制度質(zhì)量、創(chuàng)新驅(qū)動與區(qū)域發(fā)展不平衡
——兼論貧困治理

李啟平，劉國權(quán)

自2008年國際金融危機以來，中國落后地區(qū)與富裕地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展差距進一步擴大，由區(qū)域發(fā)展不平衡引起的相對貧困已成為制約共同富裕的重要因素[1]。值得注意的是，2008年以來恰是中國經(jīng)濟發(fā)展方式加快向創(chuàng)新驅(qū)動型轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期。那么，為什么中國區(qū)域經(jīng)濟會在發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)持續(xù)分化？本文試圖從制度質(zhì)量的視角，將制度質(zhì)量差異與創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展方式和區(qū)域發(fā)展不平衡相聯(lián)系，來對這一問題做出合理解釋。

在計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的過程中，我國各地區(qū)對計劃經(jīng)濟和市場經(jīng)濟這兩種體制的依賴程度存在很大差異。突出表現(xiàn)為，中西部和東北地區(qū)更依賴于國有企業(yè)和計劃經(jīng)濟體制，經(jīng)濟發(fā)展所需的各種資源主要依靠政府控制和配置；而東部則更依賴民營企業(yè)和市場經(jīng)濟體制，市場化程度相對較高[2]。本文認(rèn)為，這種地區(qū)之間制度質(zhì)量差異構(gòu)成了理解我國區(qū)域發(fā)展不平衡程度擴大的一個重要視角。

沿著如上思路，本文提出這樣一個理論判斷：在2008年國際金融危機爆發(fā)之前，中國經(jīng)濟增長主要是一種粗放式增長模式。在這一經(jīng)濟發(fā)展階段，經(jīng)濟增長主要靠要素投入，對創(chuàng)新的依賴度低[3]。因此，在這一階段，主要依賴國有企業(yè)和政府主導(dǎo)的制度環(huán)境對經(jīng)濟增長的負面影響不明顯。然而，2008年國際金融危機爆發(fā)之后，中國加快了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的進程，經(jīng)濟發(fā)展方式進入到創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段。而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展方式進入創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段之后，驅(qū)動經(jīng)濟增長的關(guān)鍵不再是動員資源而是提升創(chuàng)新能力[4]。在這種情況下，中西部和東北地區(qū)原來那套依賴國有企業(yè)和政府干預(yù)的制度環(huán)境已經(jīng)不適用了，它對提升創(chuàng)新能力的作用不斷遞減，從而不利于地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)增長，最終導(dǎo)致區(qū)域間發(fā)展不平衡程度擴大。

本文基于2000—2021年中國30個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，對上述理論進行了實證分析。通過引入制度質(zhì)量和R&D經(jīng)費支出占GDP比重的交互項，以R&D經(jīng)費支出占GDP比重作為經(jīng)濟發(fā)展方式向創(chuàng)新驅(qū)動型轉(zhuǎn)變的衡量指標(biāo)，考察發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中各地區(qū)制度質(zhì)量差異對經(jīng)濟增長的影響。實證結(jié)果表明，在中國的經(jīng)濟發(fā)展方式加快從粗放型向創(chuàng)新驅(qū)動型轉(zhuǎn)變過程中，隨著R&D經(jīng)費支出占GDP比重的提高，一個地區(qū)國有經(jīng)濟比重和對計劃經(jīng)濟體制依賴程度越高(即制度質(zhì)量越低)，越將顯著阻礙該地區(qū)的經(jīng)濟增長。進一步的機制分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新能力是制度質(zhì)量影響區(qū)域發(fā)展不平衡的重要機制，在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，越是制度質(zhì)量水平相對較低的地區(qū)，其創(chuàng)新能力越弱，從而越將導(dǎo)致該地區(qū)陷入貧困陷阱，阻礙其經(jīng)濟增長。

本文的創(chuàng)新之處在于：一方面，基于制度質(zhì)量差異的視角，把制度質(zhì)量與創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展模式相聯(lián)系，給出了一個理解區(qū)域發(fā)展不平衡演進的理論邏輯框架，有助于拓展有關(guān)中國區(qū)域差距方面的研究空間和學(xué)術(shù)視野；另一方面，通過引入制度質(zhì)量和R&D經(jīng)費支出比重的交互項，研究創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展過程中制度質(zhì)量差異對區(qū)域發(fā)展不平衡的影響，并利用工具變量克服了內(nèi)生性問題，為理解區(qū)域發(fā)展不平衡和貧困治理提供了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕?jīng)驗證據(jù)。

一、背景與理論分析

雖然中國實行統(tǒng)一的行政管理體制，但是各地在經(jīng)濟運行中的制度質(zhì)量仍然存在較大差異。特別是在東部、中部、西部、東北地區(qū)之間，經(jīng)濟運行中的制度質(zhì)量存在明顯差異：中西部和東北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展更依賴于國有企業(yè)和計劃經(jīng)濟體制，國有企業(yè)占有相當(dāng)大的比重，地方政府擁有強大的資源分配權(quán)[5-6]；而東部則更依賴于民營企業(yè)和市場經(jīng)濟體制來推動經(jīng)濟發(fā)展，民營經(jīng)濟發(fā)展活躍，政府對市場的干預(yù)程度相對較低，經(jīng)濟發(fā)展所需的各種資源更多地由市場機制來配置[1]。

圍繞中國區(qū)域發(fā)展不平衡問題，現(xiàn)有文獻主要從資源稟賦分布和制度因素兩個視角進行了廣泛探討。第一個研究視角的文獻主要探討人力資本[7]、交通基礎(chǔ)設(shè)施[8]、外商直接投資[9]、金融發(fā)展[10]等因素在地區(qū)經(jīng)濟差距中所扮演的角色；第二個研究視角的文獻則從制度分析的視角，或者強調(diào)市場化水平[11]、所有制結(jié)構(gòu)[12-13]等因素對地區(qū)發(fā)展不平衡的影響，或者基于地方政府競爭的制度背景，從地方官員行為特征差異的視角解釋地區(qū)間經(jīng)濟績效差距[14-15]。

上述文獻為我們理解區(qū)域發(fā)展不平衡提供了重要洞見。但是，這些研究也忽視了在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，各地區(qū)制度質(zhì)量存在較大差異的客觀事實，更沒有把制度質(zhì)量差異與發(fā)展方式轉(zhuǎn)型相聯(lián)系來研究區(qū)域發(fā)展不平衡的動態(tài)演變。我們認(rèn)為，在經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌過程中，不同的制度質(zhì)量對經(jīng)濟增長究竟產(chǎn)生何種影響，與經(jīng)濟發(fā)展方式所處的不同階段存在緊密關(guān)聯(lián)。

改革開放以來，中國經(jīng)濟取得驕人的成績。然而，從經(jīng)濟發(fā)展方式來看，這種高速的經(jīng)濟增長是一種典型的粗放式增長模式。2008年國際金融危機爆發(fā)之后，原來的粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式遭受巨大沖擊，需要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。在這種形勢下，中央政府及時提出了一系列施政理念和政策措施，推動中國經(jīng)濟進入加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的新階段。因此，大致以2008年國際金融危機的沖擊為分界點，我們可以將中國改革開放以來的經(jīng)濟發(fā)展方式劃分為兩個階段：在2008年之前，中國的經(jīng)濟發(fā)展方式大體上是處于粗放型發(fā)展階段；而自2008年之后，經(jīng)濟發(fā)展方式開始進入創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段。

本文著力于把制度質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展方式相聯(lián)系。我們認(rèn)為，在中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，制度質(zhì)量差異對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響在很大程度上受到經(jīng)濟發(fā)展階段的約束。當(dāng)經(jīng)濟處在粗放型的增長模式時，各地區(qū)的經(jīng)濟增長主要是依靠資源投入，不太需要創(chuàng)新。因此，在這種情況下，那些主要依賴政府強行推動獲取資源的地區(qū)，經(jīng)濟增長速度未必落后，各地區(qū)的貧富差距并未持續(xù)擴大。

然而，2008年國際金融危機爆發(fā)之后，中國經(jīng)濟發(fā)展大體告別了粗放型發(fā)展階段，已經(jīng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段。在這一發(fā)展階段，驅(qū)動經(jīng)濟增長的關(guān)鍵不再是動員資源，而是如何提升創(chuàng)新能力[4]。在這種情況下，中西部和東北地區(qū)長期習(xí)慣于依賴國有企業(yè)、政府干預(yù)的制度環(huán)境已經(jīng)不適用了[16]，從而不利于地區(qū)經(jīng)濟增長，導(dǎo)致該地區(qū)走向相對貧困的境地。而東部則在依賴民營企業(yè)和市場經(jīng)濟的制度環(huán)境下，創(chuàng)造了公平競爭的環(huán)境，從而提升了地區(qū)創(chuàng)新能力，進而促進經(jīng)濟長期持續(xù)增長，最終導(dǎo)致區(qū)域間貧富差距擴大[1]。基于此，我們提出理論假設(shè)1：

理論假設(shè)1：制度質(zhì)量差異是導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展不平衡的重要原因。越是制度質(zhì)量相對較差的地區(qū)，越容易陷入貧困陷阱。

從作用機制上來講，制度質(zhì)量差異主要通過影響地區(qū)創(chuàng)新能力的途徑導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展不平衡趨勢擴大。具體而言，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)到創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段之后，創(chuàng)新能力是影響經(jīng)濟增長的關(guān)鍵決定因素[4]。而提升創(chuàng)新能力主要靠制度質(zhì)量，從影響創(chuàng)新的制度來看，我們可以將創(chuàng)新體制分為“計劃推動型制度”和“市場引導(dǎo)型制度”。前者主要是由政府計劃分配創(chuàng)新資源、引導(dǎo)技術(shù)研發(fā)方向，后者則主要是由市場機制引導(dǎo)技術(shù)研發(fā)方向。一般來說，越是處在制度質(zhì)量相對較差的環(huán)境下，越容易形成計劃推動型的創(chuàng)新制度，而越是處在依賴于民營企業(yè)和市場機制主導(dǎo)經(jīng)濟運行的環(huán)境下，則更容易形成市場引導(dǎo)型的創(chuàng)新制度?；诖?，我們不難判斷，由于制度質(zhì)量差異，東部、中西部和東北地區(qū)的創(chuàng)新制度表現(xiàn)出顯著的差異：中西部和東北地區(qū)計劃型創(chuàng)新體制根基更深，向市場體制轉(zhuǎn)軌更難；而東部計劃型創(chuàng)新體制根基比較淺，市場型創(chuàng)新主體更多，更容易接受和更依賴市場引導(dǎo)型創(chuàng)新[16-17]。

這樣，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展方式進入創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段之后，上述地區(qū)不同制度環(huán)境下造成的創(chuàng)新制度差異，決定了區(qū)域發(fā)展速度和質(zhì)量的相對關(guān)系?；谝陨侠碚摲治觯覀兲岢隼碚摷僭O(shè)2：

理論假設(shè)2：當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)到創(chuàng)新驅(qū)動型階段之后，相對于制度質(zhì)量較高的地區(qū)，那些制度質(zhì)量水平越低的地區(qū)，其創(chuàng)新能力越弱，并通過創(chuàng)新能力的渠道抑制地區(qū)經(jīng)濟增長。

二、實證策略與變量說明

(一)實證策略

國際經(jīng)驗表明，當(dāng)一個國家進入創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段之后，技術(shù)進步將對經(jīng)濟增長做出越來越大的貢獻，R&D經(jīng)費支出占GDP的比重將明顯提高。當(dāng)一個國家經(jīng)濟處在粗放型發(fā)展階段時，R&D經(jīng)費支出占GDP的比重通常不到1%；而當(dāng)經(jīng)濟進入創(chuàng)新驅(qū)動型發(fā)展階段之后，R&D經(jīng)費支出占GDP的比重將出現(xiàn)大幅提高[3]。數(shù)據(jù)顯示，1997—2007年，中國R&D經(jīng)費支出占GDP的比重平均為1.04%，而從2008年之后開始出現(xiàn)大幅提高，2009年達到1.7%，2020年則提高到了2.40%，2009—2020年期間，中國R&D經(jīng)費支出占GDP的比重平均為2.01%(1)數(shù)據(jù)來源于2021年《中國統(tǒng)計年鑒》。。立足于中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的背景，本文以R&D經(jīng)費支出占GDP的比重來度量經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程，并引入帶有制度質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的交互項，來考察經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中制度質(zhì)量差異對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響?；诖?，我們構(gòu)建如下計量模型：

yit=α0+α1systemit×rdit+θXit+ui+λt+εit

(1)

式中，被解釋變量yit為i省份t年的經(jīng)濟增長水平。systemit是本文的核心解釋變量，表示i省份在t年對計劃經(jīng)濟體制和國有企業(yè)的依賴程度，根據(jù)本文的理論分析，我們分別從政府配置資源比重和國有經(jīng)濟比重兩個方面進行度量。rdit為R&D經(jīng)費支出占GDP的比重，用來度量經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程。R&D經(jīng)費支出占GDP比重越高，意味著經(jīng)濟發(fā)展方式越是轉(zhuǎn)向為創(chuàng)新驅(qū)動型。本文感興趣的系數(shù)是制度質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的系數(shù)α1，該系數(shù)反映了隨著經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進(R&D經(jīng)費支出占GDP比重持續(xù)提高)，不同制度質(zhì)量的地區(qū)經(jīng)濟增長的差異。Xit是一組控制變量，α0是常數(shù)項，εit表示隨機誤差項，ui代表地區(qū)固定效應(yīng)，λt代表時間固定效應(yīng)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是各地區(qū)的經(jīng)濟增長水平。我們采用實際人均GDP的對數(shù)值(lnpgdp)進行衡量。此外，我們還使用實際GDP的對數(shù)值(lngdp)進行穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量

制度質(zhì)量是本文的核心解釋變量，依據(jù)上文對制度質(zhì)量的處理方法，政府配置資源比重(gov)采用政府財政支出占地區(qū)GDP的比重來衡量，該比重越高，意味著政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度越大。為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還從政府規(guī)模的角度，選取各省份公共管理和社會組織就業(yè)人數(shù)占全省人口的比重(size)，作為政府配置資源比重的替代指標(biāo)進行分析。關(guān)于國有經(jīng)濟比重(soer)，采用各省份“國有及國有控股工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入/規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入”來度量。這個指標(biāo)的數(shù)值越大，說明這個地區(qū)在制度質(zhì)量方面越是偏重于依賴國有企業(yè)。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，本文還采取國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重(seir)，作為國有經(jīng)濟比重的替代指標(biāo)進行分析。國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重采用“國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資/全社會固定資產(chǎn)投資”計算得出。

3.控制變量

本文引入以下變量作為控制變量：一是投資率(invest)，采用地區(qū)固定資產(chǎn)投資占GDP的比值表示。二是人力資本(edu)，采用普遍使用的6歲及以上人口中人均受教育年限來衡量。其中，對小學(xué)、初中、高中和本科以上文化程度的受教育年限分別賦值為6、9、12、16年。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus)，采用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重表示。四是經(jīng)濟開放程度(open)，采用各省份當(dāng)年按美元對人民幣平均匯率折算的進出口總額與GDP的比值表示。五是外商直接投資水平(lnfdi)，選擇各地區(qū)人均實際利用外商直接投資規(guī)模表示。六是城市化水平(urban)，采用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇硎尽?/p>

本文選取的樣本為2000—2021年全國30個省、自治區(qū)、直轄市的數(shù)據(jù)，西藏一些年份的關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失，故未考慮在內(nèi)。在數(shù)據(jù)來源上，各地區(qū)人均實際GDP、政府財政支出占GDP比重、國有及國有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值比重、國有經(jīng)濟投資比重以及各控制變量的原始數(shù)據(jù)，均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省的統(tǒng)計年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。用于計算政府規(guī)模的公共管理和社會組織就業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。在后文的影響機制檢驗中，用于度量創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率的各地區(qū)人均專利授權(quán)數(shù)對數(shù)值(lnpatent)和人均專利申請數(shù)對數(shù)值(lnpatent2)，其原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。上述主要變量的說明和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的說明和描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了基于式(1)的計量模型回歸結(jié)果。其中，前三列考察了沒有引入任何控制變量時，制度質(zhì)量差異與地區(qū)人均實際GDP之間的關(guān)系。從回歸結(jié)果可知，交互項gov×rd、soer×rd的系數(shù)均在1%水平上顯著為負。這初步驗證了本文的理論假說1，說明隨著R&D經(jīng)費支出占GDP比重的提高、經(jīng)濟發(fā)展方式從粗放型向創(chuàng)新驅(qū)動型加快轉(zhuǎn)型，一個地區(qū)的制度質(zhì)量水平相對越低，越將顯著阻礙該地區(qū)的經(jīng)濟增長。為克服遺漏變量問題，后三列加入了其他控制變量。其中，第(4)(5)列分別是以政府配置資源比重和國有經(jīng)濟比重為解釋變量的回歸結(jié)果，考慮到政府配置資源比重和國有經(jīng)濟比重之間可能存在某種相關(guān)性，第(6)列將這2個解釋變量都納入回歸中。從回歸結(jié)果來看，隨著控制變量的加入，交互項gov×rd和soer×rd的系數(shù)值有所下降，但依然高度顯著為負。這很好地印證了本文的理論假說1，說明在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型加快推進的過程中，隨著R&D經(jīng)費支出占GDP比重不斷提高，制度質(zhì)量確實是導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展差距擴大的重要原因，一個地區(qū)的制度質(zhì)量越低，越將導(dǎo)致該地區(qū)陷入貧困的陷阱。

表2 制度質(zhì)量與區(qū)域發(fā)展不平衡：基準(zhǔn)回歸

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換解釋變量和被解釋變量

考慮到制度質(zhì)量是多維度的指標(biāo)，我們換用公共管理和社會組織就業(yè)人數(shù)比重(size)作為政府配置資源比重的替代指標(biāo)，用國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重(seir)作為國有經(jīng)濟比重的替代指標(biāo)，進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果見表3。從第(1)—(3)列的回歸結(jié)果可以看出，替換制度質(zhì)量衡量指標(biāo)后，2個交互項size×rd和seir×rd的影響系數(shù)都依然顯著為負，說明隨著經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的不斷推進，制度質(zhì)量越低的地區(qū)，經(jīng)濟增長水平越低。第(4)(5)列進一步將被解釋變量替換為實際GDP的對數(shù)值。結(jié)果顯示，交互項size×rd的系數(shù)不顯著但依然為負，而國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重與R&D經(jīng)費支出比重交互項的系數(shù)依然顯著為負。

表3 替換解釋變量和被解釋變量

2.改變估計方法

為了檢驗各變量參數(shù)估計的穩(wěn)健性，本文在采用固定效應(yīng)模型進行估計的同時，還使用了混合最小二乘模型(POLS)、隨機效應(yīng)模型(RE)進行回歸，表4第(1)—(4)列報告了采用以上回歸模型的估計結(jié)果。從結(jié)果可以看出，在換用混合最小二乘模型和隨機效應(yīng)模型之后，政府配置資源比重與R&D經(jīng)費支出比重交互項、國有經(jīng)濟比重與R&D經(jīng)費支出比重交互項的系數(shù)，依然顯著為負。

表4 改變估計方法和增加控制變量

3.增加其他控制變量

考慮到本文的基準(zhǔn)回歸可能遺漏了某些控制變量，本文嘗試增加交通基礎(chǔ)設(shè)施(infra)和金融發(fā)展(fd)作為控制變量進行重新估計。交通基礎(chǔ)設(shè)施采用“(公路里程+鐵路里程)/地區(qū)總?cè)丝凇钡膶?shù)值表示，金融發(fā)展采用各地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額與所在地區(qū)GDP的比值表示。表4第(5)(6)列報告了增加控制變量的估計結(jié)果。從結(jié)果可以看出，增加交通基礎(chǔ)設(shè)施和金融發(fā)展這2個控制變量之后，本文關(guān)心的2個交互項gov×rd和soer×rd的系數(shù)依然顯著為負，進一步說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.工具變量檢驗

為了處理潛在的內(nèi)生性問題，本文選用各地區(qū)在三大改造開始(1952年)之前的國有企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重(soe_history)，作為制度質(zhì)量的工具變量，數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。選擇這個工具變量的原因在于：制度質(zhì)量具有路徑依賴和歷史連貫性，三大改造開始(1952年)之前的國有企業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，一定程度上反映了該地區(qū)歷史上的制度質(zhì)量狀態(tài)；而各地區(qū)歷史上的制度質(zhì)量狀態(tài)具有路徑依賴性，能夠影響現(xiàn)今的制度質(zhì)量。

表5展示了使用工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)估計結(jié)果。從Panel B展示的第一階段回歸結(jié)果來看，工具變量回歸系數(shù)的符號和顯著性均符合我們的理論預(yù)期，這說明本文選擇的工具變量是合理的。從工具變量的有效性來看，弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量的值均遠大于臨界值10，因此，不用擔(dān)心弱工具變量問題。Panel A展示了第二階段回歸結(jié)果，由回歸結(jié)果可以看出，無論采用何種指標(biāo)作為制度質(zhì)量的衡量指標(biāo)，我們所關(guān)心的交互項的系數(shù)均顯著為負，即在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，隨著R&D經(jīng)費支出比重的提高，越是制度質(zhì)量相對較低，越不利于地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)增長。這些結(jié)果說明使用工具變量更進一步地支持了本文的理論假說。

表5 工具變量回歸(2SLS)

四、影響機制分析

在上一節(jié)中，我們驗證了制度質(zhì)量與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系。接下來，我們將進一步檢驗其核心影響機制。

(一)制度質(zhì)量與地區(qū)創(chuàng)新能力

我們首先分析影響機制的第一個環(huán)節(jié)：檢驗制度質(zhì)量水平對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響。為此，我們構(gòu)建如下計量模型：

innovationit=C+γsystemit+θXit+ui+λt+εit

(2)

式中，下標(biāo)i和t分別表示省份和時間，innovationit為地區(qū)創(chuàng)新能力的度量，根據(jù)文獻中通常的衡量方法，本文選取各地區(qū)人均專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)值(lnpatent)作為地區(qū)創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)。此外，我們還選取各地區(qū)人均專利申請數(shù)的對數(shù)值(lnpatent2)作為替代指標(biāo)，用以進行穩(wěn)健性檢驗。

表6報告了制度質(zhì)量與地區(qū)創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果。第(1)—(4)列是以人均發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)值為被解釋變量的回歸結(jié)果。從第(1)列和第(2)列的結(jié)果可知，本文關(guān)心的作為衡量制度質(zhì)量差異的兩個核心解釋變量——政府配置資源比重、國有經(jīng)濟比重的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為負。這表明經(jīng)濟運行中偏重于國有企業(yè)和計劃經(jīng)濟體制程度越高，越將削弱地區(qū)的創(chuàng)新能力。為了考察結(jié)果穩(wěn)健性，第(3)列展示了采用公共管理和社會組織就業(yè)人數(shù)比重(size)作為政府配置資源比重替代指標(biāo)的估計結(jié)果，第(4)列則展示了采用國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資比重(seir)作為國有經(jīng)濟比重替代指標(biāo)的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，政府配置資源比重和國有經(jīng)濟比重的估計系數(shù)依然顯著為負，說明本文的結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。為進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，第(5)(6)列報告了以人均專利申請數(shù)的對數(shù)值(lnpatent2)為創(chuàng)新能力替代指標(biāo)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，政府配置資源比重、國有經(jīng)濟比重的系數(shù)仍顯著為負。這些回歸結(jié)果說明，制度質(zhì)量確實是造成各地區(qū)創(chuàng)新能力差距的重要制度因素，越是偏重國有企業(yè)和計劃經(jīng)濟體制，越將抑制地區(qū)的創(chuàng)新能力。

表6 制度質(zhì)量差異與地區(qū)創(chuàng)新能力

(二)進一步分析

下面我們構(gòu)建如下計量模型，進一步考察影響機制：

yit=β0+β1innovationit+β2systemit×rdit+θXit+ui+λt+εit

(3)

與上文相同，yit表示t時期i地區(qū)的經(jīng)濟增長水平，innovationit為創(chuàng)新能力的度量，systemit表示t時期i地區(qū)的制度質(zhì)量水平，X是其他控制變量。

表7報告了計量模型(3)的回歸結(jié)果。第(1)列檢驗了創(chuàng)新能力對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，估計結(jié)果表明創(chuàng)新能力對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著正向作用，創(chuàng)新能力越強，人均GDP增長就越快。這與已有的理論相一致，說明創(chuàng)新是推動經(jīng)濟增長的重要動力。表7第(2)—(5)列報告了同時加入創(chuàng)新能力和制度質(zhì)量指標(biāo)的中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果。觀察回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，以人均發(fā)明專利授權(quán)數(shù)度量的創(chuàng)新能力指標(biāo)的系數(shù)均顯著為正，我們關(guān)心的各個交互項的系數(shù)均在1%水平上顯著為負。這些實證結(jié)果很好地支持了本文的理論假說2，印證了創(chuàng)新能力是制度質(zhì)量影響地區(qū)經(jīng)濟績效的一個重要機制，在中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，隨著R&D經(jīng)費支出比重的提高，制度質(zhì)量差異主要通過影響創(chuàng)新能力差距的途徑導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展不平衡程度加劇。

表7 影響機制的進一步檢驗

五、結(jié)論與政策啟示

本文分析了在經(jīng)濟發(fā)展方式向創(chuàng)新驅(qū)動型轉(zhuǎn)變的過程中，制度質(zhì)量對區(qū)域發(fā)展不平衡的影響。我們的分析表明，那些相對貧困的地區(qū)在經(jīng)濟運行中制度質(zhì)量更低。這種制度質(zhì)量差異構(gòu)成了擴大區(qū)域發(fā)展不平衡的一個重要原因。在理論分析基礎(chǔ)上，本文通過引入制度質(zhì)量和R&D經(jīng)費支出占GDP比重的交互項，運用2000—2021年的省級面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。結(jié)果表明，在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型過程中，制度質(zhì)量越低的省份，越具有更低的經(jīng)濟增長水平。進一步的影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量差異主要通過影響地區(qū)創(chuàng)新能力的機制阻礙經(jīng)濟增長，制度質(zhì)量水平越低的地區(qū)，其創(chuàng)新能力越弱，從而越不利于該地區(qū)的經(jīng)濟增長，導(dǎo)致該地區(qū)陷入貧困陷阱。

本文的研究結(jié)論對如何促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展、治理貧困提供了啟示：一方面，為了推動貧困地區(qū)趕超發(fā)展、縮小區(qū)域發(fā)展差距，需要進一步理順政府與市場的關(guān)系，讓市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用。另一方面，隨著中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的快速推進，那些相對貧困的地區(qū)應(yīng)加快推進市場化改革，從改善市場環(huán)境入手，營造有利于激發(fā)創(chuàng)新動力、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的公平競爭的市場環(huán)境。