科技資源、交易效率與區(qū)域創(chuàng)新能力差異
——2011年—2018年湖北省地級市面板數(shù)據(jù)實證分析

白永亮， 汪 建， 趙立軍， 王琳琳

(1.中國地質大學(武漢)經濟管理學院， 武漢 430078；2.湖北省區(qū)域創(chuàng)新能力監(jiān)測與分析軟科學研究基地， 武漢 430078；3.中國地質大學(武漢)圖書館， 武漢 430074)

2019年，湖北省人均GDP已達到11 217.88美元，按照世界經濟論壇對國家和地區(qū)經濟增長階段的劃分標準，人均GDP介于9 000美元到17 000美元之間，該國家或地區(qū)處于從效率推動到創(chuàng)新驅動的過渡階段[1].為了實現(xiàn)經濟社會的可持續(xù)健康發(fā)展，湖北省必須把創(chuàng)新擺在事關發(fā)展全局的核心位置，增強區(qū)域創(chuàng)新能力.黨的十九屆五中全會提出，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，加快建設科技強國；中共湖北省委十一屆八次全體會議也提出提升科技創(chuàng)新能力，躋身全國創(chuàng)新型省份前列.然而，在現(xiàn)實情況中，各個市場主體在開展各種市場活動的過程中，由于基礎設施不完善、信息不對稱、制度不健全等因素，造成市場交易效率低下，導致科技資源在分配和使用的過程中分散、重復以及使用效率不高，出現(xiàn)了科技資源的損失與浪費，使得區(qū)域創(chuàng)新潛力未被充分釋放，難以形成和科技資源投入規(guī)模和水平相適應的區(qū)域創(chuàng)新能力，最終導致湖北省創(chuàng)新驅動能力不夠強[2].

當前增加科技資源投入既是學術研究的焦點[3]，也是提高區(qū)域創(chuàng)新能力的普遍做法，即通過改變科技資源投入規(guī)模和結構從而促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提高[4].創(chuàng)新是一個復雜的過程，科技資源的投入僅僅是一個必要條件，其能否提升區(qū)域創(chuàng)新能力，關鍵在于科技資源能否得到優(yōu)化配置，得到充分利用.在當前市場經濟下，科技資源的利用需要區(qū)域內政府、企業(yè)、高校院所和科技中介服務機構等市場主體對其進行搜索與獲取、分配與管理、整合與利用、保持與更新[5].交易效率的提高意味著交易成本的降低，能夠使科技資源在開放的市場環(huán)境中，按照需求方向進行分配和使用，繼而提高科技資源的利用效率，實現(xiàn)科技資源的充分利用.目前，學者們在優(yōu)化科技資源配置與利用往往忽略了交易效率的作用，而單純地改變科技資源投入的規(guī)模和結構無法從根本上實現(xiàn)對科技資源的有效利用，實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.鑒于此，本文將科技資源和交易效率共同納入提高區(qū)域創(chuàng)新能力的分析框架中，分析科技資源、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力的關系，從而為提高區(qū)域創(chuàng)新能力提供理論依據(jù).

1 理論分析與研究假說

1.1 科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響

區(qū)域創(chuàng)新能力代表著一定區(qū)域的創(chuàng)新要素聚集、整合以及推動持續(xù)創(chuàng)新的基本能力[6]，需要包括政府、企業(yè)和高校院所在內各個創(chuàng)新主體實現(xiàn)對各類資源的系統(tǒng)整合與盤活，并在此基礎上形成新組合[7-8].區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，必須根據(jù)區(qū)域創(chuàng)新的需要對資源要素進行有序調動和充分吸收.科技資源作為人力資源、財力資源、物力資源、信息資源等資源要素的集合[9]，能夠對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)揮直接作用，并為區(qū)域創(chuàng)新提供保障.科技資源的投入是構成區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎，從根本上決定著區(qū)域內的創(chuàng)新水平和創(chuàng)新績效，一些關鍵性的稀缺資源甚至是推動區(qū)域創(chuàng)新的重要因素[10].以往文獻已有一定數(shù)量的研究從實證角度對區(qū)域創(chuàng)新中科技資源的作用做了廣泛的探討.覃艷華和曹細玉在對粵港澳大灣區(qū)城市群科技資源要素進行統(tǒng)計分析的基礎上，分析了粵港澳大灣區(qū)11個城市的創(chuàng)新能力及其排名[11].張公一和孫曉歐從科技型企業(yè)的視角，研究發(fā)現(xiàn)科技資源的識別與獲取、整合與利用、整合能力等通過擴散效應對企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著的正作用[12].連蕾和盧山冰利用31個省市的科技產業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)科技資源的集聚效應和創(chuàng)新效率具有顯著的正相關關系[13].因此，區(qū)域創(chuàng)新能力的提高必須以一定的科技資源為支撐，科技資源是區(qū)域創(chuàng)新的基礎條件，科技資源的積累和投入上的優(yōu)化，能夠顯著提高科技創(chuàng)新成果的數(shù)量和質量.

基于以上分析，本文提出假設：

H1：科技資源存量與區(qū)域創(chuàng)新能力呈顯著的正相關關系.

1.2 交易效率的中介效應

交易效率作為一種投入與產出關系，體現(xiàn)了一定的交易要素投入所能夠實現(xiàn)的交易量的大小或交易次數(shù)的多少.較高的交易效率意味著區(qū)域內各類資源交易數(shù)量的增加，交易速度和質量的提高.在當前市場經濟體制下，交易效率提高的重要表現(xiàn)是資源配置效率的提高[14].從科技資源的投入到創(chuàng)新能力的形成，需要各個市場主體在開放與互動競合的創(chuàng)新體系中，發(fā)揮各自特點，完成市場交易以獲得最佳的經濟效益，從而實現(xiàn)對科技資源進行分配與使用[15].較高的交易效率能夠充分發(fā)揮各個市場主體的積極性和創(chuàng)造性，引導科技資源按照需求方向，在各可能用途之間進行選擇與搭配，促進各類科技資源的暢通流動與開放共享，從而實現(xiàn)對科技資源的有效配置，使科技資源發(fā)生交互作用并產生協(xié)同效應，最終促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.

科技資源能夠通過影響交易效率來增強區(qū)域創(chuàng)新能力.首先，科技資源的積累能夠顯著提高交易效率.交易效率的高低主要受到物質基礎設施和社會制度環(huán)境兩方面的影響[16]，而科技資源包含科技人力資源、科技財力資源、科技物力資源、科技信息資源等諸多資源要素，在科技資源不斷積累的過程中，區(qū)域內財力和物質資源不斷豐富，直接促進物質基礎設施的完善；科技人力資源的積累帶來高效先進的治理模式和政策制度，促進社會制度環(huán)境的優(yōu)化，從而顯著提高了區(qū)域內的交易效率.其次，從分工演進理論的視角來看，交易效率是影響分工演進的決定性因素，能夠推動分工的演進和不斷的深化[17].而在分工不斷深化和演進的過程中，中間產品數(shù)量和質量的增加，促進分工專業(yè)化的產生，中間產品被分離出來，知識也在這個過程中被生產出來，而知識生產就等同于創(chuàng)新，因此交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的正向促進作用.

基于上述分析，提出如下假設：

H2：交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響中起到顯著的中介效應.

2 模型設定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設定

在理論分析中，本文提出科技資源是區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎，交易效率能夠促進科技資源的有效利用繼而提高區(qū)域創(chuàng)新能力，交易效率在科技資源和區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有中介效應.因此，本文采用中介效應檢驗方法，對科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的顯著作用，以及交易效率在這一過程中發(fā)揮的中介效應進行檢驗，同時衡量中介效應的作用程度.中介效應模型是利用第三變量探究解釋變量影響被解釋變量的內部機制，根據(jù)前述理論分析，科技資源存量(SSTR)通過影響交易效率(TE)對區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)產生影響，則交易效率為中介變量，具體如圖1所示.其中，

圖1 中介效應模型Fig.1 Mediation effect model

RIC=c×SSTR+e1，

(1)

TE=α×SSTR+e2，

(2)

RIC=c′×SSTR+b×TE+e3，

(3)

式中，c為科技資源存量(SSTR)對區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的總效應，α為科技資源存量(SSTR)作用于中介變量交易效率(TE)的效應，b為中介變量作用于區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的效應，α×b為科技資源存量(SSTR)經由交易效率(TE)產生的間接效應，c′為考慮交易效率后，科技資源存量(SSTR)作用于區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的直接效應，e1、e2、e3為殘差項.各效應存在關系如下：c=c′+α×b，即總效應=直接效應+間接效應.其中，α×b與c′是否同號是判斷中介效應大小的重要依據(jù).若α×b與c′同號，則說明中介效應為部分中介效應，即科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力產生的影響有一部分是通過交易效率實現(xiàn)的.若異號，則說明科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響中存在其他遮掩效應，若c′=0且α×b≠0，則說明交易效率為科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的完全中介.同時，本文采用依次檢驗回歸系數(shù)法對中介效應進行檢驗[18].

根據(jù)上述分析，并結合溫忠麟等對中介效應模型的應用及檢驗方法[19]，本文構建的三個面板數(shù)據(jù)模型如下：

RIC=α1SSTRit+α2FDIit+α3TVTGit+

α4PEit+Ci+εit，

(4)

TE=β1SSTRit+β2FDIit+β3TVTGit+

β4PEit+Ci+εit，

(5)

RIC=γ1SSTRit+γ2TEit+γ3FDIit+

γ4TVTGit+γ5PEit+Ci+εit，

(6)

其中，RIC代表區(qū)域創(chuàng)新能力，SSTR代表科技資源存量，TE代表交易效率，F(xiàn)DI代表外商直接投資，TVTG代表貨物進出口總額，PE代表總人口，下標i代表湖北省各地級市，t代表2011年至2018年，εit為擾動項.Ci表示固定效應模型，α、β、γ表示回歸系數(shù).模型(4)檢驗科技資源存量(SSTR)與區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)之間的關系，系數(shù)α1為總效應，若α1顯著，則說明科技資源存量(SSTR)和區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)存在顯著的相關關系，這也是依次檢驗回歸系數(shù)方法的前提條件.模型(5)主要檢驗被解釋變量科技資源存量(SSTR)和中介變量交易效率(TE)之間的相關關系，如果此模型中的β1顯著，可以繼續(xù)檢驗γ2的顯著性.同時，如果β1顯著且大于零，則說明科技資源存量對交易效率存在正向誘導效應，如果β1顯著且小于零，則說明科技資源存量對交易效率存在負向誘導效應，模型(6)主要檢驗γ2是否顯著，如果γ2顯著，且模型(5)中的系數(shù)β1也顯著，就可以進行完全中介效應檢驗.

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量選取

2.2.1 數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)說明 本文以2011年—2018年湖北省為研究對象，由于湖北省五個縣級市數(shù)據(jù)缺失嚴重，故重點研究湖北省12個地級市.所需數(shù)據(jù)來源于2011年—2018年各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)平臺，存在數(shù)據(jù)缺失的部分由插值法進行補齊.

2.2.2 變量選取

1) 被解釋變量

區(qū)域內完成創(chuàng)新活動是一個復雜的系統(tǒng)工程，區(qū)域創(chuàng)新能力的體現(xiàn)以創(chuàng)新產出的形式直觀的表達出來，專利等知識性生產成果為創(chuàng)新的中間產出，而創(chuàng)新的最終成果要實現(xiàn)創(chuàng)新成果的產業(yè)化，并最終轉化為經濟社會發(fā)展動力及其動力，這也是區(qū)域創(chuàng)新的核心；而創(chuàng)新成果的生產必須以一定的經濟社會基礎為核心，進行一定的科技投入，包括人力與財力等內容；同時科技創(chuàng)新活動需要一定的社會經濟基礎，具有區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，這構成了區(qū)域科技創(chuàng)新的潛力.因此，本文參考易平濤、趙炎等學者的做法[19-20]，將被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力分為三部分：區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境、區(qū)域創(chuàng)新投入和區(qū)域創(chuàng)新產出，利用9個二級指標，以湖北省各地級市作為研究對象，采用2011年—2018年相關數(shù)據(jù)，得到區(qū)域創(chuàng)新能力指標體系，并利用熵值法對其進行評價，具體指標體系如表1所示.

表1 區(qū)域創(chuàng)新能力指標體系Tab.1 Index system of regional innovation ability

2) 解釋變量

本文為了更全面反映湖北省科技資源的分布情況，借鑒范斐、程風雨等人的做法[6，21]，采用廣義的科技資源范疇，即能夠促進科技創(chuàng)新活動的社會經濟資源的總和，同時為了兼具數(shù)據(jù)的可得性，構建了包含科技人力資源、科技財力資源、科技物力資源和科技信息資源四個方面的指標體系(見表2)，同樣采用熵值法對湖北省科技資源存量進行評價.

表2 科技資源指標體系Tab.2 Index system of scientific and technological resources

3) 中介變量

交易效率是指交易參與方在開展交易活動時的投入產出關系，可以衡量市場交易活動的順暢程度.由于交易效率既可以是宏觀的國家或地區(qū)，還可以是微觀是個體.因此，交易效率受到多種因素的影響，單一指標并不能全面、準確地衡量交易效率水平[15].因此，交易效率的度量指標體系需要采取一組相互關聯(lián)又相互獨立的指標構成一個有機整體，以此來反映交易效率的結構和內涵.交易效率受到物質基礎設施和社會制度環(huán)境的影響，物質基礎設施主要影響其交易過程的效率，包括交通運輸、通信設施等內容，社會制度環(huán)境主要影響其不確定性，包括金融制度、社會保障制度等內容[15-17].因此本文綜合已有研究成果，構建了交易效率指數(shù)來衡量交易效率的高低.交易效率指數(shù)包括六大方面：交通運輸、基礎設施、能源通訊、教育、金融信貸和制度環(huán)境，采用9個二級指標，具體如表3所示.通過對上述次級指標進行無量綱化處理，然后計算其算術平均值得到各地區(qū)交易效率指數(shù).

表3 交易效率指標體系Tab.3 Transaction efficiency index system

4) 控制變量

根據(jù)相關文獻的研究，本文選取3個可能影響區(qū)域創(chuàng)新能力的相關變量.包括，①外商直接投資額(FDI)：為了防止樣本之間的方差值過大，本文采用外商直接投資總額占GDP的數(shù)據(jù).②對外開放程度：貨物進出口總額占GDP比重.③年末總人口(PE)：年末總人口做取對數(shù)處理.

5) 描述性統(tǒng)計及分析

根據(jù)表4的描述性統(tǒng)計結果來看，湖北省各地級市科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力均存在較大差異.被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力的平均值為19.27，方差為16.805，最大值為94.01，最小值為5.800，說明湖北省各地級市之間在區(qū)域創(chuàng)新能力上差異較大，存在著顯著的不均衡性.其次，解釋變量科技資源存量方差為18.839，最小值為0.117，最大值則達到了100，說明湖北省各地級市之間科技資源存量同樣存在著不均衡性，這也為考察科技資源存量和區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關系提供了可能.同時，中介變量交易效率方差值為0.265，最大值0.736，最小值僅為0.091，在交易效率上，湖北省各地級市同樣存在著顯著差異，也存在著不均衡性.通過對湖北省各地級市相關數(shù)據(jù)的描述性分析可以看出，各個地級市在區(qū)域創(chuàng)新能力、科技資源存量和交易效率之間都存在著巨大差異.但是，科技資源存量相較于區(qū)域創(chuàng)新能力和交易效率的差異性更為顯著，交易效率的差異性最小，說明交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力產生作用的過程中可能存在中介效應，即科技資源的巨大差異性經由交易效率的緩和后，所形成的區(qū)域創(chuàng)新能力的差異性有所降低.

表4 描述性統(tǒng)計結果Tab.4 Description statistical of the results

3 實證結果與分析

3.1 回歸結果及分析

本文依次對三個面板數(shù)據(jù)模型進行了固定效應回歸，結果如表5所示.

3.1.1 科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響 如表5所示，模型(4)中，科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.959，且在1%的置信水平上通過顯著性檢驗，表明科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著影響，并且科技資源越高，區(qū)域創(chuàng)新能力就越高，這驗證了本文的H1假設.科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應為c=0.959，即科技資源存量每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新能力會增長0.959%.模型(6)中，科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.773，即科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應c′=0.773，且在1%的水平上具備統(tǒng)計顯著性，科技資源存量每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新能力會增長0.773%.根據(jù)圖1可知，通過交易效率的中介效應為a×b=0.00753×24.61=0.1854，即科技資源每增加1%，通過交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響為0.185 4%.因此，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應為0.959，直接效應為0.773，表明科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進作用，并且通過交易效率的能夠顯著提高區(qū)域創(chuàng)新能力.

3.1.2 交易效率的中介效應檢驗 為了充分驗證交易效率的中介效應，本文采用依次檢驗回歸系數(shù)法對中介效應進行檢驗.

首先，由表5可知，系數(shù)c等價于系數(shù)α1，其數(shù)值為0.959；系數(shù)c′等價于系數(shù)γ1，其數(shù)值為0.773；系數(shù)a等價于系數(shù)β1，其數(shù)值為0.007 53；系數(shù)b等價于系數(shù)γ2，其數(shù)值為24.61.在模型(4)和模型(5)中，科技資源存量和交易效率的系數(shù)估計值為正，而在模型(6)中，交易效率的系數(shù)估計值為正的同時，科技資源存量的系數(shù)估計值依然為正，說明存在顯著的中介效應，但并未起到完全的中介效應，根據(jù)公式中介效應程度d=a×b/c可知，交易效率的中介效應占科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力總影響的19.33%.通過計算可知，其系數(shù)估計值同樣滿足公式c=c′+a×b，即科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應等于直接效應與中介效應的總和.

表5 模型回歸結果Tab.5 Model regression results

綜上所述，交易效率在科技資源存量和區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有重要的中介效應，這驗證了本文的H2假設.

3.1.3 控制變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響 根據(jù)表5所示，外商直接投資和總人口的系數(shù)估計值為負，對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定的抑制作用，且在5%的水平上具備統(tǒng)計顯著性.根據(jù)雷俐等人的研究，外商直接投資可能會對資本存量較高的地區(qū)產生水平增長效應，而其技術和人員流動的外溢效應無法對周邊地區(qū)產生高層次的技術溢出，外商直接投資并不完全有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的增強[22].而總人口對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響為負，可能會因為總人口的增多帶來公共資源的稀缺，從而導致社會保障壓力加大，對財政科技支出存在一定的擠出，繼而對區(qū)域創(chuàng)新能力產生負面影響.

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了確?；貧w的穩(wěn)健性，本文通過對核心變量替換的方法進行穩(wěn)健性檢驗.參考趙炎等人的做法[23]，選取高新技術產業(yè)總產值作為核心解釋變量，數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》.新模型回歸結果如表6所示.

表6 新模型的回歸結果Tab.6 Regression results of the new model

根據(jù)表6可知，新模型的回歸結果和表5基本一致.新模型回歸結果表明，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.966，同樣在1%的置信水平上通過顯著性檢驗，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進作用.其次，科技資源存量對交易效率的回歸系數(shù)估計值為0.007 53，在1%的置信水平上同樣具有統(tǒng)計顯著性.而在科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應方面，其回歸系數(shù)估計值為0.773，與前述分析基本相同.且組內R2大概都為0.8左右，模型的擬合度較高，可以充分說明科技資源、交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用.在中介變量交易效率的系數(shù)估計值顯著為正的情況下，解釋變量科技資源存量的系數(shù)估計值同樣為正，說明科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有部分中介效應，本文結論具有穩(wěn)健性.

4 結論與建議

本文首先對科技資源存量、交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機理進行了理論分析，探討了交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力產生影響的過程中的中介效應.其次選取湖北省2011年-2018年各地級市的面板數(shù)據(jù)，分別構建科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力的指標體系對其進行評價，并在此基礎上利用中介效應模型對其影響機制進行實證分析，研究結果表明：1) 湖北省各地級市在科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力三方面上存在顯著的不均衡性，其中，科技資源存量的差異值最大，區(qū)域創(chuàng)新能力次之，交易效率差異值最小.2) 科技資源能夠對區(qū)域創(chuàng)新能力產生顯著的正向促進作用，科技資源存量的增加有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.3) 在科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力產生影響的過程中，交易效率發(fā)揮了顯著的部分中介效應，中介效應量為19.33%.

結合本文研究成果，增強區(qū)域創(chuàng)新能力，不僅需要完善科技資源投入，也應重視交易效率的作用.完善科技資源投入可以優(yōu)化其投入規(guī)模與結構，提高交易效率則基于交易效率的硬環(huán)境和軟環(huán)境兩方面進行，即完善物質基礎設施和優(yōu)化社會制度環(huán)境.鑒于此，本文提出以下建議.

1) 優(yōu)化科技資源投入的規(guī)模和結構，拓展科技創(chuàng)新活動的必要基礎.科技資源作為區(qū)域創(chuàng)新的“第一資源”，能夠對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)揮直接作用.然而，科技資源具有要素集合的概念，包括資金、人才、信息等多種要素.因此，在創(chuàng)新體系建設中，應尊重科技資源的市場決定性作用，使其按照市場需求完成資源的合理流向.同時，科技資源具有一定的特殊性，其作為國家重要的戰(zhàn)略性資源，政府在引導科技資源中具有不可忽視的作用.政府應合理引導科技資源流向，配合市場化手段，進行政策引導與戰(zhàn)略規(guī)劃，優(yōu)化科技資源投入規(guī)模和結構.

2) 完善物質基礎設施，提高交易過程的效率.基礎設施是各市場主體進行交易活動的重要平臺，完善交通、通訊、信息等基礎設施，打造科技資源交易的場所，通過提高交易效率的硬條件，能夠顯著降低科技資源的外生交易費用，從而促進科技資源跨地區(qū)、跨部門流動，使科技資源在各需求方之間進行選擇與配置，以實現(xiàn)科技資源的充分利用.而基礎設施作為典型的公共物品，必須由政府在基礎設施建設中起引領性作用.針對科技資源的基礎設施建設，政府在加強公路、鐵路等傳統(tǒng)工程基礎設施的基礎上，同時應注重信息網絡、大數(shù)據(jù)等信息網絡基礎設施，著力提高科技資源交易的硬條件.

3) 優(yōu)化社會制度環(huán)境，減少交易的不確定性.制度環(huán)境是影響交易效率的重要因素，新制度經濟學認為制度的出現(xiàn)能夠有效提高效率.因此，政府應建立完善行政制度，營造良好的社會環(huán)境，以減少交易的不確定性，降低科技資源的內生交易費用.首先，完善相關法律法規(guī)體系，以此規(guī)范科技資源的交易，保障創(chuàng)新成果的權益，發(fā)揮法律法規(guī)的規(guī)范性作用；其次，建設廉潔政府和服務型政府，簡化行政流程，提高政府行政效率，優(yōu)化營商環(huán)境，激發(fā)科技資源市場的活力.再次，建立合理的投入機制，進行科學的目標規(guī)劃與戰(zhàn)略指引，包括財政的保障與激勵，政策的調控與引導，促進科技資源在市場運行中充分發(fā)揮效能；最后，營造良好的社會環(huán)境，鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，尊重科學研發(fā)與勞動實踐，激發(fā)各市場主體的活力，以充分釋放區(qū)域內科技創(chuàng)新的潛力.