制度环境影响技术创新的典型机制：理论解读与空间检验

徐 浩

一、引 言

随着中国经济步入“新常态”阶段，经济增长方式正处于由要素驱动的粗放型增长向创新驱动的内涵型增长转变的战略机遇期，技术创新正日益成为中国经济可持续发展新的动力源泉①。2018年3月7日，习近平在全国两会上再次表示，创新是经济发展的第一动力，抓住技术创新就抓住了经济发展的牛鼻子。在此背景下，如何有效提升技术创新水平已成为当前我国经济社会发展面临的重大议题。目前，学界关于技术创新的研究已经有了一定积累。

自古典经济增长理论以来，早期研究主要关注要素投入对企业技术创新产出的推动作用，认为增加资金和科技人员投入即可提高创新绩效(Romer，1990)，但关于如何激励企业增加技术创新的要素投入则众说纷坛。凯恩斯主义强调政府在科技创新中的导向作用，指出政府应通过财政补贴、税收减免等措施引导企业生产要素向技术创新方向聚集和流动(陆国庆等，2014)。相反，自由主义学派则认为，政府应该减少直接干预，仅致力于维护良好的市场秩序和公平的竞争环境，而市场的“无形之手”将引导大、小企业按照各自的禀赋优势进行生产创新活动(Kamien 和 Schwartz，1975；Aghion 等，2005)。随着研究的不断深入，新制度经济学认为制度激励最终决定了一国的技术创新水平(Acemoglu 等，2005)。制度包括企业内部治理、外部市场竞争和国家宏观制度环境三个层面，关于制度与企业技术创新关系的研究也沿着这三个层面依次展开：(1)企业内部管理机制对自身技术创新产出的影响，如董事会架构、公司高管、激励机制等(O′Connor 和 Rafferty，2012；吴延兵，2012)；(2)企业外部市场竞争对自身技术创新产出的影响，如债务约束、融资结构、要素市场竞争等方面(聂辉华等，2008)；(3)国家层面制度环境对技术创新的影响，包括政府行为、法制水平和金融环境等方面(Belloc，2012)。总体而言，现有研究大多立足于企业内部治理和市场层面，较少关注国家层面制度环境变迁对企业技术创新的影响(鲁桐和党印，2015)，而国家层面制度作为一种外部激励从根本上决定了企业的创新产出(Acemoglu等，2005)。

不同国家具有不同的行政和法制特点，对企业技术创新的影响机制和程度也不尽相同。对于中国而言，一方面，“诸侯经济”的典型特征导致不同地区间制度环境水平和技术创新水平存在较大差异(樊纲等，2011)，那么制度环境差异是造成地区技术创新绩效差异的重要因素吗？另一方面，地方政府下辖法律部门的组织架构和法院“合一制”组织模式决定了行政和法制间存在着显著的交互关系①法院“合一制”是指由法院院长全面负责，司法审判与院内行政管理彼此交融、组织结构科层化的一种制度安排(陈杭平，2011)。，这些盘根错节的关系又是如何影响技术创新的呢？只有厘清上述两方面问题，找到决定我国技术创新水平的制度根源，才能明晰我国产业“低端突围”的根本路径。这具有重要的理论和现实意义。

首先，本文从我国的体制特征出发，沿着制度环境——市场主体行为选择——技术创新这一逻辑主线，依次分析了制度环境及其分项间的交互性影响技术创新的典型机制。具体地，本文从我国“诸侯经济”和“标尺竞争”的体制特征出发并通过理论分析发现，地方政府激励扭曲引致的要素错配和公共品供给缺失对企业家技术创新产生了抑制作用，而较弱的法律执行力度无法激发市场“无形之手”的要素配置功能，从而对技术创新产生了负向影响。相反，行政治理水平的提升能够通过降低要素错配程度增加企业家配置的资源总量，通过优化公共品供给降低企业家技术创新的交易成本，从而促进技术创新水平的提升；良好的法律执行一方面能够塑造更加公平公正的竞争秩序，避免企业家之间恶性竞争引致的创新收益损失和资源损耗，另一方面能够强化市场机制，进一步发挥“无形之手”在引导生产要素向具有“创造性破坏”能力和动力的企业家流动的配置作用，从而通过提升资本配置效率来促进技术创新。在此基础上，本文基于我国地方政府下辖司法部门的组织结构和法院“合一制”模式，进一步分析了行政治理干预司法运行的动机、渠道和能力，结果发现行政干预的减少有助于提升司法部门的独立性和执法强度，从而提升法制水平对市场“无形之手”要素配置功能有强化作用，市场有效性的加强最终促进了技术创新水平的提升。可见，优化行政治理水平是改善法制水平进而提升制度环境总体水平的根本所在。然后，本文从技术创新“高风险、高投入、长周期”的产业特征出发，剖析了企业技术创新的制度需求，将政府干预和政府廉政等纳入考量范畴，构建了技术创新视角下的制度环境指标体系，并结合实际数据对比分析了地区间制度环境的演化趋势。最后，文章采用SEM模型对我国30个省区2001—2016年数据进行了经验分析。研究表明：在制度环境水平更为优渥(行政治理透明高效、法制公正有力)的地区，技术创新水平更高；东中西部制度环境水平按照地理位置依次减弱，其对技术创新的促进作用也相应降低；细分制度环境构成后发现，行政治理水平改善对本地技术创新水平的正向促进作用大于法制水平的相关作用；行政干预的减少能够提高司法部门的独立性和执法强度，从而强化法制水平对技术创新的促进效用。基于以上分析，本文最后有针对性地提出了政策建议。

本文可能的创新是：(1)细分制度环境构成，系统分析了决定我国技术创新的制度因素及其作用渠道。本文从我国“诸侯经济”和“标尺竞争”的制度安排出发，剖析了地方政府行政行为对技术创新的作用机理，发现地方政府激励扭曲引致的要素错配和公共品缺失对技术创新产生了重要影响；在此基础上，文章基于我国地方政府下辖司法部门的组织结构和法院“合一制”模式，进一步分析了行政治理干预司法运行的动机、渠道和能力，厘清了行政治理通过法制水平影响技术创新的典型机制，发现行政治理是决定我国技术创新水平的最根本制度因素。以上理论分析在一定程度上丰富了制度影响经济运行的新制度经济学文献。(2)已有实证分析大多采用市场化进程指数衡量制度环境，而市场化进程指数与技术创新间的特征差异可能导致结论偏误。本文从技术创新的产业特征出发，厘定其制度需求，并构建了技术创新视角下的制度环境指标体系。这为制度视角下的技术创新相关经验研究提供了更为合理的数据基础。(3)合理的模型选择和多角度的对比研究为本文理论假说提供了更具说服力的经验证据。一方面，回归模型更为合理。本文将地区技术创新间的“地域关联”性纳入回归框架，采用解释力更强的动态空间回归模型(SEM)在省际层面进行了类似“跨国研究”的实证分析，较好的控制了变量间的空间相关性对经验分析的影响；另一方面，本文从区域横向视角和地区内纵向视角对两者关系进行了对比研究。合理的模型选择和多视角的对比分析为本文结论提供了更有力的经验支撑，所得结论也更为丰富。

二、相关研究与理论分析

遵循制度决定论的分析脉络，本文沿着制度环境——市场主体行为选择(企业家和投资者)——企业技术创新这一核心逻辑(North 和 Thomas，1973)，依次分析了行政治理、法制水平、行政治理和法制水平间的相互作用与技术创新间的关系。

（一）行政治理与技术创新

公平、自由和充分竞争是构建反映生产要素稀缺性的“有效市场”的基本条件(林毅夫，2014)。政府作为国家机器的代理人，其公权力往往具有一定的强制性和暴力性。因此，地方政府参与本地经济发展必然形成对其他市场主体的不对等地位(North，1981)，进而破坏自由、公平和充分竞争的市场规则，抬高企业家实施创新活动的交易成本和风险，最终降低其生产和创新意愿。

改革开放以来，制度变迁对行政部门造成的激励扭曲是抑制经济增长创新转型的根本原因(Jin 等，2005)。“财政分权”的经济利益和“标尺竞争”的晋升压力对地方政府具有推动本地经济快速发展的强烈激励(周黎安，2004)。为了快速积累经济绩效，一方面，地方政府倾向于推动低风险、周期短、见效快的“短平快”投资项目，并通过财政扶持、税收优惠、资产抵扣等途径为此类项目获得优质生产要素提供担保，从而降低了资本等生产要素向技术创新项目的配置总量(李青原等，2013)。要素成本的升高推升了高风险、长周期、见效慢的技术创新项目的生产成本，降低了企业家的预期收益和创新动力。同时，“短平快”项目大多具有投资规模大、资源消耗强、技术含量低等特征，参与企业在与地方政府的合作中实现了自身利益的粗放增长，占据了大量的优质生产要素却不具有推动自身技术创新的内在动力(银温泉和才婉茹，2001)。可见，地方政府激励扭曲诱致的要素错配抑制了本地技术创新水平的持续升高。另一方面，行政部门激励扭曲导致公共品供给缺失，从而抑制了技术创新。地方政府既是地方经济发展的管理者，又是地方经济发展的参与者。地方政府迫于职级晋升的博弈压力，倾向于“放松”对自我参与者身份的监管，从而导致整个市场秩序的松弛和懈怠(王永钦和丁菊红，2007)。同时，当本地经济发展受到“条管”①条管单位：该单位的人事任免、财务划拨和工作指导均由上级部门直接管辖，不受所在地地方政府节制。部门的影响时，地方政府偏好于动用地方资源将前者拉入自己的利益同盟，为地方经济的粗放发展铺平道路(周黎安，2007)。因此，地方政府出于晋升博弈的自利动机使得中央旨在提升公共服务质量的努力失去意义(Li 和 Zhou，2005)。具体地，繁杂冗长的行政审批提高了企业家技术创新过程中的交易成本；监管的松懈也破坏了公正有序的市场竞争环境，进而削弱了市场“无形之手”在引导优质生产要素向高收益的技术创新部门流动的作用机制。可见，生产要素供给不足、交易成本升高和“市场失灵”最终抑制了技术创新(鲁桐和党印，2015)。

当然，良好的行政治理水平有助于企业家的创新发展。自1978年改革开放以来，地区间行政治理水平从同一基点出发，演化至今呈现出较大的水平差异，东部地区显著优于中西部地区(樊纲等，2011)。这是因为东部地区没有丰富的煤炭、石油等资源储备，地方政府为了在“标尺竞争”中占据先机，不得不从本地良好的地理区位等禀赋优势出发，通过招商引资、优化制度环境等方式谋求地方经济的快速发展，不断减少地方政府干预行为便是东部地区优化制度环境的重要策略之一。这一方面更好地吸引了海外投资，另一方面促进了本地民营经济的逐步壮大，进而促发东部地区获得了更高的经济发展成就和技术创新水平。基于以上分析，本文提出假说1。

假说1：在行政治理更为优良的地区，技术创新水平更高。

（二）法制水平与技术创新

法制是推动技术创新水平不断提升的重要制度保障之一。法律水平从塑造公平竞争秩序和优化资本配置效率两个方面对技术创新产生了重要影响，而执法力度的强弱和公正与否是保证这两条机制能否有效运转的关键所在(徐浩等，2016)。

良好的产权保护是推动企业实施技术创新的重要激励。企业通过向内部技术创新部门配置要素进行知识生产，知识的不断累积推动技术创新水平的提升，知识生产过程具有较强的外溢性和风险性。在技术产权缺乏有效保护的法制环境下，企业家们为了抢占市场先机和兑现风险收益，将“争先恐后”地推出并未成熟的新技术(Moser，2005)，而现有成熟技术对经济社会的贡献往往并未达到最优水平。因此，新技术的过早引入不仅造成社会资源的浪费，而且导致技术创新市场的无序竞争，从而抬升企业兑现创新收益的风险，最终降低整个社会的技术创新水平(Moser，2012)。相比之下，公正有力的法律保护将有助于塑造公平的市场竞争秩序，稳定企业家的创新收益预期，引导企业家适时且持续的投入生产要素进行知识生产，促进自身技术水平的持续上升。

有效的法律保护通过优化资本配置效率对技术创新产生了重要影响。熊彼特(1990)认为，金融系统的作用在于通过信息搜集降低市场与企业间的信息不对称程度，识别出最具创新潜质的企业家并向其配置资本要素，以支持其技术创新活动，从而推动企业和社会技术创新水平的持续提升。一方面，良好的法律执行能够营造公平公正的竞争环境。在公平公正的市场环境下，金融市场的“无形之手”才能更有效的引导生产要素流向具有“创造性破坏”能力和动力的企业家，支持其进行技术创新活动；另一方面，在法律执行公正有力的地区，投资者将有更多的方式保护自身利益，个体有更强的意愿向市场提供富余资金以支持高收益的技术创新项目。这样良好的融资环境和权益保护也将提升企业家的收益预期值和创新激励程度(La Porta 等，2000)。相反，较弱的执法力度将降低企业家发生道德风险、激进创新的机会成本，抬升投资者的经营风险。随着投资风险的上升，风险偏好较低的投资人将逐步退出市场，而风险偏好较高的投资人将通过提高收益预期值来对冲因风险上升而可能带来的损失(Stiglitz和 Weiss，1981)，要素成本的升高最终抑制了企业的技术创新活动。

从以上两方面可以看出，一国即使具备完备的规章制度和法律条例，也不一定必然会对地区技术水平的提升产生显著的促进作用。因为法律的执行强度和公正度对投资者和企业家经营决策的影响比法律规定本身更具有解释力(Pistor 等，2000)。对正处于健全法制机制、全面推进依法治国进程中的我国而言，公正有力的法律执行更弥足珍贵。因此，本文提出假说2。

假说2：在法制水平更为优渥的地区，技术创新水平更高。

（三）制度环境与技术创新

一方面，改变以 GDP为导向的官员晋升考核机制将弱化其对地方政府的激励扭曲。地方政府激励扭曲的弱化将通过降低要素错配程度、优化公共品供给、维护市场秩序等机制促进本地技术创新水平的提高。政府干预的减少将提高企业家配置资源的总量和效率，行政审批的加快有助于降低企业家技术创新活动的预期风险。因此，优渥的行政治理有利于技术创新水平的提升。另一方面，公正有力的法律执行将通过稳定技术创新参与主体的收益预期、优化资本配置效率等机制促进技术创新产出。因此，本文在假说1和假说2的基础上提出假说3。

假说3：在制度环境更为优良的地区，技术创新水平更高。

（四）行政治理与法制水平间的交互性与技术创新

我国地方政府下辖法律部门的组织结构表明，行政治理和法制水平间可能存在显著的交互作用。这意味着地方政府还可能通过法律部门对技术创新产生了重要影响。首先，地方政府具有干预本地法律部门的强烈动机。在现行制度下，地区经济发展水平和社会稳定是地方政府晋升考核的核心指标。法律部门是维护地方政府市场干预行为合法性和社会稳定的重要工具。在经济发展方面，地方政府为了在“标尺竞争”中脱颖而出，偏好于实施低风险、短周期、见效快的“短平快”生产项目。“短平快”项目大多具有投资规模大、资源消耗强、技术含量低等特征(银温泉和才婉茹，2001)，往往隐藏着环境污染和拆迁补偿等各种社会纠纷。对于此类纠纷，法院往往通过拒绝项目的落地实施来维护公共诉求，但这将对地方就业、经济增长、财政收入以及地方政府晋升资本造成显著的负面影响。由此，地方政府偏好于采用行政干预等方式为此类粗放项目的顺利实施铺平道路。就社会稳定而言，诉讼至法院的纠纷往往蕴涵着阶层间或群体间的社会对抗，处理不当容易激化出带有舆论偏见的群体性事件，严重危害社会稳定(顾培东，2014)。对于此类纠纷，地方法院往往仅着眼于事件本身的法理公正，而地方政府则会统筹考虑事件的社会舆情以及其对地区稳定和政治晋升可能造成的影响。因此，地方政府倾向于采用行政命令来引导法律部门对事件进行适当处理。可见，在本地经济发展和社会稳定等政治晋升的重要领域，地方政府均倾向于对法律部门的正常运转施加影响。其次，地方政府下辖法律部门的组织构架和法院“合一制”为行政治理干预司法运行提供了制度便利(陈柏峰，2015)。法院“合一制”最重要的特征是院长及院党组负责院内的资源分配和人事任免。在实践中，法院内部职级晋升、经济绩效和其他资源均严格按照职位等级进行分配且职级越高分得越多，由此形成了“倒金字塔”型的资源分配结构(李蓉，2013)。最重要的是，这套分配规则并不对专业审判人员和行政管理人员加以区分。因此，法官等专业技术人员便具有了攀爬职位等级以谋求更多资源配置权的强烈动机，而院内职级升迁和资源配置均取决于“一把手”的行为准则。可见，这种独特的物质资源分配方式和职级晋升路径在客观上保证了法官等专业技术人员对上级命令的服从(黄文艺，2014)。同时，法院作为地方政府的组成部分，后者直接掌握法院领导层的人事任免和资源供给权力。这种法官——法院院长——地方政府三者间独特的资源配置方式，保证了司法执行在法官和地方政府间具有高度的共识和一致性。因此，这种独特的组织结构为地方政府干预法制运行提供了制度便利。最后，从战争时期延续至今的“一元化”领导模式，为地方政府领导干预司法运行提供了意识合理性(侯猛，2013)。由此，本文进一步提出假说4。

假说4：在行政治理更为优渥的区域，法制水平对技术创新具有更强的推动效应。

三、研究设计

（一）模型设计

技术创新具有较强的空间相关性，忽视变量间的空间关联将影响结论的有效性(Rey 和 Montouri，1999)。

由于上期技术创新水平对本期创新绩效具有重要影响，本文基于 Anselin 等(2004)的分析，在解释变量中引入因变量的滞后一期项，构建动态空间面板模型。这样既考虑了技术创新的空间溢出效应，又避免了变量间“鸡蛋相生”的内生性问题，提高了模型估计的准确性和有效性(Elhorst，2014)。由于行政治理对法制水平具有重要影响，因而我们在解释变量中引入行政治理与法制水平之间的交互项。至此，本文回归模型如下所示：

其中，y为地区年度技术创新水平；Enviro是地区制度环境水平，包括行政治理(Gov)和法制水平(Law)两个分项指标；ρ为技术创新反应系数，度量了相邻区域技术创新水平对本地技术创新的影响程度；λ为空间误差自相关系数，反映了相邻地区误差项间的空间依赖对本地技术创新的影响；Wij为经过行标准化处理后的空间权重矩阵元素；为空间滞后因变量；x是控制变量集。ϕ衡量地区固定效应；υ测度年度宏观经济政策变化。下标k为解释变量，i表示地区，t代表年份。ε为随机扰动项。

至此，本文完成了实证分析所需的模型构建。然而，在实际应用中，如何进行模型选择呢？Anselin 等(2004)给出了具体的模型选择方法：首先比较两个 Lagrange乘数LM-sar和 LM-error的显著性，选择显著一方对应的空间计量模型，若两者均显著，则需进一步观察他们的稳健形式Robust LM-sar和Robust LM-error的显著性，并将显著一方作为回归分析的空间计量模型。在回归方法上，与广义矩估计(GMM)方法相比，无条件极大似然估计法(Unconditional Maximum Likelihood Estimation，简称 UMLE)无需严格的矩估计假设条件且能更充分的利用样本信息，估计结果也更加渐进有效(Hsiao等，2002)。因此，本文采用UMLE方法进行动态空间模型的回归估计。

（二）指标构建

1.技术创新水平

一国技术创新水平主要从投入和产出两个方面进行测度。在投入方面(Rdm)，本文选择R ＆ D内部支出经费占国内生产总值的比重来测度资金投入(唐未兵等，2014)，采用 R ＆ D人员全时当量衡量劳动投入(lnRdp)。在产出方面，采用发明专利授权量(lnPat)度量实质性技术创新产出，并用于稳健性检验。因为与居民的专利申请授权量相比，发明专利等推动技术进步的实质性创新才能使企业获得竞争优势，提高企业的市场价值，推动企业发展(黎文靖和郑曼妮，2016)。

2.制度环境

纵观已有制度视角下的技术创新相关研究，大部分采用了樊纲等(2011)的中国市场化进程指数来度量制度环境(吕晓军，2015；许玲玲，2018)。然而，市场化进程指数主要反映了中国特色社会主义市场经济体系的建设程度，与我国宏观经济发展或经济增长特征相对应(樊纲等，2011)。技术创新虽然是宏观经济发展的一个方面，但其“高风险、高投入、长周期”的产业特征与其他宏观经济变量存在着明显差异(林毅夫，2012)。因此，采用市场化进程指数测度制度环境，并以此来研究其对技术创新的影响将得出有偏的研究结论。本文将在与市场化进程指数的对比中，构建更为合理的制度环境指标体系。

正如前文所述，政府部门行政治理优化将通过降低要素错配程度和交易费用等机制影响企业家技术创新活动和最终产出。那么，如何度量政府行为对技术创新的影响呢？中国市场化进程指数中的“政府与市场的关系”一项对政府行为水平进行了测度，但该项指标包括“减少农民的税费负担”和“减少企业的税外负担”两项内容(樊纲等，2011)。前者“减少农民的税费负担”与技术创新相关研究不匹配。因为与农业相比，工业对技术创新的需求与投资更大，在技术创新相关研究中不应将其作为核心指标；后者“企业税外负担”虽然是阻碍企业家实施“创造性破坏”活动的重要因素，但在本文关注的工业企业中，税收负担依然是企业税费负担中的核心构成(宋炬懿和郭淼，2017)。因此本文将“减少企业的税外负担”修改为“工业企业的税收负担”。更重要的是，“政府与市场的关系”一项无法衡量地方政府对市场的干预强度，而地方政府对市场的强烈干预是抑制经济创新转型的重要因素(吴延兵，2017)。因为中央“财政分权”导致地方政府面临“事权”与“财权”不对等的较大压力，而“晋升锦标赛”又迫使地方政府快速累积经济绩效，因此地方政府具有以超经济手段干预市场的强烈动机。这种动机诱使地方政府倾向于短期经济绩效，而忽视长期发展效益，从而抑制了经济增长的创新转型。因此，应将地方政府的干预强度纳入指标体系，这可以采用“地方财政收支比”来衡量(刘煜辉，2007)。

法制水平是影响企业家收益预期和创新动机的重要因素(鲁桐和党印，2015)。地方政府腐败对技术创新具有显著的抑制作用。一方面，地方政府腐败将引导企业家通过非市场化手段谋求资源配置机会，这不仅破坏了市场的公平竞争机制，而且抬升了企业家的运营成本和创新风险，降低了其推动技术创新的要素配置能力和意愿(徐浩和冯涛，2016)；另一方面，在中国的体制特征下，地方政府对地方法律部门具有重要影响。地方政府腐败将引导法律部门为其相关行为提供制度便利，从而弱化了法律部门维持公平公正市场秩序的职能，进而放大市场的不公平竞争程度，进一步抑制企业技术创新。可见，腐败对技术创新具有显著的负向影响。

综上分析，在制度环境与技术创新的相关经验研究中，樊纲等(2011)市场化进程指数并不完全匹配，所得结论可能存在偏误。因此，有必要从技术创新视角出发构建更为合理的制度环境指标体系。本文将政府干预、企业税收负担、政府廉政等指标纳入考量范畴，构建了新的指标体系，具体如下。

(1)行政治理(Gov)。参照王小鲁等(2017)等的研究，本文从 5个方面衡量行政治理水平。①由于数据可得性问题，无法获得全部企业的税收和营业收入数据。本文采用工业企业作为替代变量，鉴于该指标主要采用税率来表示税负的繁重程度，因而工业企业是较为合理的替代变量。政府干预度(Inter)。央地分税改革以后，地方事权日渐增多与财权逐步下降间的不平衡日趋严重，迫使地方政府在各个领域与市场展开资源争夺。可见，财政自给率在一定程度上反映了地方政府干预对市场其他参与主体的挤出程度。②政府主导性(Lead)。地方财政支出(剔除科教文卫以及社会保障等民生性支出)占比的高低反映了市场在资源配置中的作用大小，该份额越高意味着市场化程度越低。③政府行政治理(Geffi)。繁琐的行政审批往往意味着寻租空间的扩大和审批时间的延长，从而抬升了企业家实施技术创新活动的成本和风险(Moser，2012)。④政府规模(Gsca)。公共部门的膨胀将提升企业行政审批的时间和交易成本。⑤企业税收负担(Gtax)。企业税负增加将减少企业向内部技术创新部门的要素配置总量①。

(2)法制水平(Law)。地方公共部门的法制化水平决定着一个地区法制水平的高低(叶晓佳和孙敬水，2015)。这可以从政府廉政、专利保护、消费者权益保护和劳动者权益保护四个方面进行测度。①樊纲等(2011)认为采用主成分分析法会导致指数跨年度不可比，因此本文采用算术平均法合成指数。政府廉政(Corr)。政府通常拥有资源配置权和自由裁量权，腐败加剧表明公权力已沦为政府官员获取私人利益的工具；清正廉洁意味着高效的资源配置和自由裁量权的合理利用(Murphy 等，1993)，从而有助于维护公平公正的市场秩序和提升企业家实施“创造性破坏”的动机(李后建，2013)。②参考中国经济增长前沿课题组(2014)的定义及李青原等(2013)的具体做法，令文盲的受教育年限＝0、小学文化程度人口的受教育年限＝6、初中文化程度人口的受教育年限＝9、高中文化程度人口的受教育年限＝12、大专及以上文化程度人口的受教育年限＝16，并利用各文化程度的人口占6岁以上总人口的比重乘以相应的受教育年限即得人均受教育年限。专利保护(Lpat)。公正有力的知识产权保护能够维护公平的创新市场竞争秩序，避免企业家恶性竞争导致的创新收益损失和资源损耗(Moser，2012)。③消费者权益保护(Lcus)。消费者投诉的增多意味着市场秩序的混乱，消费者逆向选择将对技术含量高的优质产品造成挤出。④劳动者权益保护(Llab)。与消费者权益保护类似，劳动争议案件数的增加表明执法强度的低下和市场秩序的混乱，从而抬升企业家技术创新的经营风险。

(3)制度环境指标测算。为了使各级指标可在区域和年度间进行比较，本文对基础指标进行标准化处理(樊纲等，2011)。本文以 2001年为基期，基期各基础指标最小值记为0分，最大值记为10分，然后按照式(3)～式(6)测算其他年份对应指标的相对得分，最后采用算术平均法合成各级指数①。

基年：

其他年份：

3.控制变量

为剔除其他变量对回归结果的影响，本文考虑了影响技术创新的其他因素(x)(唐未兵等，2014；鲁桐和党印，2015)：经济发展水平(lnpGDP)；产业结构(Ins)；人力资本(Hum)②；外商直接投资(Fdi)；对外开放程度(Trade)；城镇化率(Urb)；基础设施(Infra)。

4.变量描述

图 1报告了制度环境的测算结果。2001—2016年间，全国和地区制度环境总体呈逐步优化趋势。2001年，制度环境总体在全国及东中西部地区的得分依次为 5.01分、6.68分、4.25分、3.90分，到2016年，其水平已经分别上升至8.76分、12.98分、7.52分和 5.80分。分地区来看，东部地区制度环境水平显著优于中西部地区，中西部地区制度环境水平差距正在逐年扩大，西部地区制度环境的优化速率最慢。表1报告了全部变量及其统计性描述。

图1 制度环境演化趋势(2001—2016年)

表1 描述性统计(2001—2016年)

（三）数据来源

本文搜集了我国 2001—2016年 30个省区的面板数据。R ＆ D经费、R ＆ D劳动、发明专利数据源于《中国科技统计年鉴》；制度环境分项指标政府行政治理水平源于王小鲁等(2017)的文献，其中2010—2014年只有偶数年数据，因此采用前后两年平均的方法获得2011年和2013年数据，2015年和2016年数据由前三年平均增长率推算得到；人民币兑美元汇率、城镇人口、进出口总额、工业企业营业收入、工业企业税收①工业企业税收包括两部分，主营业务税金及其他和本年应交增值税。、地区工业增加值和铁路公路水路里程等来源于《中国统计年鉴》、《新中国 60年统计资料汇编》。其中，2001年按受教育程度分的人口数来源于《中国人口统计年鉴》；2010年按受教育程度分的人口数来源于《中国人口和就业统计年鉴》；实际利用外资额源于 CEIC数据库；消费者投诉案件数来源于《中国工商行政统计年鉴》；专利执法累计结案数取自各年《中国知识产权年鉴》；劳动争议案件数从《中国劳动统计年鉴》获得。为减少异方差的影响，本文对相关变量取对数处理。

四、实证结果与分析

（一）单位根与协整检验

为保证回归分析的有效性，文章采用 IPS、Fisher-ADF和 Fisher-PP三种方法进行单位根检验。结果发现，在全国和地区样本中，Rdm和lnRdp均为单位根过程。不过，两个变量的一阶差分项均通过了单位根检验，为一阶单整过程。接下来，本文主要采用 Westerlund(2007)的方法进行协整检验②该方法不仅可以检验异质面板的协整关系，还可以考察变量与变量间、变量与整个面板数据间的协整关系。，结果显示在全国和地区层面，变量间均存在长期的协整关系。最后我们进一步采用 KAO法验证了上述结论的稳健性。因此，本文认为可以采用原始数据直接进行下一步的经验分析。

（二）空间相关性检验

本文测算了2001—2016年中国地区技术创新水平的全局Moran′s I指数，结果发现，年度全局Moran′s I指数均显著为正，这意味着我国地区技术创新具有显著的空间相关特征。进一步地，本文采用LISA集聚图(图略)测算了我国各地区间技术创新的空间集聚特性③LISA集聚图将本地区与周边地区的空间相关性划分为 5个状态，包括“高-高”(HH)集聚区、“高-低”(HL)集聚区、“低-高”(LH)集聚区、“低-低”(LL)集聚区和“None”(不显著)。其中，“高-高”表示本地区技术创新水平较高以及周边地区技术创新水平也较高，其他依次类推。，结果发现我国形成了华北、东部、东南和西部四个技术创新集聚区。一是华北“低-高”(LH)集聚区，包括北京、天津和河北。二是东部“高-高”(HH)集聚区，包括江苏、浙江和上海等地。三是东南“低-高”(LH)集聚区，包括广东、广西、湖南、江西、福建五地。四是西部“低-低”(LL)集聚区，包括甘肃、青海、西藏和新疆四地。这表明技术创新水平较高地区的周边地区同样具有较高的创新水平，创新水平较低地区依然被较低水平的周边地区所包围。这再次说明中国区域技术创新水平间存在显著的溢出效应。可见，本文采用空间计量模型进行分析是必要的、合理的。

（三）回归结果及分析

接下来，本文考察制度环境对地区技术创新的效用。首先选择回归模型，我们依据Anselin 等(2004)的判别规则，比较两个 Lagrange乘数 LM-sar和 LM-error及其稳健形式的显著性。传统回归结果表明：LM-sar和LM-error的值分别为1.257和 10.409，分别通过了 10%和 1%的显著性检验，表明可能存在空间滞后项或误差项；进一步对比 Robust LM-sar(0.982)和 Robust LM-error(11.316)的显著性水平，前者不显著而后者通过了 1%的显著性检验，因此模型(2)更适合本文的回归分析。最后，本文采用UMLE法进行模型的回归分析。

1.制度环境对R ＆ D经费投入(Rdm)的效用

如表2所示，λ均在1%的显著性水平上显著为正，这表明技术创新在邻近地区间存在较强的空间相关性。因此，在制度环境与技术创新关系的回归中考虑空间关联性将会得出更加稳健的研究结论。被解释变量滞后一期(L.Rdm)均在 10%及以上的显著性水平上显著为正，这意味着技术创新是一个连续累积、逐步上升的动态过程，本文采用动态模型以剔除前期技术积累的影响是合理的。

表2 制度环境对R ＆ D经费投入(Rdm)的效用(全国)

表2中模型(1)未加入制度环境总体因素，其经调整的拟合度 A dj-R2严格小于模型(2)～(4)的回归结果。这说明制度环境总体、行政治理和法制水平对技术创新均具有较强的解释力，是决定技术创新水平的重要因素。模型(2)中制度环境总体(Enviro)的系数为 0.142，且在 5%的显著性水平上显著为正。这表明在控制其它变量的前提下，全国制度环境总体水平上升 1个标准差，R ＆ D经费投入将上升 14.2%。这为假说3提供了初步的经验证据，即在制度环境更为优良的地区技术创新水平更高。模型(3)中行政治理(Gov)和法制水平(Law)的系数分别为 0.158、0.121，分别通过了 1%、5%的显著性检验。这表明在控制其它变量的前提下，行政治理(Gov)和法制水平(Law)分别每上升1个单位，R ＆ D经费投入将分别上升15.8%、12.1%。这初步验证了假说1和假说 2的合理性，即在行政治理水平更高、法律执行更加公正有力的地区技术创新水平更高。模型(2)和模型(3)的结果表明，外部制度环境的改善对本地技术创新水平的提高均具有显著的正向促进作用。这是因为行政治理水平的改善，一方面能够降低地方政府的激励扭曲程度，减弱地方政府对市场的干预强度，增强以企业家为核心的市场在资源配置中的比重和作用，从而更有效的引导优质生产要素从“短平快”的生产项目流向高收益的技术创新项目；另一方面可以优化公共服务质量，降低企业家进行创新生产的交易成本，提高企业家应对市场变化、把握创新机会的能力。法制水平的优化，一方面能够更好的维护企业家的创新收益，避免企业家恶性竞争导致的创新收益损失和社会资源浪费；另一方面，公正有力的法律执行能够塑造公平公开的市场秩序，投资者将有更多的方式保护自身利益，个体有更强的意愿向市场提供富余资金以支持高收益的技术创新项目。可见，行政治理水平的提高，法制水平的增强通过缓解要素配置扭曲问题、优化公共品供给和资本配置效率以及塑造市场竞争机制等渠道影响了企业家可支配的要素总量和预期收益，最终对企业创新产出产生了正向影响。对比模型(3)中行政治理和法制水平的回归系数可以发现，行政治理(Gov)优化对技术创新的促进作用大于法制水平(Law)。这表明对企业创新投入而言，地方政府行政治理(Gov)是更为重要的制度因素。

模型(4)考察了行政治理(Gov)与法制水平(Law)间的交互性对地区技术创新水平的影响。两者的交互项系数为 0.0182且在 1%的显著性水平上显著为正。法制水平(Law)的系数变为∂Rdm∂Law= 0.107+0.0182Gov。这说明在控制其他变量的情况下，地方政府行政治理水平(Gov)每上升 1个单位，法制水平(Law)对技术创新的促进作用将上升 1.82个百分点。这表明更为优渥的行政环境能够改善地区司法治理水平，从而提升后者对技术创新的正向促进作用。这为假说 4提供了初步的经验证据。因为类似《领导干部干预司法活动、插手具体案件处理的记录、通报和责任追究规定》等行政体制的优化可使司法系统在本地层面获得更为独立的司法审判权，增加地方政府“有形之手”干预市场运行的机会成本，从而更有力的维护投资者和企业家的创新收益，引导投资者和企业家向长周期、高风险、高收益的技术创新项目配置生产要素，促进本地技术创新水平的提高。然而，类似该《规定》等改革仅是从行为准则层面对地方政府行为予以规范，而未形成规避“干预”行为的根本性制度保障。“省以下法院人财物统管”等行政体制的优化能够解除司法部门人事任免、财物来源受制于本级地方政府的羁绊，让基层司法体系从根本上获得事权独立性。这样不仅能够切断地方政府通过法律部门干预市场运行的渠道，而且法制水平的提升有助于约束地方政府“有形之手”对市场的直接干预，从而塑造更为公平公正的市场竞争秩序，进一步强化以企业家为核心的“无形之手”在引导要素向高收益的技术创新项目流动的决定性作用，最终促进地区技术创新水平的提升。综合模型(3)、模型(4)的结果可知，地方政府行政治理水平(Gov)是影响本地技术创新水平的首要和根本制度因素，这一结论蕴含着丰富的政策建议。

控制变量总体上显著为正，这表明本文较好地控制了其他因素对回归结果的影响。

表3是分地区情况下①东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南 11个省市；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省；限于西藏的统计数据不全，西部地区包括：四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古11个省市。，制度环境和技术创新经费投入关系的回归结果。空间误差系数λ均在 10%及以上的显著性水平上显著为正，这表明东中西部技术创新在各地区内部也存在显著的空间溢出效应。各地区解释变量滞后一期(L.Rdm)也均在 10%及其以上的显著性水平上显著为正。这再次表明本文选择空间动态模型进行回归分析是合理的、必要的。

模型(5)～模型(7)中仅考虑了控制变量对技术创新的影响，其经调整的拟合度Adj−R2严格小于模型(8)～模型(16)的对应结果，再次说明制度环境总体、行政治理和法制水平对技术创新具有重要的决定作用。在模型(8)～模型(10)中，东、中、西部制度环境总体系数依次为 0.159、0.123、0.118，分别在 5%、1%、1%水平上显著为正。这表明在控制其他变量的前提下，制度环境总体增加 1个标准差，地区将分别增加15.9%、12.3%、11.8%的 R ＆ D经费投入，即在制度环境更为优渥的地方，技术创新投入水平更高。这从地区层面进一步验证了假说 3的合理性。因为更为优良的地区制度环境(如政府干预的减少、执法强度的提升)将提高投资者和企业家的收益预期值和风险偏好程度，投资者将向技术创新市场增加资金供给以支持企业家的“创造性破坏”活动，从而推动技术创新。

模型(11)～模型(13)考察了各地区行政治理、法制水平与技术创新间的关系。东、中、西部行政治理(Gov)系数均通过了 5%及以上的显著性检验，系数分别为 0.156、0.112、0.0889。这意味着在控制其他变量的情况下，东、中、西部行政治理水平每提升1个单位，技术创新经费投入将分别增加15.6%、11.2%、8.89%；东、中、西部法制水平依次通过了 1%、10%、5%的显著性检验，系数分别为 0.129、0.0935、0.0718。这说明在控制其它因素的前提下，东、中、西部法制水平分别每升高 1个单位，技术创新 R ＆ D支出占 GDP的比重将分别上升 12.9%、9.35%、7.18%。可见，行政治理水平的提升和法制水平的优化对技术创新的促进作用与东、中、西部制度环境水平的大小顺序相一致。这再次表明在行政治理越透明高效、法制执行更公正有力的地区，技术创新水平越高。这又一次为假说1和假说2的正确性提供了地区层面的经验证据。对东、中、西部而言，行政治理的回归系数均优于法制水平，这又一次证明地方政府行政治理(Gov)是更为重要的制度因素。

表3 制度环境对R ＆ D经费投入的效用(地区)

模型(14)～模型(16)在地区层面上考察了行政治理与法制水平间的交互性对技术创新的影响。东、中、西部交互项系数分别为 0.0153、0.0216、0.0180，分别通过了5%、1%、10%的显著性检验。这表明在控制其他因素的前提下，东、中、西部地方政府行政治理水平(Gov)每上升 1个单位，法制水平对技术创新的促进作用将分别上升1.53%、2.16%、1.80%。这进一步为假说 4提供了地区层面的经验证据。另外，控制变量系数与表2保持了良好的一致性，这里不再赘述。

2.制度环境对R ＆ D劳动投入的效用

表4、表5报告了制度环境总体、行政治理、法制水平及后两者间的交互性对技术创新劳动投入(lnRdp)的影响。研究表明，不管采用全国样本(表4)还是地区样本(表5)，主要结论与前文保持了良好的一致性。这再次论证了前文理论假说的合理性和稳健性，不再赘述。

表4 制度环境对R ＆ D劳动投入(lnRdp)的效用(全国)

表5 制度环境对R ＆ D劳动投入(lnRdp)的效用(地区)① 本文考虑了分地区情况下行政治理和法制水平及其交互性对地区技术创新的影响，主要结论基本保持不变。篇幅所限，未在正文中报告，备索。

（四）稳健性检验

为避免变量选择和模型设定对研究结论造成的偏误。本文选取地区发明专利作为技术创新产出的测度指标对前文4个假说进行稳健性检验。发明专利可以为企业带来核心竞争优势，提高企业市场价值，推动企业的持续、良性发展(黎文靖和郑曼妮，2016)。同时，采用经济空间权重矩阵测算地区间技术创新的空间相关性，其表达式为：

五、主要结论与政策建议

当前，依靠技术创新推动经济发展方式转型已经成为共识。关于如何促进技术创新，新制度经济学认为制度从根本上决定了一国技术创新的投入与产出水平，本文沿承了制度决定论的分析脉络。首先，从中国“诸侯经济”、“标尺竞争”等体制特征来考虑，将法院“合一制”引入分析框架，理论分析了地方行政治理、法制水平以及两者间的交互关系影响技术创新的典型机制。研究发现：行政治理和法制水平的优化，能够通过降低要素错配程度、优化公共品供给和资本配置效率以及塑造市场竞争机制等渠道提升企业家技术创新的资本配置总量和收益预期值，降低其技术创新的交易费用和经营风险，从而推动了技术创新水平的提升；同时，行政干预的减少有助于提升司法部门的独立性和执法强度，从而强化后者对技术创新的促进作用。其次，本文从企业技术创新特征和制度需求出发，构建了技术创新视角下的制度环境指标体系。最后，本文采用动态空间面板模型(SEM)对我国2001—2016年30个地区数据进行了经验分析。其结果表明：中国地区间技术创新存在显著的空间依赖性；在行政环境更高效透明、法律执行越公正有力的地区，企业对自身技术创新的要素投入越多，发明专利等创新成果越多，地区技术创新水平越高；两个分项对技术创新的促进作用与分项水平在地区间的优劣顺序相一致；对同一地区，地方政府行政治理水平提升对技术创新的促进作用大于法制水平的提升，且地方行政治理对本地法制水平具有重要的决定作用，前者的改善能够提升后者对技术创新的推动效用。因此，优化地方行政治理水平是改善制度环境的根本所在。

本文主要的政策启示有：第一，重构“标尺竞争”的评价内涵，弱化地方政府对市场的干预强度。研究显示，地方政府激励扭曲引致的要素错配和公共品供给缺失对技术创新产生了显著的负向影响。因此，一方面应改变以 GDP为核心的晋升考核状况，弱化地方政府干预市场的动机和强度；另一方面应将地方政府公共服务效率和质量纳入“标尺竞争”评价体系，增加地方政府为单方面累积经济规模而干预市场运行的机会成本。第二，强化基层司法部门执法考核力度，进一步发挥市场“无形之手”在资源配置中的重要作用。前文分析表明，较弱的法律执行将导致市场失序。这一方面将引起企业家恶性竞争并由此带来创新收益损失和资源损耗；另一方面将迫使投资者退出市场，导致要素成本升高，最终对技术创新造成负向影响。因此，应从执法公正和强度两方面加强对基层司法部门的考核力度，强化法制水平在塑造公平公正市场秩序和有效市场配置机制方面的积极作用，将“全面依法治国”和“发挥市场在资源配置中的决定性作用”等政策方针落到实处。第三，深化司法部门省级统管改革，增强司法部门事权独立性。地方政府行政治理水平是影响地区技术创新水平的首要制度因素，也是改善地区法制水平及制度环境总体的根本所在。因此，应进一步深化司法部门省级统管改革，彻底切断基层地方政府干预本地司法部门的制度渠道，增强基层司法部门的事权独立性，以进一步发挥后者在塑造公平公正市场秩序、推动本地技术创新中的重要作用。