“以邻为壑”的技术创新

耿瑞霞

（中国社会科学院经济研究所，北京，100000）

“以邻为壑”的技术创新

耿瑞霞

（中国社会科学院经济研究所，北京，100000）

本文建立微观模型，从理论上验证了省际之间的市场分割对技术创新的影响。实证估计以中国1990-2013年28个省际数据为例，采用双固定引入工具变量的两阶段最小二乘法，检验了中国地方市场分割对技术创新的抑制作用。研究结果表明：中国地方市场分割对技术创新具有严格的负效应，但地区间的市场分割对当地企业的技术创新的变相保护和激励政策在一定程度上抵消了通过制度壁垒对外省企业技术创新的抑制作用，由此从全国范围来看，市场分割对技术创新的抑制作用是有限的。因此，新常态下应正确处理好政府和市场的关系，打破“以邻为壑”的地方市场分割，形成“以邻为友”的全国统一大市场和规范有序的市场竞争秩序，从而激发企业技术创新的活力，增强企业市场竞争力。

地方市场分割；技术创新；工具变量法

一、引言：以邻为壑的技术创新的形成与文献简述

随着改革开放的不断深入，中国经济进入新常态，但是地方保护和市场分割却对中国进一步发展造成了新的障碍。中国地区间市场分割的客观存在已经成为共识，中国的经济增长很可能已经陷入了省份之间相互分割市场的“囚徒困境”（桂琦寒、陈敏，2006；张杰、周晓艳，2011；康志勇、张杰，2008；陆铭、陈钊，2009）。国务院发展研究中心“中国统一市场建设”课题①国务院发展研究中心“中国统一市场建设”课题组，2004a：《中国国内地方保护的调查报告——基于企业调查的分析》，《经济研究参考》第6期。②国务院发展研究中心“中国统一市场建设”课题组，2004b：《中国国内地方保护的调查报告——非企业抽样调查结果的初步分析》，《经济研究参考》第18期。在2003年进行的全国性大规模问卷调查显示，商品市场的地方市场分割表现在四个方面：（1）数量控制即直接控制外地产品的销售数量；（2）价格控制即对外地产品进行价格限制和对本地产品进行地方补贴；（3）工商质检即在工商质检等方面的歧视，阻止外地产品进入的其他非正式无形限制；（4）对外来企业原材料投入方面的干预。中国地区间市场分割主要指一国范围内各地方政府为了本地的利益，通过行政管制手段，限制本地资源流向外地或限制外地资源进入本地市场的行为（银温泉、才婉茹，2001；朱希伟等，2005；曹春方等，2015）。

市场分割得以存续的一个重要原因是，“财政分灶吃饭”体制建立以来，各省份具有相对独立的财权和事权，在“锦标赛”（周黎安，2007；陈钊、徐彤等，2011；乔宝云等，2014）的政治激励和经济激励下，地方政府之间的较量也日趋白热化，各地企业亦在竞争中谋得生存和发展。但是，这种唯GDP马首是瞻的锦标赛式的晋升竞争，导致各地方政府为了增加当地财政收入、提高劳动就业率，甚至为了获得更大的寻租空间，最终导致了“以邻为壑”的“囚徒困境”式的地方市场分割现象（林毅夫、刘培林，2004）。

虽然地方市场分割的形成有其客观的条件，但是这种“以邻为壑”已经无法适应中国新常态的发展要求，尤其对企业技术创新产生严重的负面效应。从“需求引致”角度，中国地方市场分割很大程度上限制了本土企业的需求市场，缩小了本土创新研发投入的收益回报空间（张杰、周晓艳，2011），这从根本上削弱了中国本土企业的自主创新研发动力。

随着中国经济的基本面（速度、结构、动力）发生历史性的实质变化③2014年11月10日，习近平在亚太经合组织（APEC）工商领导人峰会上所做的题为《谋求持久发展共筑亚太梦想》的主旨演讲中，较系统地阐述了中国经济新常态问题，认为中国经济呈现出新常态的主要特点是：从高速增长转为中高速增长，经济结构不断优化升级，从要素驱动、投资驱动转向创新驱动。，未来中国经济发展将走上新轨道、依赖新动力，政府和企业都必须有新观念和新作为，其中转变的关键就是从要素驱动、投资驱动转向创新驱动。由此，打破地方市场分割、促进企业技术创新已经上升为国家战略。中国在“技术创新”的国家战略下陆续推出多项政策④中国在“技术创新”的国家战略下陆续推出了《关于推动技术创新战略联盟构建的指导意见》(国科发政[2008]770号)、《国家科技计划支持技术创新战略联盟暂行规定》(国科发计[2008]228号)以及《关于推动技术创新战略联盟构建与发展的实施办法(试行)》(国科发政[2009]648号)等政策。，加快推动以企业为主体、市场为导向、产学研相结合”的技术创新体系建设，防止地区分割、封闭发展。

中共中央国务院2015年2月12日发布《关于深化体制机制改革加快实施创新驱动发展战略的若干意见》，意见明确要求，要切实加强反垄断执法，打破地方保护和地方市场分割，清理和废除妨碍全国统一市场的规定和做法。然而，“提升自主创新能力、构建创新型国家”以及“适应新常态，加快创新驱动动力转换”等战略，其本质是由立足于不同省份的企业自身主导和自发完成的经济活动，并不仅仅应该是中央政府的红头文件，更应该是落实到地方政府的实际考核中，也是考验各地方政府能否真正处理好政府与市场的关系，通力合作，打破市场分割的一次重要的探索。

由此可见，消除地方干预和地方市场分割是今后中国经济增长以及提高企业技术创新能力不可回避的现实问题。然而，地方市场分割对技术创新的危害性却鲜为学术界所重视。学术界大多关注了地方市场分割和技术创新，但对二者之间的关系却鲜有提及，所涉之处大多集中在国际贸易领域，讨论有关国际市场上贸易壁垒对技术创新的影响：一部分人认为国际贸易壁垒有助于技术创新（Moore，1996；Damanpour & Gopalakrishnan，2001；Yaghoubi-Farani，etal.，2015；Brewin，et al.，2013；陈林、朱卫平，2008），另一部分人认为国际贸易壁垒限制了技术创新，尤其抑制了发展中国家的技术创新动力（Haaland & Kind，2004；毕克新、王晓红、葛晶，2007；Liebman & Reynolds，2013）。然而，此类文献很少涉及地方市场分割与技术创新的关系，原因之一可能由于发达国家市场发育程度较高，市场分割本不是其主要控制变量。而对于发展中国家尤其是中国，其地方市场分割对技术创新的影响的相关研究起步较晚，可得文献甚少。

国内相关文献在解释地方市场分割与技术创新关系上主要包括两种理论：其一，“需求引致”理论。范红忠（2007）从创新的“需求引致”理论出发，认为中国国内存在严重的市场分割，将市场切丝切块，严重制约了有效需求规模的扩大，削弱了有效需求对创新的引致作用，不利于企业技术创新能力的培养。随后，康志勇、张杰（2008）运用大量的企业微观数据，验证了市场分割对中国企业创新研发活动的抑制作用。其二，“收益和效率”理论。余东华、王青（2009）运用企业预期收益和效率理论，采用2005-2009年的行业数据，构造出产业受保护程度和创新能力指数，得出市场分割制约了制造业技术创新的结论。

这些文献虽然衡量了地方市场分割与技术创新的关系，但是仍然存在些许不足。其一，理论基础偏重于概念化描述，没有严密的微观基础。无论是张杰等人的有效需求角度，还是余东华等人的企业预期收益和效率角度，都是通过概念化叙述，归纳逻辑从而导出理论假设。诚然，这些理论有助于我们理解地方市场分割与技术创新的关系，却无法给出准确的微观基础证明，因而不同理论之间可能缺乏必要的逻辑联系。其二，已有文献大多通过“生产法”和“贸易法”来衡量地方保护，但这两种方法都不能准确衡量市场分割程度。“生产法”如果经济结构、产业结构的差异缩小，那么区域专业化分工程度下降、地方保护和市场分割程度加大。其局限性主要表现在：1.目前理论上缺乏衡量各省份生产结构的标准，同时中国各省份市场结构的趋同可能是快速的工业化进程本身造成的；2.区域生产结构的变化可能意味着中国正在逐步摆脱计划经济下区域分工的不合理模式，而并非是受地方保护和市场分割的影响；3.以结果来测度原因往往带来推理上的逻辑矛盾，这也是测度与辨识地方保护和市场分割中的一个比较普遍的问题。“贸易法”认为如果地区间贸易流量下降、边界效应上升，则地方保护和市场分割程度加大。局限性：1.区域间贸易流量受多种因素的影响，贸易流量的增大很有可能是由规模经济所导致的，而此时区际贸易壁垒并没有削弱，区际市场整合程度没有明显变化；2.在度量区域市场化程度时，“贸易法”主要考虑的是产品市场，仅仅考虑产品市场的整合程度，而忽视劳动力和资本市场，这是不完整的；3.区际间的贸易量极其容易受到商品替代弹性的影响，如果两地间的商品替代弹性很高，则微小的价格调整也会带来贸易流量的大幅变动。

与既往研究相比，本文的贡献主要表现在以下三方面：一是本文建立微观模型，从理论上验证了省际市场分割对技术创新的影响。二是不再采用以往文献使用的企业数据，而是采用1990-2013年省际数据，扩展年份的同时，也精确反映省份间的市场分割程度。并且运用最小二乘法，引入工具变量，在双固定基础上实证检验了不同地区间地方市场分割对技术创新的作用效果的非一致性，即意味着“囚徒困境”仍存在于不同地区的利益博弈之中。三是区分了东、中、西不同地区以及不同市场分割程度的省份对技术创新影响的程度差异。同时也细致区分了发明专利、实用新型专利和外观设计专利受到市场分割影响的程度。

本文余下部分安排如下：第一部分建立微观模型，构造地方市场分割与技术创新影响机制的微观基础，提出理论假设，即地方市场分割对技术创新有明显的抑制作用，但这种抑制作用却是有限的；第二部分介绍变量的计算方法及数据来源，建立动态计量模型；第三部分为估计结果；第四部分为结论与政策启示。

二、理论分析与推论

假设有两家企业分别隶属于两个不同的省份，企业1属于省份i ，企业2属于省份j；两家企业生产异质性产品；两个省份之间存在地方市场分割，但两家企业商品可以在两省内相互流通。参照Haaland和Kind（2008）国际市场上的效用函数模型，将其推广到国内省份内贸易框架中。设两省份的消费者效用函数为：

（一）需求方面

由效用最大化的必要条件得，消费者剩余最大的条件是边际效用等于边际支出。假设两省范围内两个企业处在完全竞争且完全信息的条件下，利润最大化条件为边际成本等于价格，其中和分别表示企业1和企业2在i省和j 省的价格。因此，最优化一阶条件即

（二）供给方面

假设存在地方市场分割。为了保护各省的企业，两省的省政府更倾向于采用地方市场分割政策以保护当地企业。由于省份之间的政策贸易壁垒会增加省内企业向省外贸易成本或者减少贸易量，为此，企业的行为逻辑是通过增加研发投入以降低生产产品的边际成本来获得额外利润。

假设两省彼此都采取地方市场分割政策以保护当地企业，τi≥0表示j 省对企业1的地方市场

分割政策导致企业1上升的成本。设企业1和企业2的边际成本都为c，则企业1在本省i 的边际利润为在外省j 的边际利润为同理，企业2在本省j和外省i的边际利润分别为为此，根据上文假设，企业1和企业2都将采取增加研发投入成本以分别降低边际成本其中分别代表i 省企业1和j省企业2的研发投入， 为研发投入的固定成本。因此，企业1和企业2的利润分别表示为：

（三）市场均衡

在模型中，两省企业根据自身情况和客观条件决定是否进行技术创新投入。根据利润最大化的必要条件以及联立（3）—（6）公式，得：

推论一：地方市场分割与技术创新呈现负相关关系。由（15）和（16）式分别对τj和τi求偏导：

由此可见，企业1和企业2遭遇i省和j省地方市场分割政策时，会导致其研发投入的下降，地方市场分割与技术创新呈现负相关关系。

推论二：当两省采取不同程度的市场分割政策，假设i 省对企业2实行的市场分割强度大于j省对企业1的市场分割，即 ，≤，即i 省施加到企业2的市场分割强度高于j省对企业1，导致企业2技术创新的动力低于企业1。也就是说，如果企业1与企业2同等条件下竞争，企业1由于受到本省i的地方保护——对企业2设立更高的进入壁垒，导致企业1比企业2更具有技术创新的动力，从而在市场上更具有竞争优势。由此可见，地方政府之间的市场分割在一定程度上保护了当地企业不受外省企业技术创新的影响，为当地企业提供了足够的空间和时间承受周期长、风险大、不确定性高的技术突破。因此，从全国范围来看，地区间的市场分割对当地企业的技术创新的保护作用在一定程度上抵消了对外省企业技术创新的抑制作用，从而可以说，市场分割对技术创新的抑制作用是有限的。

推论三：当两省之间只有一个省采取地方市场分割政策，假设i省对企业2实行地方市场分割政策，而j 省相对开放，并没有对企业1实施地方市场分割政策，即τi≥0=τj。这是一种理论上极端的情况，现实很难出现，因为在一次博弈中j省没有采取市场分割导致损失后，多次博弈下，会对i 实施惩罚。故在i 省实施市场分割情况下，j省不会等闲视之。在模型中，两省企业根据自身情况和客观条件决定是否进行研发投入。根据利润最大化的必要条件以及联立（3）—（6）公式，得

由此可见，“以邻为壑”的市场分割削弱了企业技术创新的动力，市场分割程度越大的省份，虽然对技术创新具有严格的抑制作用，但同时又会变相保护技术弱省企业的技术创新，否则，谁先撤走市场分割的大旗，谁就会第一个受到其他市场分割省份的围攻，最终多次博弈后，不得不又一次恶性循环于“以邻为壑”不健康的市场秩序中。这也是各地政府为何在知晓市场分割对技术创新有抑制作用的情况下，不仅没有“以邻为友”，甚至有愈演愈烈之势的原因。

从这一角度来看，一定程度的市场分割对于技术弱省企业初期具有一定的积极意义。技术弱省企业在创新基础设施相对薄弱、人力资本和知识存量积累不够的情况下，地方市场分割给予了企业投入研发的缓冲期，使他们有动力、有精力并且有能力提高研发水平。地方市场分割使得各个地方的企业依托于本地市场，慢慢发展壮大，拥有一定的经济实力和风险承受能力。企业也在这样的发展过程中，积累了一定的人力资本和知识存量以实现技术创新。因此，各地政府“以邻为壑”，从整个大市场来看，市场分割阻碍了技术创新的发展，但从各省利益驱动来看，暂时的市场分割确实能够保护本省企业的技术创新，市场分割对技术创新的抑制作用是有限的。

综合以上三种推论，市场分割对技术创新的这种抑制作用可能通过三种效应实现：其一，温水煮青蛙效应⑤“温水煮青蛙理论”最早出现在企业融资结构理论中，最具代表性的是“M-M理论”和“温水煮青蛙顺序理论”，我国国有企业的融资结构却与其结论完全相悖，呈现出对股权融资方式的偏向。本文中此温水煮青蛙非彼温水煮青蛙，专指温水煮青蛙式地逐渐丧失主动创新动力的现象。。从内部动力看，由于技术创新具有投入大、风险高、回报周期长等特点，技术弱省企业没有足够的动力去进行技术创新，往往寄希望于“拿来主义”——搭上其他企业甚至外地技术先进的企业的“新技术”便车，直接“拿来”引进高技术产品或中间品；从外部压力看，技术弱省企业所在的地区由于对技术强省企业实施市场分割政策，变相保护了技术弱省企业，技术弱省企业并没有在很大程度上受到技术强省企业的成本压力；同时，原本技术强省企业受到外地市场壁垒和本地市场保护的影响，需求市场和利润空间不断压缩，也逐渐丧失了通过技术创新以降低总成本的动力，导致技术强省企业寄希望于“不劳而获”从外地企业获得新技术。因此，技术弱省企业和原本技术强省企业如“温水煮青蛙”般纷纷失去了技术创新的动力（张杰，2015）。

其二，“敲竹杠”效应。倘若技术弱省的企业成功搭上了技术强省企业的“新技术”便车，虽然规避了大笔资金可能打水漂的技术创新投入风险，但从技术强省企业购买“新技术”也是以高技术产品以及中间品形式购买，同样会受到外省市场分割政策的限制。同时，技术强省的企业借市场分割的东风，以此拥有了一定的技术垄断，借助市场分割，敲技术弱省企业的竹杠，从而凭此掌控不对称的索价能力。

其三，马太效应。受到市场分割导致的成本增加影响，技术弱省企业向技术强省企业以高技术产品和中间品的形式购买“新技术”，将大幅度增加技术弱省企业的生产成本。如果产品定价权掌控在技术强省企业手里，这可能会造成技术弱省企业净利润率长期呈低端化态势，从而导致技术弱省企业无法积累足够多的利润作为技术创新投入的资金来源，而且巨额的前期技术创新投入也无法获得正常的市场收益回报与补偿。这就导致技术弱省有更大的市场分割冲动，以阻挡技术强省企业抢夺当地市场份额。作为“报复”手段，技术强省企业也设立了对技术弱省企业的市场分割壁垒，从而使技术弱省的企业雪上加霜。最终，导致了技术弱省企业技术创新能力越弱的极端分化趋势。

三、数据与计量模型

（一）变量说明及数据来源

1. 市场分割指数

本文基于陆铭、陈钊（2009）的模型，采取相对价格指数的方法来构建地方市场分割指数。这一方法主要是基于冰川成本模型（Samuelson，1964）的理论思想，认为商品价值在两地交易中会由于各种损耗而减少，就像冰川在运输中会融化一部分一样。因此，即使两个市场完全相同，也会由于路途损耗等因素而减少一部分价值。两地交易的障碍越大，商品价值减少得越多，那么两地的价格差异就必须增大，才能弥补价值减少的损失。可以通过两地的价格波动幅度来衡量两地之间的分割程度。

数据来源于《中国统计年鉴》，选取1985-2013年全国28个省、自治区和直辖市（以下简称省份）9类商品的分地区商品零售价格指数作为原始数据。构建包括时间t、地区m和商品k的三维面板数据。选取数据时遵循以下原则：在数据中剔除了西藏的数据，重庆数据合并至四川省。因为西藏的数据从1999年才有的，时序较短，故在分析时将该地区的数据略去。同样，重庆数据也从1997年才有，因此将重庆归并至四川。由于海南没有接壤的省份，故也排除海南。与陆铭、陈钊（2009）及桂琦寒、陈敏（2006）等人数据选择以及计算方法相比，本文在其基础上有三点修正：（1）对于商品种类，陆铭、陈钊（2009）及桂琦寒、陈敏（2006）等人选取鲜菜类等9类商品，本文将鲜菜替换为建筑材料及五金电料类，因为鲜菜的地区价格差异主要由运输和储藏费用所决定，并不能较好体现制度性壁垒等隐性壁垒的作用。（2）对于采用的计算方法，陆铭、陈钊（2009）及桂琦寒、陈敏（2006）等人采用未修正的样本方差（随机量的方差），其得到的样本方差是总体的有偏估计量，且未修正的样本方差具有随机变量的属性，在测量过程中很难精确测定。因此，本文采用修正后的样本方差（即减少一个自由度），可以得到总体的无偏估计量。（3）对于年份跨度，陆铭、陈钊（2009）及桂琦寒、陈敏（2006）等人数据只截止到2001年，本文将数据更新到2013年，时序更长，得到的结果也会更准确。如图1，三种修正后的结果与陆铭、陈钊（2009）及桂琦寒、陈敏（2006）等的计算结果在趋势上具有一致性。为了得到无偏估计量，保证数据更加准确，本文选取包括建筑材料及五金电料类的粮食类、饮料烟酒类、服装鞋帽类、文化办公用品类、日用品类、中西药品及医疗保健品类、书报杂志及电子出版物类、燃料类等九大商品种类，且方法采用修正后的方差，时序从1988年到2013年的地方市场分割指数。

最终本文得到的样本容量涵盖了1988—2013年28个省份9类商品零售价格指数的数据信息，共计26×28×9=6 552（个）。计算地方市场分割指数的方法参照陆铭、陈钊（2009）的方法，基于中国地图上的相互接壤，获得61对相邻省份的配对组合。设任意两相邻省份地区为m与n，k表示某一类商品，t为某一年度。具体方法如下：

（1）选取相邻省、自治区、直辖市作为观测对象。一方面，一个省份对其他省份设置地方市场分割的贸易壁垒，首先运用在于其相邻的省份上。另一方面，去除自然分割的随机因素。中国幅员辽阔，东西部可能由于地理自然因素造成的自然分割，如果采用相邻省市可以消除这种地理因素造成的两地市场分割，可以更清晰、更全面、更准确分析制度性等人为因素造成的地方市场分割。为了配对之后便于省份合并，故直接对28个省份分别找相邻省份进行配对。例如与青海省相邻的包括西藏、甘肃、四川和新疆；与甘肃相邻的包括山西、内蒙古、宁夏、四川、青海和新疆。即不排除重复的配对。这样，每一年每种商品有150对配对结果，26年9类商品的配对结果一共150×9×26=35 100（对）。

图1　包括菜类、建筑类及各自修正后的全国28个省份平均地方市场分割指数趋势

（2）取对数、求差分。因为《中国统计年鉴》只提供了商品零售价格指数的环比形式，可通过取对数、求差分的变形得到我们所需要的相邻省份的相对价格比。

（3）取绝对值。我们考察的对象是相邻省份相对价格的差异幅度，并不关心两相邻省份同种商品的价格究竟谁高谁低。

（4）去均值。为了更准确地度量特定市场的分割程度，还需要剔除由商品异质性导致的不可加效应。因为影响商品价格波动的因素除了市场环境等政策性壁垒外，还包括商品自身特性等自然因素所引起的价格变动。必须消除因商品自身特性引起的商品价格波动的部分。如果没有消除商品异质性导致的影响，计算结果可能会高估由贸易壁垒形成的实际方差值。去均值的方法，即可以消除与这种特定商品种类相联系的固定效应(fixed-effects)带来的系统偏误(Parsley & Wei，2001a，2001b；陆铭、陈钊，2009)。所得到的仅与地区间地方市场分割因素和一些随机因素相关。

（5）求方差Var。将每一年每一个配对省份的9类商品求方差，方差大小代表价格波动范围，在冰川模型中表示套利区间，即套利区间越大，说明地方市场分割程度就越大。

（6）合并28个省份。例如，青海省的地方市场分割指数是青海与西藏、青海与甘肃、青海与四川以及青海与新疆等四对相对价格方差的平均值；甘肃省的地方市场分割指数是甘肃分别与山西、内蒙古、宁夏、四川、青海和新疆等六省份相对价格方差的平均值，其他省份依此类推。根据省份组合，得出26×28=728（个）样本数据。

为了检验市场分割指数的稳健性，本文也采用了樊纲等市场化总得分以及产品市场化指数和要素市场化指数作为市场分割指数的稳定性变量。

2. 技术创新

根据吴延兵（2012）解释技术创新的方法，本文采用“专利授权数”代表技术创新，为保证变量的平稳性，取“专利授权占比”作为解释变量，即专利申请授权量占人均实际GDP比重，其中实际GDP以1990年为基期测算。国内专利申请授权包括发明、实用新型、外观设计等三种；数据来源于《中国科技统计年鉴》。因为年鉴数据最早提供到1990年，故本文数据从1990年开始统计。

从时间序列来看，1990-2013年各省份专利授权占比呈波动上升的趋势（图2），而市场分割指数呈波动下降趋势（图3），二者具有明显的负相关关系（图4）。以各省份1990-2013年均值为参考，如图5、图6所示，平均市场分割指数较高的地区，对应的平均专利授权占比则较低。除此之外，分别采用国内专利申请授权量占实际GDP比重和占人均实际GDP比重作为人均专利申请授权量的稳定性检验的代理变量，其中实际GDP以1990年为基准的不变GDP计算而来。

3. 控制变量

图2　 11990-2013年专利授权占比变化趋势图

图3　 21990-2013年市场分割指数变化趋势

图4　 技术创新与市场分割指数散点图

图5　平均市场分割指数分布图

图6　平均专利授权占比分布图

影响技术创新能力的因素较多，在本项研究中，我们重点考察地方市场分割对技术创新的影响。控制变量包含一些影响技术创新的社会因素、经济因素和人口统计因素（Hultenetal，2006；Young，2000；Xu，2000；李善同等，2004）等。其中，社会因素包括人均受教育年限、基础设施；经济方面变量包括金融发展水平等；人口统计因素包括人口密度等。

人均受教育年限：技术创新的具体实施依赖于企业的人力资本。高素质、高技能的专业性人才是实现技术创新不可或缺的要素。从这个角度来讲，人力资本才是技术创新真正的主体。用人均受教育年限代表人力资本变量。

基础设施：地区基础设施水平的提高有助于吸引更多的资金、技术和高科技人才流入，形成所谓的“聚集效应”(Hultenetal，2006)，即基础设施的外部性影响效应。金煜、陈钊、陆铭(2006)考察了基础设施对地区工业集聚的影响，发现基础设施的外部性促进专业知识的交流和扩散，加速了劳动力的流动，提高了企业的技术创新水平。

金融发展水平(fir)：完善的金融体系能有效降低交易成本，进而促使专业化市场分工的形成和技术创新（Bencivenga & Smith，1991）。如健全的银行体系帮助降低了资本流动性风险，进而增强了投资者对低流动性、高技术、高回报项目进行投资的意愿。

人口密度：区域人口密度越大，单位面积的智慧资源也越多，因而也更容易产生创新想法。起初可能只有少数人具有创新的想法，由于人口密度较大，扩散效应和溢出效应也会更加明显。这些因素相互叠加就会形成创新的环境，激励环境中的每一个人努力创新，形成一种相互作用的良性循环，提高整个区域的技术创新水平。

以上变量的数据主要来自《新中国60年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》、各年各地区统计年鉴、《中国金融统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》等，详细计算方法参照表1。为了减小异方差，除虚拟变量外，其余变量取对数。表2为所有变量统计性描述。

表1　变量数据来源与计算方法

表2　 变量统计性描述

（二）计量模型设定

考虑到前面提到的数据的测量问题，我们的实证模型形式如下：

其中，lnzlpgdp表示技术创新能力，lnsegm表示地方市场分割指数，X代表人均受教育年限、基础设施、金融发展水平和人口密度等4个控制变量；i 表示28个省份，t表示时间。

θi和θt分别代表省份固定效应和年份固定效应。中国幅员辽阔，各省地理条件和资源禀赋差异较大，这些不因时间变化的省份特征直接影响了各省份的市场分割程度，进而影响其技术创新。因而，控制省份固定特征可以更精确地分离出技术创新的净效应。另外，加入时间虚拟变量可以控制住宏观经济变动以及经济周期变化的影响。因此，本文在模型估计中采用双固定方法，分别控制住不随时间变化的省份特征，如地理位置、地方文化差异和资源禀赋等和不随省份变化的时间特征，如全国性的宏观因素和经济政策等。

除此之外，为得到更加稳定的实证结果，本文还对模型作如下处理：其一，考虑到市场分割变量在模型中可能存在的内生性问题，本文依次解决了测量误差和遗漏变量问题。解决测量误差问题通过分别替换被解释变量（专利授权占人均实际GDP替换为占实际GDP比重）和替换解释变量（市场分割指数更换为樊纲等测算的1997-2009年中国各地区产品市场化指数和要素市场化指数，旨在区分产品市场与要素市场的市场化程度对技术创新影响的差异程度）等两种方式。为克服遗漏变量造成的估计结果有偏，我们以省会城市之间的球面距离作为市场分割的工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行稳健性检验。其二，考虑到回归模型中的随机误差项可能存在着异方差，以及省内技术创新水平、省内随机误差项均可能存在着序列相关，我们在估计结果中报告聚类到省份的稳健性标准误。

四、实证结果

（一）基本回归

表3　 地方市场分割与专利授权占比基准估计

（续表）

如表3，以上六种不同模型估计结果一致证明了地方市场分割指数与技术创新呈现负相关关系，证明了以上推论一的结论。在没有加入控制变量时，模型（1）OLS基准估计、模型（2）省份固定、年份非固定的固定效应以及模型（3）双固定估计结果都是1%水平上通过显著性检验；模型（4）-（6）为加入控制变量的情形：模型（4）采用基准OLS估计在1%水平下通过显著性检验，但模型（5）采用双固定方法得到的结果却没有通过显著性检验。说明仅仅双固定不能更有效估计地方市场分割对技术创新的影响，还需检验是否存在内生性问题。本文通过Davidson-MacKinnon(1993)检验，假设最小二乘估计（OLS）与工具变量法估计（xtivreg）估计结果一致，即内生性问题对OLS的估计结果影响不大，由于全部年份的虚拟变量使得D-M检验dmexogxt无效，故删除1990年份虚拟变量（仅在检验时删除，回归时仍然保留所有省份和所有年份的虚拟变量），得到D-M估计结果为9.309 2，F统计量为F（1，588），P值为0.002 4，接近于零，高度拒绝原假设，证明该模型存在内生性问题。为了保证检验结果的可靠性，本文又进行了Hausman-Wu采用固定效应估计的方差、协方差矩阵检验，得到χ2统计量为36.97，Prob>chi2=0.095 6，显著拒绝原假设。因此，D-M检验和Hausman-Wu检验都证明该模型存在显著的内生性问题。

由此，应该引入工具变量以解决内生性问题。通过多重实验，本文采用省会城市之间的球面距离平均值的对数作为市场分割的工具变量。原因还在于：

（1）在以往的文献中，球面距离被视作重要的地理变量（余泳泽、刘小勇，2012），地理因素不随时间和截面变化，具有稳定的外生性特点。（2）球面距离与市场分割具有一定的相关关系，往往球面距离越近，意味着市场竞争更激烈，交通条件更有优势；但球面距离并不直接影响技术创新。球面距离计算方法为：以每个省的省会坐标为依据，两两计算省会之间的球面距离，再按省合并，求平均值。例如北京与其他30个省会城市计算球面距离后，再将30个距离平均，然后删去琼、藏、渝数据，得到北京与其他省会城市的平均球面距离，最后再对其取对数以减少异方差。将琼、藏、渝纳入计算范围，被平均之后再删去，是为了保证球面距离的准确性。

模型（6）为加入工具变量的估计结果，采用省份地区、年份双固定的两阶段最小二乘估计的工具变量法得到结论，回归结果显示，调整后R2达到了0.922，说明本文引入的解释变量对技术创新具有很高的解释力。地方市场分割指数每下降1个百分点，将会使得技术创新增加0.226个百分点。

引入工具变量需要检验其是否存在过度识别、识别不足或者弱工具变量的问题。因为只引入了一个工具变量，工具变量数量与内生性变量（市场分割）数量一致，故不存在过度识别等问题。至于是否存在异方差和序列相关问题，文中所有模型都进行了异方差修正，皆得到稳定性标准误，故不存在异方差问题；模型（6）也通过了Wooldridge一阶和二阶序列相关检验，估计值F统计量为22.281，不存在序列相关问题。为防止篇幅冗杂，下文不做一一说明⑦为防止内生性问题，下文模型均采用二阶段最小二乘工具变量法估计，以下不再一一说明。。

（二）分地区

按照国家统计局划分东中西地带的标准（除琼藏渝）进行划分，其中东部地带包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东等10个省份；中部地带包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省份；西部地带包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等10个省份。

表4　 东、中、西部地区专利授权占比双固定效应估计

如表4所示，在没有加入控制变量时，模型（1）、（3）、（5）估计结果相似，市场分割增长1%，导致东、中、西部地区的技术创新分别下降1.29%、0.906%和0.983%，市场分割对东部地区的影响略大于中西部；加入控制变量后，东部和中部地区的系数在10%水平下不显著，但西部地区“以邻为壑”的状况对技术创新影响显著。

原因可能有两方面，一方面是国际市场的替代效应。东、中部地区相比西部，与国际市场往来较为密切，可以十分便利地通过进入国际市场来弥补地方市场分割对技术创新的抑制作用。因此，相比西部地区而言，东、中部地区对国内市场的依赖程度低，也就不惮于实施地方市场分割，更不惧“以邻为壑”对技术创新造成的不良恶果，这也是东、中部地区的市场分割程度相比西部地区较大的原因。另一方面，金融发展水平差异大。东、中部地区相对于西部地区金融发展起步早，金融市场完善度较高，而完善的金融体系能有效降低交易成本，进而促使专业化市场分工的形成和技术创新（Bencivenga & Smith，1991）。因此，相比西部地区，得益于较为良好的金融体系，东、中部地区对抵御市场分割造成的技术创新下降的承受力较高；反之，西部地区在金融发展水平有限前提下，市场分割程度越高，对技术创新的抑制作用越强。模型（6）金融发展水平比东、中部地区显著，就说明了以上论点。

（三）按市场分割程度分地区

中国28个省份按照1990-2013年各省份平均市场分割指数从小到大排列，将排列结果分为两组。第一组为市场分割程度较小组省份，从小到大依次为安徽、湖北、山东、山西、河南、青海、四川、江西、吉林等9个省份；第二组为市场分割程度中等组省份，从小到大依次为云南、广西、新疆、甘肃、陕西、贵州、江苏、辽宁、湖南等9个省份；第三组为市场分割程度较大组省份，从小到大依次为内蒙古、宁夏、浙江、广东、河北、福建、上海、黑龙江、天津和北京等10个省份。双固定的工具变量回归结果如下。

表5　 按照市场分割程度分地区的工具变量估计

（续表）

以上估计结果证明了推论二的结论，即各地政府都“以邻为壑”时，从整个大市场来看，市场分割阻碍了技术创新的发展，但从各省份利益驱动来看，市场分割对技术创新的抑制作用是有限的。市场分割程度越高的地区，对技术创新的抑制作用反而越小。模型（4）中，基础设施、金融发展以及人口密度与技术创新能力之间都是正向关系，说明了各省份的基础设施水平越高，金融服务水平越高，越有助于吸引更多的资金、技术和高科技人才流入，越容易形成所谓的“集聚效应”，从而促进一个地区的技术创新。

如表5，对于市场分割程度较高的省份，如模型（6），市场分割指数每增长1个百分点，技术创新只下降0.321个百分点；而市场分割程度较低省份，如模型（1），市场分割对技术创新的抑制作用高达2.326%。造成这种差异的原因可能正如推论二和推论三提到的：如果企业1与企业2同等条件下竞争，企业1由于受本省i对企业2更高压的市场分割的外部溢出效应影响，变相得到了省i的保护，导致企业1比企业2更具有技术创新的动力，从而在市场上更具有竞争优势。由此可见，市场分割对技术创新具有两面性，不仅对技术弱省企业的技术创新具有抑制性，而且对本省企业起到变相保护和鼓励技术创新的政策效果。但遗憾的是，目前文献中所用到的市场分割指数很难分离出本省和外省的技术创新效应，这也正是为何有些市场分割对技术创新的估计结果系数为正，如表4的模型（2）和表5的模型（4）等。正效应可能是对外省实施的市场分割，在某种意义上对本省的变相保护所引起的。

现实中的情况也鲜明地证实了推论二的结论。例如上文提到的市场分割程度较高组中包括北京、上海、广东和天津等经济发达和开放度较高的省份，但这四大省份的技术创新能力也最高。造成这种“反常识”的原因是这些地方经济发达，技术创新扶持力度大，因此可以吸引富有创新能力的企业。另一方面，由于这些地方政府效率高，市场在资源配置中决定性作用更强，其他区域的专利申请集聚于经济发达地区。因此，地方市场分割对技术创新的正相关关系有可能是这些地方政府效率更高、对科技工作者提供更多优质福利等一些共同因素导致的结果。

但是否这种正相关就可以推测市场分割与技术创新存在倒U型关系？模型（7）给出了明确回答：不存在这种非线性的倒U型关系。考虑到样本容量越大估计结果越有效，模型（7）不区分市场分割的程度，加入所有28个省份的变量，其中Lnseg2表示市场分割的二次项。加入二次项后，市场分割的一次性为显著负，二次项也为负，但不显著。说明市场分割与技术创新不存在非线性关系。因此，再次证明推论一，市场分割对技术创新具有抑制作用。而推论三的假设是国内存在一省完全没有市场分割政策，假设过于严格，现实数据表明每个省都有或多或少的市场分割形式，因此，推论三无法通过现有数据做出实证证明，仅作为理论上推论二的极端情况解释。

（四）细分专利

根据《中国科技统计年鉴》统计，专利申请授权包括三种类型：发明专利、实用新型专利和外观设计专利等。表6中的六个模型被解释变量都是在细分三种专利基础上除以人均实际GDP得到的发明专利占比、实用新型专利占比和外观设计占比。

表6　发明、实用新型、外观设计等专利授权量的固定效应估计

（续表）

模型（1）-（5）估计结果再次表明地方市场分割对技术创新有着显著的负向影响，而且对发明专利、实用新型专利和外观设计专利也具有显著的负效应。说明地方市场分割阻碍了技术创新能力的形成和提高，再次验证了我们在前面提出的推论一的结论。但市场分割对三种细分专利的抑制程度不同。发明专利占比明显比实用新型专利占比和外观设计专利占比所受到的阻碍作用更大，市场分割增长1%，就会对技术创新造成对等的1%的负效应。产生这种现象的原因之一可能是发明专利活动是相对高层次的技术创新活动，需要投入更多的资金和高精尖人才，在地方市场分割对技术弱省的温水煮青蛙效应作用以及技术强省企业对技术弱省企业“敲竹杠”作用下，技术弱省企业更容易丧失技术创新的能力和动力，利润空间不断被压缩，进一步减少了企业向发明创新的投入，因此，市场分割对发明专利活动的负效应更明显。而实用新型和外观设计是相对低层次的创新活动，相比高层次的发明创新活动，具有投入较少、创新风险较低、回报周期较短等特点，技术弱省企业也有足够能力完成此类创新活动。模型（6）中的市场分割对外观设计产生正效应，正说明了市场分割在对低层次创新活动产生的负面影响最低，而且适度的分割有利于低层次的创新。

（五）测量误差：分别更换被解释变量和解释变量

分别用专利授权量占实际GDP比重及其细分为发明、实用新型和外观设计所占实际GDP比重来替代被解释变量；为了进一步证明稳定性，被解释变量不变，解释变量中的市场分割指数更换为樊纲等（2011）测算的1997-2009年中国各地区产品市场化指数和要素市场化指数，旨在区分产品市场与要素市场的市场化程度对技术创新影响的差异程度。

图7　 中国1997-2010年产品市场发育与要素市场发育趋势图

如表7，模型（1）-（4）中被解释变量分别更换为专利授权量占实际GDP比重、发明专利授权量占实际GDP比重、实用新型专利授权量占实际GDP比重和外观设计专利授权量占实际GDP比重。估计结果显示，除实用新型专利授权量占实际GDP比重系数不显著外，其他三个都在1%-5%水平下显著，但需要说明的是只有模型（2）的发明专利授权量占实际GDP比重显著为负，模型（1）和模型（4）系数显著为正。这也证实了推论二的结论，即由于无法分离出市场分割对本省和外省的技术创新效应，所以，估计结果有可能出现正效应。模型（5）和模型（6）保持原来专利申请授权量占人均实际GDP比重不变，分别将市场分割指数替代为产品市场化指数和要素市场化指数，估计结果从反向证明了市场化程度越高，市场分割程度越低，技术创新水平越高的结论。结果显示，无论要素市场化程度还是产品市场化程度越高，对刺激全国技术创新活力具有积极的推动作用，而且产品市场对技术创新影响更为显著。这也是本文为何在计算市场分割指数时只采用了产品市场的商品零售价格环比指数，而没有考虑劳动力市场分割指数的原因。

表7　 专利授权量占实际GDP比重和专利授权量占人均实际GDP比重估计

（续表）

五、结论和政策含义

本文通过建立微观模型，不仅解释了“以邻为壑”的地方市场分割对技术创新的抑制作用，而且进一步理清了这种抑制作用通过温水煮青蛙效应、“敲竹杠”效应以及马太效应实现过程的内在机制。并且本文以中国1990-2013年28个省份数据为例，采用双固定引入工具变量的两阶段最小二乘法，实证验证了理论模型中提出的地方市场分割对技术创新的抑制作用，同时也验证了这种抑制作用是相对有限的。因此，新常态下应正确处理好政府和市场的关系，要摈弃“诸侯经济”的思想，打破“以邻为壑”的地方市场分割，树立“竞争优先、以邻为友”的理念，形成全国统一大市场和规范有序的市场竞争秩序，实行有利于促进竞争的广义的竞争政策，能够激励企业技术创新的活力，增强企业市场竞争力。

[1] 周黎安，中国地方官员的晋升锦标赛模式研究，《经济研究》[J]，2007年第7期，第36-50页。

[2] 陈钊、徐彤，走向“为和谐而竞争”：晋升锦标赛下的中央和地方治理模式变迁，《世界经济》，2011年第9期，第3-18页。

[3] 曹春方, 周大伟, 吴澄澄等. 市场分割与异地子公司分布[J]，《管理世界》, 2015年第9期，第92-103页。

[4] 乔宝云、刘乐峥、尹训东、过深，地方政府激励制度的比较分析[J]，《经济研究》，2014年第10期，第102-110页。

[5] 林毅夫、刘培林，《地方保护和市场分割：从发展战略的角度考察》[J]，北京大学中国经济研究中心工作论文No.C2004015。

[6] 张杰、周晓艳，中国本土企业为何不创新——基于市场分割视角的一个解读[J]，《山西财经大学学报》，2011年第6期，第82-93页。

[7] 毕克新、王晓红、葛晶，技术标准对我国中小企业技术创新的影响及对策研究[J]，《管理世界》，2007年第12期，第164-165页。

[8] 康志勇、张杰，有效需求与自主创新能力影响机制研究——来自中国1980-2004年的经验证据[J]，《财贸研究》2008年第5期，第1-8页。

[9] 范红忠，有效需求规模假说、研发投入与国家自主创新能力[J]，《经济研究》，2007年第3期，第33-44页。

[10] 余东华、王青，地方保护、区域市场分割与产业技术创新能力——基于2000-2005年中国制造业数据的实证分析[J]，《中国地质大学学报（社会科学版）》，2009年第3期，第73-78页。

[11] 陆铭、陈钊，分割市场的经济增长——为什么经济开放可能加剧地方保护？[J] 《经济研究》，2009年第3期，第42-52页。

[12] 桂琦寒、陈敏、陆铭、陈钊，中国国内商品市场趋于分割还是整合：基于相对价格法的分析[J]，《世界经济》，2006年第2期，第20-30页。

[13] 李善同、侯永志、刘云中、陈波，中国国内地方保护问题的调查与分析[J]，《经济研究》2004年第11期，第29-32页。

[14] 吴延兵，国有企业双重效率损失研究[J]，《经济研究》，2012年第3期，第15-27页。

[15] 张杰，进口对中国制造业企业专利活动的抑制效应研究[J]，《中国工业经济》，2015年第7期，第68-83页。

[16] Moore, O., “ The Rise and Fall of Big Steel’s Influence on US Trade Policy”[M], National Bureau of Economic Research, 1996, 13(9):15-34.

[17] Thilmany, Barrett, C.B., “Regulatory Barrier sinan Integrating World Food Market”[J], Review of Agricultural Economics, 1997, 19(1):91-107.

[18] Damanpour, F., Gopalakrishnan, S., “The Dynamics of the Adoption of Product and Process Innovations in Organizations”[J], Journal of Management Studies, 2001, 38(1):45-65.

[19] Yaghoubi-Farani, A., Mohammadi, I.M., Movahedi, R., “The Role of Organizational Culture and Management Behavior in Organizational Innovation: A Case Study of the Agricultural Extension Organization (AEO) in Iran”[M], Springer New York, 2015, 9(10):163-171.

[20] Brewin, D.G., Monchuk, D.C., Partridge, M.D., “Examining the Adoption of Product and Process Innovations in the Canadian Food Processing Industry”[J], Canadian Journal of Agricultural Economics, 2009, 57(1):75-97.

[21] HaalandJ.I.,Kind H.J.,“R&D Policies,Trade and Process Innovation,”[J] Journal of International Economics, 2008, 74(1):170-187.

[22] Liebman B.H., Reynolds K.M., “Innovation through Protection: Does Safeguard Protection IncreaseInvestment in Research and Development?”[J], Southern Economic Journal, 2013, 80(1):205-225.

[23] Samuelson, P.,“Theoretical Note on Trade Problem”[J], Review of Economics and Statistics, 1964, 46(2):145-154.

[24] Young, A., The Razor’s Edge: Distributions and Incremental Reform in the People’s Republic of China[J]. In Quarterly Journal of Economics, 4 (11):1091-1135.

[25] Poncet, S., “A Fragmented China: Measure and Determinants of Chinese Domestic Market Disintegration”[J], Review of International Economics, 2005,13(3):409–430.

[26] Xu, X., “Have the Chinese Province Become Integrated under Reform”.[J]China Economic Review,2002, 13(s 2–3):116-133.

[27] Hulten, C., Bennathan, E., Srinivasan, S., “Infrastructure, Externalities, and Economic Development: A Study of the Indian Manufacturing Industry”[J], World Bank Economic Review, 2006, 20(2): 291-308.

[28] Xu, X., Song, L., “Reginal cooperation and environment: do ‘dirty’ industries migrate?”[J], WeltwirtschaftlichesArch iv,2000, 136 (1): 137-157.

[29] Bencivenga V.R., Smith B.D., “Financial Intermendiation and Endogenous Growth”[J], The Review of Economic Studies, 1991, 58(2): 195-209.

[30] Parsley, D. C., Wei S.J., “Convergence to the Law of One Price without Trade Barriers or Currency Fluctuations”[J] ,Quarterly Journal of Economics, 1996, 111 (4):1211-1236.

[31] Parsley, D. C., Wei S.J., “Explaining the Border Effect: The Role of Exchange Rate Variability,Shipping Cost, and Geography”[J] , Journal of International Economics, 2001, 55(1):87-105.

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 “limited”. 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〔执行编辑：周冬〕

F427

A

2095-7572(2016)06-0005-24

2016-9-16

耿瑞霞（1990-），女，山西运城人，中国社会科学院研究生院，经济学硕士，研究方向：创新经济学，技术创新，产业组织等。