本地能力視角下戰略性新興產業政策擴散研究
——以中國內地31省份新材料政策為例

王 昶，周亞洲，耿紅軍

(中南大學 商學院，湖南 長沙 410083)

0 引言

戰略性新興產業代表新一輪科技革命和產業變革方向，對我國搶占科技競爭制高點、實現高質量發展具有決定性作用。然而，戰略性新興產業正處于產業生命周期孕育成長階段，面臨著市場與技術的雙重約束。一方面，戰略性新興產業產品未經歷大規模應用迭代，產品性能缺陷依然存在，導致市場需求不足；另一方面，戰略性新興產業面臨多種技術路線競爭，技術創新存在較大不確定性，導致企業研發投入不足。為破解這兩大難題，我國政府為戰略性新興產業制定發展規劃、描繪發展路線圖，并號召地方政府出臺相應配套政策，以推動地區戰略性新興產業發展，實現新舊動能轉換。

當前，地方戰略性新興產業政策制定與擴散具有顯著的區域性特征。以新材料產業為例：江浙滬、廣東、湖南、山東、內蒙古、江西等省份出臺的新材料產業政策頻數最多，海南、西藏出臺的新材料產業政策頻數最少；同是西部地區，四川、陜西相比重慶、寧夏制定政策的態度更加積極；中部地區比東北地區制定政策的力度更大。政策擴散差異反映了地方政府發展戰略性新興產業的意愿強度與戰略性新興產業地區受重視程度，成為影響戰略性新興產業能否在本地扎根的關鍵。因此，識別地方戰略性新興產業政策擴散背后的驅動因素，成為中央政府科學謀劃戰略性新興產業空間布局和地方政府正確制定戰略性新興產業發展路徑的理論前提。

現有政策擴散研究主要集中在低保制度、行政審批制度、專利資助政策、稅收優惠政策等社會服務領域[1-4]。由于社會政策具有普適性和強制性特征，所以地方政府需要嚴格采納。社會政策擴散研究主要是基于府際關系視角，分析部門責任與利益、上級政府行政命令、同級政府競爭壓力、地區財政約束與居民需求等因素對政策擴散速度和強度的影響[3-4]。與社會服務均等化導向不同，戰略性新興產業本身具有集群化發展、動態演變的內在規律，要求地方政府因地制宜地選擇特定戰略性新興產業作為施策對象，并隨著產業發展階段的轉換不斷調整政策內容，否則會導致市場機制扭曲或資源浪費。因此，戰略性新興產業政策擴散與社會政策擴散驅動因素不一致。本文認為，地方政府發展戰略性新興產業會著重考慮地區內在優勢。本地能力是本區域特有的資源能力，是區域產業比較優勢、集群優勢和生態優勢的重要來源[5]，是影響地方戰略性新興產業政策擴散的關鍵驅動因素，但目前對此研究較少。

因此，本文以戰略性新興產業新材料政策在省級區域擴散為例，探討本地能力對產業政策擴散的影響。首先，收集中國內地31省市區新材料政策數據，探討新材料政策在省級層面擴散的時空特征；其次，利用計數模型進行實證研究，分析本地能力如何影響新材料政策在省際間的擴散；最后，提出對中央與地方兩級政府的啟示。

1 理論基礎與研究假設

Maskell[6]在研究產業競爭時，首次提出本地化能力可以為地區帶來競爭優勢，將其細分為自然資源、建筑設施、知識技能和制度稟賦；Chaskis等[7]認為，本地能力是指存在于社區中可被利用的人力資本、組織資本和社會資本，社區問題的解決需要從構建社區能力入手；邢小強等[8]在研究金字塔底層(BOP)市場時指出，本地能力是BOP區域存在的對當地價值創造有利的資源或能力，包括BOP人群長期積累的物質、人力資本、基礎設施與制度環境等，在本質上與Maskell對本地能力的描述一致；田宇等[9]在研究貧困地區本地能力時，借鑒上述觀點，將本地能力劃分為資源稟賦、硬件設施、知識技能和制度稟賦。本文借鑒上述研究，將本地能力構成要素劃分為可見的資源稟賦、硬件設施等硬性能力和不可見的知識技能、制度環境等軟性能力。

此外，以新材料為代表的戰略性新興產業在研發和市場應用方面存在高度不確定性，因此地方發展戰略性新興產業需要一定的產業基礎作為支撐，產業實力成為影響地方政府產業政策制定的關鍵。產業實力不僅包括為促進產業發展而建設的交通、網絡、廠房等硬件設施，還包括采購、生產、品牌建設等運營能力。相較于硬件設施，產業實力對產業政策制定的影響更加全面、更有針對性。綜上所述，本文將本地能力定義為當地現存的可為產業發展提供基礎和競爭優勢的能力，包括資源稟賦、產業實力、知識技能和制度環境4個維度，并分別從這4個維度探討本地能力對戰略性新興產業政策擴散的影響。

1.1 資源稟賦與政策擴散

本地能力中的資源稟賦是指自然資源豐裕度，即當地自然狀態下存在的具有開發、利用價值的自然資源豐富程度。Hajkowicz等[10]駁斥了“資源詛咒”論，認為資源優勢本身對地區發展有利，若能制定合理規劃，可為政府創新提供物質支持。依靠資源稟賦驅動發展的地區在工業化過程中形成傳統產業優勢，可為高新技術產業發展提供原料、資金、生產經驗等眾多生產要素[11]。地區發展戰略性新興產業應結合比較優勢，傳統資源產業粗放型發展模式在經濟新常態下矛盾凸顯，地方政府作為理性經濟人，傾向于采取積極主動的措施刺激經濟增長[12]，引導本地資源產業轉型升級，擺脫“低端鎖定”效應。據此，本文提出以下假設：

H1：資源稟賦與戰略性新興產業政策擴散正相關。

1.2 產業實力與政策擴散

本地能力中的產業實力是指該地區相關企業所具備的生產、經營和管理等綜合能力，是產業發展與區域經濟的有機結合。產業實力形成后，在特定區域內相關企業通過集群效應拉動產業整體發展。大量同類或相關企業集聚在一起形成產業集群，政府提供公共產品和服務讓眾多企業受益[13]。因此，地方政府應制定更多能為整個產業發展提供公共產品和服務的政策，因為順應本地產業特征的政策成效更好，所以政策目標制定應匹配本地產業特征，根植于產業實力，從而提高本地資源配置效率，實現產出投入比和生產效率最大化。若當地已經具備一定的戰略性新興產業實力，決策者會有更強的動力出臺政策，引導產業更好更快地發展，鞏固其在市場競爭中的主體地位。據此，本文提出如下假設：

H2：產業實力與戰略性新興產業政策擴散正相關。

1.3 知識技能與政策擴散

本地能力中的知識技能是指本地環境中各主體交互學習并逐漸積累的獨特知識和技能。區域知識特征是產業發展不容忽視的重要因素，知識技能豐富地區更能為技術導向性產業提供肥沃的成長土壤。戰略性新興產業研發難度大、科技依賴程度高，是典型的創新驅動型產業[14]，知識和技術是其發展的關鍵。因此，地區知識特征是制定政策不可忽視的重要因素，且知識技能豐富地區擁有大量科學家和各類專家，他們憑借本學科專業研究能力參與政策決策，成為促進政府創新采納的“政策企業家”[15]。據此，本文提出如下假設：

H3：知識技能與戰略性新興產業政策擴散正相關。

1.4 制度環境與政策擴散

制度環境被看作是一種稟賦，宏觀層面表現為政治穩定性、政府效率、法治水平和管制質量等[16]，微觀層面表現為企業納稅、信貸、開展貿易等商業活動的便捷性以及知識產權保護機制完善程度。制度環境直接影響地區創新主體獲取創新資源和支持的便利程度，成熟的制度環境意味著政府執事效率高、市場化程度高、社會營商環境好[17]，能夠刺激各市場主體開展創新，對新技術研發應用及高新技術產業創新發展產生顯著影響[18]。戰略性新興產業政策的實施需要考慮制度環境。逯東等[19]認為，在市場化程度較低地區更應該實施戰略性新興產業政策，因為好的制度環境可以為市場經濟資源配置提供良好的政策保障，降低政府對市場的干預。據此，本文提出以下假設：

H4：制度環境與戰略性新興產業政策擴散負相關。

綜上所述，本文構建本地能力對戰略性新興產業政策擴散的作用機制模型，如圖1所示。

圖1 本地能力對戰略性新興產業政策擴散的作用機制模型

2 研究設計

2.1 研究對象

本文以新材料產業為研究對象，探究一個相對典型的戰略性新興產業政策擴散過程，案例選擇具有一定的合理性、典型性和代表性。①國務院印發的《關于加快培育和發展戰略性新興產業的決定》將新材料產業界定為我國未來發展的七大戰略性新興產業之一，指出材料是人類社會生存和發展的基礎性要素。當前，新材料與信息、能源、生物等高技術加速融合，是未來高新技術產業發展的基石和先導，是培育和發展其它戰略性新興產業的基礎支撐和重要保障；②中美摩擦升級后，《科技日報》指出在中國35項“卡脖子”關鍵技術中，近一半與關鍵新材料相關。工信部調查數據顯示，中國智能制造所需的關鍵新材料有32%在國內完全空白，可見我國由制造大國向智能制造強國轉變離不開新材料產業創新；③中央政府高度重視新材料產業發展，各省級政府也紛紛出臺相關政策促進本地新材料產業發展，但是不同地區新材料產業發展情況不同，政府重視程度也不同，呈現出顯著的區域差異性特征。

本文以政策作為研究對象，采用政府對新材料的界定更能保持研究一致性，中央政策文件也更加權威。因此，本文根據工信部2016年12月出臺的《新材料發展指南》，將新材料定義為新出現的具有優異性能和特殊功能的材料，或是傳統材料改進后性能明顯提高和產生新功能的材料，主要包括先進鋼鐵、有色金屬、建筑、輕紡等先進基礎材料，特種合金、高性能復合材料、稀土功能材料、半導體材料、新型顯示材料等關鍵戰略材料，以及石墨烯、增材制造材料、超導材料等前沿新材料。

我國地方新材料政策擴散具有明顯的階段性與區域性特征，本文選取十一五、十二五、十三五規劃開局之年對我國地方新材料政策區域擴散特征進行說明，如圖2所示。從中可見，2006年，絕大多數省份在1～3份文件中提出促進新材料發展，但很多僅在《中長期科學技術創新發展規劃》中略有提及，江蘇、浙江、河南則在本省《高新技術專項規劃》中對新材料發展提出系統性意見，西藏和云南沒有出臺相關政策。2011年，有近半數省份在4～6份政策文件中涉及新材料發展，主要分布在東中部地區以及西部青海、甘肅、貴州、廣西，這些省份往往具備較強的經濟和科技實力或是傳統資源大省，擁有發展新材料產業得天獨厚的條件。2016年，全國幾乎所有省份都出臺了發展新材料產業的多個政策文件，華北地區、中部湖北和湖南、東部浙江、西部甘肅和貴州有7份以上的政策文件與新材料發展密切相關。圖3是省級政府頒布的新材料政策年度頻數和累計數量分布。從中可見，新材料在早期增長緩慢，在2011年和2016年及以后有較大增長，可能是中央政府在這兩年出臺的國家級新材料產業規劃對地方形成制度壓力，促進各省加大發展力度。

2.2 樣本選取與數據來源

本文以2005-2018年中國內地31個省市區為樣本，原因有以下幾點：①2004年科技部首次對新材料的概念進行界定，同時考慮政府文件的可得性，本研究未將中國香港、中國澳門、中國臺灣納入分析，并選定2005-2018年為時間段；②省級政府出臺的政策能夠在一定程度上衡量該地區政策的創新性，適合作為考察創新擴散的研究場所[20]。

圖2 新材料政策擴散的時空特征

圖3 新材料政策擴散曲線

因變量數據是從中國內地31個省級政府官網、北大法寶和中國知網搜集整理所得。為確保數據的相對完整性和針對性，按照以下原則對政策文件進行篩選和整理：一是以“新材料”為關鍵詞進行初步搜索；二是政策文件需含有對本地區新材料發展有促進作用的內容；三是確定政策類型(張劍等，2016)，主要選取法律法規、規劃、意見、辦法、細則、通知、行業準則、技術規范等，不計入領導人講話、信函、批示等。自變量數據從相應年份《中國統計年鑒》、《中國國土資源年鑒》、《中國礦業年鑒》、《新材料產業發展年鑒》、各省統計年鑒及相關網站獲取。

2.3 研究方法與模型設定

本研究采用2005—2018年我國內地31省市區同時包含時間序列和截面的面板數據，面板數據回歸相比一般的時間序列回歸具有降低多重共線性、控制個體異質性的優勢，能夠更好地解釋復雜問題。本文以政策數量作為被解釋變量，因為政策數量是大于等于零的整數，所以回歸分析需要采用計數模型。模型設定如下：

POLit=C+α1RESit+α2INDit+α3KNOit+α4INSit+α5Xit+vit+eit

(1)

在式(1)中，POL為政策數量，C為常數項，RES為資源稟賦，IND為產業實力，KNO為知識技能，INS為制度環境。X為控制變量，包括經濟發展水平、鄰近性、區域變量、五年規劃影響虛擬變量、中央政策影響虛擬變量。α為各自變量的邊際效應系數，v為不可觀測的對因變量有影響的個體效應，e為隨機擾動項，i為省份，t為時間。

2.4 變量測量

2.4.1 被解釋變量

政策擴散(POL)。本文選取某一省份在某一年頒布的與新材料產業發展密切相關的政策數量衡量該地區推行意愿。

2.4.2 解釋變量

(1)資源稟賦(RES)。某地區總體資源擁有量反映自然資源的絕對豐裕度，人均資源豐裕度與區域社會經濟條件密切相關[21]。從度量指標準確性講，自然資源豐裕度用人均資源儲量衡量，但在相關統計資料和文獻中，省級層面礦產資源儲量數據不全。而資源產量與資源儲量通常高度相關，從經濟學意義講，只有被開采出的自然資源才會對區域發展產生實質性影響。鑒于數據可得性和合理性，本文采用人均礦產資源產量(除去能源礦產)度量資源稟賦。

(2)產業實力(IND)。直觀上講，某地區新材料產值最能反映該地區產業實力，但目前各省市統計年鑒、《新材料發展年鑒》、《中國高技術產業年鑒》、《中國科技年鑒》等公開年鑒以及國泰君安、Wind、東方財富、同花順等常用數據庫中均未搜集到相關數據。科技部從2000年開始陸續設立了一批國家級新材料高新技術產業化基地，截至2018年，全國共有87個基地入選。產業基地以產業方向明確、企業集聚發展優勢明顯而成為地區產業實力的象征。新材料是資金、技術密集型產業，對發展環境要求較高，我國新材料產業主要以特色產業基地和產業園區為載體，國家級產業基地建設與新材料產業蓬勃發展密切相關，新材料產業基地可從側面反映該產業發展現狀與趨勢[22]。某省份擁有國家級新材料產業基地數量在很大程度上能夠說明該地區新材料產業實力，因此本文選用國家級新材料產業基地數量度量產業實力。

(3)知識技能(KNO)。高校通過高等教育、培訓和知識傳播促進當地知識積累，為地區產業發展提供正式和非正式技術支持，是進行知識創造、積累的主體。以高校為代表的科研院所知識產出能夠顯著提升地區知識技能[23]，知識產出可用科技論文數衡量(單偉等，2017)。Schwarz[24]在研究歐洲大城市規模與知識專業化時，采用區域內作者發表的SCI論文數表示區域科學實力；呂拉昌等[25]認為，發表的論文數量能夠整體反映地區知識存量和知識結構狀況，是測度知識水平的可行性指標。為此，本文用材料科學論文數(Web of Science核心合集檢索)衡量知識技能，由于論文數量取值范圍過大，為減少異方差及非線性問題，對其進行對數處理。

(4)制度環境(INS)。制度環境很難被量化，常用樊綱等開發的反映區域市場化進程的市場化指數表示，該指數從政府與市場的關系、非國有經濟發展、產品市場發育程度、要素市場發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境等方面進行綜合衡量，能夠從市場角度度量社會制度完善水平。其中，2008-2016年市場化指數比較適合本研究，但由于時間序列較短，無法事后補充。為此，本文借鑒韋倩等[26]的方法，分別以各省份2008-2016年的市場化總指數、非國有企業工業產值比重作為被解釋變量和解釋變量，估計出解釋變量系數值，再計算2005-2018年的市場化指數，最后將估計的2005-2007年和2017、2018年市場化指數與樊綱報告的2008-2016年各省份市場化指數組合，用于本文實證分析。

2.4.3 控制變量

根據政策擴散理論和已有文獻研究，本文控制以下可能對新材料政策數量產生影響的變量。

(1)經濟發展水平(GDP)。一般認為，政策創新需要一定的經濟條件作為支撐，經濟發展水平越高的地區越傾向于接納新事物，創新性越高。很多研究證明，經濟發展水平對政策擴散具有正向影響[20]。本文用人均GDP表示經濟發展水平，先以2005年為基期將各省各年度GDP進行平減處理，然后除以年末總人數計算得出。

(2)鄰近性(NEIG)。政策擴散過程存在明顯的鄰近效應，即如果某地區采納這項政策，其相鄰者也更有可能采納。本文用鄰近省份新材料政策強省與所有相鄰省份總數的比值測度鄰近性[27]。根據本研究構建的政策文本庫，將2005-2018年推行新材料政策最多的江蘇、浙江、廣東、山東、湖南作為新材料政策強省，考慮北京、上海對全國政治和經濟的重要影響，也將其納入，由此產生7個新材料政策強省。

(3)區域變量(AREA)。區域位置因素可能影響地方政府社會服務創新擴散[3]，很多研究表明東部地區省份更容易進行政策創新。區域位置變量根據省份所處東、中、東北、西部四大地區確定。具體方法是：若某省份處于東部地區，則取值為1；處于中部地區，則取值為2；處于東北地區，則取值為3；處于西部地區，則取值為4。

(4)五年規劃影響虛擬變量(PRO)：在2005-2018年，將2006年、2011年和2016年取值為1，其余年份取值為0，以控制五年規劃開局之年各省政策數量突然增多帶來的影響。

(5)中央政策影響虛擬變量(CEN)。政策擴散研究表明，來自中央政府的政策信號會顯著加速地方政府創新進程[2]，這種外部沖擊也被稱為從上到下的制度壓力或垂直影響。朱多剛等[28]研究專利資助政策在省際間的擴散時，將2001年《專利法》修改實施及此后年份標記為1、其余年份標記為0衡量這種影響。2015年，《中國制造2025》將新材料列為重點突破核心基礎產業，2016年底工信部頒布我國首份《新材料產業發展指南》，近年來美國對中國的不斷打壓制裁更是引起國家對新材料產業發展的高度重視。因此，本文將2015年中央政府頒布《中國制造2025》及以后年份取值為1，其余年份取值為0。表1列出本研究的主要變量。

3 實證檢驗

3.1 變量描述性統計與模型檢驗

3.1.1 變量描述性統計

表2為計量模型中主要變量的描述性統計結果。從中可見，政策數量均值為1.75，標準差為2，75%分位為3，說明各省份在出臺新材料政策積極性上存在較大差異，且大部分省份多年頒布的新材料產業發展政策數量較少。另外，所有解釋變量和多數控制變量也顯示出較大的變化差異。

表1 變量說明

表2 變量描述性統計結果

3.1.2 模型檢驗與選擇

當面板數據時間序列存在單位根時，為避免時間序列數據因不平穩而導致的偽回歸，本文使用LLC和IPS檢驗對序列進行單位根檢驗。由于NEIG、AREA、PRO和CEN都不隨時間變化，因此不需要進行單位根檢驗，相關變量檢驗結果如表3所示。可以看出，所有變量均通過兩種方法的單位根檢驗。為避免解釋變量間可能存在多重共線性而使模型估計結果失真，采用方差膨脹因子(VIF)進行多重共線性檢驗。結果顯示，各變量最大VIF值為2.64、均值為1.80，VIF低于10，表明模型不存在明顯的多重共線性問題。因此，本文可使用這些變量進行面板回歸分析。

表3 面板單位根檢驗結果

對于被解釋變量只能取非負整數的計數模型，常使用泊松回歸。但是，泊松回歸的局限性在于泊松分布的期望值和方差相等，但實際數據可能不符合這個特征，如果被解釋變量的方差明顯大于期望，即存在過度分散，此時可以考慮使用負二項回歸。若被解釋變量含有較多零值，還可以考慮零膨脹泊松回歸(ZIP)或零膨脹負二項回歸(ZINP)模型。由于本文被解釋變量均值和方差不相等，且存在不少零值，所以需要在標準、零膨脹負二項回歸之間作出選擇。判斷依據是Vuong 統計量檢驗[29]，如果Vuong統計量很小(為負數)，則選擇標準負二項回歸。檢驗結果顯示，樣本Vuong 統計量為-1.82，在0.033顯著性水平上拒絕零膨脹負二項回歸，因此可使用標準負二項回歸。為判斷是使用固定效應模型還是隨機效應模型，需經過Hausman檢驗。結果顯示，Hausman統計量的P值為0.008，拒絕隨機效應的原假設。綜上所述，本文使用面板負二項回歸固定效應模型進行回歸分析，其可以估計不隨時間而變的變量系數。

3.2 回歸分析

表4為使用負二項回歸的數據結果，模型1～4分別對資源稟賦、產業實力、知識技能、制度環境4個因素單獨進行分析，模型5將4個因素全部進行回歸，模型1～5均加入控制變量。數據處理和檢驗均選取Stata15.0軟件，表4提供了能夠一定程度上反映模型擬合優度的指標，如回歸方程的對數似然函數值和卡方值。從卡方統計量看，5個模型均在0.01水平上顯著，說明解釋變量對被解釋變量有較強的解釋力；模型5的對數似然函數值最大，表明模型5擬合效果最好。將模型5和模型1～4進行對比發現，除知識技能這一變量發生顯著性變化外，其余變量基本保持一致，說明模型穩健。

表4結果顯示，資源稟賦、產業實力的彈性系數均顯著為正，假設H1和假設H2得到支持。知識技能的彈性系數在模型2中顯著為正，在模型5中不顯著為正，這可能與其它3個因素有關，結合前面對政策擴散時空特征的分析，假設H3得到驗證。制度環境的彈性系數在模型4和模型5中均顯著為負，假設H4得到驗證。在本地能力的4個要素中，產業實力、制度環境對被解釋變量的貢獻最大。在模型5中，產業實力、制度環境的彈性系數分別為0.128和-0.102，即產業實力每增加10%，政策數量增加0.69%，制度環境每增加10%，政策數量減少1.02%，資源稟賦和知識技能對被解釋變量的貢獻較小。

在5個模型中，一些控制變量呈現出較高水平的顯著性。其中，五年規劃和中央政府的影響尤其顯著，說明各省對新材料政策的制定多集中在每個五年規劃的開局之年，且中央政府出臺的具有國家意志的新材料產業規劃和指南極大地激發了各省推行新材料政策的積極性，這在政策擴散理論中可解釋為中央政府的制度壓力會推動省際間的政策擴散[30]。經濟發展水平的彈性系數不顯著為正，說明政府推行新材料政策的積極性不受當地經濟發展水平的顯著影響。鄰近性的影響系數不顯著為負，說明產業政策擴散和社會政策擴散驅動因素存在差異。由于不同省份本地能力存在較大差別，因此政府在推行新材料政策時不會盲目受到學習或競爭機制的影響[30]。區域變量結果顯示，我國中東部地區比東北和西部地區在新材料政策推行方面更加積極。

表4 負二項回歸結果

3.3 穩健性檢驗

為驗證上述結論的穩健性，本文從以下3個方面進行穩健性檢驗。

(1)用面板泊松回歸法進行估計。泊松回歸與負二項回歸之間猶如線性模型中OLS和WLS的關系，即使數據存在過度分散，泊松回歸+穩健性標準誤依然能提供對參數及標準誤的一致性估計；并且，因變量均值不等于方差不一定表明因變量的真實分布就是負二項分布，有研究者在此種情況下依然采用泊松回歸進行估計[31]。鑒于此，本文使用面板泊松回歸固定效應模型進行檢驗，結果見表5模型6～10。從中可見，各變量系數未發生根本性改變，原模型4中制度環境和模型5中資源稟賦、制度環境的影響由5%顯著變為1%，其它未發生變化，說明結果穩健。

表5 穩健性檢驗一

(2)變量重新測算。為進一步保證回歸結果的穩健性，本文用省級新材料基地/園區數量重新測算產業實力變量。結果顯示，該變量均值為4.49，標準差為3.51，75%分位為6，最大值為18，此種測算方法表現出更大的變化差異。通過面板單位根檢驗和多重共線性檢驗，使用面板負二項回歸固定效應模型對變量進行回歸估計，結果見表6模型11～12。從中可見，各變量對政策擴散的影響效果沒有發生顯著性變化，說明結果穩健。

(3)內生性問題。很多研究表明，產業政策的出臺對產業發展有直接促進作用。類似地，對新材料政策的大力推行也會增強本地新材料產業實力，即新材料政策數量可能與產業實力存在互為因果的關系。針對模型2和模型5，本文采用泊松回歸GMM方法對產業實力滯后一期進行內生性檢驗，結果見表6模型13和模型14。從中可見，產業實力滯后一期對政策數量無顯著影響，不存在內生性問題。其它結果與表4類似，說明本文實證結果穩健。

4 結語

4.1 結論與討論

本文以2005-2018年新材料政策在我國內地31省市區擴散為例，探討本地能力對戰略性新興產業政策擴散的影響，得出以下結論：

(1)新材料政策擴散呈現明顯的時空特征。2005-2010年，全國新材料政策數量增長緩慢，2011年以后快速增長，2015年中央頒布 《中國制造2025》后增幅進一步加大。當前，新材料政策已擴散至全國，普遍得到省級政府的高度重視，尤其是在山東、江蘇、浙江、廣東等東部本地能力各維度都很完善的省份以及湖南、江西、云南等中西部資源優勢省份。

(2)本地能力是產業政策在省際間擴散的重要驅動因素。資源稟賦、產業實力和知識技能對戰略性新興產業政策擴散有正向影響，制度環境對產業政策擴散有負向影響。但是，知識技能的正向影響在同時納入其它3個因素時顯著性降低，表明知識技能在其它3個維度因素的協同下對政策擴散產生影響，如我國北京、上海等城市盡管新材料行業知識能力強大，但由于資源稟賦、產業實力等硬性能力較弱，在政策出臺數量方面遠少于湖南、江西等本地能力各方面均較強省份。

(3)省級政府出臺產業政策時間明顯受五年規劃編制和垂直壓力的影響。在本地能力的作用下，區域變量和經濟發展水平無顯著影響，這一點也能在實際中得到印證。當前，政策推行數量較多的山東、江蘇、湖南、陜西、內蒙古并沒有集中在某一區域，且經濟發展水平也相差較大。鄰近性對擴散無正向影響，表明新材料政策較強省份沒有顯著影響相鄰省份的政府決策，如以旅游產業著稱的海南在推進戰略性新興產業發展意愿上遠不及廣東，可能是受本地能力較弱的制約。

表6 穩健性檢驗二

4.2 啟示

新一輪科技革命和產業變革孕育興起，各級政府都面臨著發展戰略性新興產業實現趕超的機會窗口，本文研究結論對中央和地方政府政策制定具有一定啟示意義。

(1)中央政府要科學評估各區域本地能力，因地施策，避免像社會政策一樣在全國范圍內強制推行，否則很可能出現地方政府“一窩蜂”執行，導致投資浪費和市場扭曲。首先，應系統評估各地區與戰略性新興產業相關度較高的本地能力建設情況，謀劃好全國戰略性新興產業空間布局，重點支持本地能力發展良好地區，不強制也不鼓勵所有地區都“大干快上”地發展戰略性新興產業，號召地方政府密切聯系本地能力做好政策支持工作。其次，利用環渤海、長三角、粵港澳大灣區的資金、人才、技術和外貿優勢，打造三大綜合性戰略性新興產業集群，發揮其在全國的引領示范作用。充分利用中部和東北地區雄厚的原材料工業基礎，轉變發展方式，加快技術創新，面向市場推出高技術含量、高附加值的產品。加強東中部地區對西部地區的智力和資金扶持，讓西部地區在立足當地資源優勢、依托重點企業的基礎上，加快產業升級，培育具有當地資源特色的產業基地。

(2)地方政府借助本地能力優勢選擇細分領域實現錯位發展。面對戰略性新興產業眾多領域，地方政府應立足本地比較優勢，通過政策支持，搶先進入產業鏈條中與本地能力高度匹配的產業賽道以占據先行優勢，而不是一味追求“高大上”產業，造成政策資源浪費。在制定政策時，具備資源和勞動力成本優勢的省份應鼓勵企業先從產業鏈中下游切入，逐漸向高附加值環節追趕；有一定產業實力的省份應繼續幫助企業做大做強做精，保持市場領先地位；知識技能和制度環境優異地區可以充分發揮技術和市場優勢，優先布局產業鏈上游。北京、上海應依托強大的科研實力和商業化應用市場，發展新一代半導體材料、納米材料、石墨烯材料等前沿新材料。內蒙古、江西應抓好稀土產業優勢，大力發展稀土應用產業，建設集稀土研發、生產、應用和推廣于一體的世界級稀土產業基地。湖南應充分利用本地有色冶金、工程機械、軌道交通等產業實力，打造國家重要先進制造業高地。

(3)地方政府應重視本地能力建設。地方政府政策組合在推動戰略性新興產業發展的同時，也要致力于提高本地能力，為產業發展夯實基礎。資源豐富地區在發揮資源稟賦的同時，應助力產業結構轉型升級。具備一定產業實力的地區在制定政策時應著眼于知識技能提升和制度環境營造，以此提高產業附加值并不斷壯大產業集群。知識技能和制度環境優異地區應充分發揮軟實力優勢，建設科研平臺和產業投融資平臺，引領產業發展方向。對于本地能力整體較弱且不具備資源稟賦的地區，應著重完善制度環境，推動戰略性新興產業發展。地方政府之間應互相借鑒、消化吸收其它地區的先進經驗，切實提高本地能力，通過打造政策“洼地”，為產業發展提供良好的土壤。

本文基于本地能力視角分析中國省級政策擴散驅動因素，并將研究對象拓展至戰略性新興產業政策，豐富了政策擴散相關理論研究。但是，本文仍存在一些不足：①以新材料政策為例，具備一定的特殊性，研究結論不一定適用于其它產業政策擴散過程，將來可針對其它產業政策進行研究；②本文研究對象是省級政府，受中央政府強制性的影響比較明顯，未來可將市級政府的政策創新擴散機理作進一步研究，檢驗是否存在其它影響因素；③本文將新材料產業作為一個整體進行綜合研究，但新材料包含門類較多，各門類政策擴散影響機制可能不同，因此未來應對此進行拓展研究。