属地经营、市场扩张和企业创新——来自中国制造业数据的证据

郭熙保 龚广祥

一、引言与文献综述

现有关于市场扩张对企业创新影响的研究，主要关注国际市场扩张对企业创新的影响，较少有文献关注国内省际市场扩张对企业创新的影响。其实，无论企业是将其生产经营活动拓展到国内其他省份还是拓展到国际市场，都能够给企业带来规模经济效应。但如果企业的外部市场扩张行为受地方政府的行政干预而产生了“扭曲性”导向作用，那么值得进一步追问的是，国内省际市场扩张和国际市场扩张对企业创新活动的影响是否存在差异性? 许多研究发现中国各地方政府在争相使用国际市场替代国内市场，即在利用国际市场规模经济效应来发展本地经济的同时，却放弃了国内市场的规模经济效应(28)黄玖立、李坤望：《出口开放、地区市场规模和经济增长》，《经济研究》2006年第6期。(29)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?》，《经济研究》2009年第3期。。相比于地方政府对企业国际市场扩张普遍给予出口退税、出口补贴以及税收返还等诸多鼓励政策(30)张杰、张培丽、黄泰岩：《市场分割推动了中国企业出口吗?》，《经济研究》2010年第8期。(31)张艳、唐宜红、李兵：《中国出口企业“生产率悖论”——基于国内市场分割的解释》，《国际贸易问题》2014年第10期。，企业在国内省际市场扩张上不仅未获得上述政策支持，还要遭到地方政府的直接或间接限制，要么完全不能进入，要么需要承担更重的税费负担，使企业在国内市场扩张举步维艰(32)朱希伟、金祥荣、罗德明：《国内市场分割与中国的出口贸易扩张》，《经济研究》2005年第12期。(33)张艳、唐宜红、李兵：《中国出口企业“生产率悖论”——基于国内市场分割的解释》，《国际贸易问题》2014年第10期。(34)叶宁华、张伯伟：《地方保护、所有制差异与企业市场扩张选择》，《世界经济》2017年第6期。。逯建和施炳展(35)逯建、施炳展：《中国的内陆离海有多远:基于各省对外贸易规模差异的研究》，《世界经济》2014年第3期。发现中国各省市场之间的实际贸易距离是地理距离的35-96倍，大大超过向国际市场扩张的贸易距离。因此，在地方政府对企业国内外市场扩张行为持有差异性态度时，企业进行省际市场扩张的进入成本要远远高于国际市场扩张的进入成本。这样，在提高企业省际市场扩张进入门槛的同时降低了国际市场扩张的进入门槛，促使我国大量低效率、高成本、高能耗的企业争相进入国际市场。从我国的现实情形来看，这些面向国际市场的企业既不打造自身创新能力, 也不创建自主品牌，而是采用代工或贴牌的方式，依赖国际发包方的销售终端渠道,以低价竞争策略来获取生产订单，即以加工贸易的方式参与到全球价值链的低端需求环节，这并不会给这些出口导向型企业带来创新需求空间(36)张杰、刘志彪：《需求因素与全球价值链形成——兼论发展中国家的“结构封锁型”障碍与突破》，《财贸研究》2007年第6期。。长此以往,这种情况还会使我国进行国际市场扩张的企业长期被“锁定”在全球价值链的低端,无法提升其自身核心竞争力。而且这种依靠量大、价低竞争策略在国际市场上取胜的低利润企业，也难以获取支撑其进行风险、回报期长的创新活动资金(37)叶宁华、张伯伟：《地方保护、所有制差异与企业市场扩张选择》，《世界经济》2017年第6期。，从而导致我国企业在进入国际市场低端产业的同时，反而让出了国内高端市场的产业空间(38)张杰、张培丽、黄泰岩：《市场分割推动了中国企业出口吗?》，《经济研究》2010年第8期。。因此，我们有理由相信与国际市场扩张相比，国内省际市场扩张则更有利于促进企业创新。据此，本文从中国企业属地经营偏好特征出发，提出“企业属地经营会抑制企业创新，省际市场扩张则有利于促进企业创新，而国际市场扩张并不利于提高企业创新”的观点，并进一步利用2005年世界银行对中国营商环境抽样调查数据，实证检验企业属地经营、市场扩张和创新投入的关系。

与既有文献相比，本文可能的创新和意义在于：(1)尚未发现既有研究从属地经营这一独特视角研究其对企业创新的影响，且以往研究多关注国际市场扩张对企业创新的影响，较少研究关注国内省际市场扩张对企业创新的影响，研究视角较为新颖；(2)本文不仅仅将属地经营限定在本省经营，还将属地经营限定在本市经营，属地经营的范围更加细化；(3)本文实证研究发现属地经营会抑制企业创新，省际市场扩张则有助于提高企业创新，但国际市场扩张并没有提高企业创新。现有研究过分强调国际市场对技术进步和经济增长的作用，忽视国内市场的相应作用，本研究在这个方面进行了拓展。本文研究结论为我国深化以要素市场化配置为重点的体制改革，制定促进企业创新的各项支持政策提供了新的思路。

二、数据来源及模型构建

本文所使用的数据来源于世界银行2005年《中国城市投资环境调查》。被调查的企业分布在全国30个省份120座城市(其中30个省市区不包括西藏和港澳台，120座城市涵盖了30个省份的省会城市)。被调查的企业全部为制造业，涵盖了国家统计局2002年发布的《国民经济行业分类》中的全部30个制造业行业。调查内容包括企业的产品市场分布、创新投入情况、投融资环境以及政商关系等信息。

被解释变量：在本文的研究中，创新投入用企业的研发支出表示。为了提高研究结论的可靠性，本文采用多种指标衡量企业创新决策，分别是：(1)企业是否进行创新的二元虚拟变量(sf)：如果企业有创新投入，则取值为1，否则取值为0。(2)企业创新投入绝对量(lnrd)：由于有大量企业没有创新投入，因此本文对企业创新投入金额加1后取对数值。(3)企业创新投入相对量(rd)：用企业当年创新投入金额占当年主营业务销售收入的百分比表示。

属地经营变量：借鉴张国胜和刘政的研究(39)张国胜、刘政：《属地经营、省际市场扩张与产能过剩治理》，《财贸经济》2016第12期。，本文将企业在“本省”经营视为属地经营，同时考虑到把企业在“本省”经营视为属地经营划分范围过宽,又将属地经营限定在更小的范围内，将企业在“本市”经营视为属地经营，用于稳健性检验。具体构造如下4个属地经营变量:(1)省级层面的属地经营指标(lnsn)，以本省销售份额(40)因为世界银行公布的调查数据在各个市场上的销售比重是一个0-100之间的数，例如A企业在本市销售份额为51%，世界银行公布的调查数据被记作51，所以本文将其除以100，即0.51，对其他市场销售情况也做相同的处理，这样得到的各个市场销售份额是0-1之间的数，后文中出现的销售份额数据都是经过除以100转换后的数据。表示；(2)省级层面的属地经营替代指标(sna)，只要企业在本省销售份额大于等于50%就取值为1，否则取值为0;(3)市级层面的属地经营指标(lnsn1)，本市销售份额；(4)市级层面的属地经营替代指标(sna1),只要企业在本市销售份额大于等于25%就取值为1，否则取值为0。在此特别说明，考虑到整个市场被划分为四个部分：本市市场、本省外市市场、国内外省市场和国际市场，如果按平均原则，我们假定每个市场占25%的销售份额，那么只要企业在本市销售份额超过25%，就说明其有属地经营偏好，我们也尝试过在回归的过程中加入更加严苛的属地经营替代指标(将本市经营是否超过50%作为企业是否属于属地经营的标准)进行回归，发现与25%的标准所得到的结果一致。市场扩张变量：借鉴张国胜和刘政的研究，本文将企业在“国内外省”的市场扩张视为省际市场扩张,将企业在“国际市场”的扩张视为国际市场扩张。具体构造如下4个市场扩张变量：(1)省际市场扩张变量(lnsn3)，以国内外省销售份额表示；(2)省际市场扩张替代变量(snc)，只要企业在国内外省销售份额大于等于25%就取值为1，否则取值为0；(3)国际市场扩张变量(lnsn4)，用国际市场销售份额表示；(4)国际市场扩张替代变量(snd)，只要企业在国际市场销售份额大于等于25%就取值为1，否则取值为0。因为绝大多数企业都是属地经营企业(省内经营企业)，如果分别按照销售份额是否超过50%来判定企业是否进行省际市场扩张和国际市场扩张，则会导致进行省际市场扩张和国际市场扩张的企业偏少，因此只要企业在国内外省市场或者国际市场销售份额超过25%，我们就说其有外部市场扩张行为。

首先考察属地经营、市场扩张对企业创新概率的影响，因变量是一个二元虚拟变量，为此我们采用Probit模型检验，模型具体公式如下:

Pr(sfi=1)=α0+α1mi+β1CVi+μc+μl+εi

(1)

其中，被解释变量是企业创新与否的虚拟变量，当企业i创新投入大于0时，取值为1，否则取值0；mi表示属地经营或市场扩张，是本文的核心解释变量；CVi表示控制变量集合，下标i表示企业、c表示地区、l表示行业；μc、μl分别表示地区特定效应、行业效应，εi表示随机扰动项。

接着采用Tobit模型考察属地经营、市场扩张对企业创新投入规模的影响，模型设定如下：

rdi=αc+αl+β1mi+γCVi+εi

(2)

被解释变量包括企业创新投入绝对量(lnrd)和企业创新投入相对量(rd)。mi表示企业进行属地经营或市场扩张；αc为地区固定效应；αl为行业固定效应，CVi是控制变量集合，控制影响企业创新行为可能性的个体特征，下文将予以详细介绍。

本文进一步构建Heckman两阶段模型纠正样本选择性偏差。第一步，构建选择模型，考察属地经营或市场扩张对企业创新决策的影响，预测企业进行创新的概率，利用Probit模型进行估计，同时构造逆米尔斯比率millsi；第二步，将逆米尔斯比率millsi作为解释变量添加到影响模型中，使用OLS进行估计。根据上述分析，建立模型如下：

pr(sf1=1|rdi>0)=Φ(λi,mi，CVi)

(3)

ln(rdi|sfi=1)=μc+μl+θ1mi+χCVi+millsi+ξi

(4)

其中，i表示企业，c表示城市，l表示行业。模型(3)为Heckman第一阶段的样本选择模型，估计企业创新投入的概率，其中pr(sfi=1|rdi>0)，表示企业创新投入的概率。被解释变量sfi表示企业是否创新的虚拟变量，若企业的人均创新投入金额大于0则取值1，否则取值0。mi表示企业进行属地经营或市场扩张。μc为城市固定效应，μl为行业固定效应，CVi是企业层面的控制变量集合，ξi为误差项。方程(4)为Heckman第二阶段的影响模型，用来考察属地经营或市场扩张对企业创新投入规模的影响，被解释变量为企业i创新投入rdi，此外，模型(4)中加入了逆米尔斯比率millsi作为新的解释变量，能够克服企业是否进行创新的样本选择性偏差问题。

表1变量的定义

控制变量(见表1)：企业规模(size): 本文使用企业员工人数作为企业规模的度量指标，通常而言，与小规模企业相比，大规模企业更具有开展创新的有利条件。企业年龄(age) :本文用2005-企业成立年份取对数，现有研究就这一问题并没有形成统一的结论，一般而言，新建企业的优点是易于接受新思想和新方法，但缺点是和成熟企业相比，市场经验相对不足，且受到各种资源约束更强。人力资本(human):本文用具有高中及以上学历的员工占总员工人数的比重表示，通常而言，企业员工高学历比重越高，人力资本也就雄厚，企业的学习和创新能力也就越强，从而有利于企业从事创新活动。治理结构(board):本文构建企业是否拥有有董事会的二元虚拟变量，如果有董事会取值1，否则取值为0；本文认为有董事会的企业管理相对更加规范，而规范化管理有利于促进企业创新。政治关联(i3)：参照谢家智等(2014)做法，以总经理是否由政府任命加以衡量，考察政治关联对企业创新的影响。信息技术(inftech)：本文用经常使用电脑的员工占总员工的百分比表示，信息技术可以通过提升知识管理能力、提高知识传递速度、强化协同效应等途径来激励企业创新。考虑到地区差异和行业差异对企业创新决策也会产生重要影响，本文在回归时分别构建地区虚拟变量和行业虚拟变量加以控制。

表2变量描述性统计分析

续表2

样本量均值标准差最小值中位数最大值sna 121940.4250.4940.0000.0001.000sna1 121940.3010.4590.0000.0001.000lnsn3 121940.3940.3480.0000.3001.000lnsn4 121940.1640.3150.0000.0001.000snc 121940.5630.4960.0001.0001.000snd 121940.2040.4030.0000.0001.000size 121945.6201.4761.7925.56113.502age 121942.2790.7911.0992.1977.602human 121940.4980.3010.0000.5009.990i3 121940.1180.3230.0000.0001.000i4 121940.7190.4490.0001.0001.000inftech 121920.1700.1950.0000.1001.000order121940.1560.3630.0000.0001.000financing121942.5971.2650.0003.0004.000

表3列出了属地经营企业和非属地经营企业、省际市场扩张企业和非省际市场扩张企业以及国际市场扩张企业和非国际市场扩张企业，三种不同状态下企业人均创新投入差异性分析结果。其中对平均值进行t检验，对中位数进行W-M检验，从检验结果可以看出，无论是将属地经营范围限定在省级层面，还是将属地经营范围限定在市级层面，都显示出属地经营企业人均创新投入显著小于非属地经营企业人均创新投入。反之，省际市场扩张的企业人均创新投入显著大于非省际市场扩张企业的人均创新投入。虽然国际市场扩张企业人均创新投入和非国际市场扩张企业人均创新投入在中位数上并无明显差别，但从平均值上来看，国际市场扩张企业人均创新投入要显著小于非国际市场扩张企业的人均创新投入。因此可以初步认为属地经营不利于激发企业创新投入，而省际市场扩张有利于促进企业创新投入，但国际市场扩张反而不利于增加企业创新投入。

表3企业不同经营决策下创新投入差异性检验

三、 实证分析

(一)属地经营、市场扩张和企业创新：基准回归

表4给出了Probit模型的估计结果，其中模型(1)-模型(4)考察属地经营对企业创新投入概率的影响，模型(5)-模型(8)考察市场扩张对企业创新投入概率的影响。从模型(1)-模型(4)的估计结果可以看出，属地经营与企业创新投入概率成反比，意味着属地经营占比较大的企业，创新投入的概率越低。其中模型(1)把属地经营的范围限定在省级层面，从回归结果可以看出，企业在属地销售份额越大，创新投入概率越低。模型(2)将属地经营范围限定在市级层面，这种关系依然存在。且回归系数的绝对值比模型(1)的回归系数要大，可见企业属地经营程度越深，其创新投入概率越低。为了证明模型(1)和模型(2)的估计结论稳健，模型(3)和模型(4)把属地经营指标换为其替代指标，重复模型(1)和模型(2)的估计，从模型(3)和模型(4)的估计结果可以看出，依然是属地经营不利于增加企业创新投入的概率。这初步证实了属地经营会抑制企业创新。模型(5)-模型(8)则从另一面考察市场扩张对企业创新投入概率的影响。模型(5)考察省际市场扩张对企业创新投入概率的影响，从回归结果可以看出，越是脱离属地经营，进行全国跨区域经营的企业，越倾向于创新投入。模型(6)则是考察国际市场扩张对企业创新投入概率的影响，从回归结果可以看出，国际市场扩张并没有给企业带来创新投入概率的提高，反而降低了企业创新投入的概率。同样为了保证模型(5)和模型(6)估计结论的稳健，模型(7)和模型(8)将省际市场扩张和国际市场扩张这两个解释变量由连续变量换为二元虚拟变量，模型(7)和模型(8)的回归结果依然显示企业进行省际市场扩张有利于提高企业创新概率，国际市场扩张不利于提高企业创新概率。这种差别不难解释：那些进入国际市场的企业一般都可以获得大量补贴，而在国内市场上经营的企业却缺乏这种补贴，而且还要负担更高的经营成本和支付更高的税费。在这种环境下，大量以加工贸易为主、低科技、低效率、高成本、高能耗的企业争相进入国际市场，而这些企业大多是以代工贴牌的方式参与到全球价值链的低端需求环节，依靠政府出口退税和补贴等维持生存，缺乏竞争力，利润微薄，没有意愿也没有能力从事创新活动。相反，那些在国内跨省经营的企业面临激烈的竞争环境而不得不投入大量资源进行创新，以期在竞争中争得一席之地。表4中其他控制变量的估计结果与既有的文献大致相符。规模越大的企业越有可能参与创新;企业年龄对创新影响并不显著;越是拥有较多人力资本的企业越倾向进行创新；与不拥有董事会的企业相比，拥有董事会的企业更倾向于创新；越是拥有政治联系的企业越不倾向于创新；信息技术的使用的确会激励企业创新。

表4属地经营、市场扩张对企业创新概率的影响：Probit回归

续表4

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)政治关联 0.106** 0.110*** 0.109*** 0.115*** 0.119*** 0.130*** 0.124*** 0.127***( 2.57)( 2.66)( 2.65)( 2.78)( 2.86)( 3.15)( 2.98)( 3.09)治理结构0.202***0.201***0.207***0.208***0.208***0.224***0.206***0.223***(6.69)(6.63)(6.85)(6.90)(6.89)(7.43)(6.80)(7.39)信息技术0.899***0.890***0.904***0.904***0.858***0.917***0.864***0.923***(10.88)(10.84)(10.93)(10.98)(10.41)(11.13)(10.49)(11.20)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量1209412094120941209412094120941209412094Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

以上考察了属地经营、市场扩张对企业创新投入概率的影响，现在分析一下其对企业创新投入规模的影响。表5给出了Tobit模型估计结果，其中模型(1)-模型(4)是考察属地经营对企业创新投入绝对量的影响，模型(5)-模型(8)是考察市场扩张对企业创新投入绝对量的影响。

表5属地经营、市场扩张对企业创新投入绝对量的影响：Tobit回归

续表5

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)信息技术0.924***0.915***0.943***0.949***0.948***1.016***0.928***1.013***(8.37)(8.30)(8.53)(8.58)(8.65)(9.15)(8.45)(9.12)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量1219412194121941219412194121941219412194

从模型(1)-模型(4)的回归结果可以看出，无论将属地经营的范围限定在省级层面还是限定在市级层面，无论解释变量是连续变量还是二元虚拟变量，属地经营变量的估计系数均在1%的水平上显著为负，表明无论何种情况，属地经营与创新投入之间呈负相关关系。由此可见，属地经营不仅会降低企业创新投入的概率，还会降低企业创新投入的规模，这再次证明了属地经营会抑制企业创新。模型(5)-模型(8)则从另一个侧面考察市场扩张对企业创新投入规模的影响。从模型(5)的回归结果可以看出，越是全国跨区域经营的企业，其创新投入规模越大。而模型(6)的回归结果显示，国际市场扩张不仅没有激励企业增加创新投入，反而还抑制了企业创新投入。为了证明上述结论的稳健性，模型(7)和模型(8)将省际市场扩张和国际市场扩张这两个解释变量换为其替代变量，重复模型(5)和模型(6)的回归，依然得到上述结论。由此可见，省际市场扩张有利于促进企业创新，而国际市场扩张则不利于企业创新。

(二)稳健性检验

1.更换被解释变量。表5虽然考察了属地经营、市场扩张对企业创新投入规模的影响，但用的是创新投入的绝对量作为被解释变量，忽视了企业的规模差异，有可能导致估计偏误。因此，表6将被解释变量由绝对量替换为相对量，即创新投入占主业营业务销售收入的比重。重复表5回归，依然得到属地经营会抑制企业创新投入，省际市场扩张有利于提高企业创新投入，而国际市场扩张并未促使企业扩大创新投入规模的结论。将被解释变量由绝对量换为相对量，依然得到和前文一致的结论，表明结论稳健、可靠。

表6属地经营、市场扩张对企业创新相对量的影响：Tobit回归

续表6

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)国际替代指标 0.004***( 3.88)企业规模0.005***0.005***0.005***0.005***0.005***0.006***0.005***0.006***(11.01)(11.07)(11.07)(11.35)(11.55)(12.53)(11.41)(12.49)企业年龄0.0010.0000.0010.0000.0000.0000.0000.000(0.92)(0.77)(0.82)(0.74)(0.74)(0.42)(0.66)(0.48)人力资本0.030***0.030***0.030***0.030***0.028***0.030***0.028***0.030***(10.44)(10.45)(10.45)(10.50)(9.97)(10.55)(10.09)(10.60)政治关联0.010***0.010***0.010***0.010***0.009***0.010***0.010***0.010***(5.07)(5.12)(5.03)(5.16)(4.80)(5.06)(4.87)(5.09)治理结构0.0010.0010.0010.0000.000 0.0000.000 0.000(0.43)(0.32)(0.34)(0.23)(0.22)( 0.03)(0.10)( 0.01)信息技术0.006***0.006***0.006***0.006***0.006***0.007***0.006***0.007***(5.39)(5.36)(5.53)(5.60)(5.63)(6.01)(5.50)(6.00)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量1219412194121941219412194121941219412194

2.考虑样本选择性偏误。为了克服潜在的样本选择偏误，表7进行Heckman两阶段模型估计。在第一阶段选择模型中，被解释变量为企业创新与否的虚拟变量，本文称之为选择方程；在第二阶段影响模型中，被解释变量为企业创新投入的绝对量(41)我们也尝试了被解释变量为企业创新投入的相对量，回归结果和表7结论一致，但有一组回归不收敛，所以没有报告相对量的回归结果。，本文称之为数量方程。Wald检验在1%的水平上显著，表明样本选择性偏差问题存在。同时，athrho与0存在显著差异，表明公式(3)回归中的扰动项和公式(4)回归中的扰动项相关，与Heckman模型基本假设相符。

表7属地经营、市场扩张对企业创新的影响：Heckman回归

续表7

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)选择方程数量方程选择方程数量方程选择方程数量方程选择方程数量方程人力资本0.228***1.167***0.225***1.172***0.206***1.116***0.221***1.170***(5.12)(12.53)(5.02)(12.57)(4.59)(12.00)(4.94)(12.50)企业年龄0.0200.0350.0180.0300.0190.0280.0100.024(1.13)(1.20)(0.99)(1.02)(1.03)(0.96)(0.54)(0.80)政治关联 0.104** 0.214*** 0.109** 0.227*** 0.117*** 0.231*** 0.128*** 0.244***( 2.43)( 3.04)( 2.54)( 3.20)( 2.74)( 3.28)( 3.02)( 3.44)治理结构0.201***0.396***0.198***0.401***0.207***0.413***0.223***0.423***(6.64)(6.81)(6.56)(6.90)(6.84)(7.13)(7.40)(7.19)信息技术0.885***2.332***0.877***2.342***0.842***2.264***0.902***2.351***(11.57)(17.78)(11.45)(17.88)(10.94)(17.54)(11.81)(17.71)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制athrho 0.379*** 0.388*** 0.392*** 0.372***Wald(p-value)0.0000.0000.0000.000样本量12194121941219412194

从表7模型(1)的选择方程估计结果可知，属地经营的估计系数在1%的水平上显著为负，表明属地经营占比越大的企业，从事创新的概率较低。这再次表明，属地经营会降低企业创新的概率。从表7模型(2)的数量方程估计结果可知，企业越是属地经营，其创新投入规模就越小。模型(3)和模型(4)将属地经营的范围限定在本市经营，依然得到属地经营不利于企业创新。从表7模型(5)的选择方程估计结果可知，省际市场扩张的估计系数在1%的水平上显著为正，表明越是跨省经营的企业，其创新的概率越高。模型(7)和模型(8)考察国际市场扩张对企业创新的影响。国际市场扩张的估计系数不仅在选择方程中在1%的置信水平上显著为负，而且在数量方程中也在1%的置信水平上显著为负，这再次表明，国际市场扩张降低了企业创新投入的概率和规模。通过Heckman模型对样本选择性问题进行纠正，依然得到和前文一致的回归结果，表明结论稳健。

表8属地经营、市场扩张对企业创新的影响：工具变量回归

注：括号中为市级层面聚类标准误，***，**和*分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著。

表8报告了工具变量估计结果，第一阶段的回归结果显示(46)限于文章篇幅，第一阶段结果并未报告，如有需要，可以向作者索取。，工具变量与解释变量显著正相关，对应的p值较低，整体上在1%的水平显著，且对应的Wald外生性检验值较高，说明本文工具变量选取的相对合适。第二阶段的回归结果显示，无论是将属地经营的范围限定在省级层面，还是限定在市级层面，以及将属地经营变量换为其替代变量，属地经营的估计系数至少在5%的水平上显著为负，表明属地经营对企业的创新有抑制作用。从模型(5)、模型(7)的估计结果可以看出，无论将省际市场扩张设置为连续变量，还是虚拟变量，都得到省际市场扩张有利于提高企业创新的结论。而从模型(6)、模型(8)的估计结果可以看出，无论将国际市场扩张设置为连续变量，还是虚拟变量，均可得到国际市场扩张不仅不会促进企业创新，反而会抑制企业创新的结论。因此，基于工具变量估计的回归结果与上述估计结果完全一致，从而表明前文的结论较为可靠、稳健。

4.排除小企业。以上分析结果表明大规模企业更倾向于创新。然而，在界定企业是否属于属地经营时，那些规模比较小，创新条件比较差的企业更容易被界定为属地经营企业，而那些规模比较大，创新条件比较好的企业更容易被界定为非属地经营企业，特别是将属地经营限定在越小的范围，产生上述界定偏差的概率越大。因此前文回归得到属地经营会抑制企业创新的结论，可能并不是属地经营本身抑制了企业创新，而是由于被界定为属地经营的企业都是那些规模比较小，创新条件比较差的企业，从而得到了属地经营会抑制创新的结论。为了排除上述可能，我们首先算出非属地经营企业的规模中位数，然后删除属地经营企业中规模比非属地经营企业规模中位数小的样本，这样就可以保证属地经营组中每一个企业规模都是大于或等于非属地经营组企业的规模中位数。此时再来考察属地经营对企业创新投入概率和规模的影响，如果估计系数依然显著为负，则可说明属地经营会抑制企业创新(47)对数据按照平均值做相同的处理，依然得到相同的结论， 限于文章篇幅，并未报告，如有需要，可以向作者索取。。

表9属地经营对企业创新的影响

表9报告了删除小企业样本的回归结果。模型(1)-模型(4)考察属地经营对企业创新投入概率的影响，模型(5)-模型(8)考察属地经营对企业创新投入规模的影响。从模型(1)-模型(4)的估计结果可以看出，无论是将属地经营的范围限定在省级层面，还是市级层面，以及将属地经营由连续变量改为二元虚拟变量，属地经营的估计系数都依然显著为负，意味着属地经营会降低企业创新投入的概率。从模型(5)-模型(8)的估计结果可以看出，属地经营与创新投入规模成反比，意味着属地经营会降低企业创新投入的规模。在排除了属地经营企业中的小企业样本之后，依然得出属地经营会抑制企业创新的结论。

表10属地经营对企业创新的影响：倾向得分回归结果

5.更换估计方法。为了验证表4和表5结论的稳健性，本文还采用倾向得分匹配法(PSM法)。表10中模型(1)和模型(2)列出了省级层面的回归结果，在通过倾向得分匹配法控制了企业基本特征后，属地经营对企业创新投入的概率和规模的影响均在1%的水平上显著为负。这进一步说明属地经营会抑制企业创新投入。表10中模型(3)和模型(4)列出了市级层面的回归结果，依然得到属地经营会抑制企业创新。可见，无论是在省级层面，还是在市级层面，结论都是属地经营会抑制企业创新。表10中模型(5)和模型(6)展示了省际市场扩张对企业创新投入概率和规模影响的回归结果。在通过PSM控制企业基本特征后，省际市场扩张对企业创新投入概率以及的影响均在1%的水平上显著为正，这再一次说明省际市场扩张有利于提高企业创新。表10中模型(7)和模型(8)显示了国际市场扩张对企业创新投入概率和创新投入规模影响的回归结果，在通过PSM控制企业基本特征后，国际市场扩张对企业创新投入概率以及规模的影响均在1%的水平上显著为负。这也再一次说明国际市场扩张不利于提高企业创新。从而证明基准回归结果稳健可靠。

四、拓展性研究

(一)分样本估计

1.国有企业与非国有企业。表11根据企业产权性质的不同，把总样本分为国有企业样本组和非国有企业样本组。从回归结果可以发现，无论是将属地经营的范围限定在省级层面，还是在市级层面，以及把属地经营连续变量换为二元虚拟变量，国有企业样本组和非国有企业样本组属地经营变量的估计系数都显著为负。虽然从定性的角度来说，属地经营对这两种类型企业的创新都起到抑制作用，但通过进一步对比两组样本属地经营的估计系数，可以发现与非国有企业相比，国有企业样本组属地经营变量的估计系数绝对值更大。这意味着，与非国有企业相比，属地经营对国有企业创新的抑制作用更大。

表11属地经营对创新的影响：基于国有产权和非国有产权分析

2.内资企业和外资企业。本文按照企业的内外资特征将总样本划分为外资企业样本组和内资企业样本组，回归结果报告在表12中。从表12中可以看出无论是省级层面，还是在市级层面，以及将解释变量属地经营变量换为其替代变量，在内资企业的子样本中，属地经营变量的估计系数均显著为负，表明属地经营对内资企业的创新具有抑制作用。但在外资企业子样本中，除了模型(7)以外，模型(1)和模型(3)以及模型(5)的系数并不显著，表明属地经营(无论省内经营，还是市内经营)对外资企业创新的负向影响并不存在。这是因为，一方面我国地方政府长期对外资企业给予超国民待遇,另一方面各级政府为了吸引外资而对外资企业有目的加以保护，使得外资企业在进行区域间市场扩张时可能获得免于被行政干预的“金钟罩”。因此，外资企业在开拓中国国内市场的过程中,可能并不会受地方政府采取的保护属地企业、排斥非属地企业政策的影响,反而可以利用改革开放以来我国经济快速发展形成的巨大市场需求空间获得规模效应和市场机会。

表12属地经营对创新的影响：基于内资企业和外资企业分析

续表12

变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)外资企业内资企业外资企业内资企业外资企业内资企业外资企业内资企业信息技术0.511***1.129***0.510***1.119***0.508***1.138***0.518***1.134***(2.78)(11.48)(2.78)(11.47)(2.76)(11.55)(2.82)(11.58)政治关联0.128 0.166***0.125 0.174***0.133 0.170***0.114 0.178***(0.51)( 3.85)(0.50)( 4.01)(0.53)( 3.95)(0.46)( 4.12)治理结构0.291**0.216***0.292**0.216***0.294**0.223***0.297**0.225***(2.46)(6.72)(2.46)(6.74)(2.48)(6.98)(2.50)(7.04)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量162910406162910406162910406162910406Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

3.地区异质性。考虑到中国区域经济发展的差别，本文还根据经济发展水平的不同，将总样本分为东部地区企业和中西部地区企业进行分组回归。从表13回归结果可以看出，无论是在省级层面，还是市级层面，以及把属地经营变量替换为其替代变量，两组回归属地经营变量的估计系数都显著为负。虽然属地经营对这两类地区企业的创新都起到抑制作用，但进一步比较两组样本的系数发现，中西部地区企业样本中属地经营变量的估计系数绝对值更大。这意味着，与东部地区相比，属地经营对中西部地区企业创新抑制作用更大。其原因可能是，由于我国地区间在经济发展水平、市场发育程度等方面存在较大差异，致使各地政府出于自身发展需要，对地区市场的干预程度不一。与落后的中西部地区相比，东部地区拥有较为先进技术和充足资金，而且市场化程度更高，因此政府对企业属地经营的要求和干预相对较少，更愿意以开放的态势参与到区域乃至全国的市场分工体系中。

表13属地经营对创新的影响：基于地区差异分析

续表13

变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)东部地区中西部地区东部地区中西部地区东部地区中西部地区东部地区中西部地区政治关联0.061 0.198***0.062 0.205***0.061 0.203***0.061 0.213***(0.91)( 3.76)(0.92)( 3.88)(0.90)( 3.85)(0.91)( 4.05)治理结构0.187***0.201***0.186***0.197***0.185***0.214***0.190***0.208***(4.05)(4.97)(4.03)(4.88)(4.01)(5.30)(4.12)(5.18)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量56176476561764765617647656176476

说明: 东部地区包括辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东；由于海南经济发展水平比较低，借鉴已有文献划在中西部地区。

4.地方保护异质性。本文根据企业经营在多大程度上受地方保护主义的影响，把总样本分为地方保护主义严重地区的企业和地方保护主义较轻地区的企业(57)这里是根据问卷B1，请回答下列因素在多大程度上影响贵公司的经营和成长，其中有一选项是地方保护主义，对应以下几个选项：“没有障碍”“较小障碍”“一般障碍”“较大障碍”“非常严重障碍”。本文把处于“较大障碍”和“非常严重障碍”地区的企业划分为地方保护主义较重地区的企业，否则划分为地方保护较轻地区的企业。。从表14的回归结果可以发现，无论是在省级层面还是市级层面，以及将属地经营由连续变量改为二元虚拟变量，两组样本属地经营变量的估计系数均显著为负，表明属地经营对这两类地区的企业创新都有抑制作用。但进一步比较可以发现，在保护主义严重的地区企业子样本中，属地经营变量的估计系数绝对值更大，这意味着相对于保护较轻地区的企业而言，属地经营对保护较重地区企业的创新抑制作用更大。原因是显然易见的，保护主义较重的地区的企业受地方政府管制和保护更重，企业难以或者不愿进行省际市场扩张，更多的企业只能或者宁愿进行属地经营，从而造成企业创新动力不足，结果，属地经营对其创新抑制作用也就相对更大。反之，保护主义较轻地区的企业，政府管制和保护相对较轻，进行省际市场扩张相对自由，属地经营对其创新抑制作用相对较小。

表14属地经营对创新的影响：基于不同程度地方保护分析

续表14

变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)较重地区较轻地区较重地区较轻地区较重地区较轻地区较重地区较轻地区信息技术0.795*0.907***0.892**0.897***0.768*0.913***0.832*0.913***(1.89)(10.56)(2.06)(10.52)(1.84)(10.63)(1.93)(10.68)政治关联0.307 0.136***0.283 0.141***0.300 0.140***0.302 0.146***(1.50)( 3.19)(1.37)( 3.27)(1.47)( 3.26)(1.46)( 3.40)治理结构0.570***0.198***0.529***0.197***0.592***0.203***0.556***0.205***(2.89)(6.40)(2.69)(6.37)(3.02)(6.55)(2.82)(6.63)常数项控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量56211435562114355621143556211435Prob>chi20.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000

(二)影响机制检验

前述分析表明，属地经营会抑制企业创新。下面将进一步深入研究企业属地经营影响企业创新投入的作用机理。企业属地经营之所以会抑制企业创新，其根源是地方政府与属地企业建立了利益联盟，企业凭借属地关系易于获得所在地政府的订单、信贷等政策性支持，从而减弱了其对增加创新投入的热情和动力。下文重点从地方政府行为上考察其作用机理。是否越是进行属地经营的企业，越容易获得所在地政府的政府订单、信贷等政策性好处，进而减少了创新投入？接下来将考察属地经营对企业获得政府订单和融资难易程度的影响见表15。

表15属地经营对企业资源获取的影响

续表15

变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)信息技术0.723***0.713***0.707***0.714***0.0310.0400.0290.033(9.05)(8.93)(8.87)(8.94)(0.53)(0.68)(0.49)(0.56)常数项控制控制控制控制————行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量1219112191121911219112194121941219412194

1.属地经营和政府订单。本文将获得政府订单的企业取值为1，否则取值为0，然后利用Probit模型考察属地经营对企业获取政府订单的影响。表15中模型(1)将属地经营的范围限定为省内销售份额，从回归结果可以看出，其所占份额越大，越容易得到政府订单。模型(2)将属地经营限定在市级层面，从回归结果依然可以看出，本市销售份额越大，越容易得到政府订单。为了证明结论稳健，模型(3)和模型(4)将属地经营由连续变量改为二元虚拟变量，从模型(3)和模型(4)的回归可知，依然得到属地经营有利于企业获得政府订单的结论。

2.属地经营和企业融资便利程度。是不是越是属地经营的企业，其融资越便利呢？本文用主观融资困难程度表示融资难易程度。当企业被问及在资金获得方面是否存在障碍时，对应以下几个回答：“没有障碍”“较小障碍”“一般障碍”“较大障碍”“非常严重障碍”。本文反向赋值，将“没有障碍”赋值为4，“较小障碍”赋值为3，以此类推，构造出0-4之间的融资便利程度变量。由于被解释变量是介于0-4之间的有序响应变量，本文使用Ordered Probit模型进行实证估计。表15模型(5)-模型(8)给出了Ordered Probit模型的估计结果，其中模型(5)将属地经营的范围限定在省级层面，从回归结果可以看出，其所占份额越大，企业越容易获得融资。模型(6)将属地经营限定在市级层面，依然得到属地经营便于企业获得融资。为了证明结论稳健，模型(7)和模型(8)把属地经营变量换为其替代变量，模型(7)和模型(8)的估计结果依然显示属地经营便于企业获得融资。

可见，企业属地经营的确能够凭借属地关系获得所在地政府的政府订单、融资便利等(58)限于文章的篇幅，这里并没有报告属地经营企业可能获得所在地政府的其他政策的额外好处的结果，例如属地经营的企业融资成本是不是更低，属地经营的企业受到所在地政府税收征管的影响更小等，如有需要，可以向作者索取。额外支持，正如前文分析的那样，这种额外支持促使属地经营企业行为短期化，对增加创新投入缺乏足够的热情和动力。

五、结论

本文从属地经营、市场扩张两者之间的内在逻辑关系入手，以2005年世界银行对中国营商环境抽样调查数据为样本，探讨中国转型背景下企业属地经营偏好行为造成自主创新动力和能力缺失的原因及其内在机理。研究发现：属地经营不仅会降低企业创新投入的概率，而且还会抑制企业创新投入的规模。相反，企业进行省际市场扩张则有利于提高企业创新，但国际市场扩张并不利于提高企业创新。采用Heckman两阶段模型纠正样本选择性偏差，以及使用工具变量法克服潜在的内生性问题等一系列稳健性检验后，上述结论依然成立。进一步针对不同类型的企业异质性分析显示：属地经营对国有企业、中西部地区企业以及地方保护严重地区企业创新抑制作用更大，对外资企业的抑制影响并不存在。影响机制检验表明,融资便利等政策性支持是抑制属地经营企业创新的重要渠道。本文的研究结论不仅为深入理解属地经营企业创新动力缺失的成因提供了重要的理论和经验证据，更为我国制定促进企业创新政策和推行供给侧结构性改革提供了新的思路。

根据以上研究结论，我们提出如下政策建议：(1)完善晋升考核机制的顶层设计。改革官员晋升的政绩考核机制，在降低GDP指标在官员晋升机制中重要性的同时，提高经济增长质量和优化经济结构指标在官员晋升机制中的重要性。(2)打破地方政府的各种显性和隐形壁垒。消除地方政府对企业经营范围的行政干预，破除地方政府的各类保护主义行为，促进国内市场一体化建设，让企业自主选择经营地域和经营范围，此举不仅有利于企业获得规模经济效益，更重要的是有益于促进企业研发投入和技术创新，实现经济发展方式从要素驱动型向创新驱动型转变。(3)减少对国际市场的过度依赖。引导企业立足于我国巨大的国内市场，摆脱对出口导向的过度依赖，充分利用国内巨大市场需求空间培育出在研发、设计、营销、零售和生产等方面具有国际竞争力的高端企业。这不仅能够扭转我国企业过度追求出口数量、忽视国内市场发展机会的不利局面，更有利于企业和整个国家创新能力的提高，也有利于需求结构的合理化。(4)大力推进行政体制改革，减少政府对市场经济的干预，改善企业的营商环境和政商关系。通过减少政府各项审批和收费项目，引导企业在全国范围内按照市场原则开展经营活动，而不是盯着政府的各项优惠政策。