技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用機制與影響效應(yīng)

摘 要：技術(shù)市場厚度是影響區(qū)域創(chuàng)新能力的重要因素。通過探究技術(shù)輸出與技術(shù)輸入成交額表征的技術(shù)市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新能力的不同作用機制以及作為中介變量的作用機制，并基于中國省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。結(jié)果表明：技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向促進作用，技術(shù)輸入對創(chuàng)新的實際促進作用高于技術(shù)輸出;技術(shù)市場厚度作為FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率影響創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)顯著，作為知識產(chǎn)權(quán)保護影響創(chuàng)新產(chǎn)出的中介效應(yīng)不顯著;技術(shù)市場厚度以及區(qū)域創(chuàng)新能力水平較低時會限制技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。

關(guān)鍵詞：技術(shù)市場厚度;創(chuàng)新能力;技術(shù)輸入;技術(shù)輸出

中圖分類號：F124;F204 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）04-0050-10

一、引言及文獻綜述

創(chuàng)新是第一動力，技術(shù)市場在眾多要素市場中具有先導性，發(fā)揮著其他要素市場無法替代的關(guān)鍵性作用。2020 年中共中央、國務(wù)院出臺《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，標志著“五大要素市場”之一的技術(shù)市場將加快市場化改革的步伐。黨的二十大報告再次強調(diào)：“構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場，深化要素市場化改革，建設(shè)高標準市場體系。”加快推動技術(shù)要素市場化配置改革，建立滿足新時期創(chuàng)新發(fā)展需求的現(xiàn)代技術(shù)要素市場體系，對于提升我國科技創(chuàng)新供給質(zhì)量、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

從狹義來看，技術(shù)市場是企業(yè)技術(shù)交易的場所，為技術(shù)交易提供便利[1] 。從廣義來看，技術(shù)市場是技術(shù)應(yīng)用、擴散、交易的集合體[2] 。技術(shù)市場是創(chuàng)新系統(tǒng)中的一部分，影響創(chuàng)新的多種因素均需要通過技術(shù)市場發(fā)揮作用。技術(shù)市場能否直接對創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用以及能否發(fā)揮中介作用使其他因素更好地促進創(chuàng)新是創(chuàng)新系統(tǒng)高效運轉(zhuǎn)的關(guān)鍵，也是技術(shù)市場配置技術(shù)要素能力或市場化水平的體現(xiàn)。

既有研究關(guān)注了技術(shù)市場對創(chuàng)新的促進作用，并且通過構(gòu)建指標體系來評價技術(shù)市場的發(fā)展程度。技術(shù)市場對創(chuàng)新的影響具體體現(xiàn)為技術(shù)市場對生產(chǎn)率、區(qū)域創(chuàng)新能力、創(chuàng)新效率及質(zhì)量的影響等。如中國技術(shù)市場與生產(chǎn)率之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系[3] ，技術(shù)輸入與輸出促進部門間技術(shù)溢出與轉(zhuǎn)移，有效提高了生產(chǎn)率[4] ;又如中國區(qū)域技術(shù)市場對創(chuàng)新具有顯著促進作用[5] ;再如醫(yī)療器械技術(shù)市場受到?jīng)_擊降低了行業(yè)創(chuàng)新效率及質(zhì)量[6] 。此外，國內(nèi)學者或者從定性的角度建立指標體系測度技術(shù)市場發(fā)展程度，或者在指標體系基礎(chǔ)上實證研究技術(shù)市場運行效率。如技術(shù)交易額與技術(shù)人員比例被用于反映技術(shù)市場發(fā)展程度[7] ;又如構(gòu)建科技支出績效評價指標體系，并以此為基礎(chǔ)實證檢驗我國科技成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用支出的經(jīng)濟性、效率性、有效性及其綜合績效[8] 。

綜上可知，現(xiàn)有研究側(cè)重考察技術(shù)市場與創(chuàng)新能力之間的因果關(guān)系，以及對技術(shù)市場發(fā)展程度進行測度。相關(guān)實證研究對技術(shù)市場變量的表征多采用技術(shù)市場交易額，反映的是技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的影響。市場厚度是指市場能夠吸收的參與者數(shù)量，影響著技術(shù)市場中的技術(shù)供給量及交易規(guī)模[9] 。盡管現(xiàn)有研究取得了不少進展，但在以下方面尚有待進一步研究：一是技術(shù)輸入、技術(shù)輸出在表征技術(shù)市場厚度時側(cè)重不同，對創(chuàng)新的促進作用可能不同，現(xiàn)有實證研究缺乏對兩種表征方式差異的探究;二是技術(shù)市場厚度作為中介變量影響創(chuàng)新的機制檢驗缺乏。技術(shù)市場是技術(shù)交易活動的載體，影響創(chuàng)新的多種因素多借助技術(shù)市場發(fā)揮部分或全部作用，技術(shù)市場影響創(chuàng)新的渠道能否暢通運行決定了技術(shù)市場在配置技術(shù)要素方面的實際效果，也是其市場化水平的體現(xiàn)。探究技術(shù)輸出以及技術(shù)輸入表征的技術(shù)市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新能力的直接機制以及作為中介變量影響區(qū)域創(chuàng)新能力的機制不僅可以豐富技術(shù)市場的相關(guān)理論，而且基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證檢驗可以判斷我國技術(shù)市場配置技術(shù)要素的實際效果。此外，技術(shù)市場與其他因素協(xié)同作用共同構(gòu)成創(chuàng)新系統(tǒng)，技術(shù)市場厚度的創(chuàng)新促進作用可能受到自身發(fā)展水平及創(chuàng)新基礎(chǔ)條件的影響。本文檢驗相關(guān)因素對我國技術(shù)市場厚度創(chuàng)新促進作用的影響，并結(jié)合我國區(qū)域技術(shù)市場存在的現(xiàn)實問題提出技術(shù)要素市場化改革的政策建議，為全國統(tǒng)一大市場的構(gòu)建提供參考。

二、理論機制與研究假說

技術(shù)市場厚度直接以及作為中介變量影響創(chuàng)新的機制主要體現(xiàn)在如下方面：

一是技術(shù)交易通過提供市場牽引、研發(fā)技術(shù)支持、技術(shù)外溢等多種方式對創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用。技術(shù)交易為技術(shù)創(chuàng)新提供決策導向、技術(shù)支持與服務(wù)、價值實現(xiàn)路徑。反過來，技術(shù)創(chuàng)新增加了技術(shù)商品供給，活躍了技術(shù)市場[10] 。交易規(guī)模和質(zhì)量對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響，市場厚度增加可以通過集聚效應(yīng)增加企業(yè)創(chuàng)新活動[11] 。技術(shù)交易按照流向可以分為技術(shù)輸入、技術(shù)輸出。技術(shù)輸出過程中產(chǎn)生技術(shù)外溢，技術(shù)輸入滿足了企業(yè)研發(fā)過程中對外部知識的需求，兩者均促進創(chuàng)新能力提升。因此，技術(shù)輸入成交額側(cè)重反映了研發(fā)過程中獲得的技術(shù)支持與服務(wù)，技術(shù)輸出成交額則側(cè)重反映了研發(fā)成果的價值實現(xiàn)，兩者表征的技術(shù)市場厚度作用機制不同。

假說1：技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新具有正向促進作用。技術(shù)輸入、技術(shù)輸出促進創(chuàng)新產(chǎn)出的機制不同，創(chuàng)新促進效應(yīng)可能呈現(xiàn)差異。

二是影響創(chuàng)新的多種因素通過技術(shù)交易中介對創(chuàng)新產(chǎn)生影響。技術(shù)交易是外國直接投資（FDI）、知識產(chǎn)權(quán)保護、信息技術(shù)應(yīng)用等因素影響創(chuàng)新的中介變量。首先，F(xiàn)DI 流入引致外資企業(yè)在華專利申請數(shù)量及研發(fā)投入上升。技術(shù)供給增加提升技術(shù)市場厚度，促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應(yīng)）。外資企業(yè)從事研發(fā)活動以及通過技術(shù)外溢提升當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新能力，也對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生直接促進作用[12] 。其次，知識產(chǎn)權(quán)保護通過技術(shù)可專有性使創(chuàng)新者獲利并將創(chuàng)新收益內(nèi)部化[13] 。加強知識產(chǎn)權(quán)保護可激勵技術(shù)供給，有利于提升技術(shù)市場厚度，進而促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應(yīng)）[14] ，同時也提升了企業(yè)從事創(chuàng)新活動預期收益，直接促進區(qū)域創(chuàng)新。最后，信息技術(shù)發(fā)展及應(yīng)用可以有效緩解知識技術(shù)產(chǎn)品信息不對稱導致的市場失靈問題并降低交易成本：一方面，提升了技術(shù)供求適配性，增加了技術(shù)市場厚度，促進區(qū)域創(chuàng)新（中介效應(yīng)）;另一方面提升了知識轉(zhuǎn)化為資本的速度，有效緩解信息不對稱造成的不確定性問題，從而穩(wěn)定企業(yè)預期，直接促進區(qū)域創(chuàng)新。

假說2：FDI、知識產(chǎn)權(quán)保護、信息技術(shù)應(yīng)用等創(chuàng)新影響因素通過直接途徑以及提升技術(shù)市場厚度的中介途徑促進創(chuàng)新能力提升。

三是影響創(chuàng)新的基本因素構(gòu)成協(xié)同創(chuàng)新關(guān)系，既相互促進又相互制約。創(chuàng)新系統(tǒng)是創(chuàng)新資源、制度環(huán)境等因素協(xié)同作用形成創(chuàng)新產(chǎn)出并實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化的系統(tǒng)[15] 。中國不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、政策支持、技術(shù)市場發(fā)展水平等因素構(gòu)成創(chuàng)新基礎(chǔ)條件，最終體現(xiàn)為區(qū)域創(chuàng)新能力的差異。由于技術(shù)市場厚度通過集聚效應(yīng)提升企業(yè)創(chuàng)新活力[11] ，區(qū)域間技術(shù)市場厚度的差異將影響其對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用;反過來，區(qū)域創(chuàng)新能力反映的創(chuàng)新基礎(chǔ)條件差異也會影響技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的促進作用。

假說3：技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新能力的促進作用既受自身水平的影響，也受區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。

以上三個假說部分內(nèi)容已經(jīng)得到實證支持，如假說1 中技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的正向促進作用及假說3，本文尤為關(guān)注技術(shù)輸入及輸出成交額表征的技術(shù)市場厚度在作用機制及實證效果方面的差異，尤其是其中介效應(yīng)。

三、區(qū)域技術(shù)市場特征性事實分析

中國技術(shù)市場總體呈現(xiàn)起步晚發(fā)展快的特點。自1985 年中共中央出臺《關(guān)于科學技術(shù)體制改革的決定》提出“促進技術(shù)成果的商品化，開拓技術(shù)市場”后，技術(shù)市場經(jīng)過近四十年的發(fā)展，在法律法規(guī)、監(jiān)督管理等方面均取得了長足進步，技術(shù)合同交易額不斷提升。與此同時，技術(shù)市場發(fā)展滯后于其他要素市場，成為制約中國市場經(jīng)濟進一步發(fā)展的瓶頸。當前，中國技術(shù)市場主要呈現(xiàn)如下特點：

其一，國內(nèi)技術(shù)市場交易額快速增長，但與國際市場相比，技術(shù)交易規(guī)模略小。技術(shù)市場交易額是技術(shù)市場發(fā)展程度的直觀體現(xiàn)，技術(shù)市場交易額與GDP之比則反映了技術(shù)交易額的相對增速。2000—2020年，中國該比值由0. 65%上升到2. 79%①。與此同時， 中國在國際技術(shù)市場交易額中占比較低。2019年國際技術(shù)交易規(guī)模為3. 36 萬億美元，中國僅占1/10，低于中國GDP 全球占比。根據(jù)《2021 年全國技術(shù)統(tǒng)計年報》數(shù)據(jù)，2020 年中國境外企業(yè)、外商投資企業(yè)平均每份技術(shù)輸出合同成交額為3 259. 6 萬元、1 581. 0 萬元，遠高于內(nèi)資企業(yè)的619. 3 萬元。國內(nèi)技術(shù)交易合同附加值相對較低。

其二，區(qū)域技術(shù)市場發(fā)展程度差異較大，經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域技術(shù)中介服務(wù)水平亟待提高。技術(shù)市場交易額、技術(shù)市場交易額與GDP 之比兩個指標分別從絕對與相對水平反映了技術(shù)交易規(guī)模。技術(shù)市場交易額較大的區(qū)域技術(shù)交易額與GDP 之比也維持在較高水平，技術(shù)市場交易額Top10 區(qū)域（天津位居第十）的技術(shù)市場交易額與GDP 之比均在2%以上。技術(shù)交易額Top20 區(qū)域（甘肅位居第二十）的技術(shù)市場交易額與GDP 之比均在0. 7%以上，20 名之后的區(qū)域該比值均在0. 5%以下。顯然，以絕對以及相對水平反映的技術(shù)交易規(guī)模均呈現(xiàn)相似特征，技術(shù)要素集中在經(jīng)濟基礎(chǔ)較好、人才集聚的區(qū)域。

技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)主要集中在東部區(qū)域，北京占比高達12. 7%，寧夏、海南、西藏尚沒有國家技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)。基于芬蘭[16] 和歐洲[17] 的相關(guān)研究表明，技術(shù)中介服務(wù)機構(gòu)在創(chuàng)新系統(tǒng)中充當重要角色，可以有效降低企業(yè)創(chuàng)新過程中與組織外部的交流成本，有效提升了高科技企業(yè)創(chuàng)新能力及盈利能力[16] ，推動新知識產(chǎn)生、擴散、應(yīng)用[17] 。中國樞紐型技術(shù)服務(wù)市場的技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)數(shù)量充裕，但部分經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域國家技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)缺失，嚴重制約欠發(fā)達區(qū)域的創(chuàng)新能力。

其三，現(xiàn)階段技術(shù)市場服務(wù)水平難以滿足新興行業(yè)快速發(fā)展對專業(yè)化服務(wù)的需求。電子信息、生物醫(yī)藥等行業(yè)迅猛發(fā)展，催生了對高水平專業(yè)化技術(shù)轉(zhuǎn)移服務(wù)的需求。2020 年中國電子信息領(lǐng)域、生物醫(yī)藥領(lǐng)域分別處于各行業(yè)技術(shù)交易規(guī)模、增幅之首。2018 年科技部印發(fā)《關(guān)于技術(shù)市場發(fā)展的若干意見》，明確提出到2020 年培育20 家具有示范帶動作用的高水平專業(yè)化技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)、600 家市場化社會化技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)，發(fā)展3 至5 個樞紐型技術(shù)交易市場，培養(yǎng)1 萬名技術(shù)經(jīng)理人、技術(shù)經(jīng)紀人。根據(jù)《2021年全國技術(shù)統(tǒng)計年報》的數(shù)據(jù)：2020 年425 家國家技術(shù)轉(zhuǎn)移服務(wù)機構(gòu)中市場化運作的企業(yè)法人機構(gòu)占比僅為38. 6%;技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)從業(yè)人員62 183 人中獲得技術(shù)經(jīng)紀人資格的僅有4 496 人，占總?cè)藬?shù)的7. 2%。專業(yè)化服務(wù)供給與需求存在差距。

四、變量選取及模型構(gòu)建

（一）變量選取

區(qū)域創(chuàng)新能力是一個綜合性概念，雖然難以通過個別指標簡單量化，但專利數(shù)據(jù)的統(tǒng)計最為完整且統(tǒng)一，OECD 將其視為衡量創(chuàng)新能力的最直接指標，本文用其表示創(chuàng)新產(chǎn)出。技術(shù)市場涉及技術(shù)開發(fā)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓、技術(shù)咨詢、技術(shù)服務(wù)等內(nèi)容，技術(shù)交易額可反映其總體發(fā)展水平，是學界衡量技術(shù)市場厚度普遍采用的指標。因此，本文采用除港澳臺以及西藏②以外30 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）專利申請數(shù)量及技術(shù)交易額表征區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出及技術(shù)市場發(fā)展水平。

1. 因變量：專利申請量（Lnpatent）。專利申請量比專利授權(quán)量更能反映當年的創(chuàng)新產(chǎn)出。專利屬于知識產(chǎn)出的一種，發(fā)明專利（Lnfm）、實用新型專利（Lnsyxx）、外觀設(shè)計專利（Lnwgsj）技術(shù)含金量不同。工業(yè)企業(yè)專利申請量（Lngyqy）作為穩(wěn)健性檢驗時因變量的替換變量。

2. 自變量：技術(shù)輸出成交額（Lnextech）或技術(shù)輸入成交額（Lnintech）均可以表征技術(shù)市場厚度。技術(shù)輸入成交額側(cè)重反映創(chuàng)新過程中的技術(shù)支持。引進技術(shù)越多，轉(zhuǎn)化的創(chuàng)新產(chǎn)出越多。當年技術(shù)輸出成交額側(cè)重反映上一輪創(chuàng)新產(chǎn)出對新一輪創(chuàng)新起到的決策導向、市場牽引、技術(shù)外溢。

3. 控制變量：與創(chuàng)新產(chǎn)出直接相關(guān)的是人力資本及物質(zhì)資本投入，分別采用研發(fā)人員數(shù)量（Lnlabor）、區(qū)域生產(chǎn)總值（LnGDP）表示③。知識產(chǎn)權(quán)保護、信息技術(shù)應(yīng)用程度、實際使用外資同樣是影響創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素， 分別以專利侵權(quán)率（ Infringe）、互聯(lián)網(wǎng)使用率（ Internet）、實際使用外資（LnFDI）表示④。由于不同區(qū)域產(chǎn)權(quán)制度和契約制度相同，知識產(chǎn)權(quán)保護效果取決于行政執(zhí)法力度和司法公正的差異，專利侵權(quán)率最為直接地體現(xiàn)了專利保護的實際效果，侵權(quán)率越高實際保護效果越差。此外，通過個體固定效應(yīng)控制不同區(qū)域非時變因素。

數(shù)據(jù)來源及說明：區(qū)域生產(chǎn)總值、實際利用外資數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，專利申請量及授權(quán)量、技術(shù)市場交易額（輸入額、輸出額）、研發(fā)人員數(shù)量（全時當量）來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。專利侵權(quán)糾紛案件數(shù)量來自國家知識產(chǎn)權(quán)局《知識產(chǎn)權(quán)統(tǒng)計年報》?；ヂ?lián)網(wǎng)使用率數(shù)據(jù)來自《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。數(shù)據(jù)時間跨度為2005—2020 年，采用工業(yè)企業(yè)專利申請量及研發(fā)人員數(shù)量作穩(wěn)健性檢驗時，僅2008—2020 年數(shù)據(jù)可得。除專利侵權(quán)率、互聯(lián)網(wǎng)使用率之外，其他變量均加1 后取對數(shù)。

（二）模型構(gòu)建

結(jié)合選取的變量將研發(fā)活動模型設(shè)定為對數(shù)形式：

LnPatentit =β0 +β1Lntechit +β2Zit +μi +εit （1）

模型（ 1） 中： 下標i、t 分別表示區(qū)域和年份。LnPatentit 為i 區(qū)域t 年專利申請量;Lntechit為自變量，即技術(shù)輸出成交額或技術(shù)輸入成交額表征的技術(shù)市場厚度;Zit 為控制變量，包括Lnlabor、LnGDP、Infringe、Internet、LnFDI;μi 為個體固定效應(yīng)，解決非時變因素遺漏可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題;εcjt 表示隨機擾動項。

采用模型（1）驗證假說1，隨后討論假說2 中介效應(yīng)的檢驗。Z 中的部分變量通過間接效應(yīng)（技術(shù)市場）以及直接效應(yīng)影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，技術(shù)輸入與技術(shù)輸出對應(yīng)的中介效應(yīng)（間接效應(yīng)）可能不同。Baron et al. [18] 將中介變量定義為可以作為自變量影響因變量，也能代表自變量影響因變量的變量，并提供了一種檢驗中介效應(yīng)的方法。尹志鋒等[19]借鑒其檢驗方法驗證了知識產(chǎn)權(quán)保護對創(chuàng)新影響的傳導機制。本文同樣借鑒其檢驗程序，先將中介變量Lntech 對變量Z 回歸，以檢驗Z 中的哪些變量顯著影響中介變量：

Lntechit =α0 +α1Zit +μi +εit （2）

將因變量LnPatent 對變量Z 回歸，以檢驗Z 是否顯著影響因變量：

LnPatentit =γ0 +γ1Zit +μi +εit （3）

將因變量對Lntech 以及Z 回歸，即模型（1）。如果模型（2）中變量Z 顯著影響中介變量，模型（3）中變量Z 顯著影響因變量，模型（1）中的中介變量顯著影響因變量，則滿足中介關(guān)系。進一步地，比較模型（1）與模型（3）中變量Z 的回歸系數(shù)，如果模型（1）中Z 的回歸系數(shù)小于模型（3）中Z 的回歸系數(shù)且兩者均顯著，則存在部分中介效應(yīng)，即Z 對因變量的部分作用效果被中介變量所吸收。如果模型（1）中Z 的回歸系數(shù)不顯著且（3）的回歸系數(shù)顯著，則表明Z 對因變量的全部作用均被中介變量所吸收。

五、實證結(jié)果及分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

因變量：專利申請量的對數(shù)均值為10. 097。其中：實用新型專利占比最高，對數(shù)均值為9. 296;發(fā)明專利數(shù)量對數(shù)均值為8. 895;外觀設(shè)計專利的占比最小，對數(shù)均值為8. 400;標準差均在1. 6 以上，不同區(qū)域?qū)＠暾埩坎町愝^大⑤。自變量：技術(shù)輸出能力的區(qū)域差異大于技術(shù)吸納能力的區(qū)域差異，體現(xiàn)為技術(shù)輸出成交額的標準差、最大值與最小值之差高于技術(shù)輸入成交額的相應(yīng)指標⑤。因此，技術(shù)輸入或技術(shù)輸出成交額表征技術(shù)市場厚度時側(cè)重不同，且統(tǒng)計數(shù)據(jù)存在顯著差異。

（二）基準回歸及穩(wěn)健性檢驗

1. 采用模型（1）檢驗技術(shù)市場厚度（技術(shù)輸入、技術(shù)輸出）對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，基于Hausman檢驗結(jié)果建立個體固定效應(yīng)模型。表1 第（1）、（2）列分別對應(yīng)專利申請總量對技術(shù)輸出、輸入成交額的基準回歸結(jié)果。技術(shù)輸出、輸入成交額的回歸系數(shù)分別為0. 097、0. 184，且均在1%顯著性水平上對專利產(chǎn)出具有正向促進作用，表明技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向促進作用。雖然技術(shù)輸出、技術(shù)輸入表征的技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新的影響均高度顯著，但回歸系數(shù)差距較大，后者為前者的兩倍。兩者在促進創(chuàng)新方面的機制不同，技術(shù)輸入直接為研發(fā)提供技術(shù)支持，這可能是其對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出促進作用更大的原因。

控制變量方面，表1 第（1）、（2）列研發(fā)人員數(shù)量、區(qū)域生產(chǎn)總值、實際使用外資、互聯(lián)網(wǎng)使用率的回歸系數(shù)均為正，專利侵權(quán)率的回歸系數(shù)為負，均與理論預期一致。除研發(fā)人員數(shù)量外，其他變量均在1%水平上通過顯著性檢驗。依據(jù)OECD-MSTI數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，中國研發(fā)人員數(shù)量總和與G7 國家研發(fā)人員總量相近，中國研發(fā)人員規(guī)模龐大但質(zhì)量優(yōu)勢不足，可能是其不顯著的原因。

為了考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，分別通過工具變量法、更換變量法檢驗，并采用聚類穩(wěn)健標準誤解決可能存在的異方差及自相關(guān)問題。

一是采用工具變量法檢驗。自變量與因變量互為因果可能導致內(nèi)生性問題。第t 期技術(shù)輸出成交額除了反映上一輪創(chuàng)新產(chǎn)出的價值實現(xiàn)外，也可能包含了當年創(chuàng)新產(chǎn)出。第t 期的創(chuàng)新產(chǎn)出可能影響第t 期或者第t+1 期的技術(shù)市場交易額，但不會影響第t-1 期，因此選用t-1 期技術(shù)輸出與輸入成交額作為第t 期的工具變量，內(nèi)生性可以被大部分消除。進一步檢驗工具變量與內(nèi)生變量之間的相關(guān)性，Andersoncanon 統(tǒng)計量的值為244. 364，在1%水平上拒絕識別不足假設(shè)，Cragg -Donald F 統(tǒng)計量的值為527. 622，不存在弱工具變量問題。表1 第（3）、（4）列為采用工具變量法的回歸結(jié)果。從表中可以看出，技術(shù)輸出成交額、技術(shù)輸入成交額回歸系數(shù)分別為0. 140、0. 344，均在1%顯著性水平上對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向促進作用。相比（1）、（2）列的回歸結(jié)果，自變量回歸系數(shù)提高較為明顯，Hausman 檢驗結(jié)果同樣在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明使用工具變量法前后回歸結(jié)果差異的顯著性。上一期技術(shù)輸出成交額更可能為當期創(chuàng)新提供市場牽引及技術(shù)外溢，上一期的技術(shù)輸入為當期創(chuàng)新產(chǎn)出提供技術(shù)支持，這可能是采用工具變量法后促進作用增大的原因。因此，為了避免內(nèi)生性問題，表1、表2 的穩(wěn)健性檢驗及分類回歸也將采用工具變量法。

二是采用聚類穩(wěn)健標準誤解決可能存在的異方差及自相關(guān)問題。表1 第（5）、（6）列對應(yīng)工具變量法下采用聚類穩(wěn)健標準誤的回歸結(jié)果。雖然標準差有所增大，但顯著性水平與（3）、（4）列相近，自變量及多數(shù)控制變量仍然高度顯著，顯示了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

三是通過替換變量考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。采用工業(yè)企業(yè)專利申請量替換因變量，同時將控制變量中的研發(fā)人員數(shù)量替換為工業(yè)企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量，回歸結(jié)果對應(yīng)表1 第（7）、（8）列。表中技術(shù)輸出、輸入成交額分別在5%、1%顯著性水平上對工業(yè)企業(yè)專利產(chǎn)出具有正向促進作用，F(xiàn)DI 對工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不再顯著，可能與FDI 的行業(yè)流向相關(guān)。

綜合以上回歸結(jié)果，技術(shù)輸出成交額、技術(shù)輸入成交額表征的技術(shù)市場厚度均對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向促進作用，采用技術(shù)輸入成交額表征的技術(shù)市場厚度回歸系數(shù)高于采用技術(shù)輸出成交額的情形，研發(fā)技術(shù)支持對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響更大。

2. 檢驗技術(shù)市場厚度對不同類型專利產(chǎn)出作用效果的差異。將三類專利產(chǎn)出分別對自變量回歸，表2 為工具變量法下采用聚類穩(wěn)健標準誤的回歸結(jié)果，第（1） ～（2）列、（3） ～（4）列、（5） ～（6）列分別為發(fā)明專利申請量、實用新型專利申請量、外觀設(shè)計專利申請量對技術(shù)輸出成交額以及技術(shù)輸入成交額的回歸結(jié)果。對比三種類型專利回歸結(jié)果可知，技術(shù)輸出、輸入成交額均在1%顯著水平上對發(fā)明專利產(chǎn)出、實用新型專利產(chǎn)出具有正向促進作用，對外觀設(shè)計專利的促進作用并不顯著?；貧w系數(shù)方面，技術(shù)輸出成交額對發(fā)明專利產(chǎn)出、實用新型專利產(chǎn)出的影響系數(shù)分別為0. 128、0. 178，技術(shù)輸入成交額對發(fā)明專利產(chǎn)出、實用新型專利產(chǎn)出的影響系數(shù)分別為0. 283、0. 408。顯然，技術(shù)市場厚度對不同專利的促進作用呈現(xiàn)如下特征：一是技術(shù)市場對實用新型專利產(chǎn)出的影響高于發(fā)明專利;二是技術(shù)輸入成交額的回歸系數(shù)約為技術(shù)輸出成交額回歸系數(shù)的兩倍，與采用專利申請總量得到的結(jié)果相似。中國的研發(fā)投入以應(yīng)用研究為主，企業(yè)通過技術(shù)市場引入應(yīng)用型技術(shù)進行推陳出新，技術(shù)交易在促進創(chuàng)新成果產(chǎn)業(yè)化方面起到重要作用，可能是其促進作用更大的原因。

（三）技術(shù)市場中介效應(yīng)

為了驗證假說2 中介效應(yīng)的存在性，采用Baronet al. [18] 的步驟檢驗技術(shù)市場厚度的中介效應(yīng)。Z中的部分變量通過作用于技術(shù)市場厚度影響創(chuàng)新產(chǎn)出，但主要通過技術(shù)輸入還是技術(shù)輸出渠道尚未可知。因此，先基于模型（2）分別用技術(shù)輸出、輸入成交額對變量Z 回歸，回歸結(jié)果對應(yīng)表3 第（1）、（2）列;隨后基于模型（3）用專利申請總量對變量Z回歸，對應(yīng)表3 第（3）列。為了進一步考察技術(shù)市場中介效應(yīng)對發(fā)明專利、實用新型專利作用效果的差異，分別用發(fā)明專利、實用新型專利對變量Z 回歸，結(jié)果對應(yīng)表3 第（4）、（5）列。

分別以技術(shù)輸出、輸入成交額表征技術(shù)市場厚度，通過是否顯著來判定其作用渠道的存在性。

一是檢驗技術(shù)輸出成交額表征的技術(shù)市場厚度的中介效應(yīng)。先判斷是否滿足中介關(guān)系，再判斷中介效應(yīng)的大小。技術(shù)輸出成交額對變量Z 的回歸中僅有FDI 在1% 水平上具有顯著正向促進作用，見表3 第（1）列。FDI 對專利總產(chǎn)出的促進作用見表3 第（3）列。技術(shù)輸出成交額對專利總產(chǎn)出的促進作用均顯著，見表1 第（5）列。因此，滿足中介關(guān)系。對比是否包含中介變量技術(shù)輸出成交額時FDI 回歸系數(shù)及顯著性水平的變化，見表3 第（3）列與表1 第（5）列，包含中介變量技術(shù)輸出成交額后FDI 回歸系數(shù)由0. 250 下降至0. 175，下降幅度為30%，其他變量回歸系數(shù)變動幅度較小且顯著性水平?jīng)]有明顯變化。因此，F(xiàn)DI 對創(chuàng)新產(chǎn)出的部分影響被技術(shù)輸出表征的技術(shù)市場厚度所吸收，F(xiàn)DI 促進創(chuàng)新的部分效應(yīng)通過技術(shù)輸出中介機制以及直接機制顯現(xiàn)。其他變量對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應(yīng)，技術(shù)輸出中介機制并不顯著。

采用相同思路檢驗技術(shù)輸出作為中介變量在影響發(fā)明專利、實用新型專利方面的情形。發(fā)明專利方面，F(xiàn)DI 對發(fā)明專利產(chǎn)出的影響并不顯著，見表3 第（4）列，故不滿足中介關(guān)系。實用新型專利方面，F(xiàn)DI 對實用新型專利產(chǎn)出具有顯著促進效應(yīng)，見表3 第（5）列，結(jié)合另兩項回歸，說明滿足中介關(guān)系。引入中介變量后，見表2 第（3）列與表3 第（5）列，F(xiàn)DI 回歸系數(shù)由0. 395 下降至0. 299 且在1%水平上顯著，其他變量回歸系數(shù)變動幅度較小且顯著性水平未發(fā)生明顯變化，表明FDI 通過直接效應(yīng)以及技術(shù)輸出的中介效應(yīng)促進區(qū)域創(chuàng)新，其他變量對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應(yīng)。

二是檢驗技術(shù)輸入成交額表征的技術(shù)市場厚度的中介效應(yīng)。FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率均在5%或1%顯著性水平上對技術(shù)輸入成交額具有顯著促進作用，見表3 第（2）列。FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率均在1%水平上對區(qū)域?qū)＠偖a(chǎn)出具有正向促進作用，見表3第（3）列。技術(shù)輸入成交額對專利總產(chǎn)出的促進效應(yīng)顯著，見表1 第（6）列。故滿足中介關(guān)系。引入中介變量技術(shù)輸入成交額后，GDP、FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率的回歸系數(shù)均下降了30%左右且在1%水平上顯著，見表1 第（6）列與表3 第（3）列，其他變量回歸系數(shù)變化幅度較小或不顯著。因此，F(xiàn)DI、互聯(lián)網(wǎng)使用率對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效應(yīng)部分被中介變量所吸收，同時也通過直接效應(yīng)促進創(chuàng)新，專利侵權(quán)率的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應(yīng)。

發(fā)明專利及實用新型專利方面，互聯(lián)網(wǎng)使用率顯著影響技術(shù)輸入成交額與發(fā)明專利產(chǎn)出，見表3第（2）與第（4）列，技術(shù)輸入成交額顯著影響發(fā)明專利產(chǎn)出，滿足中介關(guān)系。引入中介變量后互聯(lián)網(wǎng)使用率的回歸系數(shù)變小且在1% 水平上顯著，見表2第（2）列與表3 第（4）列，專利侵權(quán)率回歸系數(shù)絕對值略有增大，其他變量不顯著?；ヂ?lián)網(wǎng)使用率對發(fā)明專利產(chǎn)出的部分促進效應(yīng)被中介變量所吸收，通過直接效應(yīng)與中介效應(yīng)促進區(qū)域發(fā)明專利產(chǎn)出，專利侵權(quán)率的促進作用主要體現(xiàn)為直接效應(yīng)。實用新型專利產(chǎn)出方面，技術(shù)輸入成交額與FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率同樣滿足中介關(guān)系，見表3 第（2）、（5）列及表2 第（4）列。引入中介變量后FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率的回歸系數(shù)下降30%左右且在1% 水平上顯著，見表2 第（4）列相比表3 第（5）列。FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率的促進效應(yīng)部分被中介變量所吸收，通過直接效應(yīng)與間接效應(yīng)促進實用新型專利產(chǎn)出。專利侵權(quán)率通過直接效應(yīng)影響實用新型專利產(chǎn)出。

綜合以上回歸結(jié)果可知，技術(shù)市場厚度作為FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率的中介效應(yīng)顯著，但FDI、互聯(lián)網(wǎng)使用率通過技術(shù)交易產(chǎn)生作用的機制不同。技術(shù)輸出以及技術(shù)輸入表征的技術(shù)市場厚度作為FDI的中介效應(yīng)均顯著，但僅有技術(shù)輸入表征的技術(shù)市場厚度作為互聯(lián)網(wǎng)使用率的中介效應(yīng)顯著。FDI 流入增加了技術(shù)要素供給，提升了技術(shù)市場厚度，外資企業(yè)研發(fā)過程中也需要通過技術(shù)交易獲得技術(shù)支持，對技術(shù)輸入與技術(shù)輸出均產(chǎn)生影響?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用降低了企業(yè)獲取技術(shù)的交易成本，對企業(yè)獲得研發(fā)技術(shù)支持的促進作用更為明顯，可能是僅采用技術(shù)輸入成交額時中介效應(yīng)顯著的原因。此外，技術(shù)市場厚度作為FDI 的中介效應(yīng)主要是促進實用新型專利產(chǎn)出，F(xiàn)DI 對發(fā)明專利的影響并不顯著。技術(shù)市場厚度作為專利侵權(quán)率的中介效應(yīng)并不顯著，知識產(chǎn)權(quán)保護無法有效提升技術(shù)市場厚度限制了技術(shù)市場厚度的中介效應(yīng)。綜上所述，中介效應(yīng)的存在使得假說2 整體上得到驗證，但也存在知識產(chǎn)保護對技術(shù)市場厚度影響不顯著反映的作用渠道不暢通問題。我國需要進一步深化技術(shù)要素市場化改革，疏通技術(shù)市場促進創(chuàng)新的作用渠道。

（四）異質(zhì)性分析

為了驗證假說3，分別通過門檻回歸以及分位數(shù)回歸考察技術(shù)市場厚度的創(chuàng)新促進作用如何受技術(shù)市場厚度水平及區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，采用t-1 期技術(shù)市場交易額來減弱內(nèi)生性問題。

1. 檢驗技術(shù)市場厚度的創(chuàng)新促進作用是否存在技術(shù)市場厚度門檻效應(yīng)。結(jié)合上文的分析，技術(shù)交易額對外觀設(shè)計專利的影響并不顯著，故僅檢驗技術(shù)交易額對專利總量、發(fā)明專利、實用新型專利影響的技術(shù)市場厚度門檻效應(yīng)。逐漸增加門檻值數(shù)量，以確定顯著的門檻數(shù)量，檢驗結(jié)果見表4。專利總量作為因變量時，技術(shù)輸入、輸出成交額引入三個門檻值時均無法通過顯著性檢驗，雙門檻值可以在5%水平上通過顯著性檢驗。發(fā)明專利作為因變量時，單門檻值無法通過顯著性檢驗，表明不存在門檻效應(yīng)。實用新型專利作為因變量時，雙門檻值無法通過顯著性檢驗，單門檻值在5%水平上通過顯著性檢驗。

根據(jù)檢驗結(jié)果，分別建立以專利總量為因變量的雙門檻效應(yīng)模型以及以實用新型專利為因變量的單門檻效應(yīng)模型，表5 為采用異方差穩(wěn)健標準誤的回歸結(jié)果。專利總量為因變量時，第（1）、（3）列分別對應(yīng)技術(shù)輸出、輸入成交額創(chuàng)新促進作用的技術(shù)市場厚度門檻效應(yīng)。從技術(shù)輸出來看，跨越第一個門檻值前技術(shù)輸出對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用僅在10%水平上顯著，跨越第一個門檻值后在1%水平上顯著，回歸系數(shù)由0. 083 上升到0. 138 之后下降至0. 099。從技術(shù)輸入來看，跨越第一個門檻值前技術(shù)輸入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不顯著，跨越第一個門檻值后在10%水平上顯著，跨越第二個門檻值后在1%水平上顯著。技術(shù)輸入對創(chuàng)新的激勵效應(yīng)由跨越第一個門檻值后的0. 071上升到跨越第二個門檻值后的0. 124。

顯然，技術(shù)輸入、輸出成交額表征的技術(shù)市場厚度較薄時，回歸系數(shù)及顯著性水平較低，表明技術(shù)市場厚度影響其對創(chuàng)新的促進作用。隨著門檻值由低到高，技術(shù)輸出成交額的回歸系數(shù)呈現(xiàn)先上升后下降趨勢，技術(shù)輸入成交額的回歸系數(shù)呈現(xiàn)持續(xù)上升趨勢，技術(shù)市場厚度增加產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)可以使企業(yè)在研發(fā)中獲得更為匹配的技術(shù)，增強對創(chuàng)新的促進作用。技術(shù)輸出對應(yīng)的技術(shù)外溢、市場牽引或決策導向作用與規(guī)模經(jīng)濟無關(guān)，這可能是兩者變化差異的原因。

2. 通過分位數(shù)回歸考察不同水平區(qū)域創(chuàng)新能力在影響技術(shù)市場厚度創(chuàng)新促進效應(yīng)方面的差異。基準回歸考察的是自變量對因變量條件期望的影響。條件分布非對稱時，均值回歸反映的信息不夠全面。中國不同區(qū)域創(chuàng)新基礎(chǔ)條件差異較大，創(chuàng)新能力懸殊，技術(shù)市場厚度的創(chuàng)新促進作用也可能呈現(xiàn)較大的區(qū)域差異。表6 給出了以專利總量、發(fā)明專利、實用新型專利為因變量的分位數(shù)回歸結(jié)果（控制變量回歸結(jié)果省略）。

表6（1） ～（3）列、（10） ～（12）列分別為專利總量對技術(shù)輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結(jié)果。隨著分位數(shù)的增加（25%→50%→75%），技術(shù)輸出成交額的回歸系數(shù)（0. 095→0. 102→0. 109）、技術(shù)輸入成交額的回歸系數(shù)（0. 161→0. 184→0. 207）均呈現(xiàn)上升趨勢，且均在1%水平上顯著，表明技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的促進作用隨著創(chuàng)新能力的提高而提高。表6（4） ～（6）、（13） ～（15）列分別為發(fā)明專利對技術(shù)輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結(jié)果。隨著分位數(shù)的增加，技術(shù)輸出的回歸系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢（0. 073→0. 090→0. 113），均在5%或1%水平上顯著;技術(shù)輸入的回歸系數(shù)同樣呈現(xiàn)上升趨勢（0. 081→0. 146→0. 214），25%分位回歸結(jié)果不顯著，50%分位、75%分位回歸結(jié)果在1%水平上顯著。表6（7） ～（9）、（16） ～（18）列分別為實用新型專利對技術(shù)輸出、輸入成交額的分位數(shù)回歸結(jié)果。隨著分位數(shù)的增加，技術(shù)輸出、技術(shù)輸入的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)上升趨勢，分別為0. 123→0. 130→0. 136、0. 181→0. 218→0. 254，均在1%水平上顯著。

綜上所述，因變量無論是專利總量還是發(fā)明專利或?qū)嵱眯滦蛯＠?，技術(shù)輸入及技術(shù)輸出的回歸系數(shù)均隨著分位數(shù)的增加而增加。技術(shù)市場厚度是創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中的一部分，創(chuàng)新基礎(chǔ)條件更為優(yōu)異時，技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的促進作用更易于發(fā)揮，可能是其促進效應(yīng)隨著區(qū)域創(chuàng)新能力增強而增強的原因。結(jié)合門檻回歸以及分位數(shù)回歸的結(jié)果，技術(shù)市場厚度較薄時其對創(chuàng)新的促進作用較小且可能無法通過顯著性檢驗。區(qū)域創(chuàng)新能力較弱時，技術(shù)市場厚度的回歸系數(shù)同樣存在不顯著的情形。因此，技術(shù)市場厚度對創(chuàng)新的促進作用受自身發(fā)展水平、區(qū)域創(chuàng)新能力等因素的制約，假說3得到驗證。

六、政策建議

本文探究了技術(shù)市場厚度影響區(qū)域創(chuàng)新的機制，并基于我國省級數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。研究表明，技術(shù)市場厚度對區(qū)域創(chuàng)新具有正向促進作用且總體上發(fā)揮了中介效應(yīng)，但依然存在部分渠道不通暢、欠發(fā)達區(qū)域因技術(shù)市場厚度較薄促進作用不顯著的問題。為了適應(yīng)新時期創(chuàng)新發(fā)展需求，基于實證檢驗結(jié)果及我國技術(shù)市場發(fā)展中存在的現(xiàn)實問題，提出如下政策建議：

一是構(gòu)建分層次、全覆蓋的技術(shù)交易市場。主要大城市為中心建設(shè)樞紐型技術(shù)交易市場，同時注重技術(shù)交易市場的全覆蓋。寧夏、海南、西藏區(qū)域未來也應(yīng)建立國家技術(shù)轉(zhuǎn)移機構(gòu)，避免欠發(fā)達區(qū)域技術(shù)市場發(fā)展不足阻礙創(chuàng)新促進效應(yīng)。

二是通過培養(yǎng)技術(shù)經(jīng)紀人、創(chuàng)新技術(shù)服務(wù)模式等方式提升技術(shù)市場服務(wù)水平。技術(shù)交易中介服務(wù)水平顯著影響交易成本，我國技術(shù)市場服務(wù)水平的專業(yè)化程度不高，需要加快培養(yǎng)技術(shù)經(jīng)紀人、創(chuàng)新技術(shù)服務(wù)模式，滿足新興行業(yè)快速發(fā)展對專業(yè)化服務(wù)的需求。

三是建設(shè)高標準市場體系，政策、法規(guī)的出臺應(yīng)遵循系統(tǒng)性原則。技術(shù)市場充當了多種因素影響創(chuàng)新的中介變量，技術(shù)市場改革措施的出臺應(yīng)考慮相關(guān)因素對技術(shù)市場的影響。例如，完善知識產(chǎn)權(quán)保護法律法規(guī)體系才能有效保障創(chuàng)新人員獲得創(chuàng)新成果收益，最終提高技術(shù)市場厚度，促進創(chuàng)新。

注釋：

①由《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國科技統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算所得，下段數(shù)據(jù)同。

②西藏地區(qū)技術(shù)交易額數(shù)據(jù)缺失較多，且技術(shù)交易額的全國占比不足萬分之一，因此將之排除在外。

③通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)人員全時當量與研發(fā)資金投入相關(guān)系數(shù)高達0. 96，采用地區(qū)生產(chǎn)總值替代以避免嚴重多重共線性。

④專利侵權(quán)率=累計專利侵權(quán)糾紛案件數(shù)量/ 累計專利授權(quán)量。累計數(shù)量由1985 年起累計至相應(yīng)年份，制度質(zhì)量相對穩(wěn)定，采用累計數(shù)量可以減弱侵權(quán)糾紛立案、結(jié)案時間差異造成的數(shù)據(jù)波動。

⑤受篇幅所限，各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果未列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

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責任編輯：關(guān) 華

基金項目：國家社會科學基金重大項目（21ZDA014）