政府创新偏好、制度环境与区域创新效率

2022-10-19罗曼萧程跃

科学与管理 2022年5期

罗曼萧，程跃

（广西大学公共管理学院，广西南宁 530004）

0 引言

近年来，我国经济转向高质量发展阶段，原来依靠大量资源投入获取短期经济利益的方式已不再适应高质量发展的要求。如何转变发展方式、优化经济结构，实现经济的高质量发展，是当前中国经济发展面临的重大课题。党的十九大提出加快建设创新型国家，阐明创新是引领发展的第一动力，创新在经济发展中发挥着至关重要的作用。但我国目前仍然存在着创新能力不强、科技成果转化率低的问题，提高创新资源利用效率迫在眉睫。

区域创新系统作为国家创新系统的组成部分，是国家进行创新活动的基础和支撑，比较创新系统需要考虑区域间的发展差异。已有的对于区域创新效率影响因素的研究发现，企业制度、企业群体结构对区域创新效率有显著影响，产学研联系的质量以及对区外技术溢出的吸收能力也会影响区域创新效率，政府研发补贴会促进企业创新行为。

提高创新效率离不开区域创新系统的建设。地方政府作为区域创新系统的重要主体，其行为对区域创新活动产生重大影响。政府偏好是政府在适应环境要求的过程中发展起来的。政府偏好显示政府行为的倾向性，不同偏好下政府表现出不同的行为取向，政府创新偏好直接反映了政府对区域创新活动的支持力度。基于政府对于区域创新活动支持力度的变化，区域创新效率又会发生何种变化？

制度环境是区域创新活动开展的重要依托，为创新主体提供生存环境。良好的制度环境表现为市场的公平竞争、行业的有序、健全的法律法规体系和良好的执法水平等。健全的行业规范能够对创新主体的技术创新选择起到指导作用，有力避免资源无效配置情况的发生，知识产权保护能够促进工业企业的技术创新，良好的执法水平可以减少创新主体之间因为利益冲突而导致的债务履约成本。并且，制度理论强调制度环境与组织之间会产生交互作用。在制度环境的影响下，政府创新偏好与区域创新效率之间的关系会发生怎样的变化也需要进一步的实证探究。

综上所述，本文将政府创新偏好、制度环境和区域创新效率纳入同一研究框架，基于中国30个省级行政区（因数据缺失，不包含西藏和港澳台地区）2007—2020年的平衡面板数据，对政府创新偏好与区域创新效率之间的关系，以及制度环境在其关系中产生的影响进行研究，为提高区域创新效率提供经验证据。

1 理论分析与研究假设

1.1 政府创新偏好与区域创新效率

“政府偏好”作为一个学术概念首先出现在经济学的文献中。“阿罗不可能定理”提出政府所做出的行为选择不可能满足所有人的偏好排序。在此基础上发展的公共选择理论也是关于政府偏好的研究，其将政府行政过程类比为市场交换过程，在这一过程中的官员个人会对自身所处的政治行政环境权衡利弊，成为一个效用最大化的追求者，作出自身的行为选择，由此政府会产生自身偏好。

根据区域创新系统理论，区域创新系统是以企业、大学、科研机构、政府以及市场中介组织等为主体，进行创造、储备和转移知识及技术等创新活动的网络系统。政府作为区域创新系统的重要主体，在区域创新系统中发挥作用，影响区域创新发展。

将以往对于政府创新偏好及区域创新的探讨纳入政府创新偏好与区域创新效率关系的考量中，发现政府创新偏好能够对区域创新效率的提高产生积极影响。政府创新偏好的增强带来创新政策的落地及科技资源投入力度的强化，增强地区创新资金的供给与流动能力，充足的资金支持有利于地区创新链条的形成，激发地区创新活力；政府创新偏好的增强也会促使政府投入更多资源到地区创新人才的培养、创新知识的配置以及创新环境的建设中去，有利于形成良好的创新氛围并为地区创新储存充足的后备力量；政府对技术创新活动的支持会形成示范效应，传递一种市场发展信号，对地区企业的行为选择起到引导作用，促使其更多地参与到政府所偏好的创新生产活动中去，扩大地区的创新力量；并且，政府创新偏好有利于破除市场分割，政府在地区创新活动中扮演一个“牵头者”的角色，鼓励企业从事创新活动，也组织创新主体协同参与创新活动，从而促进区域创新效率的提高。

但政府创新偏好的过度增强也会给区域创新效率带来负面影响。一方面，政府创新偏好过度带来对企业创新补贴的增加，会对私人研发投入形成挤出效应，导致企业自主研发能力的下降。另一方面，政府创新激励可能出现扭曲现象。一是企业为了获得更多的政府财政补贴，可能会向政府虚报自身的创新投入，政府配置了更多的资源但实际上并没有带来相应的创新产出，反而导致创新效率低下；二是企业为了获得补贴，可能选择将创新资源投入生产快但质量低下的创新活动，形成创新产出的“虚假繁荣”现象，最终仍然导致创新效率的降低。再者，企业可能会为了获得创新补贴而在创新活动选择上尽力贴合政府要求，而不是根据企业自身的判断，导致企业的创新主观能动力下降。但在专业性极强的生产活动领域，政府可能还没有这些企业专业，政府会由于缺乏相关方面的专业性人才而无法作出更加合理和高效的选择，创新效率无法提高。并且，政府决策具有时滞性，导致创新战略执行可能会落后于市场的发展，对创新效率的提高产生不利影响。

基于以上分析，提出本文的第一个假设：

假设1：政府创新偏好与区域创新效率之间存在先上升后下降的倒U形关系。

1.2 制度环境的调节作用

对相关的制度理论进行梳理，发现从经济学视角来看，制度经济学认为制度是一个社会的博弈规则，制度环境会对组织的经营行为产生约束；从组织社会学视角来看，制度指符合合法性行为的社会规则和规范，组织通过对这些规则和规范的遵守获取在社会中存在的合法性，并由此增强获取资源的能力；制度环境本身也设置了组织活动开展的条件。

制度环境的建设水平越高，对组织行为越能够产生规范和约束作用，越能够形成公平合理的市场竞争氛围，越来越多的创新主体会参与到区域创新中来，带来丰富的创新资源。当政府创新偏好适度时，对创新主体起到激励作用，促进区域创新效率的提高。此时当处于高水平制度环境中时，稳定的制度环境更加给创新主体提供了保障，政府创新偏好的激励作用更加被强化。并且，制度经济学提出良好的制度环境有利于平滑交易成本，减少创新风险，激励创新投入，提升创新资源配置效率，良好的制度环境所带来的市场化水平和知识产权保护程度的提高能抑制创新溢出效应，这些都会强化政府创新偏好对区域创新效率的促进作用。

当政府创新偏好水平过度时，对区域创新效率产生抑制作用。政府和企业关于创新质量本就存在信息不对称的现象，此时在高水平的制度环境下，市场化组织充分发展，各个主体生产出更加多元的信息，导致政府与市场组织之间的“信息壁垒”现象进一步加剧，政府可能更加无法判别企业的策略性创新行为。并且，由于获取信息的能力有限，政府战略执行的滞后性也会增强，这也进一步强化了政府创新偏好对区域创新效率的负面影响。

基于以上分析，提出本文的第二个假设：

假设2：制度环境正向调节政府创新偏好与区域创新效率之间的关系。

2 研究设计

2.1 变量选择及测度

2.1.1 被解释变量

区域创新效率（）是本文的被解释变量。这里基于投入产出角度构建评价指标体系并采用随机前沿方法（Stochastic Frontier Analysis，SFA）对其进行测算。专利指标被广泛应用于区域创新活动的产出评价中，专利包括发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类，其中发明专利的技术含量最高，因此本文选择发明专利授权量来衡量创新产出。在创新投入方面，一般来看，区域创新投入包括人员和经费两类要素。在人员投入方面，选取R＆D人员全时当量指标，其能够有效地反映区域创新系统中研发人员的实际劳动投入水平；在经费投入方面，选取R＆D经费内部支出指标。由此建立起区域创新效率的评价指标体系如表1所示。

表1 区域创新效率评价指标体系

对于区域创新效率的评价，目前主要运用的有随机前沿分析和数据包络分析方法（Data Envelopment Analysis，DEA）。两种方法都考虑创新投入和产出，其中随机前沿分析能够有效评价多投入单一产出类型的效率，符合本文测算效率的需要。

随机前沿模型的一般形式如式所示：

其中，y表示个体在时期的实际创新产出，（x，）表示生产可能性边界上的确定前沿产出，即具有完全效率时的最大产出，表示一组投入向量，表示研究的时间区间，其中＝1，…，；＝1，…，；v-u为随机误差项。

将式两边同时取对数，可得对数形式的随机前沿模型如式：lny＝ln（x，）+v-u

本文具体的模型设置如式：

式中，为常数项，和为待估计的参数，其余变量和误差项定义与前文相同。

2.1.2 解释变量

政府创新偏好（）是本文的解释变量。政府的财政支出结构是政府偏好的主要表现形式，政府会通过其科学与技术财政支出力度来表现其具有创新意愿的程度，基于此，本研究参考李政和杨思莹的做法，以地方政府科技财政支出占地方政府财政支出的比重来测度政府创新偏好的大小。

2.1.3 调节变量

制度环境（）是本文的调节变量。参考刘永松等的研究，以王小鲁、樊纲等组成的研究团队所创建的中国分省份市场化指数数据库中的“中国分省份市场化总指数”测度。其中2020年数据还未更新，故采用插值法补齐。这一测度方式被广泛应用于有关制度环境的量化研究中，作为衡量不同地区市场化水平的权威指标。

2.1.4 控制变量

参考秦海波等、姜爱华等的研究，选取对外开放程度（）、地区产业结构（）以及地区基础设施建设水平（）作为本研究的控制变量。其中对外开放程度以各省份当年货物进出口总额占地区GDP的比重测度，在将美元折算为人民币时，选用当年的平均汇率来计算，地区产业结构以第二产业增加值与第三产业增加值的比值测度，地区基础设施建设水平以地区公路密度，即每万人拥有的公路长度测度。各变量的具体定义如表2所示。

表2 变量定义

2.2 计量模型构建

在本研究中，考虑到创新效率测算值介于0～1之间，即被解释变量取值受限，故考虑使用Tobit模型。Tobit模型的一般形式如式：

本文被解释变量即创新效率测算值大于0，由此构建如下基本计量模型：

为了避免OLS估计带来的偏误，采用随机效应的Tobit模型进行回归分析。

2.3 数据说明

本研究以中国30个省级行政区（由于部分数据缺失故不包括西藏和港澳台地区）为研究对象，选取2007—2020年为样本研究区间。区域创新效率指标体系数据均来源于《中国科技统计年鉴》，政府创新偏好、对外开放程度、地区产业结构及基础设施建设水平数据来源于《中国统计年鉴》、各省市统计年鉴及各地国民经济与社会发展统计公报，制度环境数据来源于中国分省份市场化指数数据库。为分析和比较不同地区的特点，本文以经济地带为标准将30个省级行政区划分为东中西三大区域进行异质性分析。

3 实证结果与分析

3.1 区域创新效率测算

运用Frontier 4.1软件对我国区域创新效率进行测算，表3是随机前沿模型的实证结果，变量系数均为正且在统计学意义上显著，说明运用随机前沿模型测算区域创新效率是合理的。

表3 随机前沿模型的实证结果

在测算区域创新效率的基础上，绘制2007—2020年我国区域创新效率的时间演化图，如图1所示。

图1 我国区域创新效率时间演化

可以看到，区域创新效率在东中西部存在一定差异，东部地区的创新效率水平高于全国平均水平，且为三大地区中最高，而中部地区和西部地区的创新效率水平均低于全国平均水平，还存在较大的提升空间。总的看来，在2007—2020年，无论是全国范围内，还是东中西地区范围内，区域创新效率均呈现逐年上升的态势，且上升态势比较平稳。这说明我国的区域创新一直处于成长发展过程中，区域创新建设取得了一定成效。

3.2 政府创新偏好与区域创新效率关系分析

运用Stata 16.0软件对变量进行Tobit回归。在进行回归之前，考虑到数据由于量纲不一致及存在多次项和交互项而可能产生的多重共线性问题，对核心解释变量、调节变量和控制变量都进行标准化处理。回归结果如表4所示。

首先在不加入核心解释变量的情况下考虑对外开放程度、地区产业结构以及基础设施建设水平对区域创新效率的影响，如表4模型1所示，可以看出这三个控制变量对区域创新效率都在统计学意义上表现出显著影响。对外开放程度显著负向影响区域创新效率，这可能是由于对外开放程度的提高导致区域创新主体对外资的依赖性变强，区域自主创新能力下降，最终导致创新效率的降低；产业结构与创新效率之间的关系则反映出一味地发展工业并不能带来创新效率的提高，产业结构有待进一步优化；基础设施建设水平显著正向影响区域创新效率，这可能是由于基础设施建设水平越高，区域创新主体之间的联结越密切，创新主体获取资源也更加便利，由此带来创新效率的提高。

考虑加入解释变量一次项和二次项，如表4模型3所示，可以看到解释变量二次项系数为负，且在1%的水平上显著，说明政府创新偏好与区域创新效率之间存在先上升后下降的倒U形关系，假设1得到验证，即在一定范围内，政府创新偏好的增强对区域创新效率起到正向促进作用，超过相应范围，政府创新偏好的增强反而会抑制区域创新效率的提高。这反映了政府创新偏好影响区域创新效率的“过犹不及”现象。区域创新是一种复杂的地区活动，受到多类因素的影响，就政府这一单一主体来说，其对于创新倾向的增强也会导致其他问题的产生，由此并不必然带来区域创新效率的提高。如何将政府创新偏好控制在合理范围内，以最大程度地发挥其创新效应，也需要进一步的研究。

表4 全国样本回归结果

3.3 调节效应分析

关于制度环境的调节效应检验，构建如表4所示模型4。发现制度环境与政府创新偏好二次项的交互项系数为负，且在1%的水平上显著，这说明制度环境对政府创新偏好与区域创新效率之间的倒U形关系起到正向调节作用，在高水平制度环境的情境下，政府创新偏好与区域创新效率之间的倒U形关系会受到显著强化，假设2得到验证。这可能是由于制度环境建设水平的提高一方面会激发地区创新活力，但同时也会加剧政府与市场组织之间的信息壁垒。

3.4 区域异质性分析

为了进一步比较和分析不同地区中，政府创新偏好对区域创新效率的影响以及制度环境在其中的作用，分别对东中西地区样本进行回归，回归结果如表5所示。

在东部地区样本的回归结果中，由表5模型1可以看到，政府创新偏好一次项系数为正，且在10%的水平上显著，模型2中，政府创新偏好二次项系数并不显著，即在东部地区，政府创新偏好只表现出对区域创新效率的显著正向影响。由于在东部地区样本中，政府创新偏好与区域创新效率之间表现为线性关系，因此在模型3中只检验制度环境对这种线性关系的调节效应。由模型3结果可以看到，制度环境与政府创新偏好一次项的交互项系数对创新效率影响并不显著，即东部地区制度环境对政府创新偏好与区域创新效率之间的关系不存在显著的调节效应。

表5 分地区样本回归结果

关于正相关关系，可能的原因是东部地区地理位置比较优越，区域创新发展还存在较大的上升空间，地方政府创新偏好对其创新效率的影响还处于正向上升的阶段；调节效应方面，东部地区的制度环境建设已经处于比较高的水平，再增强可能起到的正向调节作用比较细微，并且，诸如经济发展这样的因素可能也会显著强化政府创新偏好对区域创新效率的正向作用，而使得东部地区制度环境的调节效应在统计学意义上不显著。

在中部地区回归样本中，模型1中政府创新偏好二次项系数显著为负，说明在中部地区，政府创新偏好与区域创新效率之间表现出倒U形关系。且模型2中制度环境与政府创新偏好二次项的交互项系数也显著为负，说明在中部地区，制度环境也表现出对政府创新偏好与区域创新效率之间倒U形关系的显著正向调节效应。

结果差别较大的是西部地区。在西部地区回归样本中，由模型1中可以看到，政府创新二次项系数显著为正，说明在西部地区，政府创新偏好与区域创新效率之间表现出正U形关系。而制度环境与政府创新偏好二次项的交互项系数不显著，说明在西部地区，制度环境未表现出对政府创新偏好与区域创新效率之间关系的调节效应。

关于在西部地区出现的政府创新偏好与区域创新效率之间正U形关系的解释，可能的原因是，西部地区发展较为落后，创新环境较差，创新主体和资源匮乏，政府出于创新偏好的选择，投入资源到地区创新环境建设和创新主体的培育中去，资源大量消耗，但此时的地区创新能力较差，创新主体处于成长成熟过程中，还无法有效地转化和利用资源，反而导致了区域创新效率的低下。随着政府创新偏好逐渐增强，超过一定范围后，地区创新氛围更加良好，创新环境得到有效建设，吸引更多主体参与到创新中来，地区创新活力增强，区域创新效率得到提高。

4 结论与启示

4.1 研究结论

本文基于随机前沿模型和Tobit模型，测算了我国30个省级行政区的区域创新效率，对政府创新偏好与区域创新效率之间的关系展开探讨，并分析制度环境在其中的调节作用。结果表示：（1）我国区域创新效率整体上呈现逐年上升的稳定态势；（2）政府创新偏好与区域创新效率之间具有先上升后下降的倒U形关系，即在一定范围内，政府创新偏好的增强促进区域创新效率的提高，超过相应范围，政府创新偏好的增强则会抑制区域创新效率的提高，制度环境对这种关系起正向调节作用；（3）在不同地区之间，由于自然禀赋的差异，政府创新偏好对区域创新效率的影响存在异质性：在东部地区，政府创新偏好只表现出对于区域创新效率的正向影响，而制度环境的调节效应并不显著；在中部地区，政府创新偏好与区域创新效率之间表现出倒U形关系，且制度环境在这种关系中起到正向调节作用；在西部地区，政府创新偏好与区域创新效率之间呈正U形关系，制度环境的调节效应不显著。