產軍協同、政府科技支持與技術創新效率研究
——基于交互作用及空間溢出效應的檢驗

孫 悅，趙 慶

(1.東北財經大學 馬克思主義學院，遼寧 大連 116025；2.中國大連高級經理學院，遼寧 大連 116086；3.上海交通大學 安泰經濟與管理學院，上海 200230)

0 引言

我國經濟增長由高速向中高速轉換，步入新常態階段，發展方式由規模速度型向質量效率型轉變，發展動力由主要依靠低成本勞動力和資源等要素投入轉向創新驅動，技術創新已經成為推動我國經濟轉型升級的關鍵要素。十九大報告中多次強調構建產軍協同深度發展格局，并在《黨章》修訂中增加產軍協同發展戰略，與創新驅動發展戰略等并列作為國家七大發展戰略，上升到國家戰略高度。同時，技術創新活動具有很強的外部性特征，技術創新過程伴隨著產學研合作及科技成果商業轉化應用，這都離不開政府科技支持。因此，研究產軍協同發展戰略、政府科技支持與技術創新效率間的關系具有重要意義。

目前，國內外學者從不同視角對技術創新進行研究發現，許多因素對其具有重要影響[1-3]，但綜合考察產軍協同、政府科技支持與技術創新效率三者關系的研究較少，已有研究大多集中在產軍協同或政府科技支持與技術創新間關系上，直接探討產軍協同對技術創新影響的研究較少，只有部分學者間接對二者間關系進行了研究，主要集中在以下幾個方面：①基于技術創新網絡視角，通過行動者網絡理論探討產軍協同技術創新網絡中行動者間的組合模式及聯結動機，解決軍民技術轉化中存在的問題[4]；②基于技術共享視角，運用微分博弈模型，研究產軍協同協同創新體系中軍工和民用企業技術共享最優策略、最優收益及體系整體收益[5]；③基于經濟地理學視角，研究產軍協同參與下區域創新網絡演化動因及其路徑，認為創新網絡演化動力主要來源于技術創新等要素[6]。從實證層面看，胡紅安和劉麗娟[7]基于復合系統協同度模型檢驗我國航天航空制造產業創新協同度發現，產軍協同產業創新主體與創新要素子系統有序度趨勢并不協調。

關于政府科技支持對技術創新影響的研究較多，但觀點截然相反，主要包括3類：一是促進論，認為政府科技支持能夠激勵企業自主研發，對技術創新具有促進作用[8-9]；二是抑制論，認為政府科技支持對企業科技研發存在較大的擠出效應，抑制技術創新[10-11]；三是分段論，認為二者并非簡單的線性關系，在不同階段，政府科技支持對技術創新的影響作用不同[12-13]。

上述研究加深了對產軍協同、政府科技支持、技術創新間關系的認識，但也存在一些問題值得進一步探討。從研究視角看：①目前，關于產軍協同對技術創新效率的理論與實證研究較少，而將三者相關聯的研究則更少，缺乏有效的科學支撐；②我國幅員遼闊，并且省域間發展存在較大差異，因此應分地區對三者間關系進行深入研究。從研究方法看，雖然關于政府科技支持對技術創新影響的研究較多，但大都忽略了省域間生產要素、社會資源流動性問題，假定各省域間的經濟生產活動不會相互影響、不存在省域間擴散現象即溢出效應，這與實際經濟狀況不符。實際上，由于技術交流、相互貿易等原因，導致省域間溢出效應十分普遍。當然，這已引起部分學者關注，并基于其它視角，采用空間計量經濟模型對技術創新進行了相關研究[14-16]。

1 研究設計

1.1 研究假設

基于上述對已有相關問題的梳理，本研究提出如下假設：

(1)我國幅員遼闊，各省域間生產要素流動、經濟貿易交流、人才流動和知識溢出等現象十分普遍，這些因素都會引起省域間空間溢出效應的形成，即各省域間的生產發展不是孤立存在的，而是受到鄰近省份的影響。因此，本研究提出如下假設：

H1：省域間產軍協同、政府科技支持、技術創新效率存在空間溢出效應，地區間彼此會產生相互影響。

(2)在原有創新領域，軍事創新是在相對獨立的軍工體系中運行的，與民用創新體系關聯程度較低，導致彼此間的科研體系無法較好地銜接，使得技術創新流通不暢。產軍協同要解決的核心問題就是軍民二元分離現象，即以產軍協同為手段，推動協同技術創新。具體而言：首先，通過產軍協同法制方式為技術創新提供人才保障。以往軍工企業及相關院所雖然集中了大量科技人才，但限于機制體制原因，其較少涉及民用領域技術開發。并且，由于軍用技術的保密性，民用領域科技人員很難接觸到軍事高端技術。伴隨著產軍協同的不斷發展，軍用、民用領域人才交流與流動有助于技術創新人才隊伍建設；其次，產軍協同為技術創新提供研究經費保障，避免經費重復投資，并且隨著軍民技術的不斷融合，軍民兩用生產技術和產品投入市場商業化，也為持續技術創新提供了源源不斷的科研資金支持。另外，產軍協同企業大多屬于技術密集型企業，其產品科技含量高，通過產軍協同發展，能夠加快高新技術在行業內的普及應用，發揮技術擴散優勢、促進科技成果轉化，并通過其它系列創新資源的優化配置、高效共享和協同發展，進一步促進社會技術創新。

雖然已有關于政府科技支持對技術創新的研究結論尚不統一，但從理論上分析，由于技術創新的外部性，政府科技支持在技術創新體系中發揮著重要作用，具體體現在以下幾個方面：一是培育技術創新主體。政府科技支持能夠為技術創新提供資金保障，降低技術創新活動給企業經營帶來的風險，鼓勵企業加大研發投入，并對高校實驗室、企業技術研究中心等科研機構和技術創新聯盟等給予資助，促進研究機構建設和提升自主創新能力；二是加快引進和培育技術創新人才。通過專項資金及平臺載體建設，促進科技人才發展及創新團隊建設，培育緊缺實用人才；三是促進科技成果引進、轉化，鼓勵構建適合區域技術創新的產學研合作體系、技術市場體系；四是優化技術創新環境，以政府資金為引導，借助市場手段帶動社會資本進入創新投資領域，鼓勵發明創造，強化知識產權保護，鼓勵科技服務業發展。當然，結合已有研究，政府科技支持可能存在較大的擠出效應，從而導致其并未較好地發揮上述作用。綜合產軍協同、政府科技支持與技術創新間的關系，本研究提出如下假設：

H2：在省域空間溢出效應背景下，產軍協同能夠促進技術創新效率提升，政府科技支持能夠影響技術創新效率，但作用方向有待進一步檢驗。

H3：鑒于我國區域發展差異較大，分地區進行檢驗時，假設H2仍然成立，但東、中、西部地區影響存在差異。

產軍協同與政府科技支撐間的交互作用。一是從兩者作用主體看，產軍協同將國防建設、軍隊建設融入到社會經濟發展體系中，推進經濟、科技等多領域相互融合。政府在其中扮演著重要角色，其一方面直接干預產軍協同企業并購等活動、參與相關改革等重大決策；另一方面，通過社會管理者身份，以經濟、法律、平臺建設等方式間接影響產軍協同，如國家產軍協同公共服務平臺等。《“十三五”科技軍民融合發展專項規劃》更是明確指出，要強化軍地部門間規劃協調管理、引導地方政府加大科技產軍協同力度、創新財政科技投入方式等，更加明確了地方政府職責。同時，政府科技支持也是政府重要職責之一。因此，產軍協同與政府科技支持間存在相同的作用主體即政府。二是從兩者作用目標、產出成果看，現階段產軍協同以科技項目為主，如《國防科技工業知識產權轉化目錄》等，因此兩者都以加強技術創新為目標，兩者作用的結果都是以技術創新促進成果轉化為目的。三是從兩者對技術創新影響的路徑(作用客體)看，兩者都通過對技術創新人才、資本等創新要素產生影響，進而影響技術創新活動。綜上所述，從理論角度分析，產軍協同、政府科技支持對技術創新活動的影響具有近似相同的作用主體、作用目標、產出成果和影響路徑(作用客體)，因而兩者間可能存在交互作用，即對技術創新具有互補效應或替代效應。因此,本研究提出如下假設：

H4：產軍協同、政府科技支持兩者交互共同作用對技術創新效率具有一定程度影響，但作用方向有待檢驗。

另外，其它一些因素也可能對技術創新效率產生影響。本研究選取如下控制變量：①市場化水平。市場化水平提升能夠優化資源配置，促進科技進步，提升技術創新效率；②基礎設施建設。基礎設施建設能夠降低運輸成本、提高物流效率，促進技術創新效率提升；③對外開放程度。對外開放通過引入資本和技術，促進技術創新效率提升；④人力資源。人力資源是創新的基礎，有助于促進技術創新效率提升；⑤城鎮化水平。城鎮化水平有助于產業和要素集聚，促進技術創新效率提升。

1.2 變量指標與數據來源

(1)因變量：技術創新效率(TIE)。效率測算主要包括數據包絡分析法(DEA)和隨機前沿分析法(SFA)兩種。DEA可避免函數誤設而導致結論偏差，因此本研究選擇該方法。技術創新投入指標主要包括資本存量和人力投入。其中，資本存量采用R&D經費(萬元)，運用永續盤存法進行核算[17]；價格指數采取消費價格指數和固定資產投資價格指數各占55%和45%，折舊率取15%。人力投入采用規模以上工業企業R&D人員全時當量(人)。技術創新產出指標為規模以上工業企業新產品銷售收入(萬元)和國內專利申請受理量(項)，前者代表創新成果商業化水平，后者代表創新知識產出。

(2)核心自變量。①產軍協同(MCI)。限于國防科技工業數據的保密性，并結合各省域間數據的適用性，參考湛泳和趙純凱[18]的研究方法，依據國泰安數據庫劃分標準，為保證足夠樣本數量進行實證檢驗，最終選取2006-2016年135家產軍協同類上市公司衡量我國各省域產軍協同情況。由于數據缺失、上市時間較短或無上市公司等原因，剔除港澳臺藏津晉吉桂甘寧10個地區，剩余24個省市自治區。產軍協同(MCI)采用上市公司總資產占GDP的比重衡量。2006-2016年24個省市自治區的平均技術創新效率(TIE)和產軍協同(MCI)如圖1所示。

由圖1可知，我國各省技術創新效率差異較大，北京、上海、江蘇、安徽、廣東技術創新效率較高，位于全國前5位；河北、內蒙古、河南、甘肅、新疆技術創新效率較低，位于全國后5位，技術創新效率呈現出顯著的區域發展不平衡現象，東高西低態勢明顯、差異較大。從產軍協同程度看，北京、上海產軍協同程度較高，一方面是因為該區域市場資本比較發達，有利于上市公司發展；另一方面，中央企業中軍工企業總部較多集中在北京地區，且規模巨大，故其產軍協同程度較高。另外，重慶、四川和貴州產軍協同程度較高，主要原因在于西部地區承載了我國多數軍工企業，且上市公司較少，因此產軍協同程度較高；②政府科技支持(GOV)。采用地方財政科學技術支出占GDP之比衡量。

圖1 2006-2016年平均技術創新效率與產軍協同

(3)控制變量。①市場化水平(MARK)，選取城鎮私營和個體就業人員占城鎮就業人口的比例衡量；②基礎設施建設(INFR)，選取郵政和電信業務總量占GDP的比例衡量；③對外開放(OPEN)，根據歷年匯率，將地區出口總額美元轉換成人民幣，以其占GDP的比例進行衡量；④人力資本(HUMA)，選取每十萬人口在校生數，采用對數處理；⑤城鎮化水平(URBA)，選取地區城鎮人口占地區人口的比例衡量。

為保持數據一致性，時間跨度和省份選取與產軍協同指標相同，數據來源于國泰安數據庫、國家統計局國家數據和歷年《中國統計年鑒》。

1.3 模型設定

基礎模型設定如下：

TIEit=C+α1MCIit+α2GOVit+α3MCIit×GOVit+α4Xit+εit

(1)

其中，i為地區，t為年份，C為常數項，MCIit×GOVit為產軍協同(MCI)和政府科技支持(GOV)的交互項，Xit為控制變量，εit為隨機誤差項。

如果技術創新效率(TIE)存在空間溢出效應，則構建空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)。

(2)

(3)

其中，ε、μ、ε'為隨機誤差項，ε、μ服從正太分布；ρ為空間回歸系數，反映了空間滯后項對技術創新效率(TIE)的影響程度和方向；λ為空間誤差系數，反映了回歸方程殘差間的空間依賴關系；ωij為空間權重矩陣。

2 實證檢驗

2.1 空間相關性檢驗

在運用空間計量模型檢驗前，需要運用空間相關性檢驗判斷是否存在顯著空間溢出效應，若不存在，則采用其它方法。

空間相關性檢驗有兩種方法，即全局空間相關檢驗和局域空間自相關檢驗。其中，全局空間相關檢驗一般采取Moran′ I指數，局域空間自相關檢驗一般采取Moran散點圖[16，19]。在空間相關性檢驗前需要設定空間權重矩陣，空間權重矩陣可以是地理距離抑或是經濟距離。鑒于我國目前基礎設施比較完善、物流體系比較發達，地理距離已不再成為各地區經濟貿易發展的主要障礙，同時隨著我國中西部地區經濟的迅速發展，東部地區產業轉移除傳統勞動密集型產業外，電子信息、機械制造等高端產業轉移更多是考慮產業基礎雄厚、配套能力強地區，因此可借鑒白俊紅和蔣伏心[16]的方法，以技術創新效率經濟距離閾值法構建空間權重矩陣。

基于Moran′ I指數的技術創新效率、產軍協同和政府科技支持全局空間相關檢驗結果如表1所示。

由表1可知，技術創新效率(TIE)Moran'I指數為正，且均在1%水平下顯著，說明我國技術創新效率在省域空間分布上呈現出顯著的空間正相關性，存在明顯的省域空間集聚現象，這與已有研究結論相同[14-16]。產軍協同(MCI)歷年Moran'I指數為正，除2014年外其余歷年基本在5%水平下顯著，基本上也呈現出顯著的空間集聚現象，政府科技支持(GOV)歷年Moran'I指數為正，且均在1%水平下顯著，同樣存在顯著的空間正相關性，與魏章進和宋時蒙[20]的研究結論相同。

基于Moran散點圖，本研究繪制的2016年技術創新效率局域空間自相關檢驗結果如圖2所示。

表1 Moran'I指數全局空間自相關檢驗結果

注：隨機性檢驗采用999permutations

圖2 2016年技術創新效率空間分布

由圖2可知，技術創新效率存在正向空間自相關性，觀測值較多位于第一象限，如北京、上海、廣東、浙江、江蘇等，意味著較高觀測值的省域被較高觀測值的省域包圍，呈現出高高集聚現象；同樣，觀測值也較多位于第三象限，如黑龍江、貴州、甘肅、新疆、云南、海南等，意味著較低觀測值的省域被較低觀測值的省域包圍，呈現出低低集聚現象；觀測值較少位于第二、第四象限，即低高集聚、高低集聚現象較少。其余年度技術創新效率、產軍協同和政府科技支持的Moran散點圖結論與上述類似，同樣明顯存在正向空間自相關性，且高高集聚、低低集聚現象顯著。

通過空間自相關性檢驗，省域間技術創新效率、產軍協同和政府科技支持集聚現象明顯，三者均存在顯著的正向空間溢出效應，應將省域空間效應納入實證模型并采用空間計量模型檢驗假設H1。

2.2 全國樣本空間計量模型檢驗

在空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)估計參數前，需采用普通最小二乘法(OLS)檢驗Robust LM(lag/error)、Lagrange Multiplier (lag/error)統計值，選擇更為顯著的模型[21]，全國樣本檢驗SLM、SEM和OLS檢驗結果如表2所示。

從表2可見，SLM統計參數整體優于SEM和OLS估計結果，故此僅列出SLM中各變量估計參數。

(1)隨著控制變量的逐步引入，產軍協同(MCI)和政府科技支持(GOV)回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明在空間溢出效應下，產軍協同、政府科技支持均能夠顯著促進技術創新效率提升。結果說明，通過產軍協同式發展，能夠發揮軍工企業技術優勢，起到促進技術擴散和科技成果轉化的作用，并最終促進技術創新效率提升；政府科技支持能夠彌補“市場失靈”，克服企業在技術研發時存在的外部性等干擾，為企業提供研究導向和資金幫助，降低企業技術創新風險，進而促進技術創新效率提升，假設H2得證。

(3)控制變量解釋。①市場化水平(MARK)回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明市場化程度提高確實能夠優化資源配置，促進技術效率提升；②基礎設施建設(INFR)回歸系數不顯著為正，說明基礎設施建設雖然能夠促進技術創新效率提升，但這種影響作用并不明顯。原因在于：一是雖然以往研究認為基礎設施建設能夠促進技術創新發展，但目前我國基建比較完善，因此導致對技術創新的影響變得不再顯著；二是現代社會早已步入信息化時代，基礎設施建設對技術交流、擴散等的作用不再重要。另外，蔡曉慧和茹玉驄[22]研究指出，基礎設施建設對技術創新的影響取決于規模效應和擠出效應二者的共同作用；③對外開放(OPEN)回歸系數為正，但其對技術創新效率的影響不顯著。原因在于，雖然對外開放能夠引進資本和技術，但由于我國自身科技發展迅速，外資引進技術的先進性值得商榷，驗證了通過外資引入技術對提升我國整體技術水平和創新能力存在局限性；④人力資本(HUMA)回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明人力資本是提升技術創新效率的重要因素；⑤城鎮化水平(URBA)回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明城鎮化水平能夠通過產業集聚、要素集聚等方式促進技術創新效率提升。

表2 全國樣本檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下顯著，括號內為z統計值，下同

2.3 分地區樣本空間計量模型檢驗

我國省域間差別較大，為進一步檢驗產軍協同、政府科技支持對技術創新效率的影響，將全國分為東部、中部和西部進行分區域檢驗。根據全國樣本實證結果，剔除不顯著變量，其余指標度量、權重選取均與上述相同，進行空間相關性檢驗發現存在顯著空間溢出效應，各地區SEM回歸結果和SLM、OLS估計部分統計值如表3所示。

由表3可見，SEM統計參數優于SLM和OLS，對SEM進一步分析可知：

(1)分地區空間計量模型中，產軍協同(MCI)、政府科技支持(GOV)及二者交互項(MCI×GOV)對技術創新效率具有顯著正向促進作用，與全國樣本的結果一致，說明結論是穩健的。

(2)西部地區產軍協同(MCI)對技術創新效率的影響系數最大，說明西部地區相較于東部和中部地區，產軍協同對促進技術創新效率的作用更顯著。原因在于：一是從軍工企業布局看，西部地區承載了我國多數軍工企業，特別是在貴州、重慶、四川、陜西、湖北等區域建設了大批量國防科技工業及相關產業企業和科研院所；二是從產業結構看，西部地區呈現出“二三一”產業結構，相比較東部地區“三二一”產業結構，西部地區更容易吸收產軍協同帶來的工業技術創新成果；三是從技術來源渠道看，西部地區經濟欠發達，技術來源渠道比東部地區窄，因而西部地區產軍協同對技術創新效率的影響程度比東部地區大。

表3 分地區樣本檢驗結果

西部地區政府科技支持(GOV)對技術創新效率的影響程度同樣最大，主要是由于西部地區市場經濟欠發達，并且技術創新存在較大的外部性，需要政府在其中發揮更大的導向性作用，并為其提供可靠的資金保障，假設H3得證。

(3)控制變量與全國樣本檢驗結果相同。

2.4 穩健性檢驗

前文已經采取引入控制變量和分地區檢驗兩種方法保證結論的穩健性，后續再次采用替換部分變量進行穩健性檢驗。在重新測算技術創新效率時，考慮技術創新活動過程中的非期望產出，采用非徑向SBM模型測算技術創新效率[23-24]；產軍協同采用產軍協同類上市公司總資產與國有及規模以上非國有工業企業總資產之比度量，其余均相同，穩健性檢驗結果如表4所示。

由表4可知，穩健性檢驗與上述研究結論基本相同，不同的是穩健性檢驗中SEM估計參數優于SLM和OLS，對外開放(OPEN)的顯著性優于全國樣本檢驗結果。

3 結論與啟示

鑒于我國省域間生產資源的流動性，從省域空間溢出效應視角，運用全局和局域空間自相關檢驗，分別對產軍協同、政府科技支持及技術創新效率的空間溢出效應進行檢驗；進一步從全國和分地區兩個維度，通過空間誤差模型(SEM)、空間滯后模型(SLM)和普通最小二乘法(OLS)實證檢驗產軍協同、政府科技支持及二者交互項對技術創新效率的影響，并進行穩健性檢驗，得出主要結論與啟示如下：

(1)通過全局和局域空間自相關檢驗發現，我國省域間產軍協同、政府科技支持和技術創新效率均存在顯著的正向空間相關性，即省域間存在正向空間溢出效應，說明省域間相互促進作用顯著，鄰近省份發展能夠通過溢出效應促進本省發展。但Moran散點圖顯示，較多省份處于第一、三象限，高高集聚和低低集聚現象明顯，說明各省域間存在高低非均衡“俱樂部”現象。這意味著，各省要突出區域功能定位、立足區域比較優勢，以區域協調聯動、協同發展為目標，加強規劃對接、產業協作、設施互通、市場開放、服務共享、生態共治，統籌謀劃城市群建設及經濟區發展，以中央及各省完善區域協同發展工作推進機制為保障，創新協同治理、激勵考核、合作共建、利益分享等，綜合制定與運用各類政策，探索建立更加有效的區域協同發展機制。

(2)從全國看，產軍協同對提升技術創新效率具有顯著促進作用；分地區看，西部地區促進效果最為明顯。這是因為，產軍協同企業大多屬于技術密集型企業，通過產軍協同式發展，可以釋放軍工企業大量技術資源，進而對提升民企技術創新效率產生影響。另外，西部地區承載了我國多數軍工企業，是我國軍工企業布局密集區，并呈“三二一”型經濟產業結構、技術來源渠道較窄，導致西部地區產軍協同對技術創新效率的影響程度比東部地區大。這意味著，產軍協同不僅僅是軍民企業技術層面融合發揮技術擴散作用，本質上還能促進民企技術創新效率提升，其是我國在經濟新常態下，以技術創新創造新需求和新經濟增長點的新手段，具有極其重要的戰略意義；同時，也是發揮西部地區軍工企業密集優勢，追趕東部地區的重要機遇和手段。促進產軍協同發展，一是強化軍民統籌協調，構建產軍協同創新體系，從國家層面健全軍民技術創新頂層決策機制和軍地雙方協調機制，強化創新管理體系設計、統一領導和統籌協調，完善跨軍地、跨領域協調對接體制機制，形成中央統籌、軍地協同、部門負責的創新組織體系；二是推動創新主體高效協同，統籌軍工集團、科研機構、高等院校、國有和民營企業等創新主體建立優勢互補、聯合開發、風險共擔、成果共享合作機制；三是創新軍民均衡銜接鏈條機制，以需求引領、技術驅動為原則，推動軍事科學、基礎理論研究、應用技術研究、產品研制、維修保障和技術產業化等創新鏈中各環節均衡發展、緊密結合。

表4 穩健性檢驗估計結果

(3)政府科技支持對提升技術創新效率具有顯著促進作用，西部地區促進效果最為明顯。這是因為，政府科技支持通過為企業提供研究導向、資金保障、降低企業技術創新風險等，促進技術創新效率提升。西部地區效果之所以最明顯，與市場經濟發展水平不高、技術獲取渠道狹窄有關，導致西部地區更需要政府科技支持。這意味著，現階段政府應繼續加大對企業技術創新的支持力度，包括直接財政科技撥款支持、間接稅收優惠和科技項目傾斜等，而且直接財政科技撥款是許多發達國家政府激勵企業技術創新的普遍做法，如美國、日本等。

(4)產軍協同、政府科技支持不僅各自能夠提升技術創新效率，彼此間還存在明顯的交互作用，能夠發揮二者互補效應，進一步促進技術創新效率提升。這說明，政府作為二者共同作用的主體，應在促進技術創新效率提升方面發揮重要作用。

(5)控制變量對技術創新效率存在差異化影響。市場化水平、人力資本和城鎮化水平能夠顯著提升技術創新效率；基礎設施建設對技術創新效率的正向促進作用并不顯著；對外開放雖然能夠促進技術創新效率提升，但其顯著性需要進一步研究。

4 不足與展望

本研究較為詳實地研究了產軍協同、政府科技支持與技術創新效率間的關系，但仍存在以下不足：一是從實證模型選取角度看，雖然考慮了技術創新空間溢出效應并采用靜態空間計量模型，但忽略了技術創新的“路徑依賴”特征，即過去創新活動對現在創新活動的影響，所以未來應考慮采用動態空間計量模型解決該問題；二是雖然進一步豐富了技術創新效率測算方法，但本研究實證檢驗和穩健性檢驗均是基于數據包絡分析法(DEA)測算技術創新效率，未來可進一步采用隨機前沿分析法(SFA)進行檢驗。

產軍協同戰略、創新驅動發展戰略稱為國家重大發展戰略，足見其重要性。未來可重點從以下幾個方面開展進一步研究：一是分析產軍協同與技術創新間的作用路徑，即產軍協同是通過哪些具體路徑(如人才角度、資金角度、平臺角度等)作用于技術創新的，以及技術創新能否顯著反作用于產軍協同；二是從產軍協同戰略、創新驅動戰略研究體系角度出發，探討產軍協同戰略與其它因素(如產業集聚、協同集聚等)能否共同作用于創新發展，以及二者交互作用下對創新發展的影響。