政府采購、市場競爭與省域創(chuàng)新能力

肖建華 謝璐華

摘 要：基于我國31個省份2013-2017年的面板數(shù)據(jù)，采用TOPSIS法改進因子分析模型測算不同省份的創(chuàng)新能力，通過構建空間杜賓模型評估政府采購政策、市場競爭度對省域創(chuàng)新能力的影響。結果表明：政府采購政策的實施有利于省域創(chuàng)新能力提升，但在我國尚未形成高效的市場競爭機制進而抑制了省域創(chuàng)新水平提高;其對市場競爭造成的干擾阻礙了省內(nèi)外創(chuàng)新市場活動的正常進行;無論是低競爭還是高競爭行業(yè)，在政府采購制度中保持適度的市場競爭對促進省域創(chuàng)新有一定積極意義。鑒于此，實踐中需要政府強化創(chuàng)新導向的政府采購目標，構建公平競爭的政府采購制度，依據(jù)行業(yè)競爭度設計不同的政府采購機制，以提升省域創(chuàng)新能力。

關鍵詞： 政府采購;市場競爭;創(chuàng)新能力;空間杜賓模型

中圖分類號：F812.7 ? 文獻標識碼： A ? ?文章編號：1003-7217（2020）05-0090-07

一、引 言

2019年財政部出臺的《關于促進政府采購公平競爭優(yōu)化營商環(huán)境的通知》明確要求，要進一步優(yōu)化營商環(huán)境，構建統(tǒng)一開放、競爭有序的政府采購市場體系，切實保障政府采購公平競爭的市場環(huán)境[1]?？梢?，政府采購制度的市場競爭狀況直接影響著我國營商環(huán)境水平，但中國正處于創(chuàng)新驅動發(fā)展的關鍵時期，省域創(chuàng)新能力正成為支撐地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、提升國家創(chuàng)新競爭力的關鍵因素。政府采購政策作為激勵創(chuàng)新的財稅政策之一，對形成有效的創(chuàng)新需求，為創(chuàng)新企業(yè)提供較為穩(wěn)定的市場，糾正創(chuàng)新活動中的外部性和市場失靈等發(fā)揮了重要作用。在各國實踐中，政府采購政策日益受到重視，正成為推進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的有力政策工具。那么，我國政府采購制度在既定市場競爭環(huán)境下，對省域創(chuàng)新能力的提升是否具有促進作用呢？

已有相關研究認為，政府采購政策通過釋放創(chuàng)新需求的市場信息，為企業(yè)提供了一個公平競爭的創(chuàng)新市場環(huán)境，在一定程度上降低了企業(yè)創(chuàng)新過程中的風險[2，3];政府采購在自主創(chuàng)新領域并非起到扶持落后的作用，而是需要依據(jù)市場化程度設計競爭機制，盡可能降低創(chuàng)新產(chǎn)品面臨的市場風險[4];在引導創(chuàng)新發(fā)展的過程中，要重視政府采購的作用，尤其要借助政府采購競爭模式提升企業(yè)的創(chuàng)新意愿[5]。政府采購政策通過引導供應商的生產(chǎn)行為和塑造市場競爭需求環(huán)境而影響創(chuàng)新[6]?？梢姡麄兌伎隙苏少徴邔?chuàng)新的積極作用，但創(chuàng)新主體需要良好市場競爭氛圍的支撐。

盡管政府采購政策對創(chuàng)新具有正向激勵作用，但在不同的市場環(huán)境中其效果不盡相同。因此，政府采購制度應依托于公平統(tǒng)一的市場競爭環(huán)境。若地方政府弱化政府采購中的競爭程度，在供應商的選擇方面有意向本地企業(yè)傾斜，那么，政府采購政策將會阻礙創(chuàng)新，政府采購政策在創(chuàng)新方面激勵不足的原因在于市場競爭程度的不充分性[7]。處于低競爭度行業(yè)的企業(yè)，由于壟斷性相較于高競爭性的企業(yè)更強，其更容易獲得政府采購合同，也更容易擁有政府采購帶來的創(chuàng)新效益[8]。此外，市場競爭程度對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響因采取不同的財稅政策有所不同[9]。

已有研究在政府采購與創(chuàng)新方面形成了一定的共識，但將政府采購、市場競爭度與省域創(chuàng)新能力置于同一框架內(nèi)進行研究的文獻較為鮮見?；诖?，本文試圖將三者納入同一研究框架，具體分析它們的關系，并考察在不同行業(yè)市場競爭水平下，政府采購、市場競爭對省域創(chuàng)新能力的影響。

二、機理分析

為更好地分析處于不同市場競爭氛圍下，政府采購政策如何作用于創(chuàng)新行為，借鑒相關研究模型[10，11]，假設不同市場競爭環(huán)境對供應商的創(chuàng)新風險影響有所差異，市場競爭程度越高，供應商面臨的創(chuàng)新風險越小，政府采購實施中不同供應商依據(jù)自己面臨的創(chuàng)新風險大小進行創(chuàng)新決策調(diào)整[7]。構建供應商產(chǎn)品成本模型：C=C0-E+θ。其中，C0為原始成本，E為利用創(chuàng)新活動得以減輕的成本，θ為其他因素導致的成本。θ～N（0，σ2），經(jīng)過變形可得C0-C=E-θ。相比成本E，政府成本較易識別C，也即C0-C是政府可識別的成本。

由于創(chuàng)新活動具有不確定性，因此，構建風險成本模型：Cf=12r（1+β）σ2。其中，r代表供應商規(guī)避創(chuàng)新風險的意愿強度。因進行創(chuàng)新，供應商可以節(jié)省的成本最終由供應商和政府享受，β和1-β為各自享受比例;σ2越強，表示不確定性越大。

政府采購收益函數(shù)為：π3=（C0-C）-C（E，C0）=-a+（1-β）（C0-C）=-a+（1-β）（E-θ）。π3最大化的前提是π2=0，并π3對β求導使其為零，得到π3最大化的情況：β=1-2krσ2M1+2krσ2M，a=C0-1-rσ22kMkC0-C0C0-C021+2krσ2M2。又因為βσ2<0且（1-β）σ2>0，當市場競爭帶來的風險越大時，供應商從創(chuàng)新活動中得到的收益因分成比例的降低而減少。供應商在參與政府采購過程中，市場競爭越充分，得到的創(chuàng)新收益越大。在政府采購政策營造的公平統(tǒng)一的市場競爭環(huán)境下，一方面，供應商能夠不斷加強自己的研發(fā)努力，以節(jié)約產(chǎn)品成本，最終實現(xiàn)價值最大化;另一方面，政府間接分攤創(chuàng)新成本，激發(fā)供應商努力研發(fā)，提供價格更低且質量更優(yōu)的創(chuàng)新產(chǎn)品。

三、指標設計、計量模型及變量說明

（一）省域創(chuàng)新能力評價指標設計

借鑒已有研究[12-14]，鑒于數(shù)據(jù)可操作性和代表性，主要從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個維度展開，選取15個指標評價區(qū)域創(chuàng)新能力水平。其中，創(chuàng)新投入能力分為創(chuàng)新財力投入、創(chuàng)新物力投入、創(chuàng)新人力投入、創(chuàng)新載體投入四個方面[15];創(chuàng)新產(chǎn)出分為直接創(chuàng)新產(chǎn)出和間接創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面[16，17]（見表1）。

（二）模型選擇與實證方法

首先，采用TOPSIS改進因子分析法評估區(qū)域創(chuàng)新能力[18];其次，通過相關檢驗，最終選取空間杜賓模型來考察政府采購、市場競爭與省域創(chuàng)新能力之間的關系。

（三）變量說明

1.被解釋變量：省域創(chuàng)新能力水平（Innovation）。通過改進的TOPSIS因子分析模型測算得到，得分越高表示該省的創(chuàng)新水平越高，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

2.解釋變量：（1）政府采購政策（PP）。數(shù)據(jù)來源于自政府采購網(wǎng)公布的采購合同，經(jīng)過處理共計得到2013-2017年的174718個樣本。為探索不同市場競爭度下，政府采購政策在省域創(chuàng)新發(fā)揮作用的差異，將政府采購合同劃分為低競爭度行業(yè)與高競爭度行業(yè)的兩類合同[21]。（2）市場競爭度（M）。將市場化指數(shù)作為衡量市場競爭的指標，由于公布的數(shù)據(jù)截止到2016年，故采用2007-2016年的數(shù)據(jù)對2017年進行數(shù)據(jù)測算。（3）控制變量（Xlist）。選取政府科技支出（GI）、對外開放程度（OP）、經(jīng)濟發(fā)展程度（EG）、基礎設施（ER）為控制變量[22]，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)和《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.空間權重矩陣選擇：為合理地選取空間權重，充分探討空間要素的相關關系，構建鄰接權重（W1）、地理距離權重（W2）、經(jīng)濟總量權重（W3）三種權重[23-25]。W1矩陣元素具有當i=j，W1i，j=0;i≠j，W1i，j=1的特征，這是基于省份間只存在相鄰與不相鄰兩種狀態(tài);數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國地圖（2016年版）》。W2矩陣元素具有當i=j，W2i，j=0;i≠j，W2i，j=1/di，j的特征。di，j根據(jù)省會城市間距離計算而得，數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國地圖（2016）》。W3矩陣元素具有當i=j，W3i，j=0;i≠j，W3i，j=1/di，j的特征。其中，di，j的計算方法為1GDPj-GDPi（j≠i），GDPl表示樣本期間內(nèi)i地區(qū)的實際人均GDP的平均數(shù)[26]，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。變量說明見表2。

四、實證結果與分析

（一）省域創(chuàng)新能力測算

通過KMO和巴特利特檢驗（具體結果略），KMO值均大于0.8，巴特利特檢驗的顯著性水平為0，說明選取因子分析較為合理。因子分析結果匯總見表3。

對特征值大于1的因子進行主成分提取和因子旋轉。經(jīng)逐年分析，提取各個省份各年的三個公共因子分別為F1m，t、F2m，t、F3m，t。結合總方差解釋的貢獻率，依據(jù)如下模型測算各省各年的創(chuàng)新能力因子得分：Innovationmt=ω1tF1m，t+ω2tF2m，t+ω3tF3m，t（t=2013，2014，…，2017）（m=1，2，…，31）。根據(jù)31個省份五年的創(chuàng)新能力得分，借助TOPSIS方法，測算得到創(chuàng)新能力的綜合排名（見表4）?？梢钥闯?，省域間的創(chuàng)新能力強弱懸殊較大。若將得分大于0.8劃分為第一梯隊，大于0.5為第二梯隊，其余歸入第三梯隊，則第一梯隊的省份多數(shù)屬于東部發(fā)達地區(qū)，這類地區(qū)擁有雄厚的經(jīng)濟實力和強大的創(chuàng)新資源集聚能力。其中，廣東和江蘇是創(chuàng)新能力最強的兩個省份，兩省的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出水平都較高。第二梯隊的省份多屬于中部地區(qū)和東北地區(qū)。第三梯隊多處于西部邊緣地區(qū)，這類省份創(chuàng)新資源集聚能力較弱且創(chuàng)新產(chǎn)出能力也較弱?？傮w來看，我國省域創(chuàng)新能力呈現(xiàn)東部強，西部弱的特點，因此，分析我國的創(chuàng)新水平需要進一步考慮空間因素的影響。

（二）省域創(chuàng)新能力的空間自相關檢驗

選取MoranI指數(shù)檢驗創(chuàng)新能力在省域間是否存在空間依賴性;I>0，表明省域創(chuàng)新能力存在空間正相關性，且相關強度隨著其值的增大而加強;I=0，表明省域創(chuàng)新能力在空間上呈現(xiàn)隨機性。結果見表5。

表5顯示了在鄰接空間權重（W1）、地理距離權重（W2）和經(jīng)濟總量權重（W3）下，每年省域創(chuàng)新能力Morans I及其P值?？傮w來說，I值均顯著為正，說明省域之間創(chuàng)新能力具有較強的空間正相關性和聚集性。具體來看，在W1下，I值最大;W2下，次之;W3下，I值最小。表明省域間創(chuàng)新能力有顯著的空間正相關性，選取空間計量模型分析是合理的;本省份的創(chuàng)新能力提升對鄰近省份創(chuàng)新能力提升具有明顯促進作用;省域間創(chuàng)新能力溢出效應隨著地理距離的擴大而減弱;省份間創(chuàng)新能力溢出效應伴隨著經(jīng)濟水平差距擴大而減弱。

另據(jù)2017年創(chuàng)新能力省域空間分布的Morans I圖顯示①：H-H區(qū)域省份自身和周圍省份創(chuàng)新能力較強，二者空間差異性小，正相關性強，主要有北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等省份;L-L區(qū)域省份自身創(chuàng)新能力不強，且周邊省份創(chuàng)新能力也不高，主要有山西、廣西、貴州、云南、西藏、甘肅、寧夏、新疆等省份;L-H區(qū)域自身創(chuàng)新能力弱但周圍省份創(chuàng)新能力較強，具有空間負相關性，主要有內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、海南、青海等省份;H-L區(qū)域自身創(chuàng)新能力強，但周圍地區(qū)創(chuàng)新能力較差，包括安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶、四川、陜西等省份。

（三）空間杜賓模型下政府采購、市場競爭對省域創(chuàng)新能力的影響

根據(jù)W1、W2、W3權重下空間靜態(tài)杜賓模型回歸結果及滯后一期的空間動態(tài)杜賓模型的效應分析以及回歸前進行的Wald檢驗和LR檢驗結果顯示①，Wald值和LR值顯著，表明選取空間杜賓模型是合理的;同時，Hausman統(tǒng)計量顯著，表明采用固定效應更好。

相比W2和W3，在W1權重下結果更加穩(wěn)健，表明在既定的政府采購政策和市場競爭度影響下，省域間創(chuàng)新能力的影響更多受限于鄰近省份。究其原因，相比地理距離和經(jīng)濟水平，政治上的鄰近距離是我國政府采購雙方跨省合作考慮的主要因素，進而借助政府采購制度促進省域創(chuàng)新能力提升的效益也會惠及周邊省份，也表明我國現(xiàn)有的政府采購政策對創(chuàng)新能力激勵作用深受地方保護意識影響。

模型（1）結果顯示①政府采購系數(shù)顯著為正，說明政府采購政策對省域創(chuàng)新能力具有促進作用，原因在于：在創(chuàng)新市場，政府采購合同的簽訂在很大程度上激發(fā)了當?shù)貏?chuàng)新市場有效需求，消減了創(chuàng)新活動的不確定性，強化了供應商創(chuàng)新的意愿，從而加大了創(chuàng)新投入，確保有效的創(chuàng)新產(chǎn)出，最終提高了省域創(chuàng)新能力。同時，市場競爭度的系數(shù)通過了顯著性水平檢驗且為正，表明市場競爭度對各省的創(chuàng)新能力提高也具有積極影響，市場程度越高，越有利于省域創(chuàng)新能力提升。其原因在于：良好的市場競爭機制能夠保障企業(yè)順利進入創(chuàng)新市場，并依據(jù)邊際成本和邊際收益進行決策，創(chuàng)新效益能夠在企業(yè)之間正常流動。此外，政府采購和市場競爭交互項系數(shù)為負且具有統(tǒng)計意義，意味著當前的政府采購政策通過對市場競爭的影響并進而對省域創(chuàng)新能力的提高造成了負面影響，可能的原因在于：當前我國政府采購政策所依托的市場競爭機制并不高效，現(xiàn)實中可能存在政府采購在選擇供應商時偏向保護本地企業(yè)，為外地供應商增設競爭門檻，導致政府采購對外、對內(nèi)信息不對稱，最終破壞政府采購機制依托的市場公平競爭機制，進而抑制供應商配置創(chuàng)新資源的意愿。最后，從控制變量來看，地方政府財政科技支出系數(shù)顯著為正，意味著地方政府在財政上對創(chuàng)新的支持強度越大，省域創(chuàng)新能力提升的效果越佳;地方經(jīng)濟增長率的系數(shù)顯著為負，表明地方政府經(jīng)濟增長率的趨勢與創(chuàng)新能力發(fā)展的趨勢不一致，這可能是由于地方政府對經(jīng)濟增長率差距的控制意識強于對創(chuàng)新能力差距的控制意識;地方經(jīng)濟開放程度與基礎設施完備程度的系數(shù)為正且具有一定的統(tǒng)計意義，說明地方經(jīng)濟越開放、基礎設施條件越好，越有利于創(chuàng)新要素的流動，益于省域創(chuàng)新能力提升。

模型（4）結果顯示①，滯后一期的政府采購政策對省域創(chuàng)新能力的提升具有顯著正效應，說明省域創(chuàng)新能力的變化具有動態(tài)效應，即前一期創(chuàng)新能力對后一期創(chuàng)新能力具有顯著影響。相比靜態(tài)模型，其他變量不再顯著，對省域創(chuàng)新能力的提升不再具有解釋力。

（四）空間效應分解下政府采購、市場競爭對省域創(chuàng)新能力的影響

表6報告的是空間杜賓模型的效應分解。其中，直接效應代表著該變量對本省份內(nèi)部創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響;間接效應表示該變量對本省之外其他省份的創(chuàng)新能力作用程度;總效應則由直接效應和間接效應加總而成。

首先，政府采購政策的空間效應分別為0.14、0.16、0.3，且均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明我國政府采購政策不僅對本省的創(chuàng)新能力提升有積極意義，而且還能顯著提高鄰近省份的創(chuàng)新水平，且間接效應強于直接效應。在一定程度上也證明利用政府采購政策可以激發(fā)本省和外省的創(chuàng)新市場活力，促進省域間創(chuàng)新資源要素流動，進而提高全國創(chuàng)新能力。

其次，市場競爭度的空間效應均顯著為正，間接效應強于直接效應，也即創(chuàng)新市場競爭機制越高效，越能夠提高本省和其他省份的創(chuàng)新水平，且本省的市場競爭度對其他省份的創(chuàng)新能力提升作用更大。究其原因，本省創(chuàng)新市場競爭機制的培育能夠吸引外省供應商進入，提升其進行創(chuàng)新活動的意愿。

再次，從政府采購政策和市場競爭交互項來看，直接效應、間接效應和總效應都對省域創(chuàng)新能力的提升起到了抑制作用，表明政府采購制度對市場競爭機制的干擾會阻礙省內(nèi)外創(chuàng)新市場活動的正常進行。

（五）區(qū)分行業(yè)下政府采購、市場競爭對省域創(chuàng)新能力的影響

進行Hausman檢驗結果表明①，選擇固定效應的空間杜賓模型進行分析效果好;同時，進行Wald檢驗和LR檢驗的顯著性水平測試，表明選擇空間杜賓模型能夠較好地解釋高競爭度行業(yè)和低競爭度行業(yè)的政府采購政策、市場競爭度對省域創(chuàng)新能力的影響。

1.在高競爭度行業(yè)內(nèi)，政府采購政策對省內(nèi)、省外創(chuàng)新能力提升均沒有解釋力，但市場競爭環(huán)境對本省創(chuàng)新能力具有促進作用，對省外的創(chuàng)新能力提升并沒有顯著影響?？赡艿脑颍焊吒偁幎刃袠I(yè)往往同類型供應商較多，供應商獲得政府采購合同的概率較小，政府采購政策本身對這類企業(yè)的吸引力有限。但在市場競爭機制高效運行的前提下，本地供應商一旦獲得政府采購合同，便能極大提升其創(chuàng)新能力。但是，由于政府采購政策存在地方保護主義，容易造成本省采購商和外省采購商被區(qū)別對待，導致政府采購政策未能在高競爭行業(yè)對省外創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向外溢效應。

2.在低競爭度行業(yè)內(nèi)，政府采購政策對本省創(chuàng)新能力的提高具有抑制作用，但對外省創(chuàng)新能力提升具有空間外溢效應。提升政府采購的市場競爭度有利于提高本省的創(chuàng)新水平，但對省外的創(chuàng)新能力提升沒有顯著影響。原因在于：該類供應商較易長期獲得政府采購合同，在滿足一定創(chuàng)新需求之后，可能還會出現(xiàn)創(chuàng)新資源閑置的情況。未考慮市場競爭，政府采購政策對于省內(nèi)供應商創(chuàng)新活動的激勵有限，表現(xiàn)為政府采購政策并不能提高本省創(chuàng)新能力。在政府采購政策引入有效的競爭機制后，引發(fā)了省份內(nèi)行業(yè)的市場競爭，引導創(chuàng)新資源的重新流動，從而使省份內(nèi)部企業(yè)的創(chuàng)新能力提升。但低競爭行業(yè)中政府采購制度存在地方保護性，導致政府采購政策對省域創(chuàng)新能力的外溢性有限。

因此，無論是高競爭行業(yè)還是低競爭行業(yè)，提高政府采購制度的市場競爭度都有利于本省的創(chuàng)新能力的提升。若要使得政府采購政策對外省創(chuàng)新能力產(chǎn)生空間正的外溢效應，應考慮摒棄地方保護主義。

（六）穩(wěn)健性檢驗

為驗證實證結果的穩(wěn)健性，進行改變時間、樣本容量、解釋變量的檢驗。其穩(wěn)健性檢驗結果顯示①，改變時間維度的SDM模型，時間由原來的2013-2017年縮短為2013-2016年，從回歸結果來看，結論依舊保持不變;縮減樣本容量的空間杜賓模型的結果顯示，由原來31個樣本省份縮減至25個樣本省份，結論也與前文保持一致;為了排除省域創(chuàng)新能力增強是由其他財稅政策導致的可能性，選取地方政府科技補助替換政府采購政策進行檢驗，結果顯示政府科技補助系數(shù)不再顯著。綜上，表明實證結果是穩(wěn)健的。

五、結論與政策啟示

以上研究結果表明，政府采購政策的實施有利于省域創(chuàng)新能力的提升，市場競爭度越高，越有利于省域創(chuàng)新能力的提高。但我國政府采購尚未形成高效的市場競爭機制，對省域創(chuàng)新水平提高具有一定的抑制作用。政府采購政策能夠激發(fā)省域內(nèi)和省域外的創(chuàng)新市場活力，省域內(nèi)市場競爭度的維護能夠提升省內(nèi)外供應商參與創(chuàng)新活動的積極性，政府采購機制對市場競爭造成的干擾會阻礙省內(nèi)外創(chuàng)新市場活動的正常進行。無論是低競爭行業(yè)還是高競爭行業(yè)，在政府采購中保持適度的市場競爭對促進省域創(chuàng)新均有一定的積極意義。

依據(jù)實證結論，得到如下政策啟示：第一，鑒于政府采購政策能正向激勵省域創(chuàng)新能力提升的事實，且我國政府采購政策引導創(chuàng)新還處于摸索階段，政府需要強化創(chuàng)新導向的政府采購目標，逐步引入需求型的創(chuàng)新政策配合已有供給型的創(chuàng)新政策，共同作用于我國的創(chuàng)新能力提升。第二，我國政府采購制度依托于不高效的市場競爭機制對省域創(chuàng)新產(chǎn)生了阻礙作用，同時，又因為政府采購規(guī)模大，采購流程復雜，極易在政府采購過程中出現(xiàn)尋租等不良行為，破壞政府采購的公平競爭機制。因此，亟需規(guī)范政府采購流程，建立政府采購合同監(jiān)督機制，營造良好的創(chuàng)新市場競爭環(huán)境。第三，政府對創(chuàng)新產(chǎn)品和創(chuàng)新服務的采購應該摒棄地方保護主義，尋找最合適的供應商進行創(chuàng)新合作，將競爭機制發(fā)揮到最大，必要時可引入中介機構，替代政府尋求最佳供應商。第四，依據(jù)行業(yè)競爭度情況，設計不同的政府采購機制，如在高競爭度行業(yè)，設計中小企業(yè)政府最低采購金額保護機制;在低競爭行業(yè)，設計供應商合作機制，更大程度地激發(fā)彼此的研發(fā)努力。

注釋：

① 因篇幅所限，具體結果未作呈現(xiàn)。如有需要，可聯(lián)系作者。

參考文獻：

[1] 財政部. 關于促進政府采購公平競爭優(yōu)化營商環(huán)境的通知[N]. 建筑時報，2019-09-09（003）.

[2] 胡衛(wèi).作為創(chuàng)新政策工具的公共技術采購[J].科學學研究，2004（1）：43-46.

[3] 張靜中，黃芬.政府采購促進中小企業(yè)自主創(chuàng)新的實現(xiàn)途徑[J].理論探討，2007（5）：73-76.

[4] 沈木珠，徐升權.促進技術創(chuàng)新的政府采購政策研究[J].中國政府采購，2006（1）：24-26.

[5] 王叢虎.論我國政府采購促進自主創(chuàng)新[J].科學學研究，2006（6）：967-970.

[6] Uyarra E， Flanagan K. Understanding the inovation impacts of public pocurement[J].European Planning Studies， 18（1）：123-143.

[7] 胡凱，蔡紅英，吳清.中國的政府采購促進了技術創(chuàng)新嗎？[J].財經(jīng)研究，2013，39（9）：134-144

[8] 李玲.產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)創(chuàng)新關系實證研究——來自深市上市公司的證據(jù)[J].科技進步與對策，2014，31（19）：96-102.

[9] 夏清華，黃劍.市場競爭、政府資源配置方式與企業(yè)創(chuàng)新投入——中國高新技術企業(yè)的證據(jù)[J].經(jīng)濟管理，2019，41（8）：5-20.

[10] Chu L Y， Sappington D E M.Procurement contracts：theory vs practice[J].International Journal of Industrial Organization，2009，27（1）：51-59.

[11] 彭鴻廣.激勵創(chuàng)新的采購機制設計[M].杭州：浙江大學出版社，2015：106.

[12] 范德成，周豪.區(qū)域技術創(chuàng)新能力評價的因子分析法研究[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2006（3）：61-63.

[13] 白嘉.中國區(qū)域技術創(chuàng)新能力的評價與比較[J].科學管理研究，2012，30（1）：15-18.

[14] 肖建華，熊娟娟.財政引導創(chuàng)新資源配置效率及其影響因素——來自18個高新區(qū)與新區(qū)的經(jīng)驗分析[J].財經(jīng)理論與實踐，2018，39（3）：105-111.

[15] 張序萍，劉中文，張峰.區(qū)域技術創(chuàng)新能力指標體系的構建及評價[J].科技管理研究，2010，30（21）：69-74.

[16] 陳勁，陳鈺芬.企業(yè)技術創(chuàng)新績效評價指標體系研究[J].科學學與科學技術管理，2006（3）：86-91.

[17] 邵云飛，譚勁松.區(qū)域技術創(chuàng)新能力形成機理探析[J].管理科學學報，2006（4）：1-11.

[18] 熊國經(jīng)，熊玲玲，陳小山.泛珠三角洲區(qū)域高?？萍紕?chuàng)新能力評價——基于E-TOPSIS改進因子分析法的實證研究[J].科技管理研究，2018，38（22）：86-91.

[19] 董鋒，譚清美，周德群.多指標面板數(shù)據(jù)下的企業(yè)R&D能力因子分析[J].研究與發(fā)展管理，2009，21（3）：50-56.

[20] 肖啟華，黃碩琳，王慰.多指標面板數(shù)據(jù)因子分析的分層模型及應用[J].數(shù)學的實踐與認識，2015，45（12）：86-93.

[21] 黃蕾.產(chǎn)品市場競爭、董事會治理與上市公司信息披露質量[J].財經(jīng)理論與實踐，2013，34（2）：83-87.

[22] 馮海波，周懿.稅收負擔與中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍度——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析[J].稅務研究，2019（2）：68-75.

[23] 李婧，譚清美，白俊紅.中國區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的空間計量分析——基于靜態(tài)與動態(tài)空間面板模型的實證研究[J].管理世界，2010（7）：43-55，65.

[24] 王娟，胡洋.空間關聯(lián)與溢出效應：工業(yè)生態(tài)創(chuàng)新對資源環(huán)境承載力的影響研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2020，41（1）：117-124.

[25] 楊維，姚程，蘇夢穎.城鎮(zhèn)化水平影響創(chuàng)新產(chǎn)出的地區(qū)差異性和空間依賴性——基于非空間面板與空間面板模型的實證分析[J].中國軟科學，2019（7）：91-101.

[26] 林光平，龍志和，吳梅.我國地區(qū)經(jīng)濟收斂的空間計量實證分析：1978—2002年[J].經(jīng)濟學（季刊），2005（S1）：67-82.

（責任編輯：寧曉青）