R&D資源配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響研究
——基于研發(fā)模式與企業(yè)家精神的調(diào)節(jié)作用

易彩云 車麗萍

（上海理工大學(xué)管理學(xué)院 上海 200000）

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，創(chuàng)新資源尤其是R&D資源的優(yōu)化配置和R&D要素的充分流動(dòng)逐漸成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力。在此過程中，企業(yè)必須面對(duì)資源錯(cuò)配問題[1]。有效配置R&D資源，提高創(chuàng)新效率，對(duì)中國(guó)企業(yè)來說無疑是一個(gè)巨大的挑戰(zhàn)：一方面企業(yè)內(nèi)部R&D人力和資本投入與實(shí)際生產(chǎn)情況不匹配；另一方面，地方政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)使得要素的市場(chǎng)價(jià)格偏離其機(jī)會(huì)成本，阻礙了要素在省域內(nèi)的充分流動(dòng)。在資源錯(cuò)配的情形下，市場(chǎng)無法實(shí)現(xiàn)資本和勞動(dòng)力最優(yōu)配置，即使增加資源投入也不一定能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率上升，甚至還有可能導(dǎo)致其下降，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一） R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效

各級(jí)地方政府為了使人與物以最佳比例投入科研生產(chǎn)活動(dòng)，往往對(duì)R&D資源配置進(jìn)行干預(yù)，但R&D資源具有外溢性、不完全獨(dú)占性，政府參與配置雖然可以彌補(bǔ)R&D活動(dòng)的外部風(fēng)險(xiǎn)，但也可能導(dǎo)致R&D資源配置偏離最優(yōu)狀態(tài)。

1.R&D人員配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響

R&D人員具有學(xué)習(xí)性、創(chuàng)造性，可以通過促進(jìn)組織知識(shí)獲取、提升組織創(chuàng)新產(chǎn)出等方式提高創(chuàng)新績(jī)效。同時(shí)，根據(jù)信息經(jīng)濟(jì)學(xué)信號(hào)理論與組織行為學(xué)的個(gè)人—組織匹配理論[2]可以知道，地方政府通過實(shí)施福利政策開展的“人才爭(zhēng)奪戰(zhàn)”和省域之間的戶籍壁壘會(huì)促使高質(zhì)量人才流向并聚集于創(chuàng)新高地，從而顯著促進(jìn)該地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效提升。同時(shí)，在福利政策、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、戶籍壁壘等因素的干擾下，R&D人員無法完全實(shí)現(xiàn)按需就業(yè)。首先，地方政府之間的“人才爭(zhēng)奪戰(zhàn)”對(duì)人才擇業(yè)產(chǎn)生的干擾可能導(dǎo)致引進(jìn)的人才與省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不匹配，進(jìn)而影響人員配置效率；其次，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)以及戶籍壁壘對(duì)人才自由流動(dòng)的影響和市場(chǎng)分割引發(fā)的人才擠出效應(yīng)在影響R&D人員空間配置效率的同時(shí)，也會(huì)間接抑制知識(shí)的空間溢出效應(yīng)[3]。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：R&D人員要素市場(chǎng)扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響曲線為倒U形。在臨界點(diǎn)之前，R&D人員要素市場(chǎng)扭曲會(huì)提高省域創(chuàng)新績(jī)效；一旦超過臨界點(diǎn)，R&D人員要素市場(chǎng)扭曲將對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生抑制作用。

2.R&D資本配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效

企業(yè)很大部分R&D資本來源于外部融資，所以資本市場(chǎng)會(huì)直接影響企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效。R&D資本要素配置扭曲可以分為資本價(jià)格扭曲和資本市場(chǎng)配置扭曲兩類，這兩類R&D資本要素配置扭曲都會(huì)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生影響。

第一，資本價(jià)格扭曲。中國(guó)在市場(chǎng)化進(jìn)程中存在要素市場(chǎng)發(fā)育滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)這一問題，利率管制使得企業(yè)產(chǎn)品研發(fā)成本低于其邊際產(chǎn)品價(jià)值，直接降低了企業(yè)融資成本[3]，使企業(yè)有更多的資金用于R&D項(xiàng)目，最終有利于創(chuàng)新績(jī)效的提升。

第二，資本市場(chǎng)配置扭曲。這種扭曲主要是由信貸歧視和財(cái)政補(bǔ)貼等導(dǎo)致的。由于信貸歧視，大量的信貸資金以優(yōu)惠利率投向國(guó)有企業(yè)，金融市場(chǎng)的融資約束迫使民營(yíng)企業(yè)更多地依靠社會(huì)關(guān)系尋租，這無疑會(huì)增加民營(yíng)企業(yè)的融資成本，擠占其技術(shù)創(chuàng)新投入，對(duì)R&D資本要素市場(chǎng)的有效配置造成影響[4]。此外，政府財(cái)政補(bǔ)貼也可能造成資本要素市場(chǎng)供求錯(cuò)配與扭曲。地方政府為鼓勵(lì)企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)，通常會(huì)對(duì)企業(yè)的R&D活動(dòng)進(jìn)行大量的資金資助，如財(cái)政撥款、稅收優(yōu)惠、融資擔(dān)保、貸款貼息等，但因補(bǔ)貼可能被挪作他用等原因可能導(dǎo)致補(bǔ)貼最終不一定全部用于企業(yè)R&D活動(dòng)[5]。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1b：R&D資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響曲線為倒U形曲線。在到達(dá)臨界點(diǎn)之前，R&D資本要素市場(chǎng)扭曲會(huì)促進(jìn)省域創(chuàng)新績(jī)效提升，一旦超過該臨界點(diǎn)就會(huì)抑制省域創(chuàng)新績(jī)效提升。

（二） 研發(fā)模式對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

研發(fā)模式可以分為技術(shù)外部引進(jìn)模式和自主研發(fā)投入模式兩種。研發(fā)模式的差異不僅會(huì)直接影響省域創(chuàng)新績(jī)效，還會(huì)對(duì)R&D過程中的成本、資源配置、風(fēng)險(xiǎn)及收益產(chǎn)生影響[6]，最終會(huì)對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系產(chǎn)生影響。

1.技術(shù)外部引進(jìn)模式對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

首先，在短期內(nèi)，創(chuàng)新水平相對(duì)落后的地區(qū)可以采用引進(jìn)外部技術(shù)的方式模仿創(chuàng)新，提升自身經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)性，但從長(zhǎng)期看，對(duì)技術(shù)引進(jìn)的過度依賴會(huì)制約地區(qū)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)。尤其是從國(guó)外引進(jìn)技術(shù)時(shí)，由于發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)追趕者的戒備心理，我國(guó)企業(yè)引進(jìn)國(guó)外技術(shù)的“天花板”效應(yīng)日益凸顯[7]。在技術(shù)外部引進(jìn)模式下，如果引進(jìn)的不是具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的先進(jìn)技術(shù)，就不能與企業(yè)自身創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)互補(bǔ)。其次，搜尋和選擇技術(shù)引進(jìn)的合作伙伴、支付高昂的技術(shù)引進(jìn)費(fèi)用、配置各種附加資源、協(xié)調(diào)和管理合作成員的研發(fā)活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生高交易成本，高昂的成本不僅會(huì)降低創(chuàng)新活動(dòng)的收益，還會(huì)給企業(yè)帶來組織結(jié)構(gòu)調(diào)整挑戰(zhàn)，對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響[8]。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2a：技術(shù)外部引進(jìn)對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

2.自主研發(fā)投入對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，內(nèi)生的技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的原動(dòng)力[9]。自主研發(fā)具有投入大、風(fēng)險(xiǎn)高、耗時(shí)長(zhǎng)的特點(diǎn)，同時(shí)自主研發(fā)成功后企業(yè)就可以獲得技術(shù)專利等具有自主產(chǎn)權(quán)的創(chuàng)新成果，能夠通過技術(shù)溢出效應(yīng)獲取高額壟斷收益。企業(yè)還可以通過自主研發(fā)積累知識(shí)和技術(shù)、形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)、增強(qiáng)消化和吸收技術(shù)的能力。此外，民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)時(shí)會(huì)主動(dòng)規(guī)劃自身的技術(shù)發(fā)展路線，針對(duì)未來的市場(chǎng)需求對(duì)新技術(shù)進(jìn)行探索性研究，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新績(jī)效的提升。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2b：自主研發(fā)投入對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

（三） 企業(yè)家精神對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

熊彼特最早強(qiáng)調(diào)企業(yè)家精神對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用，提出“創(chuàng)造性破壞”的思想[10]。其認(rèn)為企業(yè)家可以憑借個(gè)人創(chuàng)新力和洞察力對(duì)技術(shù)、資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素進(jìn)行重組，打破原有的路徑依賴，提高R&D活動(dòng)的創(chuàng)新績(jī)效。企業(yè)家精神包括企業(yè)家自身的創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神，本質(zhì)上是創(chuàng)新性、主動(dòng)性、冒險(xiǎn)性不同程度的組合[11]。弘揚(yáng)企業(yè)家精神對(duì)推動(dòng)與支持企業(yè)創(chuàng)新、激發(fā)各類市場(chǎng)主體活力、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。具有企業(yè)家精神的企業(yè)家會(huì)以前瞻性眼光引導(dǎo)企業(yè)開發(fā)適應(yīng)未來需求的產(chǎn)品[12-13]，從而影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。以企業(yè)家精神為基礎(chǔ)的創(chuàng)新活動(dòng)能夠直接提升省域創(chuàng)新能力[14]，而企業(yè)家活動(dòng)帶來的技術(shù)交流也可以間接促進(jìn)省域創(chuàng)新績(jī)效。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)家精神對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一） 模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)模型的設(shè)定

為克服傳統(tǒng)計(jì)量模型的缺陷，本研究的基準(zhǔn)模型選用空間計(jì)量模型。空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）的LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，SDM模型更適合本研究。同時(shí)，LR檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LR值分別為49.24（p=0.0000）和18.89（p=0.0001），表明SDM模型不會(huì)退化為SAR模型和SEM模型。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也顯示本研究應(yīng)選用固定效應(yīng)SDM模型。

本研究的SDM基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，W為空間權(quán)重矩陣，RDY為創(chuàng)新產(chǎn)出，distRDL為R&D人員配置扭曲，distRDK為R&D資本配置扭曲，STR UCT表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，ECOOPEN表示經(jīng)濟(jì)開放度，PGDP表示人均實(shí)際GDP，RDL表示R&D活動(dòng)人員投入，RDK表示創(chuàng)新資本存量，i表示省份，t表示年份，β、ρ與θ 為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文構(gòu)建以下兩種空間權(quán)重矩陣，并將其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（1）0-1 鄰接權(quán)重矩陣

i和j分別代表i省份和j省份。

（2）反距離權(quán)重矩陣

d表示兩個(gè)省會(huì)城市之間的距離。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的設(shè)定

（1）研發(fā)模式（RM）的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

我們將研發(fā)模式分為兩個(gè)維度，即技術(shù)外部引進(jìn)（FTI）和自主研發(fā)投入（II），δ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為確保能夠正確解釋交互作用，對(duì)解釋變量distRDL、d istRDK 和調(diào)節(jié)變量F TI、I I分別做中心化處理。

（2）企業(yè)家精神（ES）的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

其中，ES為企業(yè)家精神，σ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為確保能夠正確解釋交互作用，對(duì)解釋變量distRDL、distRDK和調(diào)節(jié)變量ES分別做中心化處理。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)方法

根據(jù)李衛(wèi)忠[15]的研究可知，當(dāng)加入調(diào)節(jié)變量研發(fā)模式（RM）、企業(yè)家精神（ES）時(shí)，若RM×distRDL對(duì)lnRDY有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，并且RM與lnRDY無統(tǒng)計(jì)顯著性，則RM是純調(diào)節(jié)變量；若RM×distRDL對(duì)lnRDY有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，并且RM與lnRDY有統(tǒng)計(jì)顯著性，則RM是半調(diào)節(jié)變量；當(dāng)RM×distRDK對(duì)lnRDY無統(tǒng)計(jì)顯著性，則RM是非調(diào)節(jié)變量。

（二） 變量定義與構(gòu)造

1.被解釋變量：省域創(chuàng)新績(jī)效（lnRDY）

該變量通過規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來衡量，采用GDP平減指數(shù)將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入折算成2009年不變價(jià)后進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.解釋變量：要素市場(chǎng)扭曲（distRDL、distRDK）

本文采用超越對(duì)數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)法直接測(cè)算R&D人員和R&D資本的邊際產(chǎn)出[16]，其表達(dá)式為

其中，RDY為創(chuàng)新產(chǎn)出；RDL為創(chuàng)新活動(dòng)人員投入，即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量；RDK為創(chuàng)新資本存量，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新支出總額來表示，并通過固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將其折算成2009年不變價(jià)，同時(shí)參考大多數(shù)文獻(xiàn)的做法，利用永續(xù)盤存法進(jìn)行折算，折舊率取15%，增長(zhǎng)率為2009—2020年地區(qū)創(chuàng)新資本存量的年平均增長(zhǎng)率；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

分別對(duì)RDL、RDK求偏導(dǎo)，得到R&D人員和R&D資本的邊際產(chǎn)出：

R&D人員要素市場(chǎng)扭曲與R&D資本要素市場(chǎng)扭曲可以通過各自邊際產(chǎn)出除以各自價(jià)格來計(jì)算，即

其中，ω表示R&D人員的價(jià)格，即工資，本文用科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員的平均工資表示，并用城市居民消費(fèi)指數(shù)將其折算成2009年不變價(jià)；r表示R&D資本的價(jià)格，即利率水平，本文根據(jù)Hsieh和Klenow的研究直接將其設(shè)定為0.1[17]。

3.調(diào)節(jié)變量：研發(fā)模式和企業(yè)家精神

（1）研發(fā)模式。包含技術(shù)外部引進(jìn)（FTI）和自主研發(fā)投入（II）兩個(gè)維度。前者通過規(guī)模以上企業(yè)引進(jìn)國(guó)外技術(shù)與購(gòu)買國(guó)內(nèi)技術(shù)的經(jīng)費(fèi)支出合計(jì)來衡量，后者采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示。二者均采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算成2009年不變價(jià)。

（2）企業(yè)家精神（ES）。本文企業(yè)家精神用企業(yè)家創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)精神的乘積來衡量。本文參考程銳的做法，用每萬人專利授權(quán)量來衡量企業(yè)家創(chuàng)新精神[18]，并參考白俊紅[19]的做法對(duì)專利授權(quán)量進(jìn)行加權(quán)處理，發(fā)明專利、新型實(shí)用專利、外觀專利的權(quán)重分別為0.5、0.3、0.2。企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神用自我雇傭率表示，即私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人數(shù)和個(gè)體就業(yè)人數(shù)之和與總就業(yè)人數(shù)的比值。

4.控制變量

本文選取的控制變量主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUCT）、經(jīng)濟(jì)開放度（ECOOPEN）、人均實(shí)際GDP（PGDP）、R&D資本（RDK）和R&D人員（RDL）。具體而言，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；用各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總值與GDP的比值表示經(jīng)濟(jì)開放度；用各地區(qū)人均GDP表示人均實(shí)際GDP，并采用GDP平減指數(shù)將其折算成2009年不變價(jià)；用R&D人員全時(shí)當(dāng)量表示RDL；用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新支出總額來表示RDK，采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將其折算成2009年不變價(jià)。

（三） 樣本數(shù)據(jù)選取

本文的樣本數(shù)據(jù)為中國(guó)30個(gè)省份（未含西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）2009—2020年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 30個(gè)省份研發(fā)要素市場(chǎng)扭曲狀況

本文通過（11）式測(cè)算30個(gè)省份R&D人員和R&D資本要素市場(chǎng)扭曲程度，結(jié)果見表1。

表1 (續(xù))

從表1可以看出：2009—2020年，從整體看，R&D人員要素市場(chǎng)扭曲均值為53.19，說明在此期間R&D人員要素的邊際產(chǎn)出遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其工資水平，R&D人員要素市場(chǎng)存在嚴(yán)重的負(fù)向扭曲。

從表1還可以看出：2009—2020年，從整體看，R&D資本要素市場(chǎng)扭曲均值為18.61，其負(fù)向扭曲程度弱于R&D人員要素市場(chǎng)扭曲。

（二） 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文用stata軟件測(cè)算30個(gè)省份的全局莫蘭指數(shù) I，測(cè)算結(jié)果見表2。從表2可以看出：2009—2020年，各省份創(chuàng)新績(jī)效0-1鄰接權(quán)重矩陣的Moran’s I值在0.24附近波動(dòng)；反距離權(quán)重矩陣的Moran’s I值在0.03附近波動(dòng)；創(chuàng)新績(jī)效的Moran’s I值在5%顯著性水平下均顯著為正。檢驗(yàn)結(jié)果說明各省份的創(chuàng)新活動(dòng)存在顯著的正向自相關(guān)性，所以本文的研究應(yīng)選用空間計(jì)量模型。

表2 2009—2020 年各省份創(chuàng)新績(jī)效的 Moran’s I指數(shù)

（三） 空間計(jì)量分析

1.基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)

本文采用OLS估計(jì)和SDM估計(jì)研究R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系，估計(jì)結(jié)果見表3。從表3可以看出，無論是普通OLS估計(jì)還是SDM估計(jì)，解釋變量均通過顯著性檢驗(yàn)，且空間相關(guān)系數(shù)顯著為正，表明R&D資源配置扭曲不僅對(duì)本地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效有顯著影響，對(duì)相鄰地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效也有顯著影響。下面針對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

表3 SDM 估計(jì)結(jié)果（0-1 鄰接權(quán)重矩陣）

從表3可以看出，在模型4和模型5中，distRDL的系數(shù)顯著為正，表明R&D人員要素配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。模型6中加入了二次項(xiàng)，但為簡(jiǎn)化處理未引入控制變量，此時(shí)distRDL2的系數(shù)顯著為負(fù)，distRDL的系數(shù)顯著為正，表明R&D人員要素配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響曲線呈倒U形，假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。

從表3還可以看出，在模型4與模型5中，distRDK的系數(shù)為正，通過了顯著性檢驗(yàn)，表明R&D資本要素配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效具有促進(jìn)作用。模型6中引入了二次項(xiàng)，distRDK2和distRDK的系數(shù)均顯著為正，說明R&D資本要素配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響曲線呈現(xiàn)U形，即R&D資本配置扭曲在拐點(diǎn)前抑制省域創(chuàng)新績(jī)效的提升，拐點(diǎn)后促進(jìn)其提升，與假設(shè)H1b不符，需要進(jìn)一步探討。雖然R&D資本配置扭曲在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可避免，但是隨著金融市場(chǎng)的逐步完善，R&D資本配置扭曲對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的抑制效應(yīng)逐漸減弱，在拐點(diǎn)達(dá)到最低值后對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響變?yōu)檎蛴绊?。為?yàn)證0-1鄰接權(quán)重矩陣下實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過反距離空間權(quán)重矩陣對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效之間關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表4所示。表4與表3得出的結(jié)論基本一致，說明上述實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 SDM 估計(jì)結(jié)果（反距離空間權(quán)重矩陣）

表4 (續(xù))

2.調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：研發(fā)模式與企業(yè)家精神

為考察研發(fā)模式和企業(yè)家精神對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文分別對(duì)二者進(jìn)行了OLS估計(jì)和SDM估計(jì)。兩者的SDM估計(jì)spatialρ值均不顯著，表明研發(fā)模式和企業(yè)家精神對(duì)相鄰地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效影響有限，不具備空間相關(guān)性。

（1）研發(fā)模式的調(diào)節(jié)作用。為探究研發(fā)模式對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的影響，本文進(jìn)行了OLS估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 研發(fā)模式調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

從表5可以看出，交互項(xiàng)center(distRDL× FTI) 對(duì)lnRDY的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，center(distRDK× FTI) 對(duì)lnRDY具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且調(diào)節(jié)變量 FTI對(duì) lnRDY無統(tǒng)計(jì)顯著性，所以 FTI屬于純調(diào)節(jié)變量，表明技術(shù)外部引進(jìn)會(huì)削弱R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的正向關(guān)系，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。

交互項(xiàng)cneter(distRDL× II)對(duì)lnRDY的回歸系數(shù)顯著為正，但交互項(xiàng)center(distRDK× II)對(duì)lnRDY無統(tǒng)計(jì)顯著性，所以自主研發(fā)投入屬于非調(diào)節(jié)變量，與假設(shè)H2b不符。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能是，我國(guó)現(xiàn)階段自主研發(fā)投入力度雖大，但在短期內(nèi)還有不少核心技術(shù)無法掌握，高質(zhì)量的創(chuàng)新成果也較少，自主研發(fā)對(duì)地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效還沒有形成顯著影響。

（2）企業(yè)家精神的調(diào)節(jié)作用。為進(jìn)一步考察企業(yè)家精神（ES）對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文對(duì)企業(yè)家精神的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。表6顯示，交互項(xiàng)center(distRDL×ES)的系數(shù)為正，通過5%顯著性水平下的顯著性檢驗(yàn)，調(diào)節(jié)變量ES對(duì)被解釋變量lnRDY無統(tǒng)計(jì)顯著性，且交互項(xiàng)center(distRDK×ES)對(duì)被解釋變量lnRDY有統(tǒng)計(jì)顯著性，所以企業(yè)家精神屬于純調(diào)節(jié)變量，表明企業(yè)家精神對(duì)R&D資源配置扭曲與省域創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

表6 企業(yè)家精神調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

四、建議

本文的實(shí)證研究結(jié)果表明，R&D資源配置扭曲在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段對(duì)省域創(chuàng)新績(jī)效的影響不同。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下建議：首先，政府干預(yù)是造成R&D資源配置扭曲的主要原因之一，所以應(yīng)明確政府與市場(chǎng)的邊界，建立、完善以市場(chǎng)為導(dǎo)向的R&D資源配置長(zhǎng)效機(jī)制；其次，要破除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，弱化戶籍壁壘；最后，地方政府應(yīng)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加大創(chuàng)新支持力度，鼓勵(lì)自主研發(fā)，減少對(duì)國(guó)外技術(shù)的依賴，提供優(yōu)良的創(chuàng)新環(huán)境，弘揚(yáng)企業(yè)家精神，促進(jìn)企業(yè)活力的發(fā)揮，為創(chuàng)新績(jī)效的提升創(chuàng)造有利條件。