高，則微小的價格調(diào)整也會帶來貿(mào)易流量的大幅變動。

與既往研究相比，本文的貢獻主要表現(xiàn)在以下三方面：一是本文建立微觀模型，從理論上驗證了省際市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的影響。二是不再采用以往文獻使用的企業(yè)數(shù)據(jù)，而是采用1990-2013年省際數(shù)據(jù)，擴展年份的同時，也精確反映省份間的市場分割程度。并且運用最小二乘法，引入工具變量，在雙固定基礎(chǔ)上實證檢驗了不同地區(qū)間地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的作用效果的非一致性，即意味著“囚徒困境”仍存在于不同地區(qū)的利益博弈之中。三是區(qū)分了東、中、西不同地區(qū)以及不同市場分割程度的省份對技術(shù)創(chuàng)新影響的程度差異。同時也細致區(qū)分了發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利受到市場分割影響的程度。

本文余下部分安排如下：第一部分建立微觀模型，構(gòu)造地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新影響機制的微觀基礎(chǔ)，提出理論假設(shè)，即地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新有明顯的抑制作用，但這種抑制作用卻是有限的；第二部分介紹變量的計算方法及數(shù)據(jù)來源，建立動態(tài)計量模型；第三部分為估計結(jié)果；第四部分為結(jié)論與政策啟示。

二、理論分析與推論

假設(shè)有兩家企業(yè)分別隸屬于兩個不同的省份，企業(yè)1屬于省份i ，企業(yè)2屬于省份j；兩家企業(yè)生產(chǎn)異質(zhì)性產(chǎn)品；兩個省份之間存在地方市場分割，但兩家企業(yè)商品可以在兩省內(nèi)相互流通。參照Haaland和Kind（2008）國際市場上的效用函數(shù)模型，將其推廣到國內(nèi)省份內(nèi)貿(mào)易框架中。設(shè)兩省份的消費者效用函數(shù)為：

（一）需求方面

由效用最大化的必要條件得，消費者剩余最大的條件是邊際效用等于邊際支出。假設(shè)兩省范圍內(nèi)兩個企業(yè)處在完全競爭且完全信息的條件下，利潤最大化條件為邊際成本等于價格，其中和分別表示企業(yè)1和企業(yè)2在i省和j 省的價格。因此，最優(yōu)化一階條件即

（二）供給方面

假設(shè)存在地方市場分割。為了保護各省的企業(yè)，兩省的省政府更傾向于采用地方市場分割政策以保護當?shù)仄髽I(yè)。由于省份之間的政策貿(mào)易壁壘會增加省內(nèi)企業(yè)向省外貿(mào)易成本或者減少貿(mào)易量，為此，企業(yè)的行為邏輯是通過增加研發(fā)投入以降低生產(chǎn)產(chǎn)品的邊際成本來獲得額外利潤。

假設(shè)兩省彼此都采取地方市場分割政策以保護當?shù)仄髽I(yè)，τi≥0表示j 省對企業(yè)1的地方市場

分割政策導(dǎo)致企業(yè)1上升的成本。設(shè)企業(yè)1和企業(yè)2的邊際成本都為c，則企業(yè)1在本省i 的邊際利潤為在外省j 的邊際利潤為同理，企業(yè)2在本省j和外省i的邊際利潤分別為為此，根據(jù)上文假設(shè)，企業(yè)1和企業(yè)2都將采取增加研發(fā)投入成本以分別降低邊際成本其中分別代表i 省企業(yè)1和j省企業(yè)2的研發(fā)投入， 為研發(fā)投入的固定成本。因此，企業(yè)1和企業(yè)2的利潤分別表示為：

（三）市場均衡

在模型中，兩省企業(yè)根據(jù)自身情況和客觀條件決定是否進行技術(shù)創(chuàng)新投入。根據(jù)利潤最大化的必要條件以及聯(lián)立（3）—（6）公式，得：

推論一：地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。由（15）和（16）式分別對τj和τi求偏導(dǎo)：

由此可見，企業(yè)1和企業(yè)2遭遇i省和j省地方市場分割政策時，會導(dǎo)致其研發(fā)投入的下降，地方市場分割與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。

推論二：當兩省采取不同程度的市場分割政策，假設(shè)i 省對企業(yè)2實行的市場分割強度大于j省對企業(yè)1的市場分割，即 ，≤，即i 省施加到企業(yè)2的市場分割強度高于j省對企業(yè)1，導(dǎo)致企業(yè)2技術(shù)創(chuàng)新的動力低于企業(yè)1。也就是說，如果企業(yè)1與企業(yè)2同等條件下競爭，企業(yè)1由于受到本省i的地方保護——對企業(yè)2設(shè)立更高的進入壁壘，導(dǎo)致企業(yè)1比企業(yè)2更具有技術(shù)創(chuàng)新的動力，從而在市場上更具有競爭優(yōu)勢。由此可見，地方政府之間的市場分割在一定程度上保護了當?shù)仄髽I(yè)不受外省企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，為當?shù)仄髽I(yè)提供了足夠的空間和時間承受周期長、風(fēng)險大、不確定性高的技術(shù)突破。因此，從全國范圍來看，地區(qū)間的市場分割對當?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的保護作用在一定程度上抵消了對外省企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用，從而可以說，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用是有限的。

推論三：當兩省之間只有一個省采取地方市場分割政策，假設(shè)i省對企業(yè)2實行地方市場分割政策，而j 省相對開放，并沒有對企業(yè)1實施地方市場分割政策，即τi≥0=τj。這是一種理論上極端的情況，現(xiàn)實很難出現(xiàn)，因為在一次博弈中j省沒有采取市場分割導(dǎo)致?lián)p失后，多次博弈下，會對i 實施懲罰。故在i 省實施市場分割情況下，j省不會等閑視之。在模型中，兩省企業(yè)根據(jù)自身情況和客觀條件決定是否進行研發(fā)投入。根據(jù)利潤最大化的必要條件以及聯(lián)立（3）—（6）公式，得

由此可見，“以鄰為壑”的市場分割削弱了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力，市場分割程度越大的省份，雖然對技術(shù)創(chuàng)新具有嚴格的抑制作用，但同時又會變相保護技術(shù)弱省企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，否則，誰先撤走市場分割的大旗，誰就會第一個受到其他市場分割省份的圍攻，最終多次博弈后，不得不又一次惡性循環(huán)于“以鄰為壑”不健康的市場秩序中。這也是各地政府為何在知曉市場分割對技術(shù)創(chuàng)新有抑制作用的情況下，不僅沒有“以鄰為友”，甚至有愈演愈烈之勢的原因。

從這一角度來看，一定程度的市場分割對于技術(shù)弱省企業(yè)初期具有一定的積極意義。技術(shù)弱省企業(yè)在創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施相對薄弱、人力資本和知識存量積累不夠的情況下，地方市場分割給予了企業(yè)投入研發(fā)的緩沖期，使他們有動力、有精力并且有能力提高研發(fā)水平。地方市場分割使得各個地方的企業(yè)依托于本地市場，慢慢發(fā)展壯大，擁有一定的經(jīng)濟實力和風(fēng)險承受能力。企業(yè)也在這樣的發(fā)展過程中，積累了一定的人力資本和知識存量以實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。因此，各地政府“以鄰為壑”，從整個大市場來看，市場分割阻礙了技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，但從各省利益驅(qū)動來看，暫時的市場分割確實能夠保護本省企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用是有限的。

綜合以上三種推論，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的這種抑制作用可能通過三種效應(yīng)實現(xiàn)：其一，溫水煮青蛙效應(yīng)⑤“溫水煮青蛙理論”最早出現(xiàn)在企業(yè)融資結(jié)構(gòu)理論中，最具代表性的是“M-M理論”和“溫水煮青蛙順序理論”，我國國有企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)卻與其結(jié)論完全相悖，呈現(xiàn)出對股權(quán)融資方式的偏向。本文中此溫水煮青蛙非彼溫水煮青蛙，專指溫水煮青蛙式地逐漸喪失主動創(chuàng)新動力的現(xiàn)象。。從內(nèi)部動力看，由于技術(shù)創(chuàng)新具有投入大、風(fēng)險高、回報周期長等特點，技術(shù)弱省企業(yè)沒有足夠的動力去進行技術(shù)創(chuàng)新，往往寄希望于“拿來主義”——搭上其他企業(yè)甚至外地技術(shù)先進的企業(yè)的“新技術(shù)”便車，直接“拿來”引進高技術(shù)產(chǎn)品或中間品；從外部壓力看，技術(shù)弱省企業(yè)所在的地區(qū)由于對技術(shù)強省企業(yè)實施市場分割政策，變相保護了技術(shù)弱省企業(yè)，技術(shù)弱省企業(yè)并沒有在很大程度上受到技術(shù)強省企業(yè)的成本壓力；同時，原本技術(shù)強省企業(yè)受到外地市場壁壘和本地市場保護的影響，需求市場和利潤空間不斷壓縮，也逐漸喪失了通過技術(shù)創(chuàng)新以降低總成本的動力，導(dǎo)致技術(shù)強省企業(yè)寄希望于“不勞而獲”從外地企業(yè)獲得新技術(shù)。因此，技術(shù)弱省企業(yè)和原本技術(shù)強省企業(yè)如“溫水煮青蛙”般紛紛失去了技術(shù)創(chuàng)新的動力（張杰，2015）。

其二，“敲竹杠”效應(yīng)。倘若技術(shù)弱省的企業(yè)成功搭上了技術(shù)強省企業(yè)的“新技術(shù)”便車，雖然規(guī)避了大筆資金可能打水漂的技術(shù)創(chuàng)新投入風(fēng)險，但從技術(shù)強省企業(yè)購買“新技術(shù)”也是以高技術(shù)產(chǎn)品以及中間品形式購買，同樣會受到外省市場分割政策的限制。同時，技術(shù)強省的企業(yè)借市場分割的東風(fēng)，以此擁有了一定的技術(shù)壟斷，借助市場分割，敲技術(shù)弱省企業(yè)的竹杠，從而憑此掌控不對稱的索價能力。

其三，馬太效應(yīng)。受到市場分割導(dǎo)致的成本增加影響，技術(shù)弱省企業(yè)向技術(shù)強省企業(yè)以高技術(shù)產(chǎn)品和中間品的形式購買“新技術(shù)”，將大幅度增加技術(shù)弱省企業(yè)的生產(chǎn)成本。如果產(chǎn)品定價權(quán)掌控在技術(shù)強省企業(yè)手里，這可能會造成技術(shù)弱省企業(yè)凈利潤率長期呈低端化態(tài)勢，從而導(dǎo)致技術(shù)弱省企業(yè)無法積累足夠多的利潤作為技術(shù)創(chuàng)新投入的資金來源，而且巨額的前期技術(shù)創(chuàng)新投入也無法獲得正常的市場收益回報與補償。這就導(dǎo)致技術(shù)弱省有更大的市場分割沖動，以阻擋技術(shù)強省企業(yè)搶奪當?shù)厥袌龇蓊~。作為“報復(fù)”手段，技術(shù)強省企業(yè)也設(shè)立了對技術(shù)弱省企業(yè)的市場分割壁壘，從而使技術(shù)弱省的企業(yè)雪上加霜。最終，導(dǎo)致了技術(shù)弱省企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力越弱的極端分化趨勢。

三、數(shù)據(jù)與計量模型

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

1. 市場分割指數(shù)

本文基于陸銘、陳釗（2009）的模型，采取相對價格指數(shù)的方法來構(gòu)建地方市場分割指數(shù)。這一方法主要是基于冰川成本模型（Samuelson，1964）的理論思想，認為商品價值在兩地交易中會由于各種損耗而減少，就像冰川在運輸中會融化一部分一樣。因此，即使兩個市場完全相同，也會由于路途損耗等因素而減少一部分價值。兩地交易的障礙越大，商品價值減少得越多，那么兩地的價格差異就必須增大，才能彌補價值減少的損失?？梢酝ㄟ^兩地的價格波動幅度來衡量兩地之間的分割程度。

數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，選取1985-2013年全國28個省、自治區(qū)和直轄市（以下簡稱省份）9類商品的分地區(qū)商品零售價格指數(shù)作為原始數(shù)據(jù)。構(gòu)建包括時間t、地區(qū)m和商品k的三維面板數(shù)據(jù)。選取數(shù)據(jù)時遵循以下原則：在數(shù)據(jù)中剔除了西藏的數(shù)據(jù)，重慶數(shù)據(jù)合并至四川省。因為西藏的數(shù)據(jù)從1999年才有的，時序較短，故在分析時將該地區(qū)的數(shù)據(jù)略去。同樣，重慶數(shù)據(jù)也從1997年才有，因此將重慶歸并至四川。由于海南沒有接壤的省份，故也排除海南。與陸銘、陳釗（2009）及桂琦寒、陳敏（2006）等人數(shù)據(jù)選擇以及計算方法相比，本文在其基礎(chǔ)上有三點修正：（1）對于商品種類，陸銘、陳釗（2009）及桂琦寒、陳敏（2006）等人選取鮮菜類等9類商品，本文將鮮菜替換為建筑材料及五金電料類，因為鮮菜的地區(qū)價格差異主要由運輸和儲藏費用所決定，并不能較好體現(xiàn)制度性壁壘等隱性壁壘的作用。（2）對于采用的計算方法，陸銘、陳釗（2009）及桂琦寒、陳敏（2006）等人采用未修正的樣本方差（隨機量的方差），其得到的樣本方差是總體的有偏估計量，且未修正的樣本方差具有隨機變量的屬性，在測量過程中很難精確測定。因此，本文采用修正后的樣本方差（即減少一個自由度），可以得到總體的無偏估計量。（3）對于年份跨度，陸銘、陳釗（2009）及桂琦寒、陳敏（2006）等人數(shù)據(jù)只截止到2001年，本文將數(shù)據(jù)更新到2013年，時序更長，得到的結(jié)果也會更準確。如圖1，三種修正后的結(jié)果與陸銘、陳釗（2009）及桂琦寒、陳敏（2006）等的計算結(jié)果在趨勢上具有一致性。為了得到無偏估計量，保證數(shù)據(jù)更加準確，本文選取包括建筑材料及五金電料類的糧食類、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、文化辦公用品類、日用品類、中西藥品及醫(yī)療保健品類、書報雜志及電子出版物類、燃料類等九大商品種類，且方法采用修正后的方差，時序從1988年到2013年的地方市場分割指數(shù)。

最終本文得到的樣本容量涵蓋了1988—2013年28個省份9類商品零售價格指數(shù)的數(shù)據(jù)信息，共計26×28×9=6 552（個）。計算地方市場分割指數(shù)的方法參照陸銘、陳釗（2009）的方法，基于中國地圖上的相互接壤，獲得61對相鄰省份的配對組合。設(shè)任意兩相鄰省份地區(qū)為m與n，k表示某一類商品，t為某一年度。具體方法如下：

（1）選取相鄰省、自治區(qū)、直轄市作為觀測對象。一方面，一個省份對其他省份設(shè)置地方市場分割的貿(mào)易壁壘，首先運用在于其相鄰的省份上。另一方面，去除自然分割的隨機因素。中國幅員遼闊，東西部可能由于地理自然因素造成的自然分割，如果采用相鄰省市可以消除這種地理因素造成的兩地市場分割，可以更清晰、更全面、更準確分析制度性等人為因素造成的地方市場分割。為了配對之后便于省份合并，故直接對28個省份分別找相鄰省份進行配對。例如與青海省相鄰的包括西藏、甘肅、四川和新疆；與甘肅相鄰的包括山西、內(nèi)蒙古、寧夏、四川、青海和新疆。即不排除重復(fù)的配對。這樣，每一年每種商品有150對配對結(jié)果，26年9類商品的配對結(jié)果一共150×9×26=35 100（對）。

圖1　包括菜類、建筑類及各自修正后的全國28個省份平均地方市場分割指數(shù)趨勢

（2）取對數(shù)、求差分。因為《中國統(tǒng)計年鑒》只提供了商品零售價格指數(shù)的環(huán)比形式，可通過取對數(shù)、求差分的變形得到我們所需要的相鄰省份的相對價格比。

（3）取絕對值。我們考察的對象是相鄰省份相對價格的差異幅度，并不關(guān)心兩相鄰省份同種商品的價格究竟誰高誰低。

（4）去均值。為了更準確地度量特定市場的分割程度，還需要剔除由商品異質(zhì)性導(dǎo)致的不可加效應(yīng)。因為影響商品價格波動的因素除了市場環(huán)境等政策性壁壘外，還包括商品自身特性等自然因素所引起的價格變動。必須消除因商品自身特性引起的商品價格波動的部分。如果沒有消除商品異質(zhì)性導(dǎo)致的影響，計算結(jié)果可能會高估由貿(mào)易壁壘形成的實際方差值。去均值的方法，即可以消除與這種特定商品種類相聯(lián)系的固定效應(yīng)(fixed-effects)帶來的系統(tǒng)偏誤(Parsley & Wei，2001a，2001b；陸銘、陳釗，2009)。所得到的僅與地區(qū)間地方市場分割因素和一些隨機因素相關(guān)。

（5）求方差Var。將每一年每一個配對省份的9類商品求方差，方差大小代表價格波動范圍，在冰川模型中表示套利區(qū)間，即套利區(qū)間越大，說明地方市場分割程度就越大。

（6）合并28個省份。例如，青海省的地方市場分割指數(shù)是青海與西藏、青海與甘肅、青海與四川以及青海與新疆等四對相對價格方差的平均值；甘肅省的地方市場分割指數(shù)是甘肅分別與山西、內(nèi)蒙古、寧夏、四川、青海和新疆等六省份相對價格方差的平均值，其他省份依此類推。根據(jù)省份組合，得出26×28=728（個）樣本數(shù)據(jù)。

為了檢驗市場分割指數(shù)的穩(wěn)健性，本文也采用了樊綱等市場化總得分以及產(chǎn)品市場化指數(shù)和要素市場化指數(shù)作為市場分割指數(shù)的穩(wěn)定性變量。

2. 技術(shù)創(chuàng)新

根據(jù)吳延兵（2012）解釋技術(shù)創(chuàng)新的方法，本文采用“專利授權(quán)數(shù)”代表技術(shù)創(chuàng)新，為保證變量的平穩(wěn)性，取“專利授權(quán)占比”作為解釋變量，即專利申請授權(quán)量占人均實際GDP比重，其中實際GDP以1990年為基期測算。國內(nèi)專利申請授權(quán)包括發(fā)明、實用新型、外觀設(shè)計等三種；數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。因為年鑒數(shù)據(jù)最早提供到1990年，故本文數(shù)據(jù)從1990年開始統(tǒng)計。

從時間序列來看，1990-2013年各省份專利授權(quán)占比呈波動上升的趨勢（圖2），而市場分割指數(shù)呈波動下降趨勢（圖3），二者具有明顯的負相關(guān)關(guān)系（圖4）。以各省份1990-2013年均值為參考，如圖5、圖6所示，平均市場分割指數(shù)較高的地區(qū)，對應(yīng)的平均專利授權(quán)占比則較低。除此之外，分別采用國內(nèi)專利申請授權(quán)量占實際GDP比重和占人均實際GDP比重作為人均專利申請授權(quán)量的穩(wěn)定性檢驗的代理變量，其中實際GDP以1990年為基準的不變GDP計算而來。

3. 控制變量

圖2　 11990-2013年專利授權(quán)占比變化趨勢圖

圖3　 21990-2013年市場分割指數(shù)變化趨勢

圖4　 技術(shù)創(chuàng)新與市場分割指數(shù)散點圖

圖5　平均市場分割指數(shù)分布圖

圖6　平均專利授權(quán)占比分布圖

影響技術(shù)創(chuàng)新能力的因素較多，在本項研究中，我們重點考察地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的影響?？刂谱兞堪恍┯绊懠夹g(shù)創(chuàng)新的社會因素、經(jīng)濟因素和人口統(tǒng)計因素（Hultenetal，2006；Young，2000；Xu，2000；李善同等，2004）等。其中，社會因素包括人均受教育年限、基礎(chǔ)設(shè)施；經(jīng)濟方面變量包括金融發(fā)展水平等；人口統(tǒng)計因素包括人口密度等。

人均受教育年限：技術(shù)創(chuàng)新的具體實施依賴于企業(yè)的人力資本。高素質(zhì)、高技能的專業(yè)性人才是實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新不可或缺的要素。從這個角度來講，人力資本才是技術(shù)創(chuàng)新真正的主體。用人均受教育年限代表人力資本變量。

基礎(chǔ)設(shè)施：地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高有助于吸引更多的資金、技術(shù)和高科技人才流入，形成所謂的“聚集效應(yīng)”(Hultenetal，2006)，即基礎(chǔ)設(shè)施的外部性影響效應(yīng)。金煜、陳釗、陸銘(2006)考察了基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)工業(yè)集聚的影響，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施的外部性促進專業(yè)知識的交流和擴散，加速了勞動力的流動，提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

金融發(fā)展水平(fir)：完善的金融體系能有效降低交易成本，進而促使專業(yè)化市場分工的形成和技術(shù)創(chuàng)新（Bencivenga & Smith，1991）。如健全的銀行體系幫助降低了資本流動性風(fēng)險，進而增強了投資者對低流動性、高技術(shù)、高回報項目進行投資的意愿。

人口密度：區(qū)域人口密度越大，單位面積的智慧資源也越多，因而也更容易產(chǎn)生創(chuàng)新想法。起初可能只有少數(shù)人具有創(chuàng)新的想法，由于人口密度較大，擴散效應(yīng)和溢出效應(yīng)也會更加明顯。這些因素相互疊加就會形成創(chuàng)新的環(huán)境，激勵環(huán)境中的每一個人努力創(chuàng)新，形成一種相互作用的良性循環(huán)，提高整個區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平。

以上變量的數(shù)據(jù)主要來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、各年《中國統(tǒng)計年鑒》、各年各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》等，詳細計算方法參照表1。為了減小異方差，除虛擬變量外，其余變量取對數(shù)。表2為所有變量統(tǒng)計性描述。

表1　變量數(shù)據(jù)來源與計算方法

表2　 變量統(tǒng)計性描述

（二）計量模型設(shè)定

考慮到前面提到的數(shù)據(jù)的測量問題，我們的實證模型形式如下：

其中，lnzlpgdp表示技術(shù)創(chuàng)新能力，lnsegm表示地方市場分割指數(shù)，X代表人均受教育年限、基礎(chǔ)設(shè)施、金融發(fā)展水平和人口密度等4個控制變量；i 表示28個省份，t表示時間。

θi和θt分別代表省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。中國幅員遼闊，各省地理條件和資源稟賦差異較大，這些不因時間變化的省份特征直接影響了各省份的市場分割程度，進而影響其技術(shù)創(chuàng)新。因而，控制省份固定特征可以更精確地分離出技術(shù)創(chuàng)新的凈效應(yīng)。另外，加入時間虛擬變量可以控制住宏觀經(jīng)濟變動以及經(jīng)濟周期變化的影響。因此，本文在模型估計中采用雙固定方法，分別控制住不隨時間變化的省份特征，如地理位置、地方文化差異和資源稟賦等和不隨省份變化的時間特征，如全國性的宏觀因素和經(jīng)濟政策等。

除此之外，為得到更加穩(wěn)定的實證結(jié)果，本文還對模型作如下處理：其一，考慮到市場分割變量在模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文依次解決了測量誤差和遺漏變量問題。解決測量誤差問題通過分別替換被解釋變量（專利授權(quán)占人均實際GDP替換為占實際GDP比重）和替換解釋變量（市場分割指數(shù)更換為樊綱等測算的1997-2009年中國各地區(qū)產(chǎn)品市場化指數(shù)和要素市場化指數(shù)，旨在區(qū)分產(chǎn)品市場與要素市場的市場化程度對技術(shù)創(chuàng)新影響的差異程度）等兩種方式。為克服遺漏變量造成的估計結(jié)果有偏，我們以省會城市之間的球面距離作為市場分割的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗。其二，考慮到回歸模型中的隨機誤差項可能存在著異方差，以及省內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平、省內(nèi)隨機誤差項均可能存在著序列相關(guān)，我們在估計結(jié)果中報告聚類到省份的穩(wěn)健性標準誤。

四、實證結(jié)果

（一）基本回歸

表3　 地方市場分割與專利授權(quán)占比基準估計

（續(xù)表）

如表3，以上六種不同模型估計結(jié)果一致證明了地方市場分割指數(shù)與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，證明了以上推論一的結(jié)論。在沒有加入控制變量時，模型（1）OLS基準估計、模型（2）省份固定、年份非固定的固定效應(yīng)以及模型（3）雙固定估計結(jié)果都是1%水平上通過顯著性檢驗；模型（4）-（6）為加入控制變量的情形：模型（4）采用基準OLS估計在1%水平下通過顯著性檢驗，但模型（5）采用雙固定方法得到的結(jié)果卻沒有通過顯著性檢驗。說明僅僅雙固定不能更有效估計地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的影響，還需檢驗是否存在內(nèi)生性問題。本文通過Davidson-MacKinnon(1993)檢驗，假設(shè)最小二乘估計（OLS）與工具變量法估計（xtivreg）估計結(jié)果一致，即內(nèi)生性問題對OLS的估計結(jié)果影響不大，由于全部年份的虛擬變量使得D-M檢驗dmexogxt無效，故刪除1990年份虛擬變量（僅在檢驗時刪除，回歸時仍然保留所有省份和所有年份的虛擬變量），得到D-M估計結(jié)果為9.309 2，F(xiàn)統(tǒng)計量為F（1，588），P值為0.002 4，接近于零，高度拒絕原假設(shè)，證明該模型存在內(nèi)生性問題。為了保證檢驗結(jié)果的可靠性，本文又進行了Hausman-Wu采用固定效應(yīng)估計的方差、協(xié)方差矩陣檢驗，得到χ2統(tǒng)計量為36.97，Prob>chi2=0.095 6，顯著拒絕原假設(shè)。因此，D-M檢驗和Hausman-Wu檢驗都證明該模型存在顯著的內(nèi)生性問題。

由此，應(yīng)該引入工具變量以解決內(nèi)生性問題。通過多重實驗，本文采用省會城市之間的球面距離平均值的對數(shù)作為市場分割的工具變量。原因還在于：

（1）在以往的文獻中，球面距離被視作重要的地理變量（余泳澤、劉小勇，2012），地理因素不隨時間和截面變化，具有穩(wěn)定的外生性特點。（2）球面距離與市場分割具有一定的相關(guān)關(guān)系，往往球面距離越近，意味著市場競爭更激烈，交通條件更有優(yōu)勢；但球面距離并不直接影響技術(shù)創(chuàng)新。球面距離計算方法為：以每個省的省會坐標為依據(jù)，兩兩計算省會之間的球面距離，再按省合并，求平均值。例如北京與其他30個省會城市計算球面距離后，再將30個距離平均，然后刪去瓊、藏、渝數(shù)據(jù)，得到北京與其他省會城市的平均球面距離，最后再對其取對數(shù)以減少異方差。將瓊、藏、渝納入計算范圍，被平均之后再刪去，是為了保證球面距離的準確性。

模型（6）為加入工具變量的估計結(jié)果，采用省份地區(qū)、年份雙固定的兩階段最小二乘估計的工具變量法得到結(jié)論，回歸結(jié)果顯示，調(diào)整后R2達到了0.922，說明本文引入的解釋變量對技術(shù)創(chuàng)新具有很高的解釋力。地方市場分割指數(shù)每下降1個百分點，將會使得技術(shù)創(chuàng)新增加0.226個百分點。

引入工具變量需要檢驗其是否存在過度識別、識別不足或者弱工具變量的問題。因為只引入了一個工具變量，工具變量數(shù)量與內(nèi)生性變量（市場分割）數(shù)量一致，故不存在過度識別等問題。至于是否存在異方差和序列相關(guān)問題，文中所有模型都進行了異方差修正，皆得到穩(wěn)定性標準誤，故不存在異方差問題；模型（6）也通過了Wooldridge一階和二階序列相關(guān)檢驗，估計值F統(tǒng)計量為22.281，不存在序列相關(guān)問題。為防止篇幅冗雜，下文不做一一說明⑦為防止內(nèi)生性問題，下文模型均采用二階段最小二乘工具變量法估計，以下不再一一說明。。

（二）分地區(qū)

按照國家統(tǒng)計局劃分東中西地帶的標準（除瓊藏渝）進行劃分，其中東部地帶包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等10個省份；中部地帶包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省份；西部地帶包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個省份。

表4　 東、中、西部地區(qū)專利授權(quán)占比雙固定效應(yīng)估計

如表4所示，在沒有加入控制變量時，模型（1）、（3）、（5）估計結(jié)果相似，市場分割增長1%，導(dǎo)致東、中、西部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新分別下降1.29%、0.906%和0.983%，市場分割對東部地區(qū)的影響略大于中西部；加入控制變量后，東部和中部地區(qū)的系數(shù)在10%水平下不顯著，但西部地區(qū)“以鄰為壑”的狀況對技術(shù)創(chuàng)新影響顯著。

原因可能有兩方面，一方面是國際市場的替代效應(yīng)。東、中部地區(qū)相比西部，與國際市場往來較為密切，可以十分便利地通過進入國際市場來彌補地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用。因此，相比西部地區(qū)而言，東、中部地區(qū)對國內(nèi)市場的依賴程度低，也就不憚于實施地方市場分割，更不懼“以鄰為壑”對技術(shù)創(chuàng)新造成的不良惡果，這也是東、中部地區(qū)的市場分割程度相比西部地區(qū)較大的原因。另一方面，金融發(fā)展水平差異大。東、中部地區(qū)相對于西部地區(qū)金融發(fā)展起步早，金融市場完善度較高，而完善的金融體系能有效降低交易成本，進而促使專業(yè)化市場分工的形成和技術(shù)創(chuàng)新（Bencivenga & Smith，1991）。因此，相比西部地區(qū)，得益于較為良好的金融體系，東、中部地區(qū)對抵御市場分割造成的技術(shù)創(chuàng)新下降的承受力較高；反之，西部地區(qū)在金融發(fā)展水平有限前提下，市場分割程度越高，對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用越強。模型（6）金融發(fā)展水平比東、中部地區(qū)顯著，就說明了以上論點。

（三）按市場分割程度分地區(qū)

中國28個省份按照1990-2013年各省份平均市場分割指數(shù)從小到大排列，將排列結(jié)果分為兩組。第一組為市場分割程度較小組省份，從小到大依次為安徽、湖北、山東、山西、河南、青海、四川、江西、吉林等9個省份；第二組為市場分割程度中等組省份，從小到大依次為云南、廣西、新疆、甘肅、陜西、貴州、江蘇、遼寧、湖南等9個省份；第三組為市場分割程度較大組省份，從小到大依次為內(nèi)蒙古、寧夏、浙江、廣東、河北、福建、上海、黑龍江、天津和北京等10個省份。雙固定的工具變量回歸結(jié)果如下。

表5　 按照市場分割程度分地區(qū)的工具變量估計

（續(xù)表）

以上估計結(jié)果證明了推論二的結(jié)論，即各地政府都“以鄰為壑”時，從整個大市場來看，市場分割阻礙了技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，但從各省份利益驅(qū)動來看，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用是有限的。市場分割程度越高的地區(qū)，對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用反而越小。模型（4）中，基礎(chǔ)設(shè)施、金融發(fā)展以及人口密度與技術(shù)創(chuàng)新能力之間都是正向關(guān)系，說明了各省份的基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，金融服務(wù)水平越高，越有助于吸引更多的資金、技術(shù)和高科技人才流入，越容易形成所謂的“集聚效應(yīng)”，從而促進一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新。

如表5，對于市場分割程度較高的省份，如模型（6），市場分割指數(shù)每增長1個百分點，技術(shù)創(chuàng)新只下降0.321個百分點；而市場分割程度較低省份，如模型（1），市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用高達2.326%。造成這種差異的原因可能正如推論二和推論三提到的：如果企業(yè)1與企業(yè)2同等條件下競爭，企業(yè)1由于受本省i對企業(yè)2更高壓的市場分割的外部溢出效應(yīng)影響，變相得到了省i的保護，導(dǎo)致企業(yè)1比企業(yè)2更具有技術(shù)創(chuàng)新的動力，從而在市場上更具有競爭優(yōu)勢。由此可見，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新具有兩面性，不僅對技術(shù)弱省企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有抑制性，而且對本省企業(yè)起到變相保護和鼓勵技術(shù)創(chuàng)新的政策效果。但遺憾的是，目前文獻中所用到的市場分割指數(shù)很難分離出本省和外省的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，這也正是為何有些市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的估計結(jié)果系數(shù)為正，如表4的模型（2）和表5的模型（4）等。正效應(yīng)可能是對外省實施的市場分割，在某種意義上對本省的變相保護所引起的。

現(xiàn)實中的情況也鮮明地證實了推論二的結(jié)論。例如上文提到的市場分割程度較高組中包括北京、上海、廣東和天津等經(jīng)濟發(fā)達和開放度較高的省份，但這四大省份的技術(shù)創(chuàng)新能力也最高。造成這種“反常識”的原因是這些地方經(jīng)濟發(fā)達，技術(shù)創(chuàng)新扶持力度大，因此可以吸引富有創(chuàng)新能力的企業(yè)。另一方面，由于這些地方政府效率高，市場在資源配置中決定性作用更強，其他區(qū)域的專利申請集聚于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)。因此，地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系有可能是這些地方政府效率更高、對科技工作者提供更多優(yōu)質(zhì)福利等一些共同因素導(dǎo)致的結(jié)果。

但是否這種正相關(guān)就可以推測市場分割與技術(shù)創(chuàng)新存在倒U型關(guān)系？模型（7）給出了明確回答：不存在這種非線性的倒U型關(guān)系。考慮到樣本容量越大估計結(jié)果越有效，模型（7）不區(qū)分市場分割的程度，加入所有28個省份的變量，其中Lnseg2表示市場分割的二次項。加入二次項后，市場分割的一次性為顯著負，二次項也為負，但不顯著。說明市場分割與技術(shù)創(chuàng)新不存在非線性關(guān)系。因此，再次證明推論一，市場分割對技術(shù)創(chuàng)新具有抑制作用。而推論三的假設(shè)是國內(nèi)存在一省完全沒有市場分割政策，假設(shè)過于嚴格，現(xiàn)實數(shù)據(jù)表明每個省都有或多或少的市場分割形式，因此，推論三無法通過現(xiàn)有數(shù)據(jù)做出實證證明，僅作為理論上推論二的極端情況解釋。

（四）細分專利

根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計，專利申請授權(quán)包括三種類型：發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利等。表6中的六個模型被解釋變量都是在細分三種專利基礎(chǔ)上除以人均實際GDP得到的發(fā)明專利占比、實用新型專利占比和外觀設(shè)計占比。

表6　發(fā)明、實用新型、外觀設(shè)計等專利授權(quán)量的固定效應(yīng)估計

（續(xù)表）

模型（1）-（5）估計結(jié)果再次表明地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的負向影響，而且對發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利也具有顯著的負效應(yīng)。說明地方市場分割阻礙了技術(shù)創(chuàng)新能力的形成和提高，再次驗證了我們在前面提出的推論一的結(jié)論。但市場分割對三種細分專利的抑制程度不同。發(fā)明專利占比明顯比實用新型專利占比和外觀設(shè)計專利占比所受到的阻礙作用更大，市場分割增長1%，就會對技術(shù)創(chuàng)新造成對等的1%的負效應(yīng)。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因之一可能是發(fā)明專利活動是相對高層次的技術(shù)創(chuàng)新活動，需要投入更多的資金和高精尖人才，在地方市場分割對技術(shù)弱省的溫水煮青蛙效應(yīng)作用以及技術(shù)強省企業(yè)對技術(shù)弱省企業(yè)“敲竹杠”作用下，技術(shù)弱省企業(yè)更容易喪失技術(shù)創(chuàng)新的能力和動力，利潤空間不斷被壓縮，進一步減少了企業(yè)向發(fā)明創(chuàng)新的投入，因此，市場分割對發(fā)明專利活動的負效應(yīng)更明顯。而實用新型和外觀設(shè)計是相對低層次的創(chuàng)新活動，相比高層次的發(fā)明創(chuàng)新活動，具有投入較少、創(chuàng)新風(fēng)險較低、回報周期較短等特點，技術(shù)弱省企業(yè)也有足夠能力完成此類創(chuàng)新活動。模型（6）中的市場分割對外觀設(shè)計產(chǎn)生正效應(yīng)，正說明了市場分割在對低層次創(chuàng)新活動產(chǎn)生的負面影響最低，而且適度的分割有利于低層次的創(chuàng)新。

（五）測量誤差：分別更換被解釋變量和解釋變量

分別用專利授權(quán)量占實際GDP比重及其細分為發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計所占實際GDP比重來替代被解釋變量；為了進一步證明穩(wěn)定性，被解釋變量不變，解釋變量中的市場分割指數(shù)更換為樊綱等（2011）測算的1997-2009年中國各地區(qū)產(chǎn)品市場化指數(shù)和要素市場化指數(shù)，旨在區(qū)分產(chǎn)品市場與要素市場的市場化程度對技術(shù)創(chuàng)新影響的差異程度。

圖7　 中國1997-2010年產(chǎn)品市場發(fā)育與要素市場發(fā)育趨勢圖

如表7，模型（1）-（4）中被解釋變量分別更換為專利授權(quán)量占實際GDP比重、發(fā)明專利授權(quán)量占實際GDP比重、實用新型專利授權(quán)量占實際GDP比重和外觀設(shè)計專利授權(quán)量占實際GDP比重。估計結(jié)果顯示，除實用新型專利授權(quán)量占實際GDP比重系數(shù)不顯著外，其他三個都在1%-5%水平下顯著，但需要說明的是只有模型（2）的發(fā)明專利授權(quán)量占實際GDP比重顯著為負，模型（1）和模型（4）系數(shù)顯著為正。這也證實了推論二的結(jié)論，即由于無法分離出市場分割對本省和外省的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，所以，估計結(jié)果有可能出現(xiàn)正效應(yīng)。模型（5）和模型（6）保持原來專利申請授權(quán)量占人均實際GDP比重不變，分別將市場分割指數(shù)替代為產(chǎn)品市場化指數(shù)和要素市場化指數(shù)，估計結(jié)果從反向證明了市場化程度越高，市場分割程度越低，技術(shù)創(chuàng)新水平越高的結(jié)論。結(jié)果顯示，無論要素市場化程度還是產(chǎn)品市場化程度越高，對刺激全國技術(shù)創(chuàng)新活力具有積極的推動作用，而且產(chǎn)品市場對技術(shù)創(chuàng)新影響更為顯著。這也是本文為何在計算市場分割指數(shù)時只采用了產(chǎn)品市場的商品零售價格環(huán)比指數(shù)，而沒有考慮勞動力市場分割指數(shù)的原因。

表7　 專利授權(quán)量占實際GDP比重和專利授權(quán)量占人均實際GDP比重估計

（續(xù)表）

五、結(jié)論和政策含義

本文通過建立微觀模型，不僅解釋了“以鄰為壑”的地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用，而且進一步理清了這種抑制作用通過溫水煮青蛙效應(yīng)、“敲竹杠”效應(yīng)以及馬太效應(yīng)實現(xiàn)過程的內(nèi)在機制。并且本文以中國1990-2013年28個省份數(shù)據(jù)為例，采用雙固定引入工具變量的兩階段最小二乘法，實證驗證了理論模型中提出的地方市場分割對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用，同時也驗證了這種抑制作用是相對有限的。因此，新常態(tài)下應(yīng)正確處理好政府和市場的關(guān)系，要擯棄“諸侯經(jīng)濟”的思想，打破“以鄰為壑”的地方市場分割，樹立“競爭優(yōu)先、以鄰為友”的理念，形成全國統(tǒng)一大市場和規(guī)范有序的市場競爭秩序，實行有利于促進競爭的廣義的競爭政策，能夠激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的活力，增強企業(yè)市場競爭力。

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Technological Innovation Based on “Beggar-thy-Neighbor”

Geng Rui-xia
(Chinese Academy of Social Sciences, Beijing 200433, China)

By applying Betrand competition model and theory of equilibrium, this paper verified the influence to technological innovation by market segmentation in different provinces on micro basis. Taking the data from 28 provinces in China from 1990 to 2013 as example, the empirical estimation adopted two-stage least square that dualfixation introduces instrumental variable and verified the inhibiting function to technological innovation by local market segmentation. The research results indicated that: 1. Local market segmentation in China has strict negative effect to technological innovation, which has refuted the viewpoint that “both present inverted-U relationship”. 2. It has cleared away the inner mechanism of the inhibiting function to the technological innovation produced by local market segmentation through frog effect (indicates that people shall be prepared for danger in times of safety), “holdup” effect (utilize other’s weakness to blackmail by virtue of vicious power or certain excuse) and Matthew effect. 3. The inhibiting function by local market segmentation to technological innovation is “l(fā)imited”. Due to the market segmentation of certain degree has offered technological innovation buffer period for some enterprises, maybe these enterprises would be powerful, vigorous and capable of conducting technological innovation practice with high risks and long period, in this way the technological innovation to the provincial enterprises locally could be protected, whereas it would be bad for the provinces that are weak in technology to conduct technological innovation. Therefore, “beggar-thy-neighbor” must be “hated by others”. The relationship between the government and market shall be handled well under “New Normal”, the local market segmentation of “beggar-thy-neighbor” shall be broken, the unified big market nationwide of “taking the neighbor as friend” and the regulated, ordered market competition order shall be formed, and thus the enterprises’ vigor in technological innovation could be stimulated and the enterprise market competitiveness could be enhanced.

Local Market Segmentation; Technological Innovation; Instrumental Variable Method〔執(zhí)行編輯：周冬〕

F427

A

2095-7572(2016)06-0005-24

2016-9-16

耿瑞霞（1990-），女，山西運城人，中國社會科學(xué)院研究生院，經(jīng)濟學(xué)碩士，研究方向：創(chuàng)新經(jīng)濟學(xué)，技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)組織等。