科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響
——以東部三大城市群為例

葉堂林，李 璐，王雪瑩

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 城市經(jīng)濟(jì)與公共管理學(xué)院，北京 100070)

0 引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，科技創(chuàng)新在全面創(chuàng)新中發(fā)揮引領(lǐng)作用。科技是國(guó)之利器，國(guó)家賴之以強(qiáng)，企業(yè)賴之以贏，人民生活賴之以好。科技創(chuàng)新不僅是大國(guó)戰(zhàn)略博弈的重要戰(zhàn)場(chǎng)，更是引領(lǐng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動(dòng)力。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，全球科技創(chuàng)新進(jìn)入空前密集活躍期，我國(guó)科技創(chuàng)新能力不斷增強(qiáng)，逐步實(shí)現(xiàn)由“跟并跑”到部分領(lǐng)域“領(lǐng)跑”的轉(zhuǎn)變。2020年9月，世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的《2020年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》指出，中國(guó)創(chuàng)新指數(shù)排名由2010年的第21位提升至2020年的第14位，并且擁有17個(gè)全球領(lǐng)先的科技集群。我國(guó)科技實(shí)力正處于從量的積累向質(zhì)的飛躍、點(diǎn)的突破向系統(tǒng)能力提升的重要時(shí)期，在有限創(chuàng)新資源投入的基礎(chǔ)上提高創(chuàng)新效率、提升創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量與質(zhì)量，成為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的關(guān)鍵。東部三大城市群作為我國(guó)加快創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)和參與全球競(jìng)爭(zhēng)的重要空間載體，當(dāng)前仍面臨創(chuàng)新資源空間分布不均、供需信息渠道不暢通、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化不足、創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)構(gòu)建不完善等諸多問(wèn)題，制約了城市群創(chuàng)新效率提升，也影響了我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施。促進(jìn)科技服務(wù)業(yè)發(fā)展，成為解決上述問(wèn)題的重要路徑。“十四五”規(guī)劃強(qiáng)調(diào)，要完善企業(yè)創(chuàng)新服務(wù)體系，推進(jìn)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)機(jī)構(gòu)改革，建設(shè)專業(yè)化市場(chǎng)化技術(shù)轉(zhuǎn)移機(jī)構(gòu)和技術(shù)經(jīng)理人隊(duì)伍。科技服務(wù)業(yè)為創(chuàng)新主體提供知識(shí)、技術(shù)及信息等服務(wù)，助力其開(kāi)展知識(shí)創(chuàng)造、產(chǎn)品創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化，推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)培育和打造。那么，城市群創(chuàng)新效率是否會(huì)受到科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響？如果答案是肯定的，其作用機(jī)制是怎樣的？對(duì)于擁有不同創(chuàng)新能力和處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)創(chuàng)新效率是否具有異質(zhì)性作用？東部三大城市群不僅是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三大引擎，且在我國(guó)眾多城市群中，其創(chuàng)新要素最為集聚、創(chuàng)新發(fā)展最為顯著，肩負(fù)著加快我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的重要任務(wù)。因此，以東部三大城市群為研究對(duì)象，探討科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，不僅有助于提升東部三大城市群及我國(guó)其它地區(qū)創(chuàng)新效率，對(duì)高效整合利用我國(guó)科技創(chuàng)新資源、建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家亦具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

本文將重點(diǎn)圍繞創(chuàng)新效率內(nèi)涵及影響因素，對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)梳理：一方面，為后續(xù)實(shí)證分析奠定理論基礎(chǔ)；另一方面，對(duì)既有研究不足進(jìn)行補(bǔ)充與豐富。

20世紀(jì)50年代，Koopmans[1]首次提出“技術(shù)效率”(Technical Efficiency)概念，即投入既定情況下實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出最大化或產(chǎn)出既定情況下實(shí)現(xiàn)投入最小化的能力。Afriat[2]認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新效率是在給定創(chuàng)新投入下創(chuàng)新產(chǎn)出與最大產(chǎn)出的距離。區(qū)域創(chuàng)新是指在特定區(qū)域范圍內(nèi)發(fā)生的所有創(chuàng)新活動(dòng)，是具有區(qū)域性和社會(huì)性相互作用的過(guò)程。區(qū)域創(chuàng)新效率反映一個(gè)地區(qū)在創(chuàng)新活動(dòng)過(guò)程中投入與產(chǎn)出間的轉(zhuǎn)化關(guān)系，其數(shù)值可表征區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)的集約化水平(李政，楊思瑩，2018)，科技創(chuàng)新效率則反映一個(gè)區(qū)域運(yùn)用和整合科技創(chuàng)新資源的能力[3]。城市群是創(chuàng)新發(fā)展的重要空間載體，近年來(lái)學(xué)術(shù)界對(duì)創(chuàng)新效率的研究逐漸轉(zhuǎn)向城市群層面，包括測(cè)度和分析某城市群整體創(chuàng)新效率與城市群內(nèi)各城市創(chuàng)新效率，以及多個(gè)城市群創(chuàng)新效率的測(cè)度與對(duì)比分析。

學(xué)術(shù)界多采用隨機(jī)前沿模型、Tobit模型、空間計(jì)量模型等方法對(duì)創(chuàng)新效率的影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新效率受外在環(huán)境和內(nèi)在環(huán)境的雙重影響，各類因素均以創(chuàng)新環(huán)境作為傳遞介質(zhì)。其中，外在環(huán)境包括政策環(huán)境(財(cái)政分權(quán)、政府支持等)[3]、市場(chǎng)環(huán)境(資源配置強(qiáng)度、企業(yè)規(guī)模、勞動(dòng)者投入及素質(zhì)等)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境(對(duì)外開(kāi)放程度、金融市場(chǎng)、創(chuàng)新水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)布局差異等)和基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境等[4-6]；創(chuàng)新內(nèi)在環(huán)境包括創(chuàng)新聯(lián)系[7]、創(chuàng)新意識(shí)、創(chuàng)新基礎(chǔ)及創(chuàng)新數(shù)量等[8]。在研究創(chuàng)新效率影響因素的基礎(chǔ)上，學(xué)者們還進(jìn)一步探討了影響因素的作用機(jī)制。如將互聯(lián)網(wǎng)納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新效率提升分析框架，研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)可通過(guò)加速人力資本積累、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級(jí)間接對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響(韓先鋒，宋文飛，李勃昕，2019)。科技服務(wù)業(yè)作為區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的重要構(gòu)成部分，對(duì)創(chuàng)新的影響也備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。有研究發(fā)現(xiàn)，科技服務(wù)業(yè)規(guī)模、服務(wù)水平及信息化程度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力具有不同程度的正向影響(張振剛，李云建，陳志明，2013)。還有部分學(xué)者重點(diǎn)探究了科技服務(wù)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新的影響。如朱文濤、顧乃華[9]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，科技服務(wù)業(yè)集聚通過(guò)知識(shí)、技術(shù)溢出以及競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)提升本地創(chuàng)新水平；曹允春、王尹君[10]研究認(rèn)為，科技服務(wù)業(yè)集聚與科技創(chuàng)新之間存在先抑后揚(yáng)的“U”型關(guān)系；秦松松、董正英[11]研究發(fā)現(xiàn)，科技服務(wù)業(yè)多樣化集聚能顯著提升東部、中部地區(qū)的創(chuàng)新水平，科技服務(wù)業(yè)專業(yè)化集聚更利于西部地區(qū)創(chuàng)新水平提升。針對(duì)創(chuàng)新效率的影響，當(dāng)前研究多聚焦于科技服務(wù)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的作用分析[12]。

通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理，本文可能存在的貢獻(xiàn)如下：①當(dāng)前有關(guān)科技服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新影響的研究多集中于區(qū)域創(chuàng)新能力及水平提升方面，較少涉及區(qū)域創(chuàng)新效率，且尚未將科技推廣及相關(guān)服務(wù)業(yè)單獨(dú)納入創(chuàng)新效率研究框架進(jìn)行深入探究；②從線性、非線性機(jī)制兩個(gè)層面全面探究科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，找尋具有不同創(chuàng)新能力和處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的城市創(chuàng)新效率提升路徑，為東部三大城市群提升創(chuàng)新效率提供科學(xué)依據(jù)；③使用企業(yè)大數(shù)據(jù)作為統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的有效補(bǔ)充，將科技推廣和應(yīng)用服務(wù)業(yè)細(xì)分為技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)、其它科技推廣服務(wù)業(yè)等進(jìn)行更深入、細(xì)致的研究。

2 東部三大城市群創(chuàng)新效率測(cè)度分析

為探究科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，首先對(duì)東部三大城市群創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)度分析。當(dāng)前，創(chuàng)新效率的測(cè)度方法大體可分為非參數(shù)法和參數(shù)法兩種，相較于非參數(shù)法，參數(shù)法即隨機(jī)前沿方法(SFA)因建立在生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，考慮了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)生產(chǎn)過(guò)程，并能夠直接刻畫(huà)外部因素對(duì)生產(chǎn)活動(dòng)及其效率損失的影響(白俊紅，卞紅超，2016)，從而被學(xué)者們廣泛運(yùn)用到工業(yè)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率[13]、區(qū)域創(chuàng)新效率[14]測(cè)算中。在此，本文選取隨機(jī)前沿分析方法(SFA)對(duì)東部三大城市群整體創(chuàng)新效率及城市群內(nèi)部各城市創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)度。

Battese&Coelli[15]于1992年提出面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，該函數(shù)具有固定效應(yīng)，假設(shè)其服從截?cái)嗾龖B(tài)隨機(jī)變量分布，允許隨時(shí)間變化，因此該估計(jì)方法得到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛應(yīng)用(韓先鋒，宋文飛，李勃昕，2019；白俊紅，江可申，李靖，2009)。鑒于此，本文采用Battese&Coelli(1992)的估計(jì)方法對(duì)創(chuàng)新效率進(jìn)行研究，模型的一般形式可表示為：

lnYit=lnf(Xit，β)+Vit-Uit(i=1,2,…,n；t=1,2,…,T)

(1)

創(chuàng)新效率(TE)為實(shí)際產(chǎn)出期望與前沿面產(chǎn)出期望的比值：

(2)

創(chuàng)新效率(TEit)處于(0,1]內(nèi)，當(dāng)Uit=0時(shí)，TEit=1，表示決策單元處于生產(chǎn)前沿，技術(shù)有效；當(dāng)Uit>0時(shí)，TEit<1，技術(shù)無(wú)效。

采用隨機(jī)前沿分析方法對(duì)城市創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)度，需要建立科學(xué)的體系。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面，專利作為衡量區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)出水平的可靠指標(biāo)(韓先鋒等人，2019)，被廣泛應(yīng)用于區(qū)域創(chuàng)新效率測(cè)度，包括申請(qǐng)專利授權(quán)、有效發(fā)明專利數(shù)等。此外，新產(chǎn)品銷售收入、技術(shù)市場(chǎng)成交額等也常被作為創(chuàng)新產(chǎn)出的考核指標(biāo)[16-17]，但由于部分地級(jí)市未公布上述兩個(gè)數(shù)據(jù)，導(dǎo)致指標(biāo)使用受限。因此，本文選取專利授權(quán)數(shù)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。在創(chuàng)新投入方面，一般包括人力和資本兩類要素，學(xué)者們普遍選取R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量[18]、科技活動(dòng)人員數(shù)[19-20]等衡量創(chuàng)新人員投入。相較于人員數(shù)，R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量能有效反映區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中研發(fā)人員的實(shí)際勞動(dòng)投入水平，因此本文選取R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量衡量R&D人力投入；關(guān)于R&D資本投入，本文采用永續(xù)盤(pán)存法估算得出的R&D資本存量進(jìn)行衡量。永續(xù)盤(pán)存法的計(jì)算公式為RDKi,t=Ii,t+(1-δ)RDKi,t-1，其中，RDKi,t為i地區(qū)t時(shí)期的R&D資本存量，Ii,t為i地區(qū)t時(shí)期的R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出，δ為R&D資本折舊率，本文參照吳延兵[21]、許福志、徐藹婷[22]的做法，將δ取為15%；基期的RDKi,t由計(jì)算公式Ii,0/(δ+gi)確定,其中g(shù)i為i地區(qū)R&D經(jīng)費(fèi)支出的年均增長(zhǎng)率。選取2010-2019年我國(guó)東部三大城市群的49個(gè)城市作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各地統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、政府官方網(wǎng)站，部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值等方法補(bǔ)齊。

在隨機(jī)前沿分析模型(SFA)中生產(chǎn)函數(shù)通常選擇柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)或超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，可通過(guò)γ取值選擇模型生產(chǎn)函數(shù)。γ越接近于0，說(shuō)明生產(chǎn)函數(shù)更易受到隨機(jī)誤差的影響，因此使用隨機(jī)前沿模型是無(wú)效的；γ越接近于1，說(shuō)明生產(chǎn)函數(shù)更易受到技術(shù)非效率項(xiàng)的影響，因此使用隨機(jī)前沿模型是有效的。本文采用Frontier4.1軟件，分別對(duì)基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型和基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型進(jìn)行測(cè)算。采用廣義似然比統(tǒng)計(jì)量LR檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪m宜性，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)無(wú)顯著優(yōu)勢(shì)。同時(shí)，對(duì)估計(jì)結(jié)果的系數(shù)和顯著性進(jìn)行觀察，考慮到投入變量只有經(jīng)典的人力要素和資本要素兩個(gè)指標(biāo)，故認(rèn)為基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型更適合我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率的測(cè)算。在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式下，本文采用的隨機(jī)前沿模型為：

lnYit=β0+β1lnLit+β2lnKit+Vit-Uit(i=1,2,…,n；t=1,2,…,T)

(3)

東部三大城市群整體創(chuàng)新效率的測(cè)度結(jié)果見(jiàn)表1。結(jié)果表明，2010-2019年我國(guó)東部三大城市群的創(chuàng)新效率逐年提升。其中，京津冀城市群創(chuàng)新效率由0.13提升至0.49，長(zhǎng)三角城市群創(chuàng)新效率由0.53提升至0.80，珠三角城市群創(chuàng)新效率由0.23提升至0.60。東部三大城市群中，長(zhǎng)三角城市群創(chuàng)新效率最高，其次為珠三角城市群、京津冀城市群，且京津冀城市群創(chuàng)新效率與長(zhǎng)三角城市群、珠三角城市群存在較大差距。作為我國(guó)科技創(chuàng)新的核心空間載體，如何提升城市群創(chuàng)新效率、“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家是新時(shí)代我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的核心要義。

表1 2010-2019年?yáng)|部三大城市群創(chuàng)新效率測(cè)度結(jié)果Tab.1 Innovation efficiency measurement results of the three major eastern urban agglomerations from 2010 to 2019

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 理論分析與研究假設(shè)

科技服務(wù)業(yè)具有加速科技信息傳播、提供專業(yè)化增值服務(wù)、整合科技創(chuàng)新資源、加快技術(shù)轉(zhuǎn)移、推動(dòng)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化等功能，在區(qū)域創(chuàng)新甚至國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)中發(fā)揮重要作用。按照《國(guó)家科技服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類(2018)》，科技推廣及相關(guān)服務(wù)是科技服務(wù)業(yè)的七大組成部分之一，涵蓋技術(shù)推廣服務(wù)、科技中介服務(wù)、創(chuàng)業(yè)空間服務(wù)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)、科技法律服務(wù)、科技公證服務(wù)等。科技推廣及相關(guān)服務(wù)發(fā)揮著聯(lián)接科技創(chuàng)新活動(dòng)和現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的重要作用，有助于促進(jìn)科技服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展，是深化科技創(chuàng)新、加快創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的重要舉措[10]。本文將重點(diǎn)分析科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的作用機(jī)理，并據(jù)此提出研究假設(shè)。

科技推廣服務(wù)業(yè)促進(jìn)創(chuàng)新效率提升的線性作用機(jī)制主要包括兩方面：

一是直接機(jī)制，即科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的直接影響。第一，提供專業(yè)化服務(wù)，降低科技創(chuàng)新生產(chǎn)和交易成本，提高創(chuàng)新效率。科技推廣服務(wù)業(yè)通過(guò)多樣化的信息獲取手段，為創(chuàng)新主體提供專業(yè)化服務(wù)，幫助其降低與外界的技術(shù)交易費(fèi)用及信息搜尋成本，降低創(chuàng)新活動(dòng)中的不確定性，以形成穩(wěn)定的創(chuàng)新收益預(yù)期，提高創(chuàng)新要素生產(chǎn)率。第二，促進(jìn)知識(shí)和技術(shù)的轉(zhuǎn)移擴(kuò)散，改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境。作為創(chuàng)新主體在自主創(chuàng)新過(guò)程中獲取外部信息和技術(shù)的關(guān)鍵渠道，科技推廣服務(wù)業(yè)能夠加速知識(shí)技術(shù)等創(chuàng)新資源跨區(qū)域流動(dòng)，增加區(qū)域知識(shí)積累、提高知識(shí)溢出水平。科技創(chuàng)新具有較高的互動(dòng)性，各創(chuàng)新主體在交流互動(dòng)過(guò)程中會(huì)產(chǎn)生大量隱性知識(shí)，隨著科技推廣服務(wù)業(yè)的集聚，知識(shí)與信息的流動(dòng)會(huì)更加便捷，促進(jìn)隱性知識(shí)顯性化，從而推動(dòng)知識(shí)與技術(shù)的深度創(chuàng)新。第三，促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新企業(yè)培育與發(fā)展。科技推廣服務(wù)業(yè)為創(chuàng)新主體提供所需的創(chuàng)新服務(wù)并營(yíng)造良好的創(chuàng)新氛圍，不僅有助于現(xiàn)有科技創(chuàng)新企業(yè)發(fā)展與擴(kuò)張，還會(huì)提升區(qū)域?qū)π略O(shè)科技創(chuàng)新企業(yè)的吸引力，具體見(jiàn)圖1。從具體行業(yè)看，技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)有助于將新技術(shù)、新產(chǎn)品、新工藝直接推向市場(chǎng)，加快科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化，進(jìn)而提高區(qū)域創(chuàng)新效率；而知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)通過(guò)保護(hù)具有非排他性知識(shí)免受模仿者侵害，維護(hù)區(qū)域創(chuàng)新秩序，有效激勵(lì)創(chuàng)新，從而有助于提升區(qū)域創(chuàng)新效率。

圖1 科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的直接影響機(jī)制Fig.1 Direct influence mechanism of the development of science and technology promotion service industry on regional innovation efficiency

二是間接機(jī)制，即科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的間接影響。在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，科技服務(wù)業(yè)擔(dān)負(fù)著改造和優(yōu)化生產(chǎn)力的重任，是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要組成部分，以及促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化的關(guān)鍵行業(yè)。科技推廣服務(wù)業(yè)有助于推動(dòng)區(qū)域服務(wù)業(yè)高端化，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新資源配置效率及知識(shí)積累水平提升，增強(qiáng)區(qū)域科技創(chuàng)新能力，并通過(guò)助力技術(shù)轉(zhuǎn)移和成果孵化向區(qū)域內(nèi)導(dǎo)入新技術(shù)范式，促進(jìn)區(qū)域傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)及新興產(chǎn)業(yè)培育，催生新模式、新產(chǎn)品和新業(yè)態(tài)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈向中高端攀升。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的本質(zhì)是生產(chǎn)要素從低效率生產(chǎn)部門流向高效率生產(chǎn)部門，在這個(gè)過(guò)程中創(chuàng)新資源的空間重置必然會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響[23]。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也會(huì)對(duì)創(chuàng)新部門提出更高要求，倒逼其進(jìn)行技術(shù)革新，從而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率提升，具體見(jiàn)圖2。

圖2 科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的間接影響機(jī)制Fig.2 Indirect influence mechanism of the development of science and technology promotion service industry on regional innovation efficiency

基于上述分析，針對(duì)創(chuàng)新效率影響因素的作用機(jī)制，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)。

H1：科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展不僅能直接提升我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率，還能通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接驅(qū)動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新效率提升。

上文從線性影響視角分析了科技推廣服務(wù)業(yè)促進(jìn)創(chuàng)新效率提升的作用機(jī)理，那么科技推廣服務(wù)業(yè)與創(chuàng)新效率間是否存在非線性作用機(jī)制？具有不同創(chuàng)新能力或處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)，其科技推廣服務(wù)業(yè)需求及作用潛力也會(huì)有所不同。高需求將刺激科技推廣服務(wù)業(yè)不斷提升服務(wù)能力，向區(qū)域提供更優(yōu)質(zhì)、便捷和高端的科技服務(wù)，從而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展，區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)增多又會(huì)引致科技推廣服務(wù)需求。科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的作用也會(huì)因自身發(fā)展規(guī)模不同而存在差異。具體表現(xiàn)為：當(dāng)一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新能力較弱時(shí)，其對(duì)科技服務(wù)業(yè)的引致需求較低，導(dǎo)致科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展受限、規(guī)模較小、信息獲取成本較高、知識(shí)技術(shù)擴(kuò)散范圍較小，創(chuàng)新溢出效果不明顯；當(dāng)區(qū)域創(chuàng)新能力提升到一定水平后，對(duì)科技服務(wù)業(yè)的需求不斷增大，推動(dòng)科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展。隨著科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展廣度和深度不斷拓展，信息技術(shù)交流、獲取的交易成本逐漸降低，此時(shí)邊際成本下降而邊際效益增大，對(duì)創(chuàng)新效益的影響較顯著。對(duì)于處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同區(qū)域，科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的作用也存在差異。其中，處于較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)，其科技服務(wù)業(yè)特別是科技推廣服務(wù)業(yè)起步早、規(guī)模大，在科技信息傳遞、科技創(chuàng)新資源整合等方面的作用已發(fā)揮到極致，挖掘空間不大；而處于較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)，其科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展尚不充分，存在較大發(fā)展空間，因此發(fā)展科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)提升區(qū)域創(chuàng)新效率的影響更顯著。

基于上述分析，本文針對(duì)創(chuàng)新效率影響因素的作用機(jī)制提出第二個(gè)假設(shè)。

H2：科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)具有不同創(chuàng)新能力或處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的城市具有異質(zhì)性作用，即當(dāng)一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新能力達(dá)到一定水平時(shí)，科技推廣服務(wù)業(yè)才會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率提升產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用；處于高經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)，其科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率提升的作用弱于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地區(qū)。

3.2 模型設(shè)定

將科技推廣服務(wù)業(yè)納入?yún)^(qū)域創(chuàng)新效率影響因素分析框架中，構(gòu)建基本計(jì)量模型。

lntei,t=βc+β1lntsi,t+βzlnZi,t+μi+εi,t

(4)

其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)期；tei,t表示創(chuàng)新效率，tsi,t表示科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，向量Z為影響創(chuàng)新效率的其它特征變量，μi表示不可觀測(cè)的個(gè)體固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為消除異方差影響，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

為探究科技推廣服務(wù)業(yè)中各細(xì)分行業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響，計(jì)量模型拓展如下：

lntei,t=βc+β2lntpi,t+β3lnipi,t+β4lnopi,t+βzlnZi,t+μi+εi,t

(5)

其中，tpi,t、ipi,t、opi,t表示技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，其它變量含義同式(4)。

基于科技推廣服務(wù)業(yè)直接影響創(chuàng)新效率的分析，進(jìn)一步探討是否存在間接影響機(jī)制，引入中介變量——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(str)，考慮到科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響可能存在一定滯后性，故構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

lntei,t=βc+β1lntsi,t+βzlnZi,t+μi+εi,t

lnstri,t=βc+β5lntsi,t-n+βzlnZi,t+μi+εit

(6)

lntei,t=βc+β6lntsi,t+β7lnstri,t-n+βzlnZi,t+μi+εi,t

(7)

其中，t-n表示滯后n期，其它變量定義同上。式(6)用于考察科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用，式(7)將科技推廣服務(wù)業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同時(shí)納入模型，考察其對(duì)創(chuàng)新效率的影響。

考慮到科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響可能會(huì)隨著城市創(chuàng)新能力或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于不同階段而呈現(xiàn)不同特點(diǎn)，即變量間可能存在非線性關(guān)系，Hansen[24]利用非動(dòng)態(tài)平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了個(gè)體固定效應(yīng)的面板門限回歸模型。該方法以“殘差平方和最小化”為原則確定門限值，同時(shí)，對(duì)門限效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，從而保證門限值的科學(xué)性和可靠性[25]。鑒于此，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻回歸模型對(duì)非線性機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建面板門檻回歸模型。

lnteit=βc+β8lntsit·I(thresholdit≤ω)+β9lntsit·I(thresholdit>ω)+βzlnZit+μi+εit

(8)

其中，thresholdit是門檻變量，ω為待估門檻值，根據(jù)門檻值可將研究樣本劃分為多個(gè)區(qū)間，I(·)為指示函數(shù)，在滿足條件的情形下取值為1，反之為0。考慮到研究樣本可能存在多個(gè)門檻值，以兩門檻值模型為例對(duì)模型進(jìn)行拓展。

lnteit=βc+β8lntsit·I(thresholdit≤ω1)+β9lntsit·I(ω1ω2)+βzlnZit+μi+εit

(9)

其中，ω1<ω2，兩門檻模型的計(jì)算過(guò)程與單門檻類似。

3.3 變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

被解釋變量為創(chuàng)新效率(te)，本文應(yīng)用SFA方法對(duì)我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算。

核心解釋變量為科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展水平(ts)。由于各地統(tǒng)計(jì)口徑不一致，既有研究往往采用各類替代指標(biāo)衡量科技服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，如采用技術(shù)轉(zhuǎn)移成交額和研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出作為科技服務(wù)業(yè)增加值的替代指標(biāo)[26]，還有學(xué)者采用信息傳輸計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)等行業(yè)增加值衡量科技服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模(張振剛等，2013)。本文采用科技推廣及應(yīng)用服務(wù)業(yè)在營(yíng)企業(yè)注冊(cè)資本額反映地區(qū)科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，并將科技推廣及應(yīng)用服務(wù)業(yè)細(xì)分為技術(shù)推廣服務(wù)(tp)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)(ip)、其它科技服務(wù)(op)。相較于以往指標(biāo)，該指標(biāo)具有統(tǒng)計(jì)口徑一致、數(shù)據(jù)齊全，并可進(jìn)行行業(yè)細(xì)分等優(yōu)點(diǎn)。

中介變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(str)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表示地區(qū)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成，由于各地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)和規(guī)模效應(yīng)不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亦存在差異。參考劉湘云和周铚翔[27]的做法，選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重反映各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

借鑒范德成、谷曉梅[28]的研究，選取4個(gè)控制變量：對(duì)外開(kāi)放(ope)、政府科技投入(sci)、政府教育投入(edu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pci)。其中，選取實(shí)際利用外資金額表征對(duì)外開(kāi)放水平，選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，選取財(cái)政科學(xué)技術(shù)支出占GDP的比重表征政府科技投入，選取財(cái)政教育支出占GDP的比重表征政府教育投入。同時(shí)，為保證數(shù)據(jù)有效性，對(duì)實(shí)際利用外資金額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行平減處理。指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于龍信企業(yè)數(shù)據(jù)平臺(tái)、各地統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、政府官方網(wǎng)站，缺失數(shù)據(jù)采用線性插值等方法補(bǔ)齊。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸分析

在回歸分析前，運(yùn)用方差膨脹因子法進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量中VIF均小于經(jīng)驗(yàn)法則所要求的臨界值10，因此解釋變量不存在多重共線性問(wèn)題。對(duì)于采用何種估計(jì)方式，經(jīng)F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Hansman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，基于固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)最為科學(xué)。其中，模型1為科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)東部三大城市群創(chuàng)新效率的影響，模型2為科技推廣服務(wù)業(yè)的3個(gè)細(xì)分行業(yè)(技術(shù)推廣服務(wù)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)、其它科技服務(wù))對(duì)我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率的影響。

根據(jù)模型1，在1%的顯著性水平上科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)東部三大城市群的創(chuàng)新效率具有正向影響，且系數(shù)為0.117，即科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)東部三大城市群創(chuàng)新效率提升具有顯著促進(jìn)作用。模型2表明，技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)對(duì)東部三大城市群的創(chuàng)新效率不存在顯著影響，而在10%的顯著性水平上知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)對(duì)東部三大城市群創(chuàng)新效率的提升具有積極影響。可能的原因是受資源稟賦及發(fā)展規(guī)模影響，東部三大城市群技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新效率提升的作用存在較大差異，影響了其對(duì)整體創(chuàng)新效率作用的結(jié)論。為驗(yàn)證該結(jié)論的合理性，本文從區(qū)域異質(zhì)性視角展開(kāi)進(jìn)一步分析。

為深入探討科技推廣服務(wù)業(yè)及其細(xì)分行業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的多元化影響，本文進(jìn)一步探究京津冀、長(zhǎng)三角和珠三角城市群科技推廣服務(wù)業(yè)及其細(xì)分行業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的異質(zhì)性影響。表2中，模型3-5分別表示京津冀、長(zhǎng)三角和珠三角城市群科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的影響；模型6-8則分別表示三大城市群科技推廣服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的影響。

表2 東部三大城市群創(chuàng)新效率影響因素的面板回歸結(jié)果Tab.2 Panel regression results of factors influencing innovation efficiency of the three major eastern urban agglomerations

模型3-5表明，京津冀、珠三角城市群的科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率均具有顯著正向影響，在一定程度上驗(yàn)證了科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的積極影響具有穩(wěn)健性；從作用強(qiáng)度看，在1%的顯著性水平上京津冀城市群的相關(guān)系數(shù)為0.150，在5%的顯著性水平上珠三角城市群的相關(guān)系數(shù)為0.076，而長(zhǎng)三角城市群的科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)創(chuàng)新效率不存在顯著影響，表明科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。從科技推廣服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)看，模型6表明，京津冀城市群的技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)均會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著影響。其中，在1%的顯著性水平上技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)顯著為正，且相關(guān)系數(shù)為0.215；在10%的顯著性水平上知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)顯著為正，且系數(shù)為0.006，而其它科技服務(wù)業(yè)顯著為負(fù)，且系數(shù)為-0.027。原因在于，京津冀城市群的市場(chǎng)化程度較低，科技推廣服務(wù)業(yè)的發(fā)展空間及作用紅利較大，技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)的發(fā)展均能夠顯著促進(jìn)創(chuàng)新效率提升，而其它科技服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用尚未顯現(xiàn)。根據(jù)模型7，在5%的顯著性水平上長(zhǎng)三角城市群的知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)其創(chuàng)新效率具有顯著促進(jìn)作用，而技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)對(duì)長(zhǎng)三角城市群創(chuàng)新效率無(wú)顯著影響。根據(jù)模型8，珠三角城市群技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)和其它科技服務(wù)業(yè)3個(gè)細(xì)分行業(yè)的發(fā)展對(duì)其創(chuàng)新效率的影響均不顯著。因此，作為市場(chǎng)化程度最高的城市群，只有協(xié)同發(fā)展科技推廣服務(wù)業(yè)才能促進(jìn)創(chuàng)新效率提升。

4.2 作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(str)納入實(shí)證模型，檢驗(yàn)科技推廣服務(wù)業(yè)是否通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響創(chuàng)新效率。其中，模型9為基準(zhǔn)回歸模型，模型10和模型12分別為當(dāng)期、滯后一期的科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，模型11和模型13分別為以當(dāng)期、滯后一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為中介變量的估計(jì)結(jié)果。采用溫忠麟、葉寶娟(2014)在修訂Baron & Kenny(1986)的逐步檢驗(yàn)法基礎(chǔ)上提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

模型9-13表明，科技推廣服務(wù)業(yè)可通過(guò)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的積極影響間接提升區(qū)域創(chuàng)新效率。模型9的估計(jì)結(jié)果顯示，科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)我國(guó)東部三大城市群的創(chuàng)新效率存在顯著影響；根據(jù)模型10和模型11，科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用顯著，在1%的顯著性水平上系數(shù)為0.065，同時(shí)，中介變量也在1%的顯著性水平上系數(shù)為0.292，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著。模型11的估計(jì)結(jié)果顯示，科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)我國(guó)東部三大城市群的創(chuàng)新效率存在顯著影響，在1%的顯著性水平上系數(shù)調(diào)整為0.098，說(shuō)明直接效應(yīng)顯著，并非只存在中介效應(yīng)。上述檢驗(yàn)結(jié)果證明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在部分中介效應(yīng)，由科技推廣服務(wù)業(yè)引致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為16.14%。根據(jù)模型12，滯后一期的科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用顯著，表明科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響具有一定延續(xù)性。根據(jù)模型13，滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在5%的顯著性水平上系數(shù)為0.167，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著，檢驗(yàn)結(jié)果證明滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣存在部分中介效應(yīng)。

上述分析結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1，即科技推廣服務(wù)業(yè)不僅能直接提升我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率，還能通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接驅(qū)動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新效率提升。

4.3 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，選取創(chuàng)新能力作為門檻變量，分析科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率是否存在非線性影響。專利授權(quán)數(shù)是衡量創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)，本文采用每萬(wàn)人專利授權(quán)數(shù)表征創(chuàng)新能力，能夠有效降低城市規(guī)模對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，更加準(zhǔn)確地衡量城市創(chuàng)新能力。為克服人為劃分樣本區(qū)間造成的主觀偏差，科學(xué)確定門檻變量的門檻數(shù)和門檻值，采用Bootstrap反復(fù)抽樣400次計(jì)算F值、P值。結(jié)果表明，創(chuàng)新能力門檻變量顯著通過(guò)單一門檻檢驗(yàn)，門檻值為0.812，說(shuō)明科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率的影響存在創(chuàng)新能力的單一門檻效應(yīng)。

門檻回歸結(jié)果見(jiàn)表4。根據(jù)表4，當(dāng)創(chuàng)新能力inno≤0.812時(shí)，即每萬(wàn)人專利授權(quán)數(shù)低于0.812件，在10%的顯著性水平上科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)向影響；當(dāng)創(chuàng)新能力inno>0.812時(shí)，即每萬(wàn)人專利授權(quán)數(shù)高于0.812件，在1%的顯著性水平上科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著正向影響，且相關(guān)系數(shù)為0.106，表明科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響需基于一定創(chuàng)新能力。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新能力較弱時(shí)，如2010-2012年部分年份的邯鄲、邢臺(tái)、張家口、承德、安慶等地創(chuàng)新需求較低，地區(qū)發(fā)展主要依靠傳統(tǒng)要素驅(qū)動(dòng)，當(dāng)?shù)氐目萍纪茝V服務(wù)業(yè)發(fā)展不僅不會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響，還存在抑制作用，只有當(dāng)創(chuàng)新能力超過(guò)一定門檻值后，科技推廣服務(wù)業(yè)才能提升區(qū)域創(chuàng)新效率。此外，為避免內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒Lucchetti & Palomba[29]、韓先鋒等(2019)將面板門檻數(shù)據(jù)模型調(diào)整為滯后期的做法，估計(jì)結(jié)果表明，考慮內(nèi)生性問(wèn)題后的估計(jì)結(jié)果與前文無(wú)明顯差別。

表3 東部三大城市群創(chuàng)新效率影響因素的中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果Tab.3 Estimation results of the mediating effect of the factors influencing innovation efficiency of the three major eastern urban agglomerations

表4 創(chuàng)新能力為門檻變量的門檻估計(jì)結(jié)果Tab.4 Estimated results of innovation capability as a threshold variable

其次，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段作為門檻變量，分析科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率是否存在非線性影響。人均地區(qū)生產(chǎn)總值(pgdp)在很大程度上反映了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的財(cái)富水平，能夠有效、準(zhǔn)確地反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的基本特征[30]，且考慮到數(shù)據(jù)有效性，本文采用經(jīng)平減處理后的人均地區(qū)生產(chǎn)總值反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段門檻變量顯著通過(guò)了單一門檻檢驗(yàn)，門檻值為39 764，說(shuō)明科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率的影響存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的單一門檻效應(yīng)。

門檻回歸結(jié)果見(jiàn)表5。根據(jù)表5，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平pgdp≤39 764時(shí)，即一個(gè)地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值低于39 764元，在1%的顯著性水平上該地區(qū)科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著正向影響，且相關(guān)系數(shù)為0.128；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平pgdp>397 64時(shí)，即一個(gè)地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值高于39 764元，在1%的顯著性水平上科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率仍具有顯著促進(jìn)作用，且相關(guān)系數(shù)為0.049，表明高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升作用弱于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)。原因在于，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升能有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新要素集聚及創(chuàng)新生態(tài)打造，助力各類創(chuàng)新主體不斷增強(qiáng)科技創(chuàng)新能力；同時(shí)，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展更充分，而當(dāng)科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展到一定水平后，其對(duì)創(chuàng)新效率的影響存在規(guī)模報(bào)酬遞減效應(yīng)。

表5 經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段為門檻變量的門檻估計(jì)結(jié)果Tab.5 Threshold estimation results with economic development stage as a threshold variable

上述分析結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2，即科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)不同創(chuàng)新能力或不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的城市具有異質(zhì)性作用，即當(dāng)一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新能力達(dá)到一定水平時(shí)，科技推廣服務(wù)業(yè)才會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率提升產(chǎn)生積極作用；處于高水平經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地區(qū)的科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率提升的作用弱于低水平經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地區(qū)。

5 結(jié)論與政策啟示

基于對(duì)東部三大城市群創(chuàng)新效率的測(cè)度分析，本文從線性作用和非線性作用兩方面探討了科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)創(chuàng)新效率的影響，得出如下研究結(jié)論：①東部三大城市群的創(chuàng)新效率均呈逐年提升態(tài)勢(shì)，但是京津冀城市群的創(chuàng)新效率與長(zhǎng)三角、珠三角城市群仍存在較大差距；②科技推廣服務(wù)業(yè)不僅能直接提升我國(guó)東部三大城市群創(chuàng)新效率，還能通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接驅(qū)動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新效率提升；③科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)京津冀、長(zhǎng)三角和珠三角城市群創(chuàng)新效率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；④科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)不同創(chuàng)新能力或處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的城市具有異質(zhì)性作用，具體表現(xiàn)為科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響需基于區(qū)域創(chuàng)新能力達(dá)到一定水平，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的科技推廣服務(wù)業(yè)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升作用弱于低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)。

基于上述研究結(jié)論，得出以下政策啟示：

(1)大力發(fā)展科技推廣服務(wù)業(yè)，提升區(qū)域創(chuàng)新效率。圍繞前沿科技領(lǐng)域，加大科技服務(wù)業(yè)投入強(qiáng)度和規(guī)模，提升知識(shí)產(chǎn)權(quán)、科技金融、檢驗(yàn)檢測(cè)、科技咨詢、技術(shù)轉(zhuǎn)移等科技服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，提高科技服務(wù)業(yè)整體服務(wù)質(zhì)量，為區(qū)域創(chuàng)新提供良好的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、便捷的技術(shù)推廣轉(zhuǎn)化。低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)可通過(guò)培育、發(fā)展科技推廣服務(wù)業(yè)，形成后發(fā)優(yōu)勢(shì)，獲取更多創(chuàng)新紅利。

(2)因地制宜實(shí)施差異化區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展策略，綜合提升城市及城市群創(chuàng)新效率。京津冀城市群應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)科技推廣服務(wù)業(yè)發(fā)展，完善創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，進(jìn)一步促進(jìn)技術(shù)推廣服務(wù)業(yè)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)發(fā)展，在北京周邊合理布局創(chuàng)新要素，突破創(chuàng)新源與創(chuàng)新腹地間創(chuàng)新要素及創(chuàng)新成果流動(dòng)的隱形壁壘，提升創(chuàng)新源的輻射帶動(dòng)作用；長(zhǎng)三角城市群應(yīng)重點(diǎn)強(qiáng)化作為創(chuàng)新源的上海在創(chuàng)新要素方面的集聚效應(yīng)，通過(guò)創(chuàng)新要素向核心城市、節(jié)點(diǎn)城市集聚以及加大創(chuàng)新腹地的科技創(chuàng)新投入等方式形成完善的多中心創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)；珠三角城市群應(yīng)綜合發(fā)展科技推廣服務(wù)業(yè)，重點(diǎn)強(qiáng)化自身的創(chuàng)新源建設(shè)。

(3)著眼全局，推動(dòng)創(chuàng)新鏈與產(chǎn)業(yè)鏈深度融合，構(gòu)建創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)互促共進(jìn)的新發(fā)展格局。應(yīng)充分考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)新的影響，加強(qiáng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)改造，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)的“強(qiáng)鏈”“補(bǔ)鏈”“延鏈”，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率提升。