河北省縣域科技創新特征及其對經濟發展效率的測度研究*

李學林，高 靜，張 明，閆 文

(河北科技師范學院 a.財務處，b.工商學院，c.財經學院，河北 秦皇島 066004)

2017年國務院辦公廳下發《國務院辦公廳關于縣域創新驅動發展的若干意見》,明確了創新驅動發展的基礎在縣域，潛力也在縣域。這是對縣域科技創新發展經濟的頂層設計，更是我國建設創新型國家的切入點和著力點。創新活動對地域空間具有嚴格的依賴性，表現出一定的空間分布特征，而集聚就是創新活動最重要的空間特征。縣域作為我國功能相對完備的國民經濟活動基本單元，是科技創新活動的重要微觀空間載體，因此，深入認識縣域科技創新能力及其空間集聚格局，對于調整和優化區域創新空間結構，促進科技資源的有效配置、構建協同創新發展的空間格局具有重要意義。

在創新驅動發展上升為國家戰略后，尤其隨著國家對于縣域科技創新的推進與實施，研究者們對縣域科技創新這一課題的研究逐漸深入，研究視角和方法不斷擴展。從現有文獻來看，主要聚焦于以下三個方面：一是提升縣域科技創新能力及支撐縣域經濟發展的對策研究。如邵金萍將縣域科技創新支撐縣域經濟發展的路徑分為內生動力路徑以及外生動力路徑兩類，通過構建科技支撐縣域經濟發展的理論分析框架，說明內生動力路徑促進了縣域經濟主體科技創新水平的提高，同時，外生動力路徑改善了科技投資環境，從而提升了科技支撐縣域經濟發展的能力[1]；焦曉云基于縣域創新能力建設影響農村就地城鎮化的角度出發，認為提升縣域科技創新能力應該從營造良好的創新環境、建立縣域創新能力評價指標體系、整合優化創新資源等方面入手，由政府、企業以及社會各方面協同推進。二是縣域科技創新指標體系的構建及評價研究[2]。如孫鳳芹從縣域科技創新能力的影響因素入手，利用層次分析法建立了縣域經濟科技創新能力的評價指標體系，對河北省唐山市豐南區科技創新能力進行了實證研究[3]；林海利用因子分析和數據包絡分析方法，構建了縣域創新環境評價指標體系，分析了粵港澳大灣區的縣域創新環境、創新投入、創新績效特征，提出了促進縣域創新能力發展的建議。三是縣域科技創新活動的空間計量經濟分析[4]。如管婧婧以浙江省90個縣域為研究對象，通過主成分分析法評估了各縣域科技創新活動的發展水平，并結合Moran’s I指數和GIS分析了各區縣間科技創新活動的空間聚集效應[5]；張建偉等利用SPSS的聚類分析，描述了江蘇省縣域科技創新產出的空間差異特征，并對江蘇省縣域創新產出形成機制及影響因素進行了分析，發現江蘇省縣域間的知識溢出是江蘇省縣域創新產出產生巨大差異的重要原因[6]。

綜上所述，當前研究者對縣域科技創新進行了卓有成效的研究，并為本研究提供了有益的參考。但不可否認，現有研究仍存在一定局限。首先，研究口徑過大，多基于科學研究的屬性，對我國整體的縣域科技創新活動進行研究；其次，結合不同省份科技創新活動的不同特質，具體分析某一省份的縣域科技創新的相關文獻較少，僅有的相關文獻也多集中于對創新水平較好的少數省域的探討；另外，對于縣域創新的空間分布格局的已有研究中，沒有結合縣域異質性深入分析科技創新在不同區域地理空間上的依賴性、集聚和溢出效應。鑒于此，本文對河北省縣域科技創新特征進行深入分析，并結合空間計量法對科技創新的經濟貢獻效率進行測算，以期更好地揭示縣域創新的空間特性及其對經濟增長的貢獻。

一、河北省縣域科技創新能力的評價

在弗里曼提出的國家創新體系中，企業是技術創新主體，政府是創新體系協調機構，為企業創新系統構造良好的政策環境并為之提供財政支撐；還有作為科學技術知識轉移和擴散中介服務機構。以此為基礎，再參考國內外已有的科技創新體系理論，構建了縣域科技創新體系的理論框架，見圖1。

圖1 縣域科技創新體系理論框架

基于以上理論框架，“河北省縣域科技創新躍升評價指標體系”包括創新投入、創新主體、創新條件、創新產出、創新管理等5個一級指標和17個二級指標能夠全面考察縣域科技創新能力。因此本部分基本遵循該指標體系，剔除可能導致多重共線性的“高新技術企業數量”“科技型中小企業數量”兩個指標和“農業產業化經營率”指標，以另外14個指標作為科技創新能力評價指標。同時，創新活動的開展離不開一定的經濟社會發展水平的依托，故本文用各縣人均GDP代表經濟發展水平。鑒于上述考慮，最終從企業科技創新能力、政府政策扶持力度和科技創新環境績效三個維度，選擇了15個指標對河北縣域科技創新能力進行評價。

該指標體系中，企業的創新投入從規上工業企業R&D經費支出占主營業務收入的比重和規上工業企業建立研發機構比例兩方面衡量(二者分別反映了企業的創新投入水平和企業開展技術創新活動能力)；企業的創新效果用千家工商注冊企業中高新技術企業和科技型中小企業的數量(兩個指標反映了創新主體的培育及發展水平情況)以及規上高新技術產業增加值占規上工業增加值比重(此指標反映了產業結構水平)來評價。在衡量政府的政策扶持力度時，以地方財政科技支出和地方財政科技支出占公共財政支出比重兩個指標反映政府的財政支持水平；用科技管理機構的設立情況、科技管理創新情況以及獲得的省級以上的項目數量和獎勵情況來評價政府的創新管理能力。科技創新環境是科技創新活動周圍的條件和境況的總和，它包括宏觀經濟基礎和科技創新服務支撐等。以上文提到的各縣人均GDP代表經濟發展水平，衡量創新服務支持績效；以反映著縣域創新創業服務體系、研究開發體系、創新活動密集情況的省級以上創新服務機構數量、省級以上研發平臺數量、萬人有效發明專利擁有量以及省級以上創新園區、基地數量四個指標來測度。

綜上，構建了縣域科技創新能力評價指標體系，見表1。

表1 河北省縣域科技創新能力評價指標體系

指標體系中，“科技管理機構情況”綜合考慮科技局設置情況(獨立的科技局、合署辦公、撤并(對外加掛牌子))、科技創新工作領導小組成立情況，以及編制數、領導職數、實際工作人員數等。“爭取上級支持與獎勵”為取得的所有科技相關的項目與獎勵，如科技進步獎等；“科技管理創新情況”包括落實科技政策及制定配套的實施措施或辦法情況。這三項的具體標準和量化來源為內部數據。

二、縣域科技創新關鍵因素分析

對河北省168個縣(市)2017年的創新活動的15個指標數據進行整理后，為各指標的統計性描述，見表2。運用SPSS軟件對數據進行了主成分分析，得到主成份的得分系數矩陣，見表3。

表2 變量基本統計性質描述

續表2

KMO檢驗和Bartlett球型假設檢驗結果顯示，KMO數值為0.723，大于0.7，而Bartlett球形假設檢驗值在1%的水平下顯著。進而通過主成分分析，可以得出特征值及貢獻率，見表4。

表4 主成分分析結果

由表4可知，前五個主成分的貢獻率之和達到81.734%，因此樣本數據中有五個主成分，設為F1～F5，基于特征值與貢獻率和已確定的主成分，計算出河北省各縣域科技創新活動水平的綜合得分F綜。

第一主成分F1由X10、X12、X14、X9、X13構成。從第一主成分看，對縣域科技創新能力起著關鍵作用的因素有二：一是管理水平；二是省級以上研發平臺、創新服務機構、創新園區。后者則很大程度上取決于科技創新管理水平。

第二主成分F2由X4、X7、X6、X3構成。第二主成分主要包括政府科技投入和科技創新主體所占比重；即政府投入水平和創新主體是影響縣域科技創新能力的重要因素。

第三主成分F3由X4、X3、X13構成。起主導因素的仍然是創新主體。

第四主成分F4由X1、X2、X4、X3構成。可歸于企業研發活動的特征和創新主體兩個方面。

第五主成分F5由X5、X1、X6因素構成。

綜合五個主成分的評價結果，縣域創新管理水平(含平臺、基地數量等)和縣域創新主體為縣域科技創新主要影響因素；而專利等因素影響并不顯著。

三、縣域科技創新空間特征分析

在現實世界中，特別是遇到空間數據問題時，獨立觀測值并非普遍存在，不同區域之間的創新行為相互影響，對創新活動的研究需考慮空間效應。因此，首先需要驗證不同區域的科技創新在空間上的自相關性和集聚現象是否存在。筆者運用Moran’s I指數檢驗縣域科技創新空間相關性和聚集性。Moran’s I指數通常用以對空間溢出效應的測算。Moran’s I的值一般在-1到1之間，大于0代表正相關，小于0代表負相關，該值越大，表明各個縣區之間的科技創新空間溢出效應越強。Moran’s I統計量分為全局指標(Global Moran’s I)和局部指標(Local Moran’s I或LISA)，前者用于驗證在整個研究區域內某一要素是否存在空間自相關，后者用于分析局部小區域單元上的某種現象或屬性值與相鄰局部小區域單元上的同一現象或屬性值的相關程度。

(一) 空間權重矩陣

本文選取邊界因素和經濟距離來表述空間特征。邊界因素考慮邊界是否相鄰；經濟距離考慮經濟活動是否相似。

(1)W1：邊界因素(邊界是否相鄰，然后標準化)。

(2)W2：經濟距離Ⅰ。

(3)W3：經濟距離Ⅱ。

(4)W4：經濟距離Ⅰ&邊界因素。

如果兩縣相鄰，則：

(5)W5：經濟距離Ⅱ&邊界因素。

如果兩縣相鄰，則：

(二)全局Moran’s I指數

全局指標Global Moran’s I的計算公式為：

如果I值為正且顯著，表示地區間存在正的空間自相關，如果I值為負且顯著，表示地區間存在負的空間自相關，如果I的值不顯著，那么就不存在空間自相關。根據河北省各縣域科技創新活動水平得分，計算出全局Moran’s I指數，見表5。

表5 全局空間莫蘭指數集聚結果

從上述模型結果可以看出，縣域科技創新具有顯著的正向空間集聚性。

(三)局部Moran’s I指數

全局Moran’s I指數反映的是區域經濟活動的空間自相關性，通過上述的分析可以看到，科技創新的具有較強的空間集聚性。但全局莫蘭指數也存在著不足，它不能反映各個地區的空間相依情況；即它不能反映具體是哪些區域存在高觀測值或低觀測值的集聚，因此引入局部Moran’s I指數來檢驗各地區與周圍地區的相依情況。局部指標LISA的計算公式為[7]：

局部指標LISA的計算結果可以采用標準化統計量Zi來檢驗，Zi的計算公式為：

Z值為正且越高，代表縣域之間創新活動的空間溢出效應越強；Z值越低，代表縣域之間創新活動的空間溢出效應越弱；如果Z值為負，則意味著一個地區的創新活動給相鄰地區帶來的更多是擠出效應而非溢出效應。

為進一步分析縣域創新活動的空間相互依存情況，有必要對縣域創新活動的聚集類型進行分類：第一類為H-H，表示縣域創新活動的指數高的地區的周圍也是縣域創新活動的指數高的地區，某縣和相鄰縣域呈現出正的局部相關性；第二類為L-H，表示縣域創新活動的指數低的地區的周圍是縣域創新活動的指數高的地區，某縣和相鄰縣域呈現出負的局部相關性；第三類為L-L，表示縣域創新活動的指數低的地區的周圍也是縣域創新活動的指數低的地區，某縣和相鄰縣域呈現出正的局部相關性；第四類為H-L，表示縣域創新活動的指數高的地區的周圍是縣域創新活動的指數低的地區，某縣和相鄰縣域呈現出負的局部相關性。其中H-H和L-L是典型的空間聚集，而L-H和H-L則是空間離群。

通過構建局域Moran’s I指數，得出縣域科技創新集聚四種模式下的數量，見表6。

表6 局部空間莫蘭指數集聚結果

結果表明，H-H和L-L的類型占絕對比重，即縣域科技創新的空間溢出效應較強。具體分析可知：在僅考慮W1邊界因素(即邊界是否相鄰)時，H-H縣域科技創新水平高所產生的集聚數量略多于L-L集聚數量。同時，在僅考慮經濟距離(即經濟發展水平的相似性)時，H-H縣域科技創新水平高所產生的集聚數量低于L-L集聚數量。即在經濟發展水平相當時，縣域科技創新水平低的集聚效應更為明顯。在綜合考慮W5邊界因素和經濟因素時，H-H縣域科技創新水平高所帶來的集聚數量略多于L-L集聚數量，二者基本持平，同時也有兩個空間離散型(保定定州市和邯鄲雞澤縣)。

(四)結果分析

縣域科技創新具有顯著的正向空間集聚性。一個縣區的科技創新水平的提升會帶動其他縣區科技創新水平提升，相反一個縣區科技創新水平落后也會使得其他縣區科技創新水平落后。同時，縣域科技創新的空間溢出效應較強，各個縣域之間要尋求較好的空間協同伙伴，完成適合各自模式下的創新協同。

五、縣域科技創新對經濟發展的效率測度

(一)模型設計

為探討縣域科技創新對縣域經濟發展的影響，基于投入產出法構建模型如下：

LGDPi=α×xi+β1×govi+β2×lifi+β3×exi+β4×citi+εi

其中，i為河北省各個縣級市，LGDP為各縣區的經濟發展水平，x為各縣區的技術創新水平，gov為政府收支狀況；lif為基礎設施水平；ex為各縣區出口規模，cit為各縣區城鎮化水平，α、β為估計系數，為殘差項。

(二)變量說明

被解釋變量：縣域經濟發展水平，與現有通用文獻相同，用河北各個縣區的國內生產總值進行表征，其中為防止變量在估計過程中的異方差問題，將該值進行對數化的處理，用符號LGDP表示。

解釋變量：縣域科技創新水平。該指標的構建是基于本文第3部分主成分分析結果。

控制變量：政府收支狀況，用政府財政收入與支出比值進行測度，以符號gov表示；基礎設施水平以公路里程的對數值進行測算，用符號lif表示；出口規模，以各個縣區當年出口額度并以當年匯率換算成人民幣，并取對數的方式進行計算，用符號lex表示；城鎮化水平以城鎮人口占總人口比重測算，以cit表示。

其中，上述數據均來自于河北省統計年鑒，變量描述分析結果見表7。

表7 變量描述分析結果

(三)實證分析

在對模型回歸前，為防止各解釋變量之間的相關程度過高而產生估計結果偏誤，本文首先對各變量是否存在多重共線性問題進行檢驗，結果見表8。表8分別給出了cit、gov、lif、x、lex幾個變量的方差膨脹因子，結果發現，無論是主要變量縣域技術創新x，還是其他的控制變量，亦或者平均水平下的VIF，其VIF值均遠遠小于10，即表明cit、gov、lif、x、lex這幾個變量不存在嚴重的多重共線性問題。

表8 多重共線性檢驗

基于上述檢驗，同時為了防止遺漏變量問題，對模型進行逐步回歸，見表9。

表9 模型回歸結果

(四)結果分析

具體地，第一列為單獨考慮x與LGDP之間的影響關系，其中x的系數為0.807，并且該值在1%的水平顯著為正，表明科技創新效率水平每提高一個單位，會使得經濟發展提高0.807%。第二列為在x的回歸基礎上加入gov的回歸結果，其中x系數為0.557，在1%的水平仍顯著為正，表明技術效率與經濟發展的正向關系的可靠性，同時gov的系數為0.977，也在1%的水平顯著為正，表明政府財政收支水平的提高，有助于促進經濟發展。第三列為再引入基礎設施lif的結果，其中lif的系數在1%的水平下也顯著為正，表明基礎設施水平對經濟發展的推動作用。第四列為再次引入出口規模ex的估計，ex的系數也顯著為正，表明對外出口規模的擴張也有助于促進經濟快速發展。第五列則為加入x和所有控制變量的估計結果，結果顯示x的系數仍顯著為正，并且城鎮化cit的符號也顯著為正，以及其他控制變量系數也為正，一方面表明科技創新效率水平的提高與經濟發展之間正向相關性的高度穩定，另一方面也表明政府收支規模越高，基礎設施發展越好，對外出口規模越寬泛，城鎮化水平越高，越有助于促進各縣區經濟發展。

結 論

第一，在目前的縣域經濟發展水平下，決定科技創新能力的首要因素是縣域科技創新管理水平、省級以上研發平臺、園區等因素，而后者則很大程度上取決于科技創新管理水平；其次，政府投入水平和創新主體是影響縣域科技創新能力的重要因素。

第二，縣區間科技創新水平并不是隨機分布的，而是呈現集聚趨勢：一個縣區的科技創新水平的提升或下降會帶動其他縣區科技創新水平提升或下降。同時，由于縣域科技創新存在較強的空間溢出性，各個縣區要尋求較好的空間協同伙伴，進而帶來協同溢出效應。由于市級政府天然地具有推進縣區空間協同和經濟協同的優勢，市級科技管理部門理應在推進縣域科技創新能力的過程中發揮更大的作用，市一級頂層設計的統籌性需要進一步增強。

第三，在支撐縣域經濟發展的各項因素中，縣域科技創新對于縣域經濟發展的支撐效應穩定且效率值高。縣域科技創新效率水平每提高1個單位，縣域經濟水平提高0.807個百分點。

綜合上述三方面結論，得出以下科技創新管理政策建議：一方面是通過加大政府財政科技投入，牽引科技創新動力；尤其是由于科技創新的投入周期長、回報難以預估，越是在“縣域”這樣的經濟欠發達地區，越要靠政府去引導和推動。另一方面是通過大力推動企業創新，激發科技創新內力。此外，要充分發揮市級政府在推進縣域科技創新中的統籌作用，實現市級層面的協同效應。