制度質量、創新驅動與區域發展不平衡
——兼論貧困治理

李啟平，劉國權

自2008年國際金融危機以來，中國落后地區與富裕地區的經濟發展差距進一步擴大，由區域發展不平衡引起的相對貧困已成為制約共同富裕的重要因素[1]。值得注意的是，2008年以來恰是中國經濟發展方式加快向創新驅動型轉變的關鍵時期。那么，為什么中國區域經濟會在發展方式轉型過程中出現持續分化？本文試圖從制度質量的視角，將制度質量差異與創新驅動型發展方式和區域發展不平衡相聯系，來對這一問題做出合理解釋。

在計劃經濟向市場經濟轉軌的過程中，我國各地區對計劃經濟和市場經濟這兩種體制的依賴程度存在很大差異。突出表現為，中西部和東北地區更依賴于國有企業和計劃經濟體制，經濟發展所需的各種資源主要依靠政府控制和配置；而東部則更依賴民營企業和市場經濟體制，市場化程度相對較高[2]。本文認為，這種地區之間制度質量差異構成了理解我國區域發展不平衡程度擴大的一個重要視角。

沿著如上思路，本文提出這樣一個理論判斷：在2008年國際金融危機爆發之前，中國經濟增長主要是一種粗放式增長模式。在這一經濟發展階段，經濟增長主要靠要素投入，對創新的依賴度低[3]。因此，在這一階段，主要依賴國有企業和政府主導的制度環境對經濟增長的負面影響不明顯。然而，2008年國際金融危機爆發之后，中國加快了轉變經濟發展方式的進程，經濟發展方式進入到創新驅動型發展階段。而當經濟發展方式進入創新驅動型發展階段之后，驅動經濟增長的關鍵不再是動員資源而是提升創新能力[4]。在這種情況下，中西部和東北地區原來那套依賴國有企業和政府干預的制度環境已經不適用了，它對提升創新能力的作用不斷遞減，從而不利于地區經濟可持續增長，最終導致區域間發展不平衡程度擴大。

本文基于2000—2021年中國30個省、自治區、直轄市的面板數據，對上述理論進行了實證分析。通過引入制度質量和R&D經費支出占GDP比重的交互項，以R&D經費支出占GDP比重作為經濟發展方式向創新驅動型轉變的衡量指標，考察發展方式轉型過程中各地區制度質量差異對經濟增長的影響。實證結果表明，在中國的經濟發展方式加快從粗放型向創新驅動型轉變過程中，隨著R&D經費支出占GDP比重的提高，一個地區國有經濟比重和對計劃經濟體制依賴程度越高(即制度質量越低)，越將顯著阻礙該地區的經濟增長。進一步的機制分析發現，創新能力是制度質量影響區域發展不平衡的重要機制，在經濟發展方式轉型過程中，越是制度質量水平相對較低的地區，其創新能力越弱，從而越將導致該地區陷入貧困陷阱，阻礙其經濟增長。

本文的創新之處在于：一方面，基于制度質量差異的視角，把制度質量與創新驅動型發展模式相聯系，給出了一個理解區域發展不平衡演進的理論邏輯框架，有助于拓展有關中國區域差距方面的研究空間和學術視野；另一方面，通過引入制度質量和R&D經費支出比重的交互項，研究創新驅動型發展過程中制度質量差異對區域發展不平衡的影響，并利用工具變量克服了內生性問題，為理解區域發展不平衡和貧困治理提供了嚴謹的經驗證據。

一、背景與理論分析

雖然中國實行統一的行政管理體制，但是各地在經濟運行中的制度質量仍然存在較大差異。特別是在東部、中部、西部、東北地區之間，經濟運行中的制度質量存在明顯差異：中西部和東北地區經濟發展更依賴于國有企業和計劃經濟體制，國有企業占有相當大的比重，地方政府擁有強大的資源分配權[5-6]；而東部則更依賴于民營企業和市場經濟體制來推動經濟發展，民營經濟發展活躍，政府對市場的干預程度相對較低，經濟發展所需的各種資源更多地由市場機制來配置[1]。

圍繞中國區域發展不平衡問題，現有文獻主要從資源稟賦分布和制度因素兩個視角進行了廣泛探討。第一個研究視角的文獻主要探討人力資本[7]、交通基礎設施[8]、外商直接投資[9]、金融發展[10]等因素在地區經濟差距中所扮演的角色；第二個研究視角的文獻則從制度分析的視角，或者強調市場化水平[11]、所有制結構[12-13]等因素對地區發展不平衡的影響，或者基于地方政府競爭的制度背景，從地方官員行為特征差異的視角解釋地區間經濟績效差距[14-15]。

上述文獻為我們理解區域發展不平衡提供了重要洞見。但是，這些研究也忽視了在經濟發展方式轉型過程中，各地區制度質量存在較大差異的客觀事實，更沒有把制度質量差異與發展方式轉型相聯系來研究區域發展不平衡的動態演變。我們認為，在經濟體制轉軌過程中，不同的制度質量對經濟增長究竟產生何種影響，與經濟發展方式所處的不同階段存在緊密關聯。

改革開放以來，中國經濟取得驕人的成績。然而，從經濟發展方式來看，這種高速的經濟增長是一種典型的粗放式增長模式。2008年國際金融危機爆發之后，原來的粗放型經濟發展方式遭受巨大沖擊，需要加快轉變經濟發展方式。在這種形勢下，中央政府及時提出了一系列施政理念和政策措施，推動中國經濟進入加快轉變發展方式的新階段。因此，大致以2008年國際金融危機的沖擊為分界點，我們可以將中國改革開放以來的經濟發展方式劃分為兩個階段：在2008年之前，中國的經濟發展方式大體上是處于粗放型發展階段；而自2008年之后，經濟發展方式開始進入創新驅動型發展階段。

本文著力于把制度質量與經濟發展方式相聯系。我們認為，在中國經濟發展方式轉型過程中，制度質量差異對地區經濟增長的影響在很大程度上受到經濟發展階段的約束。當經濟處在粗放型的增長模式時，各地區的經濟增長主要是依靠資源投入，不太需要創新。因此，在這種情況下，那些主要依賴政府強行推動獲取資源的地區，經濟增長速度未必落后，各地區的貧富差距并未持續擴大。

然而，2008年國際金融危機爆發之后，中國經濟發展大體告別了粗放型發展階段，已經轉向創新驅動型發展階段。在這一發展階段，驅動經濟增長的關鍵不再是動員資源，而是如何提升創新能力[4]。在這種情況下，中西部和東北地區長期習慣于依賴國有企業、政府干預的制度環境已經不適用了[16]，從而不利于地區經濟增長，導致該地區走向相對貧困的境地。而東部則在依賴民營企業和市場經濟的制度環境下，創造了公平競爭的環境，從而提升了地區創新能力，進而促進經濟長期持續增長，最終導致區域間貧富差距擴大[1]?；诖?，我們提出理論假設1：

理論假設1：制度質量差異是導致區域發展不平衡的重要原因。越是制度質量相對較差的地區，越容易陷入貧困陷阱。

從作用機制上來講，制度質量差異主要通過影響地區創新能力的途徑導致區域發展不平衡趨勢擴大。具體而言，當經濟發展方式轉到創新驅動型發展階段之后，創新能力是影響經濟增長的關鍵決定因素[4]。而提升創新能力主要靠制度質量，從影響創新的制度來看，我們可以將創新體制分為“計劃推動型制度”和“市場引導型制度”。前者主要是由政府計劃分配創新資源、引導技術研發方向，后者則主要是由市場機制引導技術研發方向。一般來說，越是處在制度質量相對較差的環境下，越容易形成計劃推動型的創新制度，而越是處在依賴于民營企業和市場機制主導經濟運行的環境下，則更容易形成市場引導型的創新制度?；诖?，我們不難判斷，由于制度質量差異，東部、中西部和東北地區的創新制度表現出顯著的差異：中西部和東北地區計劃型創新體制根基更深，向市場體制轉軌更難；而東部計劃型創新體制根基比較淺，市場型創新主體更多，更容易接受和更依賴市場引導型創新[16-17]。

這樣，當經濟發展方式進入創新驅動型發展階段之后，上述地區不同制度環境下造成的創新制度差異，決定了區域發展速度和質量的相對關系?；谝陨侠碚摲治?，我們提出理論假設2：

理論假設2：當經濟發展方式轉到創新驅動型階段之后，相對于制度質量較高的地區，那些制度質量水平越低的地區，其創新能力越弱，并通過創新能力的渠道抑制地區經濟增長。

二、實證策略與變量說明

(一)實證策略

國際經驗表明，當一個國家進入創新驅動型發展階段之后，技術進步將對經濟增長做出越來越大的貢獻，R&D經費支出占GDP的比重將明顯提高。當一個國家經濟處在粗放型發展階段時，R&D經費支出占GDP的比重通常不到1%；而當經濟進入創新驅動型發展階段之后，R&D經費支出占GDP的比重將出現大幅提高[3]。數據顯示，1997—2007年，中國R&D經費支出占GDP的比重平均為1.04%，而從2008年之后開始出現大幅提高，2009年達到1.7%，2020年則提高到了2.40%，2009—2020年期間，中國R&D經費支出占GDP的比重平均為2.01%(1)數據來源于2021年《中國統計年鑒》。。立足于中國經濟發展方式轉型的背景，本文以R&D經費支出占GDP的比重來度量經濟發展方式轉型過程，并引入帶有制度質量與經濟發展方式轉型的交互項，來考察經濟發展方式轉型過程中制度質量差異對地區經濟增長的影響?；诖?，我們構建如下計量模型：

yit=α0+α1systemit×rdit+θXit+ui+λt+εit

(1)

式中，被解釋變量yit為i省份t年的經濟增長水平。systemit是本文的核心解釋變量，表示i省份在t年對計劃經濟體制和國有企業的依賴程度，根據本文的理論分析，我們分別從政府配置資源比重和國有經濟比重兩個方面進行度量。rdit為R&D經費支出占GDP的比重，用來度量經濟發展方式轉型過程。R&D經費支出占GDP比重越高，意味著經濟發展方式越是轉向為創新驅動型。本文感興趣的系數是制度質量與經濟發展方式轉型的系數α1，該系數反映了隨著經濟發展方式轉型的持續推進(R&D經費支出占GDP比重持續提高)，不同制度質量的地區經濟增長的差異。Xit是一組控制變量，α0是常數項，εit表示隨機誤差項，ui代表地區固定效應，λt代表時間固定效應。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是各地區的經濟增長水平。我們采用實際人均GDP的對數值(lnpgdp)進行衡量。此外，我們還使用實際GDP的對數值(lngdp)進行穩健性檢驗。

2.核心解釋變量

制度質量是本文的核心解釋變量，依據上文對制度質量的處理方法，政府配置資源比重(gov)采用政府財政支出占地區GDP的比重來衡量，該比重越高，意味著政府對經濟活動的干預程度越大。為了檢驗結果的穩健性，本文還從政府規模的角度，選取各省份公共管理和社會組織就業人數占全省人口的比重(size)，作為政府配置資源比重的替代指標進行分析。關于國有經濟比重(soer)，采用各省份“國有及國有控股工業企業主營業務收入/規模以上工業企業主營業務收入”來度量。這個指標的數值越大，說明這個地區在制度質量方面越是偏重于依賴國有企業。此外，在穩健性檢驗中，本文還采取國有經濟固定資產投資比重(seir)，作為國有經濟比重的替代指標進行分析。國有經濟固定資產投資比重采用“國有經濟固定資產投資/全社會固定資產投資”計算得出。

3.控制變量

本文引入以下變量作為控制變量：一是投資率(invest)，采用地區固定資產投資占GDP的比值表示。二是人力資本(edu)，采用普遍使用的6歲及以上人口中人均受教育年限來衡量。其中，對小學、初中、高中和本科以上文化程度的受教育年限分別賦值為6、9、12、16年。三是產業結構(indus)，采用各地區第二產業增加值占GDP的比重表示。四是經濟開放程度(open)，采用各省份當年按美元對人民幣平均匯率折算的進出口總額與GDP的比值表示。五是外商直接投資水平(lnfdi)，選擇各地區人均實際利用外商直接投資規模表示。六是城市化水平(urban)，采用各地區城鎮人口占地區總人口的比重表示。

本文選取的樣本為2000—2021年全國30個省、自治區、直轄市的數據，西藏一些年份的關鍵數據缺失，故未考慮在內。在數據來源上，各地區人均實際GDP、政府財政支出占GDP比重、國有及國有控股工業企業產值比重、國有經濟投資比重以及各控制變量的原始數據，均來自歷年《中國統計年鑒》、各省的統計年鑒和中經網統計數據庫。用于計算政府規模的公共管理和社會組織就業人員數據來源于歷年《中國勞動統計年鑒》。在后文的影響機制檢驗中，用于度量創新能力和創新效率的各地區人均專利授權數對數值(lnpatent)和人均專利申請數對數值(lnpatent2)，其原始數據來源于歷年《中國科技統計年鑒》。上述主要變量的說明和描述性統計見表1。

表1 變量的說明和描述性統計

三、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表2報告了基于式(1)的計量模型回歸結果。其中，前三列考察了沒有引入任何控制變量時，制度質量差異與地區人均實際GDP之間的關系。從回歸結果可知，交互項gov×rd、soer×rd的系數均在1%水平上顯著為負。這初步驗證了本文的理論假說1，說明隨著R&D經費支出占GDP比重的提高、經濟發展方式從粗放型向創新驅動型加快轉型，一個地區的制度質量水平相對越低，越將顯著阻礙該地區的經濟增長。為克服遺漏變量問題，后三列加入了其他控制變量。其中，第(4)(5)列分別是以政府配置資源比重和國有經濟比重為解釋變量的回歸結果，考慮到政府配置資源比重和國有經濟比重之間可能存在某種相關性，第(6)列將這2個解釋變量都納入回歸中。從回歸結果來看，隨著控制變量的加入，交互項gov×rd和soer×rd的系數值有所下降，但依然高度顯著為負。這很好地印證了本文的理論假說1，說明在經濟發展方式轉型加快推進的過程中，隨著R&D經費支出占GDP比重不斷提高，制度質量確實是導致區域發展差距擴大的重要原因，一個地區的制度質量越低，越將導致該地區陷入貧困的陷阱。

表2 制度質量與區域發展不平衡：基準回歸

(二)穩健性檢驗

1.替換解釋變量和被解釋變量

考慮到制度質量是多維度的指標，我們換用公共管理和社會組織就業人數比重(size)作為政府配置資源比重的替代指標，用國有經濟固定資產投資比重(seir)作為國有經濟比重的替代指標，進行穩健性檢驗?；貧w結果見表3。從第(1)—(3)列的回歸結果可以看出，替換制度質量衡量指標后，2個交互項size×rd和seir×rd的影響系數都依然顯著為負，說明隨著經濟發展方式轉型的不斷推進，制度質量越低的地區，經濟增長水平越低。第(4)(5)列進一步將被解釋變量替換為實際GDP的對數值。結果顯示，交互項size×rd的系數不顯著但依然為負，而國有經濟固定資產投資比重與R&D經費支出比重交互項的系數依然顯著為負。

表3 替換解釋變量和被解釋變量

2.改變估計方法

為了檢驗各變量參數估計的穩健性，本文在采用固定效應模型進行估計的同時，還使用了混合最小二乘模型(POLS)、隨機效應模型(RE)進行回歸，表4第(1)—(4)列報告了采用以上回歸模型的估計結果。從結果可以看出，在換用混合最小二乘模型和隨機效應模型之后，政府配置資源比重與R&D經費支出比重交互項、國有經濟比重與R&D經費支出比重交互項的系數，依然顯著為負。

表4 改變估計方法和增加控制變量

3.增加其他控制變量

考慮到本文的基準回歸可能遺漏了某些控制變量，本文嘗試增加交通基礎設施(infra)和金融發展(fd)作為控制變量進行重新估計。交通基礎設施采用“(公路里程+鐵路里程)/地區總人口”的對數值表示，金融發展采用各地區金融機構貸款余額與所在地區GDP的比值表示。表4第(5)(6)列報告了增加控制變量的估計結果。從結果可以看出，增加交通基礎設施和金融發展這2個控制變量之后，本文關心的2個交互項gov×rd和soer×rd的系數依然顯著為負，進一步說明本文的結論是穩健的。

4.工具變量檢驗

為了處理潛在的內生性問題，本文選用各地區在三大改造開始(1952年)之前的國有企業總產值占工業總產值的比重(soe_history)，作為制度質量的工具變量，數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》。選擇這個工具變量的原因在于：制度質量具有路徑依賴和歷史連貫性，三大改造開始(1952年)之前的國有企業總產值占工業總產值的比重，一定程度上反映了該地區歷史上的制度質量狀態；而各地區歷史上的制度質量狀態具有路徑依賴性，能夠影響現今的制度質量。

表5展示了使用工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)估計結果。從Panel B展示的第一階段回歸結果來看，工具變量回歸系數的符號和顯著性均符合我們的理論預期，這說明本文選擇的工具變量是合理的。從工具變量的有效性來看，弱工具變量檢驗的F統計量的值均遠大于臨界值10，因此，不用擔心弱工具變量問題。Panel A展示了第二階段回歸結果，由回歸結果可以看出，無論采用何種指標作為制度質量的衡量指標，我們所關心的交互項的系數均顯著為負，即在經濟發展方式轉型過程中，隨著R&D經費支出比重的提高，越是制度質量相對較低，越不利于地區經濟的持續增長。這些結果說明使用工具變量更進一步地支持了本文的理論假說。

表5 工具變量回歸(2SLS)

四、影響機制分析

在上一節中，我們驗證了制度質量與地區經濟增長的關系。接下來，我們將進一步檢驗其核心影響機制。

(一)制度質量與地區創新能力

我們首先分析影響機制的第一個環節：檢驗制度質量水平對地區創新能力的影響。為此，我們構建如下計量模型：

innovationit=C+γsystemit+θXit+ui+λt+εit

(2)

式中，下標i和t分別表示省份和時間，innovationit為地區創新能力的度量，根據文獻中通常的衡量方法，本文選取各地區人均專利授權數的對數值(lnpatent)作為地區創新能力的衡量指標。此外，我們還選取各地區人均專利申請數的對數值(lnpatent2)作為替代指標，用以進行穩健性檢驗。

表6報告了制度質量與地區創新能力的回歸結果。第(1)—(4)列是以人均發明專利授權數的對數值為被解釋變量的回歸結果。從第(1)列和第(2)列的結果可知，本文關心的作為衡量制度質量差異的兩個核心解釋變量——政府配置資源比重、國有經濟比重的估計系數均在1%水平上顯著為負。這表明經濟運行中偏重于國有企業和計劃經濟體制程度越高，越將削弱地區的創新能力。為了考察結果穩健性，第(3)列展示了采用公共管理和社會組織就業人數比重(size)作為政府配置資源比重替代指標的估計結果，第(4)列則展示了采用國有經濟固定資產投資比重(seir)作為國有經濟比重替代指標的估計結果。結果顯示，政府配置資源比重和國有經濟比重的估計系數依然顯著為負，說明本文的結論具有較好的穩健性。為進一步檢驗結果的穩健性，第(5)(6)列報告了以人均專利申請數的對數值(lnpatent2)為創新能力替代指標的回歸結果。結果顯示，政府配置資源比重、國有經濟比重的系數仍顯著為負。這些回歸結果說明，制度質量確實是造成各地區創新能力差距的重要制度因素，越是偏重國有企業和計劃經濟體制，越將抑制地區的創新能力。

表6 制度質量差異與地區創新能力

(二)進一步分析

下面我們構建如下計量模型，進一步考察影響機制：

yit=β0+β1innovationit+β2systemit×rdit+θXit+ui+λt+εit

(3)

與上文相同，yit表示t時期i地區的經濟增長水平，innovationit為創新能力的度量，systemit表示t時期i地區的制度質量水平，X是其他控制變量。

表7報告了計量模型(3)的回歸結果。第(1)列檢驗了創新能力對地區經濟增長的影響，估計結果表明創新能力對地區經濟增長具有顯著正向作用，創新能力越強，人均GDP增長就越快。這與已有的理論相一致，說明創新是推動經濟增長的重要動力。表7第(2)—(5)列報告了同時加入創新能力和制度質量指標的中介效應模型檢驗結果。觀察回歸結果可以發現，以人均發明專利授權數度量的創新能力指標的系數均顯著為正，我們關心的各個交互項的系數均在1%水平上顯著為負。這些實證結果很好地支持了本文的理論假說2，印證了創新能力是制度質量影響地區經濟績效的一個重要機制，在中國經濟發展方式轉型過程中，隨著R&D經費支出比重的提高，制度質量差異主要通過影響創新能力差距的途徑導致區域發展不平衡程度加劇。

表7 影響機制的進一步檢驗

五、結論與政策啟示

本文分析了在經濟發展方式向創新驅動型轉變的過程中，制度質量對區域發展不平衡的影響。我們的分析表明，那些相對貧困的地區在經濟運行中制度質量更低。這種制度質量差異構成了擴大區域發展不平衡的一個重要原因。在理論分析基礎上，本文通過引入制度質量和R&D經費支出占GDP比重的交互項，運用2000—2021年的省級面板數據進行了實證檢驗。結果表明，在經濟發展方式轉型過程中，制度質量越低的省份，越具有更低的經濟增長水平。進一步的影響機制檢驗發現，制度質量差異主要通過影響地區創新能力的機制阻礙經濟增長，制度質量水平越低的地區，其創新能力越弱，從而越不利于該地區的經濟增長，導致該地區陷入貧困陷阱。

本文的研究結論對如何促進區域經濟協調發展、治理貧困提供了啟示：一方面，為了推動貧困地區趕超發展、縮小區域發展差距，需要進一步理順政府與市場的關系，讓市場在資源配置中發揮決定性作用。另一方面，隨著中國經濟發展方式轉型的快速推進，那些相對貧困的地區應加快推進市場化改革，從改善市場環境入手，營造有利于激發創新動力、推動經濟高質量發展的公平競爭的市場環境。