中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的時空演進(jìn)及驅(qū)動因素研究

孟 霏，高粼彤，田啟波

（1.山東工商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 煙臺 264005；2.深圳大學(xué) 中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心，廣東 深圳 518000）

0 引言

目前，中國經(jīng)濟(jì)邁入高質(zhì)量發(fā)展階段，傳統(tǒng)要素驅(qū)動型增長范式已然步履維艱。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)以創(chuàng)新為主要驅(qū)動力，兼具能耗低、潛力足、知識聚積等特征，是未來中國構(gòu)筑新競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵領(lǐng)域。然而，囿于資源稟賦、政策支持等存在差異，中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異[1]，不利于國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有效推進(jìn)。研發(fā)投入作為企業(yè)開展創(chuàng)新活動的必要基礎(chǔ)，能夠通過引進(jìn)高端研發(fā)人才、優(yōu)化創(chuàng)新物質(zhì)條件以及提高對已有技術(shù)的吸收、轉(zhuǎn)化能力等，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力提升[2]。由此引發(fā)思考：中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力在時空維度上呈何種特征？驅(qū)動因素包含哪些？研發(fā)投入的驅(qū)動效果如何，是否存在空間溢出及非線性效應(yīng)？回答以上問題對促進(jìn)創(chuàng)新資源合理流動、推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

學(xué)術(shù)界圍繞創(chuàng)新能力議題展開了廣泛討論，主要聚焦創(chuàng)新能力空間特征[3]、創(chuàng)新能力影響因素[4,5]、研發(fā)投入與創(chuàng)新能力關(guān)系[6,7]等方面，雖然成果豐碩，但仍有進(jìn)一步拓展空間：一是既有文獻(xiàn)多停留在研發(fā)投入對創(chuàng)新能力的直接影響，忽視了兩者之間可能存在的空間溢出效應(yīng)，且對不同動機(jī)的創(chuàng)新行為關(guān)注不足；二是既有文獻(xiàn)多從單一時間維度探討創(chuàng)新能力的變化趨勢，缺乏時空雙重維度上的深入分析；三是既有文獻(xiàn)多基于全國、省域或城市層面的數(shù)據(jù)展開研究，且研究對象主要涉及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、制造業(yè)等，鮮有文獻(xiàn)采用戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)展開討論。鑒于此，本文從地理經(jīng)濟(jì)學(xué)視角入手，選取2009—2021年中國30個省份1045家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，采用探索性空間數(shù)據(jù)分析法（ESDA）全面揭示產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的時空演進(jìn)特征，并結(jié)合空間杜賓模型（SDM）、門檻模型考察研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的空間溢出及非線性效應(yīng)。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 研究方法

1.1.1 ESDA法

ESDA法主要包含全局Moran’s I和局部Moran散點(diǎn)圖兩種工具。全局Moran’s I用于揭示產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的空間關(guān)聯(lián)程度，公式如下：

Moran 散點(diǎn)圖用于刻畫產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的空間集聚類型。其中，第一至第四象限分別為“高-高”（H-H）、“低-高”（L-H）、“低-低”（L-L）和“高-低”（H-L）型。

1.1.2 空間計(jì)量模型

為考察研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響，本文設(shè)定如下基準(zhǔn)回歸模型：

其中，pat為產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，rd為研發(fā)投入，controls為控制變量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，vi和μi分別代表控制空間和時間效應(yīng)。

為揭示變量間的空間效應(yīng)，本文引入空間因素構(gòu)建空間面板模型，公式如下：

空間滯后模型（SLM）：

其中，ρ為空間滯后系數(shù)，反映鄰近省份產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力對本省產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)。

空間誤差模型（SEM）：

其中，λ為空間誤差系數(shù)，反映鄰近省份誤差沖擊對本省產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)；?it為空間自相關(guān)誤差項(xiàng)。

空間杜賓模型（SDM）：

其中，η為研發(fā)投入的空間滯后系數(shù)，反映鄰近省份研發(fā)投入對本省產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)。

由于SDM 模型中rd對應(yīng)的回歸系數(shù)包含溢出效應(yīng)和反饋效應(yīng)，需采用偏微分技術(shù)對SDM 模型的空間效應(yīng)進(jìn)行分解[8]，將SDM模型的一般形式改寫為：

進(jìn)一步，將式（6）轉(zhuǎn)化為偏微分方程矩陣，可得：

其中，對角線元素均值為直接效應(yīng)，非對角線元素均值為間接效應(yīng)，總效應(yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng)。

1.1.3 門檻模型

為考察不同政府創(chuàng)新資助水平下研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力影響的差異性，參考Hansen(1999)[9]的做法，本文設(shè)定如下門檻模型：

其中：sub為門檻變量政府創(chuàng)新資助；I(?)為示性函數(shù)，若括號內(nèi)為真，則I=1，否則I=0。

1.2 變量選取與說明

（1）被解釋變量：產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力（pat）。專利作為創(chuàng)新的后期成果，更能直觀體現(xiàn)企業(yè)的有效創(chuàng)新。與此同時，考慮到專利授權(quán)需檢測和繳納年費(fèi)，且耗時較長，參考冉征和鄭江淮（2023）[10]的做法，本文選取專利申請數(shù)目來衡量，加1后取自然對數(shù)。此外，從創(chuàng)新動機(jī)角度考量，企業(yè)增加研發(fā)投入的意圖可能僅為迎合政府政策，而非實(shí)現(xiàn)技術(shù)突破，參考黎文靖和鄭曼妮（2016）[11]的做法，本文分別以發(fā)明專利申請數(shù)目表征實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新（ipat），以實(shí)用新型與外觀設(shè)計(jì)專利申請數(shù)目之和表征策略式創(chuàng)新（dpat），并均加1后取自然對數(shù)。

（2）解釋變量：研發(fā)投入（rd）。本文選取研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重表征研發(fā)投入強(qiáng)度。

（3）門檻變量：政府創(chuàng)新資助（sub）。本文采用文本分析法手工查詢并加總政府創(chuàng)新范疇資助項(xiàng)目，計(jì)算創(chuàng)新資助金額，并以政府創(chuàng)新資助金額與企業(yè)總資產(chǎn)比值衡量政府創(chuàng)新資助強(qiáng)度。創(chuàng)新范疇遴選關(guān)鍵詞包含“技術(shù)”“小巨人”“版權(quán)”“精英計(jì)劃”“電子芯片”等。

（4）控制變量：為規(guī)避變量遺漏引致的估計(jì)結(jié)果偏誤，參考文獻(xiàn)[12，13]，引入以下控制變量：企業(yè)年齡（age）、企業(yè)規(guī)模（size）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、股權(quán)集中度（cr）和經(jīng)營現(xiàn)金流（cash）。各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

1.3 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2009—2021 年中國30 個省份（不含西藏和港澳臺）1045家滬深A(yù)股戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本①匹配2010年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》（以下簡稱《決定》）等政策文件，根據(jù)主營業(yè)務(wù)收入占比20%以上產(chǎn)品，手工識別企業(yè)是否歸屬戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。其中，《決定》將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)所含行業(yè)細(xì)化為七類，包含節(jié)能環(huán)保、新一代信息技術(shù)、生物、高端裝備制造、新能源、新材料和新能源汽車。。企業(yè)財(cái)務(wù)、研發(fā)、政府創(chuàng)新資助等數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，企業(yè)專利數(shù)據(jù)來自CNRDS 數(shù)據(jù)庫。在樣本篩選過程中，剔除財(cái)務(wù)狀況異常、關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的企業(yè)，并對連續(xù)變量進(jìn)行兩端1%水平截尾處理。此外，參考呂承超和王志閣（2019）[14]的做法，將企業(yè)層面數(shù)據(jù)采用同一省份取均值方法，以此作為各省份層面的數(shù)據(jù)。

2 實(shí)證分析

2.1 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力時空特征分析

2.1.1 時序演進(jìn)分析

圖1 匯報了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力（pat）的時序演進(jìn)特征。總體來看，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力值由2.0833 升至3.0017，漲幅達(dá)44.08%，表明2009—2021 年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力呈波動增長態(tài)勢。這也說明了伴隨《關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》等政策深入落實(shí)，政府愈發(fā)聚焦戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，不斷引導(dǎo)相關(guān)企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動。分地區(qū)①根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局對東、中、西三大地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，東部地區(qū)包含北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包含山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包含內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。來看，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力均值（3.0006）略高于西部（2.8718）和中部地區(qū)（2.7925），說明相比中西部地區(qū)，東部地區(qū)地理位置優(yōu)越，先進(jìn)技術(shù)獲取能力以及創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化能力較強(qiáng)。分動機(jī)來看，實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新值由1.3756 升至2.2727，漲幅達(dá)65.22%，策略式創(chuàng)新值由1.5348 升至2.2109，漲幅達(dá)44.05%，表明2009—2021 年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)式和策略式創(chuàng)新能力均呈波動增長態(tài)勢。同時，實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新的均值（2.1115）小于策略式創(chuàng)新的均值（2.2069），說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力更多表現(xiàn)在“數(shù)量型”增長，而“質(zhì)量型”增長亟待提升。

圖1 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力時序演進(jìn)

2.1.2 空間格局分析

本文選取2009 年、2021 年為觀察年份，應(yīng)用ArcGIS 10.8 軟件中的“自然斷點(diǎn)法”對中國省域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力進(jìn)行可視化聚類，直觀揭示其空間格局演化特征，如表2 所示。可以看出，中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力在空間上大致呈“東強(qiáng)西弱”的穩(wěn)定空間分布格局，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力強(qiáng)的省份多位于東部地區(qū)，這也說明了東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力雄厚，能夠更好地吸引創(chuàng)新資源，從而為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化打下扎實(shí)的基礎(chǔ)。

表2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力空間四分位表

2.1.3 空間相關(guān)性分析

表3 匯報了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力（pat）的全局Moran’s I。整體來看，大多數(shù)年份產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的Moran’s I 均顯著為正值，表明2009—2021 年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力主要表現(xiàn)為顯著的正向空間相關(guān)性。因此，在構(gòu)建計(jì)量模型時應(yīng)納入空間效應(yīng)因素。

表3 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力全局Moran’s I

下頁圖2 匯報了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力（pat）的Moran 散點(diǎn)圖。可以看出，2009年、2021年產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的散點(diǎn)集中分布于第一象限和第三象限，呈“高-高”型和“低-低”型集聚模式，表明產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力較高（或低）的省份，其鄰近省份產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力也較高（或低）。上海、江蘇等東部地區(qū)省份多位于第一象限，構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力“高地”，容易產(chǎn)生溢出效應(yīng)。甘肅、吉林等中西部地區(qū)省份多位于第三象限，表明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力難以形成有效的溢出效應(yīng)。可能的解釋是，相比中西部地區(qū)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，能夠吸引較多研發(fā)資源流入，從而提升了企業(yè)外部知識學(xué)習(xí)吸收能力和自主創(chuàng)新能力。

圖2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力局部Moran散點(diǎn)圖

2.2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力驅(qū)動因素分析

2.2.1 模型適用性檢驗(yàn)

在展開空間回歸分析前，參考蔡德發(fā)等（2022）[15]的做法，本文進(jìn)行了模型適用性檢驗(yàn)。Hausman 檢驗(yàn)（H=51.22，P=0.002）結(jié)果顯示，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。LR檢驗(yàn)（LR時間=471.65，P=0.000；LR空間=324.92，P=0.000）結(jié)果顯示，應(yīng)選擇時空雙向固定效應(yīng)模型。LM 檢驗(yàn)結(jié)果顯示,LMlag（LMlag=82.336，P=0.000）、Robust-LMlag（RLMlag=39.286，P=0.000）、LMerror（LMerror=189.776，P=0.000）和Robust-LMerror（RLMerror=146.727，P=0.000）均在1%的水平上顯著，表明SLM 模型和SEM 模型均適用，仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。Wald 檢驗(yàn)（Waldlag=31.17，P=0.000；Walderror=31.44，P=0.000）和LR檢驗(yàn)（LRlag=29.55，P=0.000；LRerror=29.34，P=0.000）結(jié)果顯示，SDM模型不會退化為SLM模型或SEM模型。綜上，本文最終選擇時空雙固定的SDM模型進(jìn)行后續(xù)回歸分析。

2.2.2 回歸結(jié)果分析

表4中列（1）匯報了研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。可以看出，rd的系數(shù)為0.0831，在1%的水平上顯著，表明在不考慮空間效應(yīng)時，研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。列（2）為納入空間因素后，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果。可以看出，rd的系數(shù)為0.0460，在1%的水平上顯著，表明在考慮空間效應(yīng)后，研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。通過對比發(fā)現(xiàn)，列（2）中rd系數(shù)的顯著性大于列（1）（Zrd1=4.86>Zrd2=2.91），這說明忽視空間效應(yīng)會高估研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果。同時，w×rd系數(shù)為0.4046，在1%的水平上顯著，表明鄰近省份研發(fā)投入能夠顯著促進(jìn)本省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。系數(shù)ρ為-0.5839，在5%的水平上顯著，表明產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即鄰近省份產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提高會顯著抑制本省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。此外，為進(jìn)一步考察研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)不同類型創(chuàng)新能力影響效果的差異，本文分別在列（3）、列（4）中分別匯報了納入空間因素后研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新能力和策略式創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果。通過對比發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力促進(jìn)效果更多體現(xiàn)在實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新領(lǐng)域（Zrd3=3.55>Zrd4=2.45）。研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的正向空間溢出效應(yīng)更多體現(xiàn)在策略式創(chuàng)新領(lǐng)域（Zw×rd3=2.81

表4 空間杜賓模型回歸結(jié)果

2.2.3 空間效應(yīng)分解

本文采用偏微分法對時空雙固定的SDM模型進(jìn)行空間效應(yīng)分解，結(jié)果如下頁表5所示。可以看出，在pat分組中，rd直接效應(yīng)、間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.0374和0.2476，通過了5%、1%水平的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步印證了研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力具有顯著的直接促進(jìn)效果及正向空間溢出效應(yīng)的結(jié)論，即研發(fā)投入能夠切實(shí)提高本省及鄰近省份戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力。此外，通過對比ipat 和dpat 分組結(jié)果發(fā)現(xiàn)，ipat 組中rd 直接效應(yīng)系數(shù)的顯著性大于dpat 組（Zipat直=3.27>Zdpat直=1.99），進(jìn)一步印證了研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果更多體現(xiàn)在實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新領(lǐng)域的結(jié)論，這也意味著伴隨創(chuàng)新驅(qū)動等重大戰(zhàn)略深入實(shí)施，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)在創(chuàng)新過程中更為重視實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新活動，其增加研發(fā)投入更多是為了獲取高質(zhì)量創(chuàng)新成果，以此來提高自身長期競爭優(yōu)勢。與此同時，ipat 組中rd 間接效應(yīng)系數(shù)的顯著性大于dpat 組（Zipat間=2.50

表5 空間效應(yīng)分解結(jié)果

2.2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到樣本時間窗口選取可能會對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，本文在剔除首尾兩年樣本數(shù)據(jù)后，再次采用時空雙固定的SDM 模型進(jìn)行回歸。結(jié)果（限于篇幅，略）顯示核心變量系數(shù)符號和顯著性均未有實(shí)質(zhì)改變，表明本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

2.3 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力門檻效應(yīng)分析

在展開門檻回歸分析前，先需要檢驗(yàn)樣本是否存在門檻值。本文以政府創(chuàng)新資助作為門檻變量，采用Bootstrap方法抽樣300次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。可以看出，模型通過單一門檻顯著性水平檢驗(yàn)（P<0.05），但未通過雙重門檻顯著性檢驗(yàn)（P>0.10），表明在研發(fā)投入對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力影響過程中，存在政府創(chuàng)新資助單一門檻值。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

接著，檢驗(yàn)門檻值真實(shí)性。似然比（LR）檢驗(yàn)結(jié)果（略）顯示，曲線最低處是LR=0 時相對應(yīng)的門檻系數(shù)值0.4498，處于虛線（LR=7.3523）以下，即門檻值位于95%置信區(qū)間內(nèi)，表明門檻估計(jì)值真實(shí)有效。

表7 匯報了門檻模型回歸結(jié)果。可以看出，當(dāng)gov≤0.4498 時，rd 系數(shù)為0.0033，未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)gov>0.4498 時，rd 系數(shù)為0.0350，在5%的水平上顯著，表明當(dāng)政府創(chuàng)新資助程度低于門檻值時，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果不夠明顯，但當(dāng)政府創(chuàng)新資助高于門檻值時，兩者間存在顯著的促進(jìn)效果。其可能的解釋為，研發(fā)活動須達(dá)一定門檻條件，當(dāng)政府扶持力度較小時，加之企業(yè)自身研發(fā)初期經(jīng)驗(yàn)欠缺，整體創(chuàng)新資源不足以觸發(fā)研發(fā)活動門檻條件，但當(dāng)政府扶持力度較大逾越門檻條件后，企業(yè)研發(fā)成本壓力得以紓解，且釋放的“利好”信號較強(qiáng)，能夠吸引更多社會資本流入，從而調(diào)動企業(yè)創(chuàng)新積極性，提高創(chuàng)新能力。

表7 門檻模型回歸結(jié)果

3 結(jié)論

本文選取2009—2021 年中國30 個省份1045 家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，采用ESDA法全面揭示產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的時空演進(jìn)特征，并結(jié)合SDM 模型、門檻模型考察研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的空間溢出及非線性效應(yīng)。得出以下結(jié)論：（1）從總體來看，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力呈波動增長態(tài)勢。分區(qū)域來看，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力高于西部和中部地區(qū)。分動機(jī)來看，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力更多側(cè)重于策略式創(chuàng)新領(lǐng)域。（2）產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力在空間上大致呈“東強(qiáng)西弱”的穩(wěn)定分布格局，集聚類型總體呈以東部沿海省份為代表的“高-高”型，以及以中西部內(nèi)陸省份為代表的“低-低”型。（3）研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在顯著的促進(jìn)作用，且這一促進(jìn)作用更多體現(xiàn)在實(shí)質(zhì)式創(chuàng)新領(lǐng)域。（4）研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，且這一促進(jìn)作用更多體現(xiàn)在策略式創(chuàng)新領(lǐng)域。（5）伴隨政府創(chuàng)新資助規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力存在邊際遞增的非線性效應(yīng)。