制度環(huán)境優(yōu)化有助于推動技術創(chuàng)新嗎？—基于中國省際動態(tài)空間面板的經(jīng)驗分析

徐 浩，馮 濤

（1. 西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061；2. 斯德哥爾摩大學 商學院，瑞典 斯德哥爾摩 SE-106 91）

一、引 言

十九大強調(diào)“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力”。那么，如何提升技術創(chuàng)新水平以實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量增長呢？自1978年以來，我國先后出臺了346項政策，旨在從要素供給方面支持自主創(chuàng)新（段忠賢，2017）。至今40年過去了，我國技術創(chuàng)新整體水平卻依然相對落后，經(jīng)濟增長質(zhì)量相對較低（張杰和鄭文平，2017）。新制度經(jīng)濟學指出，制度激勵是技術創(chuàng)新的決定性因素（Acemoglu等，2005）。2018年1月3日，李克強總理也再次強調(diào)了優(yōu)化營商環(huán)境對激發(fā)社會創(chuàng)造力的重要性。制度環(huán)境是營商環(huán)境的重要構(gòu)成，厘清制度環(huán)境與技術創(chuàng)新間的關系是當前我國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重要議題。

現(xiàn)有文獻在這方面已有了一定積累。部分研究從行政治理（魯桐和黨印，2015）、法制環(huán)境（溫軍，2011）和契約形成（Allen等，2005）等方面分析了制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的作用機理，但未在我國 “晉升錦標賽”和法院“合一制”等體制特征下分析制度環(huán)境對技術創(chuàng)新影響機制的特殊性；部分研究僅側(cè)重考察了兩者間的經(jīng)驗關系（Sun和Office，2016），但未能就地區(qū)稟賦差異對兩者間經(jīng)驗關系的可能影響進行對比分析，也未考慮技術創(chuàng)新的空間關聯(lián)性。本文嘗試彌補已有研究的不足。本文從我國的體制特征出發(fā)，系統(tǒng)分析了制度環(huán)境及各分項間的交互性對技術創(chuàng)新的影響機制，并采用動態(tài)空間誤差模型（S EM）進行了經(jīng)驗分析。這對進一步破解我國產(chǎn)業(yè)“低端鎖定”的現(xiàn)實困局，實現(xiàn)“創(chuàng)新轉(zhuǎn)型”具有重要意義。

本文首先分析了制度環(huán)境各分項對技術創(chuàng)新的作用機理。①本文所述制度環(huán)境包含三個方面：行政治理、法制水平和文化信用子環(huán)境。值得注意的是，對于一國而言，政治和法制制度框架在地區(qū)間沒有根本區(qū)別，而地方行政治理（行政子環(huán)境）和法制水平（法律執(zhí)行力度）卻存在巨大差異。因此，本文論述的行政子環(huán)境是指地方政府的治理水平，法制子環(huán)境的內(nèi)涵是地方執(zhí)法力度，文化信用子環(huán)境中文化的內(nèi)涵為一個地區(qū)的企業(yè)家創(chuàng)新精神。中央財政分權(quán)下的“晉升錦標賽”使得地方政府傾向于實施地方保護，推動低技術、高投資的生產(chǎn)項目，從而抑制了技術創(chuàng)新；法制和文化信用子環(huán)境惡化將通過提高企業(yè)融資難度和流動性風險等機制抑制技術創(chuàng)新。相反，制度環(huán)境優(yōu)化能夠通過降低交易成本、提高企業(yè)家把握市場機遇的能力等機制推動技術創(chuàng)新；其次，本文分析了制度環(huán)境各分項間的交互性及其與技術創(chuàng)新的關系。如前所述，地方政府有極大的動力投身本地經(jīng)濟發(fā)展。為了快速累積經(jīng)濟績效，地方政府傾向于對本地司法部門實施治理性干預，而法院“合一制”為此提供了渠道和能力。同時，地方政府通過資源配置和自身行為影響了文化信用子環(huán)境的構(gòu)建，而法制子環(huán)境通過對社會規(guī)范的取舍對文化信用子環(huán)境產(chǎn)生了重要影響?？梢姡姓迎h(huán)境對本地法制與文化信用子環(huán)境具有重要的決定作用，行政治理是影響技術創(chuàng)新的制度環(huán)境中最根本的決定因素。在此基礎上，本文以中國2001?2014年30個地區(qū)數(shù)據(jù)為樣本，采用動態(tài)面板空間誤差模型（S EM）從全國和地區(qū)兩個層面進行了實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體來看，制度環(huán)境優(yōu)化對技術創(chuàng)新具有顯著的推動作用；與法制和文化信用子環(huán)境相比，行政子環(huán)境優(yōu)化對技術創(chuàng)新的推動作用更強；進一步地，行政子環(huán)境優(yōu)化能夠提升法制和文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用，法制子環(huán)境優(yōu)化能夠強化文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。此外，制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性。

本文的主要貢獻有：（1）結(jié)合我國的體制特征，闡釋了制度環(huán)境對技術創(chuàng)新影響機制的特殊性。一方面，本文基于我國 “晉升錦標賽”的體制特征，分析了行政治理影響技術創(chuàng)新的特殊性；另一方面，在我國法院“合一制”的體制特征下，本文進一步闡釋了行政、法制與文化信用子環(huán)境間的交互性及其對技術創(chuàng)新的作用機理，發(fā)現(xiàn)行政治理是影響技術創(chuàng)新的制度環(huán)境中最根本的決定因素，提升行政治理水平是優(yōu)化制度環(huán)境的首要和根本?？梢?，本文研究不僅提供了新穎的研究思路，而且為我國進一步優(yōu)化制度環(huán)境，營造良好的“營商環(huán)境”提供了決策依據(jù)。（2）地區(qū)層面的實證結(jié)果表明，制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用存在地區(qū)間的差異。這是改革開放后中央對地方的政策差異與地區(qū)稟賦共同作用的結(jié)果。這一發(fā)現(xiàn)為中央政府制定差異化的地區(qū)發(fā)展政策提供了經(jīng)驗依據(jù)。（3）先進的實證方法和多維度的對比分析使得本文結(jié)論更具穩(wěn)健性。一方面，本文采用動態(tài)面板空間誤差模型（SEM）剔除了技術創(chuàng)新的“內(nèi)生性”和“空間關聯(lián)性”對兩者關系的影響；另一方面，本文不僅從東中西部的區(qū)域視角進行橫向?qū)Ρ?，而且在同一地區(qū)中就不同制度分項對技術創(chuàng)新的影響進行了縱向?qū)Ρ?，所得結(jié)論更具穩(wěn)健性。

二、文獻回顧與假說提出

遵循新制度經(jīng)濟學的邏輯，制度環(huán)境的優(yōu)劣決定著投資者、企業(yè)家的經(jīng)營決策（North和Thomas，1973），而投資者的投資意愿和企業(yè)家的創(chuàng)新動力等是影響技術創(chuàng)新的根本因素。下面從行政、法制、文化信用及三者間的交互關系四方面系統(tǒng)闡述制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的影響機制。

（一）行政子環(huán)境與技術創(chuàng)新。改革開放以來，中央財政分權(quán)使得地方政府獲得了一定的經(jīng)濟自主權(quán)，圍繞的“晉升錦標賽”極大地調(diào)動了地方政府參與本地經(jīng)濟發(fā)展的積極性（周黎安，2004）。為了推動本地經(jīng)濟的快速發(fā)展，地方政府偏好于易考核、見效快、不確定性低的粗放型生產(chǎn)項目，并通過土地抵押、政策性補償?shù)确绞綖檫@些項目獲取稀缺的銀行信貸提供隱性擔保。外部融資的困難推升了高風險、見效慢、長期收益大的技術創(chuàng)新項目的融資成本，抑制了企業(yè)家技術創(chuàng)新的意愿。其次，地方政府為保護本地企業(yè)發(fā)展，傾向于與本地企業(yè)合謀推高外地廠商的進入門檻，這不僅降低了本地市場的競爭程度，還弱化了本地企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動力（賀振華，2006）。不僅如此，為抵御外來企業(yè)的競爭，企業(yè)家傾向于提高對粗放型生產(chǎn)項目的資金配置，延續(xù)自身在地方政府保護下的競爭優(yōu)勢，資金供給的下降在一定程度上削弱了創(chuàng)新部門的成長動力。最后，不良的行政子環(huán)境往往意味著行政審批環(huán)節(jié)多、灰色空間大，妨礙了技術創(chuàng)新項目的進度和企業(yè)家對市場機會的把握，降低了他們進行技術創(chuàng)新的動力（魯桐和黨印，2015）。相反，行政子環(huán)境優(yōu)化意味著地方政府對市場干預的減少、市場開放和行政效率的提升，這對企業(yè)技術創(chuàng)新融資、企業(yè)家把握市場機會將具有顯著的正向影響?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

（二）法制子環(huán)境與技術創(chuàng)新。首先，良好的法律保護有助于穩(wěn)定投資人的收益預期，提高投資人參與金融市場的信心和動機。市場中資本供給增加將降低高風險、長周期、高收益的技術創(chuàng)新項目的融資約束（談儒勇和吳興奎，2005）。其次，技術創(chuàng)新項目投資的長周期特征將顯著增加投資者對企業(yè)家違約行為的觀測成本，企業(yè)家在高風險的運營過程中也具有較高的違約動機，因此，良好的法律執(zhí)行力度將降低投資者與企業(yè)家利益沖突引致的債務履約成本（Qian和Strahan，2007）。最后，良好的產(chǎn)權(quán)保護將提升企業(yè)家追求技術創(chuàng)新超額收益的動機，激烈的競爭將推動企業(yè)家不斷進行技術創(chuàng)新以維持競爭優(yōu)勢。相反，法律執(zhí)行薄弱降低了債務人發(fā)生道德風險的機會成本，提高了投資者的投資風險，為彌補因承擔高風險而可能造成的損失，投資人將逐步提高利率水平，導致利率工具逐漸失效，最終降低市場上的信?貸供給量（Stiglitz和Weiss，1981）。由此可見，法律保護的良好與否將決定投資者的投資決策 是否投、投多少、投向哪，進而影響地區(qū)資本市場的發(fā)達程度，而資本市場的發(fā)達與否決定了企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)，后者是企業(yè)調(diào)整內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的根本因素之一，不同的治理結(jié)構(gòu)決定了企業(yè)的技術創(chuàng)新路徑和最終的創(chuàng)新產(chǎn)出水平（La Porta等，1998）。因此，本文提出如下假說：

（三）文化信用子環(huán)境與技術創(chuàng)新。一個企業(yè)家文化盛行的市場環(huán)境往往意味著公平公正的自由競爭氛圍。激烈的市場競爭將引導企業(yè)家提升技術創(chuàng)新部門的戰(zhàn)略地位。企業(yè)家將通過增加資本供給和勞動力投入來推動企業(yè)技術升級和產(chǎn)品創(chuàng)新，以維持企業(yè)的市場地位和良好業(yè)績（Acs和Armington，2003）。同時，企業(yè)家作為技術創(chuàng)新的主體，是企業(yè)風險的主要承擔者。他們將通過提高信用水平和增加社會責任以增強企業(yè)公眾形象，改善企業(yè)經(jīng)營的外部環(huán)境，從而降低企業(yè)信息獲取的不對稱性，進而降低企業(yè)運營中的預測風險、流動性風險和交易成本。這有助于滿足企業(yè)技術創(chuàng)新對技術前沿信息、勞動以及長期融資的需求（Dhaliwal等，2011）。因此，以信用為依托的隱性契約執(zhí)行機制有助于降低債務人發(fā)生道德風險的可能性，間接增強對投資人的利益保護，有助于提高投資人對高風險、大規(guī)模、長周期的技術創(chuàng)新項目的資本供給，最終推動技術創(chuàng)新（陳志武，2005）。由此，我們提出如下假說：

在H1a?H1c的基礎上，本文從制度環(huán)境總體的視角提出如下假說：

（四）制度環(huán)境間的交互性與技術創(chuàng)新。在中國的體制特征下，制度環(huán)境的三個分項間（行政、法制與文化信用）可能存在著顯著的交互性，這亦是影響地區(qū)技術創(chuàng)新水平的重要因素。

首先，地方政府具有影響法制子環(huán)境的動機、渠道和能力。社會穩(wěn)定和經(jīng)濟績效作為地方官員政治晉升的重要資本，是他們干預法制運行的根本動力。有關社會穩(wěn)定的訴訟，地方法院一般僅考慮司法公正，而地方政府則會將社會穩(wěn)定、輿論影響和政治成本納入考量范圍，通過重要批示、直接介入等方式處理此類糾紛。就經(jīng)濟發(fā)展而言，地方政府為了快速積累晉升資本，傾向于引進易考核、見效快、不確定性低的生產(chǎn)項目，但受征地拆遷和環(huán)境污染等糾紛的影響，法院可能暫緩項目實施，而地方政府往往會引導司法部門為上述項目提供便利?？梢?，地方政府具有強烈的動機實施治理性干預。與此同時，法院“合一制”組織模式為地方政府影響法制子環(huán)境提供了制度渠道和能力（陳柏峰，2015）。在法院“合一制”組織架構(gòu)下，部門行政領導負責人事安排和資源配置，專職司法人員與其他工作人員在收入、編制和晉升等方面沒有區(qū)分，這種職位與資源配置方式保障了法官及其他人員對上級命令的服從（陳杭平，2011）。同時，地方政府掌握法律部門的官員任免權(quán)和財政劃撥，這可能保證了法律部門對地方政府的服從。綜上分析，地方政府具有影響法制子環(huán)境的動機、渠道和能力，行政子環(huán)境對法制子環(huán)境具有顯著的決定性作用。

其次，行政子環(huán)境對文化信用子環(huán)境具有一定的決定性作用。一方面，在完全市場中，企業(yè)家能夠?qū)崟r自主地配置生產(chǎn)要素以捕捉市場機遇并獲得收益，因此，自由開放的市場環(huán)境是激勵企業(yè)家進行創(chuàng)新活動的機制保障（Kirzner，1974）。然而，政府機構(gòu)臃腫往往造成部門間權(quán)責不清，導致行政審批時間的增加和灰色交易空間的擴大，這不僅提高了企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的交易成本和技術創(chuàng)新的不確定性（Gupta等，2014），還將引導企業(yè)家通過非市場化手段從政府手中謀求資源配置機會，破壞市場公平秩序，最終影響企業(yè)家文化的健康發(fā)展（徐浩和馮濤，2016）。另一方面，地方政府通過頒布規(guī)章條例為社會信用建設提供制度保證。地方政府作為重要的市場參與主體，其自身行為對社會信用的構(gòu)建具有重要的示范作用。然而，晉升考核在信用方面的缺失使得地方政府的信用違約成為一種社會“規(guī)范”（Huang和Wu，1994）。這使得其他市場參與主體維護自身信用面臨較高的機會成本，從而弱化了他們維護自身信譽的動機，社會信用處于較低水平。因此，行政子環(huán)境對社會文化信用子環(huán)境具有重要的決定性作用。

最后，優(yōu)良的法制子環(huán)境有利于塑造良好的文化信用子環(huán)境。Basu（2006）認為，法律的最重要功能在于對社會規(guī)范的取舍、揚棄而非制定。這表明健全的法律制度和公正的執(zhí)行將大大增加信用違約的機會成本，有利于培育良好的社會信用環(huán)境等社會規(guī)范；同時，有力的法律執(zhí)行有助于維護公平公正的市場環(huán)境，降低灰色競爭帶來的額外成本，穩(wěn)定企業(yè)家和投資者的收益預期。這將引導企業(yè)家專注于企業(yè)的技術創(chuàng)新和長期收益，最終形成優(yōu)良的企業(yè)家文化氛圍（徐浩等，2016）。可見，法制子環(huán)境優(yōu)化對文化信用子環(huán)境的優(yōu)化具有積極作用。

基于以上分析，本文在H1a?H1c的基礎上提出如下假說：

三、研究設計

（一）模型設計。首先，忽視技術創(chuàng)新間的空間相關性將得出有偏的研究結(jié)論（Rey和 Montouri，1999）；其次，技術創(chuàng)新是一個緩慢積累的過程，前期技術創(chuàng)新水平對當期水平具有重要影響，因此應引入被解釋變量的滯后一期項以避免“雞蛋相生”的內(nèi)生性問題（Elhorst，2014）；最后將制度環(huán)境各分項間的交互性納入考量。因此，本文在Anselin（1988）的基礎上構(gòu)建如下的動態(tài)空間回歸模型：

其中：模型（1）為動態(tài)空間自回歸模型（S AR ），模型（2）為動態(tài)空間誤差模型（S EM）。在模型（1）、（2）中，y 為技術創(chuàng)新水平； Enviro 是制度環(huán)境總體，包括行政子環(huán)境（G ov ）、法制子環(huán)境（L aw）和文化信用子環(huán)境（C ul ）；ρ為技術創(chuàng)新反應系數(shù)；λ為空間誤差自相關系數(shù)；為空間滯后因變量，指第 t 年區(qū)域i 周圍相鄰區(qū)域技術創(chuàng)新水平的加權(quán)平均值； Control 是控制變量集。下標i 、t和k 分別表示地區(qū)、年度和自變量，φ為地區(qū)特定效應，υ是年度特定效應，ε為隨機擾動項。 W為行標準化的空間權(quán)重矩陣，如（3）式。本文采用負相關距離定義空間權(quán)重矩陣元素值。最近鄰接值為K，dij為兩地間的最短距離（于斌斌，2015）。

在模型（1）和模型（2）中，本文通過比較兩者的 Lagrange乘數(shù)及其穩(wěn)健形式的顯著性進行選擇（白俊紅和蔣伏心，2015）。然后，本文采用無條件極大似然估計法（Unconditional Maximum LikelihoodEstimation,UMLE ）進行回歸分析（Elhorst，2014）。在回歸中，本文將重點關注的大小和符號。如果假說 H1、 H1a?H1c為真，即制度環(huán)境總體及各分項優(yōu)化對技術創(chuàng)新均具有顯著的推動作用，那么，γ、γ1、γ2、γ3應顯著為正。進一步地，由前文分析可知，地方政府在本地經(jīng)濟發(fā)展中扮演著“運動員”和“裁判員”的雙重角色，行政子環(huán)境對法制和文化信用子環(huán)境具有重要的決定性作用，是影響企業(yè)創(chuàng)新決策的最重要制度因素。因此，行政子環(huán)境的回歸系數(shù)與其他兩者（γ2、）相比應該更大，且行政子環(huán)境與法制子環(huán)境間的交互項系數(shù)應顯著為正。類似地，γ5、γ6也應該顯著為正。

（二）指標構(gòu)建。

2. 核心解釋變量：制度環(huán)境。本文在樊綱等（2011）研究的基礎上，建立以制度環(huán)境為一級指標，行政子環(huán)境）、法制子環(huán)境）和文化信用子環(huán)境）為二級指標，共包括12個基礎指標的評價體系，如表1所示。各級指標的內(nèi)涵如下所示：

表 1 制度環(huán)境指標體系

（1）行政子環(huán)境（G ov）。本文采用5個基礎指標來反映地方行政治理水平：（a）政府主導性（）。財政支出占 GDP的比重反映了地方政府支配本地經(jīng)濟資源的份額，政府支配的資源越多意味著由市場配置的資源越少，市場化程度越低。（b）政府干預度）。分稅制下，地方政府事權(quán)與財權(quán)的不對等使得地方政府以超經(jīng)濟手段與市場爭奪金融等生產(chǎn)要素，財政自給率反映了地方政府對市場的干預強度。（c）政府行政治理）。繁雜的行政審批不僅會增加企業(yè)運營的交易成本，還可能延誤企業(yè)家對市場機遇的把握。（d）政府規(guī)模）。政府規(guī)模膨脹將導致分工過細和權(quán)責不清，增加企業(yè)的交易成本與經(jīng)營風險。（e）企業(yè)稅收負擔（）。稅負過重將侵蝕企業(yè)對技術創(chuàng)新的要素供給。

（4）制度環(huán)境測算方法。為了使各子環(huán)境指標跨年度跨區(qū)域可比，本文參考樊綱等（2011）的做法，將2001年設定為基期。基期各基礎指標最大者記為10分，最小者記為0分，然后按照（4）?（7）式對其他年份指標進行正向化和無量綱化處理，最后采用算術平均法合成上級指標。②主成分分析法會導致指數(shù)跨年度不可比（樊綱等，2011），因此本文采用算術平均法合成指數(shù)。

基年：

其他年份：() ()

Control

3. 控制變量。為了正確識別制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的影響，本文引入了控制變量（ ）（Maskus等，2012），主要包括：經(jīng)濟規(guī)模（lnpGDP）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ins）、人力資本（Hum）、外商直接投資（Fdi）、對外開放度（Trade）、城市化率（Urb）、基礎設施（Infra）。本文變量如表 2 所示。

表 2 主要變量定義

4. 變量描述。圖1為制度環(huán)境指標的測算結(jié)果。2001?2014年，制度環(huán)境整體上呈持續(xù)改善趨勢。分階段來看，2001?2008年間，制度環(huán)境總體的改善較為平緩，相比之下，其優(yōu)化速度在2009?2014年間顯著提高。分地區(qū)來看，制度環(huán)境按照東中西部的順序依次遞減，且東部地區(qū)制度環(huán)境改善的平均速度快于中西部地區(qū)。表3為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

續(xù)表 2 主要變量定義

圖 1 2001—2014年，全國和地區(qū)制度環(huán)境演化趨勢

表 3 變量描述性統(tǒng)計（2001?2014年）

續(xù)表 3 變量描述性統(tǒng)計（2001?2014年）

（三）數(shù)據(jù)來源。本文采用了中國30個省區(qū)2001?2014年的面板數(shù)據(jù)，西藏因數(shù)據(jù)不全而剔除。內(nèi)部經(jīng)費投入、人員全時當量、地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量和專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》；“行政審批手續(xù)方便簡捷情況”企業(yè)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)源于王小魯?shù)龋?017）和樊綱等（2011），2011年和2013年數(shù)據(jù)為其前后兩年的平均值；地方政府財政收入與支出、總產(chǎn)出、城鎮(zhèn)人口、總?cè)丝?、公共管理和社會組織年底職工人數(shù)、按受教育程度分的人口數(shù)、地區(qū)工業(yè)增加值、工業(yè)企業(yè)稅收、①工業(yè)企業(yè)稅收包括兩部分，主營業(yè)務稅金及其他和本年應交增值稅。工業(yè)企業(yè)營業(yè)收入、進出口總額、鐵路公路水路里程、人民幣兌美元匯率源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》，其中，2001?2004年城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)根據(jù)聯(lián)合國法，利用2000年和2005年數(shù)據(jù)修訂得到；職務犯罪案件人數(shù)數(shù)據(jù)源于《中國檢察年鑒》和各省檢察工作報告；專利執(zhí)法累計結(jié)案數(shù)與累計立案數(shù)取自于各年《中國知識產(chǎn)權(quán)年鑒》；消費者投訴案件數(shù)來源于《中國工商行政統(tǒng)計年鑒》；勞動爭議案件數(shù)從《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中獲得；實際利用外資額和不良貸款率數(shù)據(jù)源于CEIC數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行和銀監(jiān)會；空間鄰接權(quán)重中地區(qū)間的相鄰關系源于國家基礎地理信息中心網(wǎng)站。本文對相關數(shù)據(jù)按照2001年不變價進行平減，同時對連續(xù)性變量在1%水平上進行了處 理以消除異常值的影響。

四、實證結(jié)果與分析

（一）模型選擇。

1. 單位根與協(xié)整檢驗。為避免虛假回歸，本文選擇 IPS 和 Fisher?PP兩種方法進行單位根檢驗。結(jié)果顯示均為一階單整過程。接下來，本文采用 KAO法進行協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)變量間均存在長期的協(xié)整關系，因此可以采用原始數(shù)據(jù)直接進行回歸分析。

2. 空間相關性檢驗。本文計算了2001?2014年中國地區(qū)技術創(chuàng)新的全局 Moran′s I指數(shù)，結(jié)果表明，地區(qū)技術創(chuàng)新間具有顯著的空間相關性。進一步地，本文通過 LISA集聚圖（圖略）來反映各地區(qū)間技術創(chuàng)新的空間集聚性，結(jié)果顯示：我國技術創(chuàng)新形成了三個集聚區(qū)，一是東部“高-高”）集聚區(qū)，包括上海、江蘇、山東、浙江等；二是西部“低-低”）集聚區(qū)，包括新疆、西藏、青海、四川、云南；三是東北“低-高”）集聚區(qū)，包括內(nèi)蒙古、河北和吉林?？梢?，中國地區(qū)技術創(chuàng)新之間存在較強的空間集聚效應，本文采用空間計量模型進行分析是合理的。

3. 回歸模型識別。本文依據(jù)白俊紅和蔣伏心（2015）的方法計算發(fā)現(xiàn)，乘數(shù)（2.769）和 LM?error（16.856）分別在10%、1%的水平上拒絕了各自無空間滯后項和無空間誤差項的原假設，而 Robust LM?sar （0.934）不顯著（14.288）在1%的水平上拒絕了無空間誤差項的原假設，因此本文選擇（2）作為最終的回歸模型。在回歸中，本文先對制度子環(huán)境進行“對中”處理再相乘構(gòu)成交互項，以避免多重共線性造成的偽回歸（謝宇，2010）。

（二）回歸結(jié)果及分析。

的正確性，即制度環(huán)境總體及各分項的優(yōu)化對技術創(chuàng)新具有顯著的推動作用。這是因為行政子環(huán)境優(yōu)化一方面能夠提高企業(yè)家把握創(chuàng)新機會的能力；另一方面，約束政府“有形之手”有助于塑造良好的市場秩序，引導投資者向市場提供更多的資金以支持企業(yè)家的“雙創(chuàng)”活動。法制子環(huán)境優(yōu)化能夠穩(wěn)定投資者和企業(yè)家的收益預期，最終增加市場中的資金和創(chuàng)新項目供給；文化信用子環(huán)境的改善有助于在市場參與主體間構(gòu)建起良好的信譽體系，這將成為企業(yè)家保護自身利益和緩解融資的隱形契約執(zhí)行機制，能夠有效降低企業(yè)家技術創(chuàng)新的不確定性。模型（3）的回歸系數(shù)初步表明，與法制）和文化信用）相比，行政子環(huán)境是影響創(chuàng)新投入最重要的制度環(huán)境因素。

模型（4）?（6）考察了各子環(huán)境間的交互性對創(chuàng)新投入的影響。模型（4）中行政子環(huán)境與法制子環(huán)境的交互項系數(shù)為0.0147且通過了10%的顯著性檢驗。法制子環(huán)境對技術創(chuàng)新的邊際效應變?yōu)?，這意味著在其他條件不變的情況下，行政子環(huán)境每提升1單位，法制子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用將提升1.47個百分點。這初步證明了假說的正確性，即行政子環(huán)境優(yōu)化能夠提高法制子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。因為行政子環(huán)境優(yōu)化將減弱地方政府對法制子環(huán)境的干預，法律部門將重回維持公平、公正市場秩序的司法本位，穩(wěn)定投資者和企業(yè)家的創(chuàng)新收益，引導企業(yè)家向技術創(chuàng)新項目配置生產(chǎn)要素。模型（5）中行政子環(huán)境與文化信用子環(huán)境的交互項系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正。從邊際上看，在其他條件不變的情況下，行政子環(huán)境每單位的改善將帶動文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用提升1.29%，這為假說提供了初步的經(jīng)驗證據(jù)。良好的行政治理水平能夠增強文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。因為政府規(guī)范自身行為能夠規(guī)避部分市場主體通過尋租等方式獲得資源配置權(quán)的途徑，引導企業(yè)家通過建立長期聲譽來吸引生產(chǎn)要素，以支持自身的技術創(chuàng)新。類似地，模型（6）為假說H2c的合理性提供了經(jīng)驗證據(jù)，即法制子環(huán)境的優(yōu)化能夠顯著改善文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。因為，法制子環(huán)境的優(yōu)化有助于塑造公平公正的商業(yè)環(huán)境。在良好的商業(yè)環(huán)境中，企業(yè)信用便成為吸引資本和人才流入的關鍵。綜上分析，行政子環(huán)境是影響技術創(chuàng)新的制度環(huán)境中的首要因素。

表 4 制度環(huán)境與及其交互性對研發(fā)資金投入（ Rdm ）的影響（全國樣本）

表 5 制度環(huán)境及其交互性對研發(fā)人員投入（ LnRdp ）的影響（全國樣本）

的正確性。同時對各個地區(qū)而言，行政子環(huán)境的系數(shù)最大，這再次表明行政治理水平是影響技術創(chuàng)新的制度環(huán)境中的首要因素。

表 6 制度環(huán)境與及其交互性對研發(fā)資金投入（ Rdm ）的影響（區(qū)域樣本）

模型（22）?（30）考察了各子環(huán)境間的交互性對技術創(chuàng)新的影響。各子環(huán)境對技術創(chuàng)新均具有顯著的正向推動作用，回歸系數(shù)依然按照東中西部的順序依次遞減，且行政子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用最強，這與模型（19）?（21）的結(jié)論一致。各交互項系數(shù)均顯著為正，但地區(qū)差異顯著。模型（22）?（24）考察了行政子環(huán)境和法制子環(huán)境及其交互項對技術創(chuàng)新的影響。東中西部交互項的系數(shù)分別為0.0115、0.0160和0.0153，且均在1%的顯著性水平上顯著為正。這意味著在其他條件不變的情況下，東中西部行政子環(huán)境每提高1個單位，法制子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用將分別增加1.15%、1.60%、1.53%，再次驗證了假說的正確性。類似地，模型（25）?（27）和模型（28）?（30）分別驗證了H2b、H2c的合理性。

值得注意的是，回歸結(jié)果呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性。一、東部地區(qū)制度環(huán)境總體及各子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用均優(yōu)于中西部地區(qū)，回歸系數(shù)均按照東中西的區(qū)域順序依次遞減。從表面上看（圖1），這是因為東部地區(qū)的制度?環(huán)境優(yōu)于中西部地區(qū)。然而?其本質(zhì)是，東部地區(qū)的制度環(huán)境能更好地與技術創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)特征 高風險、長周期、高回報 相匹配。這主要表現(xiàn)在三個方面：（1）政府干預較少，行政服務簡潔高效。一方面，東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，地方稅收足以彌補繁雜的事權(quán)支出，地方政府采用超經(jīng)濟手段干預市場的程度較??；另一方面，民營經(jīng)濟是東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要構(gòu)成，民營經(jīng)濟的好壞關系到地方政府的政治晉升。因此，地方政府傾向于通過優(yōu)化自身服務以支持民營經(jīng)濟的發(fā)展。（2）法律執(zhí)行力強。改革開放以來，東部地區(qū)已形成了完善的產(chǎn)業(yè)鏈，低端產(chǎn)品市場已趨近飽和。為維持企業(yè)良好的發(fā)展勢頭和自身在“晉升錦標賽”中的優(yōu)勢地位，東部地區(qū)逐步加強了執(zhí)法力度，為企業(yè)家推動技術創(chuàng)新提供了良好的收益保障。（3）企業(yè)家文化濃郁、信用環(huán)境良好。一方面，我國低端產(chǎn)品市場已日趨飽和，民營經(jīng)濟只有通過技術創(chuàng)新才能保持市場地位，因此，東部地區(qū)企業(yè)家具有更緊迫的創(chuàng)新壓力和更強的創(chuàng)新意識；另一方面，東部地區(qū)雄厚的民間資本和較高的信用水平催生了金融市場的蓬勃發(fā)展，為長周期、高投資的技術創(chuàng)新提供了融資保障。綜上分析，東部地區(qū)的制度環(huán)境能為企業(yè)技術創(chuàng)新提供更有力的支撐。因此，東部地區(qū)的回歸結(jié)果優(yōu)于中西部地區(qū)。二、在表6中，除模型（27）外，中西部交互項系數(shù)均大于東部地區(qū)相應的交互項系數(shù)。這是因為：（1）東部地區(qū)制度環(huán)境總體和各子環(huán)境水平均顯著優(yōu)于中西部地區(qū)，行政子環(huán)境提升對法制子環(huán)境的強化作用和法制子環(huán)境對文化信用子環(huán)境的強化作用存在邊際遞減效應。（2）與東部相比，中西部地區(qū)不僅生產(chǎn)要素成本低，而且在基礎設施等方面已逐漸縮小與東部的差距。因此，中西部行政子環(huán)境優(yōu)化在邊際上便能形成對東部的比較優(yōu)勢，吸引東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

（三）穩(wěn)健性檢驗。本文選取發(fā)明專利作為測度指標，采用經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣代替地理距離空間權(quán)重矩陣，沿用模型和方法進行穩(wěn)健性檢驗。經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣的表達式為：

五、主要結(jié)論與政策啟示

新常態(tài)下，推動技術創(chuàng)新是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量增長的核心。本文基于中國“晉升錦標賽”和法院“合一制”等體制特征，系統(tǒng)剖析了行政、法制與文化信用以及三者間的交互性對技術創(chuàng)新的影響機理，在此基礎上，以中國30個省區(qū)2001?2014年數(shù)據(jù)為樣本，采用動態(tài)空間誤差模型（）進行了實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境優(yōu)化對技術創(chuàng)新具有顯著的推動作用。行政子環(huán)境優(yōu)化對技術創(chuàng)新水平的推動作用高于其他子環(huán)境。行政子環(huán)境優(yōu)化能夠提升法制和文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新水平的推動作用，法制子環(huán)境優(yōu)化亦能提升信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新水平的推動作用?？梢?，行政子環(huán)境是影響技術創(chuàng)新的制度環(huán)境中的首要和根本因素。最后，制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的推進作用呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性。以上結(jié)論為進一步深化創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略前提供了政策依據(jù)：

一、以優(yōu)化行政治理水平為基點改善制度環(huán)境。研究表明：（1）地方政府傾向于對本地司法部門實施治理性干預，而法院“合一制”為此提供了渠道和能力。地方政府行政治理水平的改善能夠提升法制子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。因此，本文認為應在省級層面推進“省以下法院人財物統(tǒng)管”改革，逐步將人事任免和財政撥款權(quán)上收至省級管理部門，徹底切斷地級市和縣級政府對本級司法部門的干預渠道，從而加強基層司法部門的獨立性。（2）優(yōu)化地方政府行政治理能夠提升文化信用子環(huán)境對技術創(chuàng)新的推動作用。因此，應將公共服務質(zhì)量和效率納入官員考核評價體系，倒逼地方政府通過簡政放權(quán)等措施降低企業(yè)家創(chuàng)新的交易和摩擦成本，同時將地方政府信用水平納入政績考核指標，強化政府在信用環(huán)境建設中的示范作用。

二、結(jié)合地區(qū)稟賦結(jié)構(gòu)，制定差異化的區(qū)域發(fā)展政策。研究顯示：（1）東部地區(qū)制度環(huán)境總體及各分項對技術創(chuàng)新的推動作用優(yōu)于中西部地區(qū)。東部雖然自然資源匱乏，但區(qū)位優(yōu)勢顯著、產(chǎn)業(yè)鏈完善，民營和外資是其經(jīng)濟發(fā)展的重要構(gòu)成。因此，中央政府應進一步深化對東部地區(qū)“簡政放權(quán)”的力度，擴大東部地區(qū)“因地制宜”優(yōu)化自身制度供給的空間和彈性，以引進外資和支持民營經(jīng)濟的技術升級。（2）與東部相比，中西部行政子環(huán)境優(yōu)化對其他子環(huán)境之于技術創(chuàng)新的推動作用在邊際上具有更大的提升效應。同時，東部地區(qū)低端產(chǎn)業(yè)發(fā)展過剩，企業(yè)運營成本過高。中央政府應積極推動中西部地區(qū)提升行政子環(huán)境水平，帶動其他子環(huán)境不斷改善，利用較大的邊際提升效應來吸引東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)向本地轉(zhuǎn)移，帶動本地技術創(chuàng)新水平的快速提升。

[1]白俊紅，蔣伏心. 協(xié)同創(chuàng)新、空間關聯(lián)與區(qū)域創(chuàng)新績效[J]. 經(jīng)濟研究，2015，（7）：174?187.

[2]曹琪格，任國良，駱雅麗. 區(qū)域制度環(huán)境對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響[J]. 財經(jīng)科學，2014，（1）：71?80.

[3]陳柏峰. 領導干部干預司法的制度預防及其挑戰(zhàn)[J]. 法學，2015，（7）：37?45.

[4]陳杭平. 論中國法院的“合一制”——歷史、實踐和理論[J]. 法制與社會發(fā)展，2011，（6）：57?68.

[5]段忠賢. 自主創(chuàng)新政策的供給特征——一種三維量化分析視角[J]. 自然辯證法通訊，2017，（2）：93?101.

[6]樊綱，王小魯，馬光榮. 中國市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻[J]. 經(jīng)濟研究，2011，（9）：4?16.

[7]侯猛. “黨與政法”關系的展開——以政法委員會為研究中心[J]. 法學家，2013，（2）：1?15.

[8]克里斯·布魯克斯，鄒宏元譯. 金融計量經(jīng)濟學導論[M]. 成都：西南財經(jīng)大學出版社，2005.

[9]李后建. 市場化、腐敗與企業(yè)家精神[J]. 經(jīng)濟科學，2013，（1）：99?111.

[10]李青原，李江冰，江春，等. 金融發(fā)展與地區(qū)實體經(jīng)濟資本配置效率——來自省級工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟學（季刊），2013，（2）：527?548.

[11]黎文靖，鄭曼妮. 實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新?——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J]. 經(jīng)濟研究，2016，（4）：60?73.

[12]林毅夫. 解讀中國經(jīng)濟[M]. 北京：北京大學出版社，2014.

[13]魯桐，黨印. 投資者保護、行政環(huán)境與技術創(chuàng)新：跨國經(jīng)驗證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟，2015，（10）：99?124.

[14]唐未兵，傅元海，王展祥. 技術創(chuàng)新、技術引進與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變[J]. 經(jīng)濟研究，2014，（7）：31?43.

[15]王華. 更嚴厲的知識產(chǎn)權(quán)保護制度有利于技術創(chuàng)新嗎?[J]. 經(jīng)濟研究，2011，（S2）：124?135.

[16]王小魯，樊綱，余靜文. 中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）[M]. 北京：社會科學文獻出版社，2017.

[17]溫軍. 法律、投資者保護與企業(yè)自主創(chuàng)新[J]. 當代經(jīng)濟科學，2011，（5）：50?58.

[18]徐浩，馮濤. 深化體制轉(zhuǎn)型是推進供給側(cè)改革的根基[J]. 西安交通大學學報（社會科學版），2016，（4）：1?7.

[19]徐浩，溫軍，馮濤. 制度環(huán)境、金融發(fā)展與技術創(chuàng)新[J]. 山西財經(jīng)大學學報，2016，（6）：41?52.

[20]姚耀軍. 金融中介發(fā)展與技術進步——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟，2010，（4）：26?31.

[21]葉曉佳，孫敬水. 分配公平、經(jīng)濟效率與社會穩(wěn)定的協(xié)調(diào)性測度研究[J]. 經(jīng)濟學家，2015，（2）：5?15.

[22]于斌斌. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟增長效應——基于中國城市動態(tài)空間面板模型的分析[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2015，（12）：83?98.

[23]張杰，鄭文平. 全球價值鏈下中國本土企業(yè)的創(chuàng)新效應[J]. 經(jīng)濟研究，2017，（3）：151?165.

[24]章元，劉時菁，劉亮. 城鄉(xiāng)收入差距、民工失業(yè)與中國犯罪率的上升[J]. 經(jīng)濟研究，2011，（2）：59?72.

[25]Acs Z J，Armington C. Employment growth and entrepreneurial activity in cities[J]. Regional Studies, 2004, 38(8):911—927.

[26]Allen F，Qian J，Qian M. Law，finance，and economic growth in China[J]. Journal of Financial Economics，2005，77（1）：57?116.

[27]Barro R J，Lee J W. A new data set of educational attainment in the world，1950–2010[J]. Journal of Development Economics，2013，104： 184?198.

[28]Basu K. The role of norms and law in economics：An essay on political economy[R]. Working Paper, 1998.

[29]Dhaliwal D S，Li O Z，Tsang A，et al. Voluntary nonfinancial disclosure and the cost of equity capital：The initiation of corporate social responsibility reporting[J]. Accounting Review，2011，86（1）： 59?100.

[30]Elhorst J P. Spatial panel data models[A]. Fischer M，Getis A. Handbook of Applied Spatial Analysis[C]. Berlin，Heidelberg：Springer，2014.

[31]Gupta V K，Guo C，Canever M，et al. Institutional environment for entrepreneurship in rapidly emerging major economies：The case of Brazil，China，India，and Korea[J]. International Entrepreneurship and Management Journal，2014，10（2）： 367?384.

[32]La Porta R，Lopez-De-Silanes F，Shleifer A，et al. Law and finance[J]. Journal of Political Economy，1998，106（6）：1113?1155.

[33]La Porta R，Lopez-de-Silanes F，Shleifer A，et al. Investor protection and corporate governance[J]. Journal of Financial Economics，2000，58（1）： 3?27.

[34]Maskus K E，Neumann R，Seidel T. How national and international financial development affect industrial R&D[J].European Economic Review，2012，56（1）： 72?83.

[35]Sun H. Institutional environment，factors distortion and the innovation technical progress[J]. Science and Technology Management Research，2016，36（21）： 251?257.

[36]Westerlund J，Edgerton D L. A panel bootstrap cointegration test[J]. Economics Letters，2007，97（3）： 185?190.

[37]Zheng X，Yu Y，Wang J，et al. Identifying the determinants and spatial nexus of provincial carbon intensity in China：A dynamic spatial panel approach[J]. Regional Environmental Change，2014，14（4）： 1651?1661.