地區(qū)市場分割對創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量的影響機制研究

俞立平 鄭濟杰 張再杰

摘 要： 從創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量角度分析市場分割的影響機制、影響大小、影響規(guī)律具有重要意義。本文基于中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，綜合采用面板數(shù)據(jù)模型、面板門檻回歸模型、貝葉斯向量自回歸模型全面分析了市場分割與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量之間的關系。研究結果表明：市場分割總體上與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量無關，市場分割對創(chuàng)新的正向影響與負向影響產生的效應相當;市場分割越嚴重，對創(chuàng)新數(shù)量的正向影響越大，對創(chuàng)新質量的間接負向效應也越大;但市場分割也有積極的一面，表現(xiàn)為市場分割有利于低水平創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量地區(qū)創(chuàng)新;此外創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量具有一定的負向互動機制。

關鍵詞： 市場分割; 創(chuàng)新數(shù)量; 創(chuàng)新質量; 機制

一、引言

中國迫切需要從創(chuàng)新數(shù)量為主向創(chuàng)新質量提升轉型。中國在創(chuàng)新總量上取得的成績是舉世矚目的，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，自2011年起至今，國家知識產權局受理的專利申請量連續(xù)7年為世界第一，研發(fā)人員總數(shù)也居世界第一。2017年我國研發(fā)經(jīng)費支出總額目前已經(jīng)穩(wěn)居世界第二，占GDP的比重達到2.1%，超過了經(jīng)合組織OECD國家的平均水平，國際科技論文發(fā)表量也位于世界第二位，接近美國。雖然中國科技投入和產出數(shù)量居世界前列，但質量和效率仍需提升;新技術應用、新業(yè)態(tài)蓬勃發(fā)展，但核心技術仍是短板;創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量不斷增加，但整體創(chuàng)新能力和動力不足（田杰棠，2018）。目前中國創(chuàng)新數(shù)量已經(jīng)具備一定規(guī)模，但由于創(chuàng)新質量較低，創(chuàng)新質量對企業(yè)效益貢獻并不顯著（蔡紹洪、俞立平，2017）。

技術創(chuàng)新與市場環(huán)境密切相關。創(chuàng)新是一個區(qū)域甚至國家獲得競爭優(yōu)勢的主要來源之一，隨著新興技術的興起，區(qū)域間的綜合競爭逐漸取決于科技創(chuàng)新資源的有效利用（張子珍、杜甜等，2020）。市場環(huán)境主要指企業(yè)創(chuàng)新的外部環(huán)境，既包括直接的產業(yè)政策、科技政策、經(jīng)濟政策、社會政策等，也包括間接的傳統(tǒng)文化、風俗習慣等。尤其需要注意的是，由于中國是一個大國，不同地區(qū)的差異較大，地方政府也是理性人，因此中國各地區(qū)都存在一定的市場分割現(xiàn)象。市場分割最早由Poncet（2002）等學者提出，指地方政府為了保護本地利益，通過行政管制措施，限制本地資源流向外地或限制外地資源進入本地市場的行為，本質上是一種地方保護。市場分割改變了企業(yè)創(chuàng)新的收益函數(shù)，限制了產品和要素在全國范圍內自由流動與合理配置，從而扭曲企業(yè)的創(chuàng)新行為。

從創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量視角研究市場分割的影響具有重要意義。關注的主要問題包括以下幾個方面：主流研究認為市場分割對創(chuàng)新是有害的，那么作為理性人的地方政府一定也關注到這個問題，難道市場分割對創(chuàng)新就沒有積極作用？市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的影響機制有何差異？市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的影響呈現(xiàn)出什么特征與規(guī)律？研究以上問題，不僅有助于豐富創(chuàng)新理論，而且有利于發(fā)現(xiàn)我國存在的問題，對于政府決策也具有重要的借鑒意義。

關于創(chuàng)新質量的界定，歐洲質量管理基金會EFQM（2001）認為創(chuàng)新質量連接著質量管理本身，甚至是質量管理的一部分。Haner（2002）較早對創(chuàng)新質量進行定義，認為其包括生產過程質量、產品及服務質量、企業(yè)管理質量三個維度。Lanjouw等（2004）、Teemu等（2014）認為創(chuàng)新質量必須從技術價值與經(jīng)濟價值兩個角度加以界定。孫兆剛（2005）認為創(chuàng)新質量是創(chuàng)新活動內部的規(guī)定性，是創(chuàng)新活動內部矛盾的特殊性決定的。張古鵬、陳向東等（2011）從知識產權視角出發(fā)，認為創(chuàng)新質量為創(chuàng)新能力的一種體現(xiàn)，可以通過專利的授權率和付費期長度來衡量。周文泳、陳守明（2005）認為創(chuàng)新質量是科學研究的過程、體系和產品的特性滿足顧客與相關方要求的程度。文顯堂（2011）指出衡量創(chuàng)新質量有兩條標準：一條是具有改變的力量，大到改變世界，小到改變一個產業(yè)或創(chuàng)造出一個新的產業(yè);另一條是財富創(chuàng)造力很強，可以讓一個企業(yè)富可敵國。

關于創(chuàng)新質量的影響因素與研究視角，Prajogo等 （2006）認為企業(yè)的研發(fā)投入能提高創(chuàng)新質量。Bottazzi等（2008）認為風險投資對象往往為風險較高的初創(chuàng)企業(yè)和高新技術企業(yè)，因此風險投資必然會要求較高的投資回報率并希望通過上市取得巨額回報，所以風險投資更加關注企業(yè)的長期收益和企業(yè)的創(chuàng)新質量。Kuczmarski（1996）從消費者市場角度分析了創(chuàng)新活動，發(fā)現(xiàn)股價僅僅對企業(yè)實質性的創(chuàng)新即創(chuàng)新質量做出明顯反映，直線式的產品拓展或更新并不能對投資者產生足夠的吸引力。Chang等（2012）研究發(fā)現(xiàn)公司股價與專利質量存在正相關關系。Fama（1965）基于有效市場理論，認為市場價格至少已充分反映了企業(yè)所有的歷史信息，金融市場交易活動將創(chuàng)新質量體現(xiàn)于企業(yè)市場業(yè)績之中，所以會表現(xiàn)出金融市場能夠有效識別企業(yè)創(chuàng)新質量。毛文峰、陸軍（2020）研究了城市空間形態(tài)對宏觀創(chuàng)新質量的影響。荊寧寧、黃申奧等（2017）研究發(fā)現(xiàn)顧客創(chuàng)新、創(chuàng)新文化與創(chuàng)新質量之間存在顯著的正相關關系，顧客創(chuàng)新在創(chuàng)新文化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響過程中起到部分中介作用，社交媒體在顧客創(chuàng)新與創(chuàng)新質量之間起著重要的調節(jié)作用。許昊、萬迪昉等（2017）研究發(fā)現(xiàn)風險投資甄別了創(chuàng)新產出的質量，促進了以發(fā)明專利為代表的高質量創(chuàng)新產出，有效抑制了以外觀設計和實用新型為代表的低質量創(chuàng)新產出。姜安、黃惠丹等（2020）研究了R&D稅收激勵效應對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量的影響。

市場分割又稱為市場一體化、商品市場整合（桂琦寒、陳敏等，2006）、國內市場整合（范子英、張軍，2010）問題，最早來源于Young（2000）的研究。范欣、宋冬林等（2017）認為，統(tǒng)一的國內市場可以促進公平競爭，逐步發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟的作用，使得資源配置最優(yōu)。Hsieh等（2009）認為美國市場也有市場分割現(xiàn)象，若完全消除資源扭曲可以使其產出水平至少提高30%。Pendakur等（2002）研究加拿大勞動力市場，發(fā)現(xiàn)不同語言種群之間存在市場分割。毛其淋、盛斌（2011）基于省級面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，對外經(jīng)濟開放和區(qū)域市場整合對省級全要素生產率的影響為正，同時二者之間存在替代關系。金祥榮、趙雪嬌（2017）認為市場分割對經(jīng)濟效率的影響呈現(xiàn)非線性關系，即在初期其有利于經(jīng)濟效率的提升，但超過一定門檻值后將會導致經(jīng)濟效率下降。付強、喬岳（2011）研究發(fā)現(xiàn)分割的市場不利于經(jīng)濟的增長，會阻礙全要素生產率的進步。王偉、孔繁利（2020）研究了交通基礎設施、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場分割的影響。申廣軍、王雅琦（2015）利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998-2007年的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)市場分割顯著降低了全要素生產率。

關于市場分割與創(chuàng)新的關系。張杰、周曉艷（2011）通過實證研究證明中國省際市場分割是抑制本土企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的重要因素。余東華、王青（2009）認為市場分割和地方保護導致企業(yè)喪失技術創(chuàng)新動力和壓力。韓慶瀟、楊晨（2018）實證研究認為，總體市場分割、勞動力市場分割和消費品市場分割對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響都顯著為負，但資本品市場分割對創(chuàng)新效率的影響不顯著。曹春方、張婷婷等（2018）發(fā)現(xiàn)市場分割短期提升了地方國企的產品市場競爭地位，但長期降低了本地化國企的創(chuàng)新水平。鄒榮、王滿倉等（2017）認為，市場分割產生了地區(qū)差距和城鄉(xiāng)收入差距，降低了有效需求對創(chuàng)新的引致作用。廖直東、姚鳳民（2020）研究發(fā)現(xiàn)市場分割促進了技術引進，但抑制了自主創(chuàng)新，會阻礙中西部地區(qū)的技術進步模式轉型。

從現(xiàn)有研究看，關于創(chuàng)新質量與市場分割的界定，學術界并沒有分歧，關于創(chuàng)新質量與市場分割的關系，學術界缺乏研究。關于市場分割對創(chuàng)新的影響，學術界研究較多，總體上對市場分割持否定態(tài)度，只有少數(shù)研究認為在特殊情況下，市場分割才會有少量的積極作用?？傮w上，在以下幾個方面有待深入研究：

第一，由于我國目前主要體現(xiàn)在創(chuàng)新規(guī)模即創(chuàng)新數(shù)量的增長上，那么市場分割對創(chuàng)新的影響研究，首先應該從理論上分析影響機制，然后有必要從市場分割對創(chuàng)新的總體平均影響、市場分割對創(chuàng)新影響的非線性機制角度進行全面估計和分析，從而發(fā)現(xiàn)可能存在的規(guī)律與問題。

第二，從創(chuàng)新質量角度，研究市場分割對創(chuàng)新質量的影響機制，這方面的研究還比較薄弱，有待進行深入總結和分析，當然也需要從實證角度，就市場分割對其影響規(guī)律和非線性關系加以研究。

第三，地方政府也是理性人，如果市場分割對創(chuàng)新沒有任何作用，那市場分割也缺乏賴以存在的基礎，因此從市場分割的積極作用角度研究其可能存在的作用機制十分必要。

本文擬以中國高技術產業(yè)為例，對以上問題進行研究。高技術產業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要支柱產業(yè)之一，在制造業(yè)中占據(jù)較大份額。本文在理論分析的基礎上，基于中國高技術產業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，綜合采用面板數(shù)據(jù)模型、面板門檻回歸模型、貝葉斯向量自回歸模型綜合進行分析。本文的主要創(chuàng)新點在于將創(chuàng)新細分為創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量，進一步研究市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的影響機制，在分析市場分割對創(chuàng)新存在負向效應的同時，肯定市場分割對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量同時存在正向效應，從而為市場分割難以根治尋找進一步的解釋。此外還綜合分析注創(chuàng)新質量、創(chuàng)新質量與市場分割的互動效應，以及創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的協(xié)調效果，進一步明晰中國高技術產業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。

二、市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的影響機制

所謂創(chuàng)新數(shù)量，是相對創(chuàng)新質量而言的，在我國技術創(chuàng)新質量總體水平還不高的情況下，一般也可以用創(chuàng)新總量代替。其特點是創(chuàng)新的總體規(guī)模較大，但重大創(chuàng)新、原始創(chuàng)新少，實用新型、外觀設計專利較多，發(fā)明專利的比重較低，創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展貢獻的作用還不夠大。

市場分割的負向機制包括：市場分割減少競爭導致創(chuàng)新不足、減少了需求引致的創(chuàng)新、帶來資源錯配影響創(chuàng)新績效（圖1）。這些因素會綜合導致創(chuàng)新數(shù)量下降、創(chuàng)新質量停滯。市場分割的正向機制包括：市場分割會導致創(chuàng)新路徑依賴，進而帶動創(chuàng)新數(shù)量上升;市場分割會帶來企業(yè)發(fā)展的時間窗口和空間窗口，帶來創(chuàng)新數(shù)量為主的創(chuàng)新，即創(chuàng)新數(shù)量增加較大，創(chuàng)新質量增加較?。▓D2）。

（一）市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的負向作用機制

（1）市場分割減少競爭導致創(chuàng)新不足

從企業(yè)內部創(chuàng)新驅動的動力看，市場分割通過保護本地企業(yè)，限制其他競爭對手的進入，一方面降低了企業(yè)創(chuàng)新動力，對企業(yè)其實是有害的;另一方面短期保證了地方政府的稅收，維持了現(xiàn)有的就業(yè)水平，對地方政府有利。阻止進入的壁壘包括行為性壁壘如進入遏制、進入封鎖、驅除競爭對手行為（Adriana等，2007;Werner等，2006）;結構性進入壁壘如規(guī)模經(jīng)濟、產品差異、絕對成本、必要資本（Emel等，2007;Virginie，2006）;退出壁壘包括沉沒成本大、結合生產壁壘、職工解雇難度大、法律政策障礙等（Tor等，2006;De-Chih，2006）。這些市場分割行為導致本地企業(yè)競爭不足，繼而創(chuàng)新意識不強，研發(fā)經(jīng)費投入不力，從而對創(chuàng)新數(shù)量產生直接的負向影響。

（2）市場分割導致企業(yè)缺乏創(chuàng)新戰(zhàn)略

成立于衰退期的企業(yè)養(yǎng)成了保守的投資習慣，未來也傾向于保守的利用式創(chuàng)新（車培榮、齊志偉等，2020）。在市場分割情況下，由于地方政府保護，企業(yè)缺乏創(chuàng)新戰(zhàn)略，進取能力下降，也側重于保守型投資，即使有投資行為，一般也不是其主營產品方向，即使有也主要利用式的創(chuàng)新數(shù)量。通常情況下，技術不確定性和市場不確定性均會積極影響企業(yè)的產品創(chuàng)新戰(zhàn)略（陳彪、盧珊，2019），但是當存在市場分割時，企業(yè)的市場不確定性減弱，技術不確定性的威脅減小，企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略減弱，進而主要影響創(chuàng)新數(shù)量，更不要談創(chuàng)新質量了。

（3）市場分割減少需求引致的創(chuàng)新

從企業(yè)產品需求層面看，“需求所引致的創(chuàng)新”源于Zweimuller等（2005），對于一個高速增長的市場需求空間經(jīng)濟體來說，在特定的發(fā)展階段可以不需要借助外部市場，通過本土市場的需求容量，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)動力，內生地培育出本國企業(yè)自主創(chuàng)新能力。中國地方政府的市場分割行為限制了企業(yè)通過本土市場的需求空間來實現(xiàn)“需求所引致創(chuàng)新”功能的發(fā)揮（張杰、周曉艷，2011），表現(xiàn)為由于各種限制和障礙，產品不能自由地進入各地市場，物流成本高，需求被人為抑制，短期表現(xiàn)為對創(chuàng)新數(shù)量的影響，長期表現(xiàn)為對創(chuàng)新質量的影響。需要說明的是，減少需求引致的創(chuàng)新既表現(xiàn)為對需求數(shù)量的影響，也可以表現(xiàn)為對需求結構的影響（何旭、馬如飛，2020），扭曲需求結構同樣會扭曲創(chuàng)新。

（4）市場分割帶來資源錯配影響創(chuàng)新績效

從企業(yè)創(chuàng)新的大環(huán)境看，第一，市場分割會產生資本與人力資源錯配，或者低效率配置，供給層面壟斷所產生的資本和人力資本錯配通過“擠出”效應抑制了企業(yè)的研發(fā)投入以及自主創(chuàng)新水平（鄒榮、王滿倉等，2017）;第二，市場分割使得產業(yè)配置難以優(yōu)化，產業(yè)布局無法達到最優(yōu)，如各地不顧資源稟賦情況，一窩蜂地發(fā)展光伏、生物能源等;第三，市場分割使得各地高校、科研院所的研發(fā)資源也難以優(yōu)化，降低產學研合作與協(xié)同創(chuàng)新效率。這些因素的共同作用使得各地創(chuàng)新數(shù)量下降，創(chuàng)新成果技術含量不高。市場分割對創(chuàng)新的扭曲已經(jīng)得到一定的實證檢驗，包括地區(qū)層面與所有制層面的研究（呂樾、田琳等，2021）。

（二）市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的正向作用機制

（1）市場分割會導致創(chuàng)新路徑依賴

在市場分割背景下，由于企業(yè)競爭壓力相對減弱，創(chuàng)新壓力減輕，因此本地企業(yè)容易產生對創(chuàng)新的路徑依賴，因循守舊，缺乏原始性與顛覆性創(chuàng)新，在創(chuàng)新戰(zhàn)略層面容易偏向，錯失創(chuàng)新發(fā)展大好時機。但是對于路徑依賴式創(chuàng)新，即沿著過去創(chuàng)新的模式和路徑發(fā)展還是情有獨鐘的，有助于創(chuàng)新數(shù)量的提高，有其積極的一面。

（2）市場分割使得本土企業(yè)獲得一定的發(fā)展時間窗口

由于地方政府保護，本土企業(yè)可以獲得一定的發(fā)展時間窗口，具體時間長短受行業(yè)與企業(yè)技術水平的影響。在這段時間窗口內，如果企業(yè)能夠明確自身差距，采取措施加大研發(fā)投入，那么通過努力創(chuàng)新水平達到同行平均水平是可行的。當然，如果企業(yè)自身技術本身屬于淘汰技術，如果另辟蹊徑，也有可能通過提升創(chuàng)新質量獲得較大的成功，但總體上這種概率不高，所以，時間窗口對創(chuàng)新的影響主要還是創(chuàng)新數(shù)量增加為主。市場分割短期內可以保護地方創(chuàng)新主體，促進本地創(chuàng)新資源配置效率提升，但這種促進效應在長期不可持續(xù)并逆轉為阻礙效應（李斯嘉、吳利華，2021）。

（3）市場分割使得本土企業(yè)獲得一定的發(fā)展空間窗口

對于本土就有巨大需求的地區(qū)而言，市場分割使得本土企業(yè)擁有了一定的發(fā)展空間機遇。中西部地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新活動相對其他地區(qū)企業(yè)受市場分割影響更?。ɡ钤龈?、曾林等，2020）。企業(yè)在暫時生存沒有壓力的情況下，如果能夠認真進行自身創(chuàng)新能力評估，尋找自己與行業(yè)先進水平的差距，同時尋找技術路線加以提升，是可以獲得創(chuàng)新數(shù)量提升的，如果措施得當，獲得創(chuàng)新質量的提升也是有可能的，但是總體上還是以創(chuàng)新數(shù)量提高為主。當然即使獲取了一定的發(fā)展空間窗口，這也是不可持續(xù)的，對創(chuàng)新數(shù)量的提高也表現(xiàn)為短期效應。

（三）基本研究假設

綜合以上分析，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的影響機制既包括正向機制，也包括負向機制，畢竟市場分割是阻礙市場經(jīng)濟發(fā)展的行為，因此其負向機制會大于正向機制，為此，提出假設一：

H1：市場分割對創(chuàng)新數(shù)量總體呈現(xiàn)負向影響，其彈性系數(shù)為負數(shù)。

市場分割對創(chuàng)新質量的影響同樣具有正向機制和負向機制，但正向機制中，只有時間窗口和空間窗口才有可能得到體現(xiàn)，而創(chuàng)新路徑依賴只能提高創(chuàng)新數(shù)量，根本不可能提高創(chuàng)新質量，為此提出假設二：

H2：市場分割對創(chuàng)新質量總體呈現(xiàn)負向影響，其彈性系數(shù)為負數(shù)。

（四）市場分割對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的非線性作用機制

（1）市場分割自身的門檻效應

所謂市場分割自身的門檻，就是在不同的市場分割水平下，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量的影響可能存在非線性效應。無論是對于創(chuàng)新數(shù)量，還是對于創(chuàng)新質量，隨著市場分割越嚴重，市場分割所產生的負向影響會越大，為此提出假設三和假設四：

H3：隨著市場分割水平的提高，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的負向影響會加大，彈性系數(shù)會降低。

H4：隨著市場分割水平的提高，市場分割對創(chuàng)新質量的負向影響會加大，彈性系數(shù)會降低。

（2）市場分割的創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量門檻效應

根據(jù)前文分析，在一定的條件下，市場分割具有正向作用機制，所以市場分割對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量的影響并不總呈現(xiàn)負數(shù)。一般認為，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)市場分割相對會好一些，而經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)市場分割會相對嚴重一些。當然，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量也相對會高一些，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量水平也相對低一些，為此，提出假設五和假設六：

H5：當創(chuàng)新數(shù)量水平較低時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量具有正向貢獻;當創(chuàng)新數(shù)量水平較高時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量具有負向貢獻。

H6：當創(chuàng)新質量水平較低時，市場分割對創(chuàng)新質量具有正向貢獻;當創(chuàng)新質量水平較高時，市場分割對創(chuàng)新質量具有負向貢獻。

（3）市場分割的研發(fā)經(jīng)費投入門檻效應

所謂市場分割的研發(fā)經(jīng)費門檻效應，就是在不同的研發(fā)經(jīng)費投入的情況下，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量呈現(xiàn)出的非線性影響特征。由于研發(fā)經(jīng)費增加意味著企業(yè)創(chuàng)新能力增強，因此雖然市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量呈現(xiàn)出負向影響，但隨著企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的增加，這種負向影響應該是有所減輕的，為此提出假設七和假設八：

H7：市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的影響具有研發(fā)經(jīng)費門檻效應，隨著研發(fā)經(jīng)費投入水平的提高，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的負向影響降低。

H8：市場分割對創(chuàng)新質量的影響具有研發(fā)經(jīng)費門檻效應，隨著研發(fā)經(jīng)費投入水平的提高，市場分割對創(chuàng)新質量的負向影響降低。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

本文的實證研究思路是首先分析市場分割對創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量的平均作用彈性，即基于知識生產函數(shù)與面板數(shù)據(jù)模型進行估計，這是一種線性效應。在此基礎上，進一步采用面板門檻回歸模型研究市場分割對創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量的非線性效應，從而對市場分割在創(chuàng)新中的作用特征和作用規(guī)律進行進一步的總結。以上兩種模型均為靜態(tài)模型，重點分析變量之間的靜態(tài)關系。最后采用貝葉斯向量自回歸模型研究市場分割與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量的互動關系，這是一種動態(tài)模型。在以上研究的基礎上，對理論假設進行驗證，并綜合得出結論。

（一）知識生產函數(shù)與面板數(shù)據(jù)模型

創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量是創(chuàng)新產出的兩個方面，而市場分割是影響創(chuàng)新產出的重要因素，為了研究它們之間的關系，可以借鑒Griliches（1979）、Jaffe（1989）提出的知識生產函數(shù)，在此基礎上進行進一步分析。知識生產函數(shù)的基本形式為：

Y=AKαLβ ?（1）

式（1）中，Y為科技創(chuàng)新產出，K為企業(yè)研發(fā)經(jīng)費，L為研發(fā)勞動力，α、β為彈性系數(shù)，A為全要素生產率（Total Factor Productivity，TFP）。將創(chuàng)新產出分為創(chuàng)新數(shù)量Y1、創(chuàng)新質量Y2，同時引入市場分割變量M，為了消除可能存在的異方差，同時使得回歸系數(shù)具有彈性意義，公式兩邊同時取對數(shù)，得：

log（Y1）=log（A）+αlog（K）+βlog（L）+γlog（M） ??（2）

log（Y2）=log（A）+αlog（K）+βlog（L）+γlog（M） ?（3）

式（2）、式（3）就是本文的基本方程，采用Mundlak（1961）建立的面板數(shù)據(jù)模型進行估計。面板數(shù)據(jù)模型是時間序列數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)的混合體，擁有較多數(shù)據(jù)量，可以有效防止估計時自由度不足的問題，同時還能克服多重共線性的影響，其中的固定效應模型（Fixed Model）對遺失重要變量不敏感，這在數(shù)據(jù)采集存在變量遺失時具有重要意義。

為了解決變量的內生性問題，估計時采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計，同時選取各自變量的一階滯后作為水平方程的工具變量。

（二）面板門檻模型

（1）市場分割自身的門檻效應

面板門檻模型最早由Hansen（1999）提出，得到了廣泛的應用。所謂市場分割自身的門檻效應，是指當市場分割處在不同水平時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)存在顯著的差異。當存在1個門檻值時，意味著市場分割分為兩個水平，擁有兩個彈性系數(shù);當存在2個門檻值時，意味著市場分割擁有3個水平，擁有3個彈性系數(shù)。以單門檻為例，說明存在一個市場分割水平τ，使得當M≤τ和M>τ時，市場分割的彈性分別為θ1和θ2。

log（Y）|M≤τ=c0+θ1log（M）+c1log（K）+c2log（L）log（Y）|M>τ=c0+θ2log（M）+c1log（K）+c2log（L） ??（4）

由于本文研究門檻效應時對創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量的研究路徑是一樣的，因此式（4）中并不區(qū)分，Y既表示創(chuàng)新數(shù)量，也表示創(chuàng)新質量，但在實證部分加以區(qū)分，下同。

（2）市場分割的創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量門檻效應

市場分割的創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量門檻效應，就是指當創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量處在不同水平時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)存在顯著的差異。當存在1個門檻值時，意味著創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量分為兩個水平，擁有兩個彈性系數(shù);當存在2個門檻值時，意味著創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量分為3個水平，擁有3個彈性系數(shù)。以單門檻為例，說明創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量存在一個水平τ，使得當Y≤τ和Y>τ時，市場分割的彈性分別為θ1和θ2。

log（Y）|Y≤τ=c0+θ1log（M）+c1log（K）+c2log（L）log（Y）|Y>τ=c0+θ2log（M）+c1log（K）+c2log（L） ??（5）

（3）市場分割的研發(fā)經(jīng)費門檻效應

所謂市場分割的研發(fā)經(jīng)費門檻效應，是指當研發(fā)經(jīng)費處在不同水平時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)存在顯著差異。當存在1個門檻值時，意味著研發(fā)經(jīng)費分為兩個水平，擁有兩個彈性系數(shù);當存在2個門檻值時，意味著研發(fā)經(jīng)費分為3個水平，擁有3個彈性系數(shù)。以單門檻為例，說明存在一個研發(fā)經(jīng)費水平τ，使得當K≤τ和K>τ時，市場分割的彈性分別為θ1和θ2。

log（Y）|K≤τ=c0+θ1log（M）+c1log（K）+c2log（L）log（Y）|K>τ=c0+θ2log（M）+c1log（K）+c2log（L） ??（6）

（三）貝葉斯向量自回歸模型

Litterman（1986）在貝葉斯推斷理論與Sims（1980）向量自回歸模型VAR的基礎上，提出貝葉斯向量自回歸模型BVAR。BVAR模型在參數(shù)估計時，將傳統(tǒng)VAR模型對眾多參數(shù)的估計巧妙地轉換為少數(shù)超級變量的估計，大大提高了自由度。以m個內生變量、滯后階數(shù)p的模型為例，傳統(tǒng)VAR模型估計參數(shù)為m （mp+1 ） 個，而BVAR模型估計參數(shù)就是超級變量，往往只有3個。超級參數(shù)的取值標準遵循最優(yōu)預測效果，并非依賴于各種模型的設定檢驗。

對于BVAR模型，與傳統(tǒng)VAR模型類似，分析方法還是采用脈沖響應函數(shù)和方差分解，這樣與面板數(shù)據(jù)模型、面板門檻模型相結合，可以全面比較分析市場分割、研發(fā)投入、創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量之間的關系。

（四）研究數(shù)據(jù)

（1）市場分割指數(shù)的計算

市場分割的測算方法較多，如“貿易流法”、“生產法”、 “相對價格法”等。Naughton（1999）與Poncet（2002）采用了與Young（2000）完全不同的研究方法，基于省際貿易流數(shù)據(jù)進行測度。“貿易流法”也存在一定的缺陷，一是如果不能控制好規(guī)模經(jīng)濟和要素稟賦的變化，將會產生截然不同的結果;二是非常容易受商品替代率影響，尤其在替代彈性較大的情況下，微小的價格變化也會使貿易流量非常敏感。Xu（2002）認為“生產法”通過產出結構、生產效率等手段克服了貿易流法的缺陷。

本文采用“相對價格法”來測度中國各地區(qū)的市場分割指數(shù)。桂琦寒、陳敏等（2006）認為“相對價格法”更加簡潔。要素價格和商品價格能夠很好地反映市場分割程度，要素和商品只要有一方能自由流動，就能夠降低市場分割程度。借鑒Parsley等（2001）以及陳坤、武立（2013）的研究，本文將中國大陸31個省、市兩兩配對，將每個地區(qū)的8種居民消費價格分類指數(shù)（食品、衣著、家庭設備及用品、醫(yī)療保健用品、交通和通訊工具、娛樂教育文化用品、居住用品、服務項目。）分別進行差分，同時取差分的絕對值，公式如下：

ΔQkijt=ln ?Pkit Pkjt ?-ln ?Pkit-1 Pkjt-1 ???（7）

其中，k表示居民所消費的商品的種類，如食品類。i、j、t分別代表第i個或第j個地區(qū)在第t期的取值。Pkit是第i個地區(qū)在第t期k類消費分類價格指數(shù)，Pkjt是第j個地區(qū)在第t期k類消費分類價格指數(shù)。ΔQkijt就是第i和第j個地區(qū)進行配對后的第k類消費品的相對價格指數(shù)。這樣，31個地區(qū)的配對數(shù)量為C231=465個，可以得到2009-2016年8年間8類商品，共29760個（=465×8×8）差分形式的相對價格ΔQkijt。然后，根據(jù)再消除相關商品的固定差異：

|ΔQkijt|-|ΔQ kt|=（ak-a k）+（εkijt-ε kijt） ?（8）

同時令|ΔQkijt|-|ΔQ kt|=qkijt。通過計算Qkijt的方差，就可以計算31個地區(qū)之間k類消費品的市場價格波動程度，方差越小市場價格波動越小，該類商品市場分割程度越大。最后，對各地區(qū)8類消費品物價指數(shù)差分的方差采用等權重方法進行平均，得到該地區(qū)t時期的綜合相對價格指數(shù)Qkijt。

全國平均市場分割指數(shù)如圖3所示，從2009-2014年，總體上呈現(xiàn)下降趨勢，但從2014年開始，全國平均市場分割指數(shù)又有上升趨勢，降低市場分割水平任重道遠。

（2）變量選取說明

本文以高技術產業(yè)省際面板數(shù)據(jù)為例展開研究。關于創(chuàng)新數(shù)量，由于我國目前創(chuàng)新質量水平還不高，因此用創(chuàng)新成果、創(chuàng)新總量來代替。本文借鑒Griliches（1990）的方法，采用新產品銷售收入作為創(chuàng)新數(shù)量的替代變量，它反映了創(chuàng)新的市場價值。還有一種觀點采用專利數(shù)量，本文并沒有采用這種做法，這是因為，高技術企業(yè)從研發(fā)投入開始到產生創(chuàng)新成果假設平均需要1～2年的滯后期，而發(fā)明專利從申請到獲得授權往往需要3年左右的時間，這樣實際滯后期就需要4～5年，這樣一方面犧牲了大量的數(shù)據(jù)，另一方面也使得研究的時效性大大減弱。

關于創(chuàng)新質量變量的選取，現(xiàn)有的研究方法也較多，Lerner（1994）采用專利的前4位 IPC 分類號數(shù)量表示，張古鵬、陳向東等（2011）使用專利授權率和專利長度作為創(chuàng)新質量的衡量指標。本文由于基于宏觀省際面板數(shù)據(jù)進行研究，因此這些微觀數(shù)據(jù)難以獲取，所以本文借鑒蔡紹洪、俞立平（2017）的研究，采用發(fā)明專利申請的比重作為創(chuàng)新質量的替代變量。

關于研發(fā)投入，研發(fā)勞動力投入采用高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒中的R&D人員折合全時當量衡量，研發(fā)經(jīng)費投入采用Griliches（1980）提出的永續(xù)盤存法計算的R&D資本存量表示。R&D資本存量是前面各期R&D支出在本期的積累額與上期期末資本存量減去固定資本消耗后的凈值的和，核算時根據(jù)Pakes等（1979）的做法，將滯后期設為1年;根據(jù)楊林濤、韓兆洲等（2015）的研究確定初始資本存量與增長率;參考朱平芳、徐偉民（2003）的研究將R&D價格指數(shù)分解為居民消費價格指數(shù)與固定資產價格指數(shù)的加權和，權重分別為0.55、0.45;借鑒Griliches等（1984）的研究將折舊率設定為15%。

（3）變量描述統(tǒng)計

鑒于中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒從2009年才開始公布發(fā)明專利申請數(shù)據(jù)，因此本文數(shù)據(jù)起始年度為2009年，結束年度為2016年，共8年的面板數(shù)據(jù)。西藏、青海、寧夏、新疆4個省市缺失數(shù)據(jù)過多進行了刪除，數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計如表1所示。

（二）面板數(shù)據(jù)模型估計結果

首先分析市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的影響，Hausman檢驗值為1.038，p值為0.792，接受隨機效應的原假設，估計方法采用兩階段最小二乘法，工具變量采用各自變量的一階滯后，需要說明的是，除研發(fā)勞動力投入外，其他自變量已經(jīng)滯后1階，所以實際上工具變量為研發(fā)勞動力的1階滯后項和其他自變量的2階滯后項。結果如表3的第三列所示。模型擁有較高的擬合優(yōu)度，R2為0.804。研發(fā)經(jīng)費的彈性系數(shù)為0.053，但未通過統(tǒng)計檢驗，研發(fā)勞動力彈性系數(shù)最大，為1.084，且通過了統(tǒng)計檢驗，說明研發(fā)勞動力績效較高。市場分割的彈性系數(shù)為-0.454，未通過統(tǒng)計檢驗，說明市場分割對創(chuàng)新數(shù)量不具有顯著的促進作用，這樣假設H1就得到了部分驗證。市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的正向機制作用較弱。

四、實證結果

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

本文面板數(shù)據(jù)時間跨度為8年，有可能存在偽回歸問題，需要進行單位根檢驗。為了提高研究的穩(wěn)健性，本文同時采用PP、LLC、ADF三種方法進行檢驗，以檢驗結果一致為準，結果如表2所示，經(jīng)過1階差分，所有變量均為平穩(wěn)時間序列。

其次分析市場分割對創(chuàng)新質量的影響，Hausman檢驗值為5.542，p值為0.136，接受隨機效應的原假設。同樣采用2SLS進行估計，工具變量同上，結果如表3的第四列所示。模型擁有較高的擬合優(yōu)度，R2為0.928，研發(fā)經(jīng)費彈性系數(shù)為0.075，且通過統(tǒng)計檢驗，說明我國研發(fā)經(jīng)費投入促進創(chuàng)新質量水平提高的績效較好。研發(fā)勞動力的彈性系數(shù)為0.022，未通過統(tǒng)計檢驗。市場分割的彈性系數(shù)為-0.026，沒有通過統(tǒng)計檢驗，說明市場分割對創(chuàng)新質量不具有顯著促進作用，這樣假設H2就得到了部分驗證。

（二）面板門檻回歸模型估計

（1）市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的影響

①市場分割的自身門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為10.188，概率為0.001，拒絕原假設，說明存在單門檻效應，可以繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為7.645，概率為0.001，拒絕原假設，說明存在雙門檻效應，可以繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為4.419，概率為0.053，接受原假設，因此采用雙門檻模型進行估計，結果如表4所示。

從回歸結果看，市場分割有兩個門檻，門檻對數(shù)值分別為-5.620、-5.009，將市場分割分為低門檻、中門檻和高門檻三個區(qū)域。當市場分割處于低門檻區(qū)時，其對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為0.321，通過了統(tǒng)計檢驗;當市場分割處于中門檻時，其對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為0.415，通過統(tǒng)計檢驗;當市場分割處于高門檻時，其對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為0.480，同樣通過統(tǒng)計檢驗。市場分割對創(chuàng)新數(shù)量具有正向影響，沒有驗證假設H3。這是由于市場分割有利于保護創(chuàng)新數(shù)量，即市場分割會鼓勵實用新型、外觀設計等基于創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新。

②市場分割的創(chuàng)新數(shù)量門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為69.558，概率為0.000，拒絕原假設，說明存在創(chuàng)新數(shù)量的單門檻效應，繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為31.430，概率為0.000，拒絕原假設;繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為33.131，概率為0.000，拒絕原假設，采用三門檻模型進行估計，結果如表4所示。

從回歸結果看，創(chuàng)新數(shù)量有三個門檻，其對數(shù)值為3.801、5.311、6.191，將創(chuàng)新數(shù)量分為低門檻、中低門檻、中門檻、高門檻四個區(qū)域。當創(chuàng)新數(shù)量處于低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為0.269，在1%的水平下通過了統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新數(shù)量處于中低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為0.138，但沒有通過統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新數(shù)量處于中門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.006，沒有通過統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新數(shù)量處于高門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.120，也未通過統(tǒng)計檢驗。這樣假設H5就得到了部分檢驗，即當創(chuàng)新數(shù)量水平較低時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量具有正向貢獻。當創(chuàng)新數(shù)量水平較高時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的正向貢獻不再顯著。

③市場分割的研發(fā)經(jīng)費門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為28.298，概率為0.000，拒絕原假設，說明存在研發(fā)經(jīng)費的單門檻效應，可以繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為7.294，概率為0.011，同樣拒絕原假設，繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為4.347，概率為0.033，拒絕原假設，采用三門檻模型進行估計，結果如表4所示。

從回歸結果看，研發(fā)經(jīng)費有三個門檻，其對數(shù)值為0.934、3.301、4.637，將研發(fā)經(jīng)費分為低門檻、中低門檻、中門檻和高門檻四個區(qū)域。當研發(fā)經(jīng)費處于低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.289，通過了統(tǒng)計檢驗;當研發(fā)經(jīng)費處于中低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.176，沒有通過統(tǒng)計檢驗;當研發(fā)經(jīng)費處于中門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.269，通過了統(tǒng)計檢驗;當研發(fā)經(jīng)費處于高門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的彈性系數(shù)為-0.221，通過了統(tǒng)計檢驗。整體來看驗證了假設H7，隨著研發(fā)經(jīng)費投入水平的提高，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量的負向影響降低。

（2）市場分割對創(chuàng)新質量的影響

①市場分割自身門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為9.452，概率為0.002，拒絕原假設，說明存在市場分割的單門檻效應，可以繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為3.200，概率為0.075，接受原假設，因此最終采用單門檻模型進行估計，結果如表5所示。

從回歸結果看，市場分割有一個門檻，其對數(shù)值為-4.719，將市場分割分為低門檻與高門檻兩個區(qū)域。當市場分割處于低門檻區(qū)時，其對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為0.006，未通過統(tǒng)計檢驗，大多數(shù)數(shù)據(jù)均處在低門檻區(qū)（176個）;當市場分割處于高門檻區(qū)時，其對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為0.039，也未通過統(tǒng)計檢驗。假設H4就沒有得到檢驗，即市場分割對創(chuàng)新質量不具有顯著影響。其原因可能是，創(chuàng)新質量具有一定的穩(wěn)定機制，凡是原始創(chuàng)新、重大創(chuàng)新均需要長期進行研發(fā)努力，即使有外界影響，但總體也會較小。市場分割固然對其有負向影響，但仍未達到顯著的效果。

②市場分割的創(chuàng)新質量門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為99.830，概率為0.000，拒絕原假設，說明存在創(chuàng)新質量的單門檻，繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為136.545，概率為0.000，拒絕原假設，繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為56.077，概率為0.000，不能拒絕原假設，因此最終采用三門檻模型進行估計，結果如表5所示。

從回歸結果看，市場分割共有三個門檻，其對數(shù)值分別為3.568、3.787、4.013，將創(chuàng)新質量分為低門檻、中低門檻、中高門檻、高門檻四個區(qū)域。當創(chuàng)新質量處于低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為0.071，通過統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新質量處于中低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為0.017，未通過統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新質量處于中高門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為-0.018，沒有通過統(tǒng)計檢驗;當創(chuàng)新質量處于高門檻時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為-0.050，通過統(tǒng)計檢驗。這樣H6就得到了驗證，即當創(chuàng)新質量較低時，市場分割對創(chuàng)新質量具有正向貢獻，當創(chuàng)新質量較高時，市場分割對創(chuàng)新質量具有負向貢獻。

③市場分割的研發(fā)經(jīng)費門檻效應

首先進行單門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為9.314，概率為0.002，拒絕原假設，說明存在研發(fā)經(jīng)費的單門檻效應，可以繼續(xù)進行雙門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為4.011，概率為0.053，且所有區(qū)域的回歸系數(shù)沒有通過統(tǒng)計檢驗，因此最終采用單門檻模型進行估計，結果如表5所示。

從回歸結果看，研發(fā)經(jīng)費有一個門檻，其對數(shù)值為1.359，將研發(fā)經(jīng)費分為低門檻與高門檻兩個區(qū)域。當研發(fā)經(jīng)費的處于低門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為-0.005，沒有通過統(tǒng)計檢驗;當研發(fā)經(jīng)費處于高門檻區(qū)時，市場分割對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)為-0.041，也沒有通過統(tǒng)計檢驗，說明市場分割與創(chuàng)新質量無關。這樣假設H8就得到了檢驗。

（三）貝葉斯向量自回歸模型估計

由于所有變量在1階差分后平穩(wěn)，因此可以建立貝葉斯向量自回歸模型。模型中引入創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量、市場分割、研發(fā)經(jīng)費4個主要變量。

創(chuàng)新數(shù)量的脈沖響應函數(shù)如圖4所示。來自研發(fā)經(jīng)費一個標準差的正向沖擊對其影響最大，當期為0，隨后快速提高并一直處于遞增狀態(tài)，說明研發(fā)經(jīng)費投入是導致創(chuàng)新數(shù)量產生的最重要因素，并且要產生效果需要有一年左右的滯后期。來自市場分割一個標準差的正向沖擊對創(chuàng)新數(shù)量的影響當期為0，隨后長期保持在0附近，說明市場分割對創(chuàng)新數(shù)量不具有影響。來自創(chuàng)新質量的沖擊當期為0，隨后逐漸降低，說明創(chuàng)新質量的提高會造成創(chuàng)新數(shù)量的降低，兩者具有替代效應。

創(chuàng)新質量的脈沖響應函數(shù)如圖5所示。來自創(chuàng)新數(shù)量一個標準差的正向沖擊對其當期影響為0，隨后長期為負，說明數(shù)量龐大的創(chuàng)新數(shù)量不利于創(chuàng)新質量的提高。來自研發(fā)經(jīng)費一個標準差的正向沖擊對創(chuàng)新質量的影響總體為正，當期為0，第2期達到最大值，隨后緩慢下降，研發(fā)經(jīng)費的沖擊能夠提高創(chuàng)新質量。來自市場分割一個標準差的正向沖擊對創(chuàng)新質量的影響當期為0，隨后快速降低為負數(shù)，而后長期為0，說明市場分割對創(chuàng)新質量的影響效應為負。

研發(fā)經(jīng)費的脈沖響應函數(shù)如圖6所示。來自創(chuàng)新數(shù)量一個標準差的正向沖擊對其影響最大，當期就發(fā)揮作用，隨后緩慢提高，作用時間較長。創(chuàng)新質量的沖擊在當期達到最大，為正，隨后下降為負，且越來越大。來自市場分割一個標準差的正向沖擊，對研發(fā)經(jīng)費投入的當期影響為0，隨后為正數(shù)，作用時間較長。可見市場分割對研發(fā)經(jīng)費的影響為正。

五、研究結論

（一）市場分割與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量總體無關

本文在理論上分析了市場分割對創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量的作用機制，認為市場分割同時具有負向機制與正向作用機制。負向機制表現(xiàn)為市場分割減少競爭導致創(chuàng)新不足、減少需求引致的創(chuàng)新、帶來資源錯配，從而綜合導致創(chuàng)新數(shù)量下降、創(chuàng)新質量停滯。正向機制表現(xiàn)在導致創(chuàng)新路徑依賴，進而帶動創(chuàng)新數(shù)量上升;帶來企業(yè)發(fā)展的時間窗口和空間窗口，帶來創(chuàng)新數(shù)量為主的創(chuàng)新，即創(chuàng)新數(shù)量增加較大，創(chuàng)新質量增加較小。以上為市場分割難以消除從創(chuàng)新角度提供了一種新的解釋。

面板數(shù)據(jù)的研究結果中，市場分割無論對創(chuàng)新數(shù)量還是對創(chuàng)新質量的彈性系數(shù)均為負數(shù)，但均未通過統(tǒng)計檢驗。脈沖響應函數(shù)的結果中，市場分割對創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量的沖擊影響均長期維持在0附近。結合兩種方法的結果，說明市場分割總體上與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量無關，這是由于目前市場分割的正向影響機制與負向影響機制的效果相當，產生的效果互相抵消，最終呈現(xiàn)出市場分割與創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質量無關的結果。

（二）市場分割有利于低水平創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量地區(qū)創(chuàng)新

面板門檻回歸的結果表明，無論是創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質量，在其水平較低的情況下，市場分割對其影響的彈性系數(shù)均為正值，并且驗證了市場分割的時間效應與空間效應。此外，市場分割對創(chuàng)新的路徑依賴導致創(chuàng)新質量停滯問題并不嚴重，但市場分割并不利于高創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量地區(qū)的創(chuàng)新。

由于市場分割對創(chuàng)新數(shù)量或創(chuàng)新質量的影響總體為負數(shù)，因此作為地方政府的一種市場保護措施，企業(yè)必須抓住市場分割留給的時間窗口和空間窗口，盡快進行創(chuàng)新，以彌補自己與同行的差距，提高競爭力。同時地方政府不能長期進行市場分割，應區(qū)別不同行業(yè)、不同情況，逐步取消市場分割。

（三）市場分割越嚴重，對創(chuàng)新數(shù)量的正向影響越大，對創(chuàng)新質量的間接負向效應也越大

面板門檻回歸的研究結果表明，市場分割越嚴重，對創(chuàng)新數(shù)量的正向影響越大。對于地方政府而言，市場分割有利于保護創(chuàng)新數(shù)量，即市場分割會鼓勵實用新型、外觀設計等基于創(chuàng)新數(shù)量的創(chuàng)新。但需要引起重視的是，這種情況不利于原始創(chuàng)新、顛覆性發(fā)明等更高質量的創(chuàng)新產出。

脈沖響應函數(shù)的結果表明創(chuàng)新數(shù)量的增長不利于創(chuàng)新質量的提高，說明市場分割的加劇會通過促進創(chuàng)新數(shù)量增長而導致創(chuàng)新質量的降低，產生間接的負向效應。因此，在當今從高數(shù)量創(chuàng)新向高質量創(chuàng)新轉變的要求下，逐步降低市場分割水平，才有利于控制低質量創(chuàng)新的數(shù)量增長，提高企業(yè)的創(chuàng)新質量，從而提高企業(yè)的競爭力。

（四）創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量具有一定的負向互動機制

脈沖響應函數(shù)的研究結果表明，創(chuàng)新質量的負向沖擊對創(chuàng)新數(shù)量的影響較大，作用時間長，而創(chuàng)新數(shù)量的負向沖擊對創(chuàng)新數(shù)量的影響相對較小。一方面，說明創(chuàng)新質量的提高需要犧牲一部分創(chuàng)新數(shù)量，特別是質量較低的重復性創(chuàng)新;另一方面，也說明創(chuàng)新數(shù)量的提高，尤其是低質量創(chuàng)新數(shù)量的提高會對創(chuàng)新質量產生不利影響。因此創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質量之間具有負向互動機制，兩者協(xié)調水平有待提高，應當在注重創(chuàng)新數(shù)量發(fā)展的同時，注重創(chuàng)新質量的提高。

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Market Segmentation and Innovation Quantity， Innovation Quality

Yu Liping1，Zheng Jijie2，Zhang Zaijie3

（1.School of Statistics and Mathmatics， Zhejiang GongShangUniversity;2.Hangzhou college of commerce， Zhejiang GongShangUniversity;

3.Guizhou green development strategy high end think tank， Guizhou University of Finance and Economics）

Abstract： It is of great significance to analyze the influence mechanism， size and rule of market segmentation from the perspectives of innovation quantity and innovation quality. Based on the Chinese high-tech industry statistic yearbooks， this paper comprehensively analyzes the relationship between market segmentation， innovation quantity and innovation quality by using panel data model， panel threshold regression model and Bayesian VAR（Vector Autoregressive） model. The results show that the market segmentation is generally unconcerned with the quantity and quality of innovation. The positive and negative effects of market segmentation on innovation are equivalent. The more serious the market segmentation is， the greater the positive effect on the quantity of innovation is， and the greater the indirect negative effect on the quality of innovation is. However， there also is a positive side to market segmentation， which is manifested by market segmentation is conducive to regional innovation of low-level innovation quantity and innovation quality. In addition， innovation quantity and innovation quality have certain negative interaction mechanism.

Key Words： market segmentation; innovation quantity; innovation quality; mechanism

責任編輯? 鄧 悅