科技公共服務質量對區域創新水平的影響
——基于吸收能力的門檻效應分析

劉 瓊，郭俊華，徐倪妮

(上海交通大學國際與公共事務學院，上海 200030)

0 引言

近年來，為了貫徹落實創新驅動發展戰略、提升區域創新水平，各地區以政府為主導，不斷加大對科技基礎公共平臺、創新服務中心、創新孵化器、高技術研究中心等基礎設施的建設力度，并致力于通過大數據等現代信息技術集成、挖掘和共享大型科研設施與儀器、科技文獻、重點實驗室、創新團隊、創新平臺、工程技術研究的科技數據和信息資源。然而，一些地區在聚焦于軟硬件基礎設施建設的同時，忽視了管理、機制等制約因素，導致硬件設施促進資源傳遞與共享的功能無法充分發揮、科研數據無法滿足創新主體需求等問題。上述問題的根源在于區域科技公共服務供給水平、吸收能力與創新發展水平的失調，是典型的 “重數量、輕質量”和 “重投入、輕吸收”現象。這些問題長期得不到有效解決，將會嚴重阻礙區域創新水平的提升。因此，厘清科技公共服務質量、吸收能力與區域創新之間的邏輯關系，對于正確認識和處理當前區域科技公共服務供給與創新水平之間的矛盾，更好地發揮科技公共服務對區域創新的促進作用具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

縱觀相關文獻，已有研究的側重點主要集中在科技公共服務或吸收能力對創新發展的影響上，對三者之間關系的研究較少。多數學者認為科技公共服務對提升創新水平具有促進作用。Sternberg[1]關于歐洲區域創新發展的研究表明，與創新支持有關的公共服務如科技成果轉化服務等是決定區域創新的關鍵因素。Boldrini等[2]認為由政府部門發起和建立的科技園區、技術研發中心和孵化器等有效克服了中小企業創新的不足，有效促進了歐洲一體化進程中的區域科技創新。Russo等[3]的研究表明，近年來許多國家和地區在創新政策中明確要與創新中介服務公司進行合作，并通過提供培訓、專利咨詢等服務方式提升企業創新能力。我國學者從多個角度研究了科技公共服務的創新效應，韓麗萍等[4]從科技公共服務體系的整體視角指出提高科技公共服務水平對于提升區域自主創新能力的重要性。黃琳、王小艷等[5-6]從具體的科技公共服務形式出發，闡述科技創新信息數據庫、科技創新交流平臺、科技創新成果轉化平臺、科技創新項目交易平臺等通過促進創新資源供需對接、激發創新主體積極性，進而促進區域創新水平提高的作用機制。劉遙等[7]以創新型企業為研究對象，實證檢驗了科技公共服務水平對激發中小企業創新活力具有顯著作用。

在吸收能力與區域創新之間關系的研究中，國外學者關注吸收能力對創新的直接作用：Castellacci等[8]在研究中指出，吸收能力與創新能力的協同是國家創新系統的動力來源，吸收能力與創新能力之間的失調不利于創新的實現；Deligianni等[9]認為吸收能力是實現創新的必要條件，創新主體只有提高吸收能力才能及時識別創新機會和解決創新風險。我國學者更多地關注吸收能力對創新過程的調節作用，周海波等[10]的研究表明，產業集群中創新主體的高水平吸收能力能夠有效促進集群主體將知識基礎轉化為創新成果。李健旋等[11]研究發現，專業化科技知識溢出阻礙區域創新能力提升正是由區域吸收能力的不足所導致的。王雅潔等[12]實證考察了知識溢出、吸收能力與區域創新之間的關系，發現吸收能力在知識溢出對區域創新的促進作用中存在異質性的門檻效應。

綜上可知：①多數文獻聚焦于科技公共服務體系、科技公共服務設施等對區域創新水平的影響，對科技公共服務質量與區域創新之間關系的研究較少，且在方法上大多采用定性方法進行闡釋，缺乏定量的驗證與分析；②對科技公共服務質量進行量化評估的研究欠缺；③對科技公共服務、吸收能力和區域創新三者之間關系的研究比較少見，使得科技公共服務質量對區域創新水平存在的非線性作用未得到準確估計。針對以上不足，本文構建科技公共服務質量評價指標體系并對其進行量化，實證考察科技公共服務質量、吸收能力與區域創新的關系，并結合我國區域發展現狀提出針對性建議。

2 理論分析與研究假設

2.1 科技公共服務與區域創新

科技公共服務是指由政府主導并培育社會主體共同參與提供、與科技創新活動有關的服務。科技公共服務旨在為社會創新主體進行創新活動提供支持，核心是推動區域創新資源與創新主體需求的有效結合。科技公共服務具有開放性、公益性、科技性和基礎性等特征，能夠在充分考慮創新主體現實需求的基礎上營造良好的創新環境、整合創新資源，并采取適當的服務方式，克服市場失靈帶來的負面影響[13]。

高質量的科技公共服務對區域創新的促進作用主要體現在以下兩點：一是高質量的科技公共服務能夠降低區域創新成本。一方面，科技創新信息數據庫、科技創新交流平臺、科技創新項目交易平臺等 “軟服務”能夠幫助創新主體了解前沿科技信息、增強創新主體之間的聯系，發現更多創新需求，進而降低研發創新活動中的搜尋成本和信息成本[6]；另一方面，隨著創新主體多元化和創新組織網絡化趨勢日益凸現，各類科技成果服務平臺的設立促進了對科技創新活動具有關鍵支撐作用的市場、技術、人才等創新資源的流動，進而有效降低創新成果的交易成本和創新產品的重復研發成本。二是高質量的科技公共服務能夠降低區域創新的不確定性。創新活動是充滿不確定性的復雜過程[14]，從技術創新的過程來看，創新主體在技術搜尋、技術認知和評估、技術匹配、技術購買和技術再創新等活動中面臨著因信息不對稱、專業知識匱乏、評估標準不合理等導致的風險。政府主導建設的科技公共服務平臺能夠將各創新主體納入區域科技信息網絡中，并為其提供政策法規、科技信息與知識產權法律等咨詢服務以及技術市場監督服務等，從而降低科技創新過程的風險，增強區域創新主體的信心。同時，高質量的科技公共服務還意味著精簡的業務審批流程，對于提升區域創新主體的積極性、促進區域創新水平提高具有積極作用[7，15]。因此，本文提出假設H1：科技公共服務質量越高，越有利于區域創新水平的提高。

2.2 吸收能力與科技公共服務

高質量的科技公共服務為創新主體提供了充分利用外部創新資源和服務的機會和可能，但區域創新主體能否利用以及在多大程度上利用這些高質量的創新資源，則取決于區域吸收能力的高低。吸收能力是創新主體認知、消化和應用內外部資源的能力[16]，區域吸收能力可以理解為區域有效整合科技公共服務，并將其應用到創新過程、轉化為創新成果的能力。吸收能力的觀點認為，創新主體獲取、消化、轉化和利用內外部資源的過程關系著創新主體的競爭力[17]。在高質量的科技公共服務供給水平下，區域吸收能力越強，創新主體對于科技公共服務資源的應用和轉化效率越高，越有利于區域創新水平的提升。由于各地區資源稟賦和所處的創新發展階段不同，區域科技公共服務供給和吸收能力水平也存在較大差異，因此科技公共服務質量與區域創新之間的關系會受到區域吸收能力的調節作用而呈現非線性特征。

區域吸收能力包含多個方面，已有研究將吸收能力歸納為三類：一是基于人力資本的吸收能力。作為創新主體的人力資本是認知、吸收和轉化科技公共服務的重要知識載體，對科技公共服務質量的創新效應起到決定性作用。在當前技術進步與產品更新換代較快的形勢下，人力資本水平越高，意味著其技術創新的經驗越豐富、越能節約科技公共服務資源獲取和轉化過程中的成本和時間。二是基于制度環境的吸收能力。制度環境包括市場機制、政府治理和法治化水平等多個方面，是區域創新主體利用自身資源和吸收外部資源的重要條件。較高的制度環境水平能夠提高市場活力，增強創新主體自主性，激發創新主體吸收科技公共服務的積極性和實現突破性創新的創造性[18]。同時，較高的制度環境水平還能降低信息泄露的風險，為創新主體吸收與利用服務資源營造安全的外部環境，進而提升科技公共服務轉化效率。三是基于產業結構的吸收能力。合理的產業結構不僅能夠促進高水平人力資本的有效流動和配置，還能加速產業轉移與擴散，促進傳統產業的改造和新技術、新產業與新業態的發展[19]。由此帶來的知識與技術的集聚，有利于打破科技公共服務資源利用過程中的技術局限，有效解決資源分散和利用效率低等難題。基于此，本文提出假設H2：科技公共服務質量的創新效應會受到區域吸收能力的調節；H2a:只有當人力資本達到一定水平，科技公共服務質量才會對區域創新水平產生顯著促進作用；H2b:只有當制度環境達到一定水平，科技公共服務質量才會對區域創新水平產生顯著促進作用；H2c:只有當產業結構達到一定水平，科技公共服務質量才會對區域創新水平產生顯著促進作用。

3 模型設定與變量說明

3.1 模型設定

采用Hansen的面板門檻回歸模型對上述假說進行驗證，如理論分析所述，以人力資本、制度環境和產業結構等區域吸收能力為門檻變量，構建科技公共服務質量與區域創新水平的門檻模型，如模型1～ 3所示。考慮到創新過程中要素投入到產出的滯后性特征以及模型內生性問題存在的可能性，將上述核心解釋變量和控制變量的來源時間選擇為t-1年，即比因變量滯后一年。

模型1：innoit=α0+α1tpqit-1I(hcit-1<ω1)+α2tpqit-1I(ω1≤hcit-1≤ω2)+…αntpqitI(hcit-1≥ωn)+α4X+γi+ηt+εit

模型2：innoit=α0+α1tpqit-1I(sysit-1<ω1)+α2tpqit-1I(ω1≤sysit-1≤ω2)+…αntpqit-1×

I(sysit-1≥ωn)+α4X+γi+ηt+εit

模型3：innoit=α0+α1tpqit-1I(isit-1<ω1)+α2tpqit-1I(ω1≤isit-1≤ω2)+…αntpqit-1I(isit-1≥ωn)+α4X+γi+ηt+εit

其中，i為省份，t為年份，inno為區域創新水平，tpq為區域科技公共服務質量，α0為常數項，α1…αn為相應變量的回歸系數，hc、sys和is分別表示人力資本、制度環境和產業結構，I(*)為指示函數，ωi為第i個門檻估計值 (i=1，2，…，n)，X為控制變量，γi和ηt分別表示個體效應和時間效應，εit為隨機擾動項。

3.2 變量選取

(1)被解釋變量：區域創新水平。目前已有研究測量區域創新水平的方法可以歸納為兩類：一是使用專利申請量與授權量、高技術產業總值、新產品銷售收入等單一指標作為代理變量[20-22]；二是根據創新內涵、創新過程等視角構建相應的綜合指標體系并進行測算[23-25]。與單一指標相比，綜合指標體系的測算結果能夠體現創新活動的全過程，更具解釋力。由中國科技發展戰略研究小組發布的《中國區域創新能力報告》在區域創新體系理論的基礎上，構建了包括知識創造、知識獲取、企業創新、創新環境和創新績效等在內的指標體系，計算出的各省份創新能力指數具有綜合性、客觀性和權威性等特征[26]。本文直接采用報告中的創新能力指數衡量各省份的區域創新水平。

(2)解釋變量：科技公共服務質量。目前對科技公共服務質量進行量化評估的研究較少，陳振明等[27]從宏觀、中觀和微觀三個層次構建了科技公共服務質量評價指標體系，具有一定借鑒意義。本文借鑒其宏觀層次的科技公共服務質量評估指標，從投入和產出視角構建如表1所示的科技公共服務質量評價指標體系。在投入維度，主要從人力和財力兩個角度，選取R&D人員和R&D經費投入強度、R&D經費支出中的政府投入強度、財政科技支出強度等五項指標衡量科技公共服務的要素投入情況；在產出維度，主要從技術及其商業價值的角度，選取高新技術產品的進出口比重和收益率、技術市場成交額、科技論文數及專利授權數量等五項指標衡量科技公共服務的產出情況。

表1 科技公共服務質量評價指標體系

本文采用數據包絡分析 (DEA)方法中的DEA-Malmquist指數法對各省份的科技公共服務質量進行測算，考慮到科技公共服務質量對區域創新存在規模報酬遞增效應，基于規模報酬遞增 (VRS)，采用以產出為導向的DEA-Malmquist模型，在DEAP2.1軟件中對2008—2017年各省份的科技公共服務質量進行測算，得到相應年份的Malmquist增長指數。進一步將Malmquist增長指數轉換為以2008年為基期的相對變化率，作為衡量科技公共服務質量的面板數據。

(4)控制變量。為了盡可能得到更為準確的估計結果，對區域經濟發展、城鎮化、基礎設施、對外開放水平進行控制。其中，采用人均國民生產總值來衡量區域經濟發展水平，記為pgdp；采用非農人口占年末總人口比重衡量城鎮化水平，記為cityp；考慮到當前信息通信技術對創新的重要作用，采用實際人均郵政與電信業務收入衡量區域基礎設施水平，記為inf；采用地區進出口貿易總額與地區生產總值的比重衡量區域對外開放水平，記為open。

3.3 數據說明

考慮到數據的連貫性，本文采用2008—2017年30個省份的面板數據 (不包含港澳臺地區，且剔除部分數據缺失嚴重的西藏地區)。其中，未作滯后處理的區域創新指數來自中國科技發展戰略研究小組發布的《中國區域創新能力報告》 (2009—2018)；市場化指數來自《中國分省份市場化指數報告 (2016)》；其他原始數據來自歷年《中國統計年鑒》及各省份歷年統計年鑒。少數缺失值通過移動平均法補充完整，且對所有與價格相關的變量都進行了價格平減處理。相關變量的描述性統計如表2所示。

表2 相關變量的描述性統計

4 實證分析與結果討論

4.1 門檻效應檢驗

采用Hansen的面板門檻模型的估計方法時，設置100個網格搜尋點，并通過Bootstrap自舉法重復抽樣300次，分別對吸收能力變量進行門檻效應檢驗。表3所示為根據模型1、模型2和模型3依次進行單門檻、雙重門檻的檢驗結果，表明以人力資本為門檻變量的模型在5%的水平拒絕不存在單門檻效應的假設，單門檻值為0.0869；以制度環境為門檻變量和以產業結構為門檻變量的模型均在1%的水平拒絕不存在雙重門檻效應的假設，制度環境的兩個門檻值分別為6.985和7.060，產業結構的兩個門檻值分別為2.251和2.252。

圖1所示為各吸收變量門檻值估計的LR統計量，虛線確定了LR檢驗中門檻值95%的置信區間。由圖1可知，人力資本的第二個門檻值估計結果存在多個，第三個值的估計結果不存在，單一門檻模型擬合效果最好；制度環境的第三個門檻值估計結果不存在，雙重門檻模型擬合效果最好；產業結構的第三個門檻值估計結果存在多個，雙重門檻模型擬合效果最好，與表3的檢驗結果一致。

表3 吸收能力門檻效果的顯著性檢驗

圖1 吸收能力門檻值估計結果

4.2 門檻效應回歸結果分析

進一步對面板門檻模型進行估計和檢驗，結果見表4。模型1～3分別報告了以人力資本、制度環境和產業結構為門檻變量的門檻模型參數估計結果。當吸收能力處于不同水平時，科技公共服務質量對區域創新水平存在異質性影響，因此假設1不成立。

表4 科技公共服務質量對區域創新水平的門檻回歸結果

(1)人力資本的門檻效應。表4中模型1是以人力資本為門檻變量的單門檻回歸模型，科技公共服務質量對區域創新存在基于人力資本的單門檻效應。當人力資本水平低于單門檻值0.0869時，科技公共服務質量對區域創新水平的影響系數為-0.50，且未通過顯著性檢驗；當人力資本水平跨過單門檻值即大于0.0869時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數為1.01，且在5%的水平顯著。人力資本是區域創新主體將科技公共服務轉化為技術支持、提升創新效率的關鍵因素，科技公共服務會因人力資本吸收能力的差異而對區域創新能力產生異質性影響。相對于人才匱乏的地區，人力資本豐富的地區能夠更加高效地將區域供給的科技公共服務充分利用，更好地發揮科技公共服務對區域創新的正向作用。由實證結果可知，只有當人力資本水平超過0.0869時，區域科技公共服務才會對區域創新水平的提升產生顯著促進作用，假設2a得以驗證。

(2)制度環境的門檻效應。表4中模型2是以制度環境為門檻變量的雙重門檻回歸模型，科技公共服務質量對區域創新存在基于制度環境的雙門檻效應。當制度環境水平低于第1個門檻值6.985時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數為0.25，且未通過顯著性檢驗；當制度環境水平處于第2個區間，即介于6.985與7.06之間時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數為7.35，且在1%的水平顯著；當制度環境水平大于第2個門檻值7.06時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數降為1.09，但仍在5%的水平顯著。根據前文理論分析，在科技公共服務供給水平一定的情況下，較高的制度環境水平能夠推進科技公共服務轉化效率的提升。但也有研究指出，當前的市場化制度變遷仍未達到充分發育階段，未能充分發揮其配置和消化外在資源的能力，難以實現與創新主體研發活動對外部制度環境需求的良好耦合[32]。因此，隨著制度環境發展到更高水平，區域吸收能力會漸漸超出科技公共服務供給水平，使得二者無法實現良好耦合，表現為科技公共服務質量對區域創新的正向效應被減弱。由實證結果可知，只有當區域制度環境水平超過6.985時，科技公共服務質量才會對區域創新水平產生顯著促進作用，假設2b得以驗證。

(3)產業結構的門檻效應。表4中模型3是以產業結構為門檻變量的雙門檻回歸模型，科技公共服務質量對區域創新存在基于產業結構的雙門檻效應，當產業結構水平低于第1個門檻值2.251時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數為0.59，但未通過顯著性檢驗；當產業結構處于第2個區間，即介于2.251與2.252之間時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數為9.25，且在1%的水平顯著；當產業結構水平大于第2個門檻值2.252時，科技公共服務質量對區域創新的影響系數降為0.04，但未通過顯著性檢驗。這與前文理論分析中關于產業結構對科技公共服務質量創新效應的正向作用觀點不符，可能是由我國科技公共服務供給與產業結構水平失調所造成的。正如已有研究指出，在有限的創新資源條件下，產業結構合理化會對區域創新績效表現出正向促進作用，產業結構高級化則在一定程度上表現出對區域創新績效的抑制作用[33]。目前我國整體科技公共服務供給水平不高，一些地區一味追求產業結構的高級化，結果造成三次產業的不合理集聚，形成創新活動需求對科技公共服務資源的擁擠效應，進而阻礙區域創新水平的提升。由實證結果可知，只有當區域產業結構水平處于2.251與2.252內時，才能促進科技公共服務質量創新效應的有效發揮，假設2c得以驗證。

4.3 吸收能力的時空異質性

為了進一步探討吸收能力促進科技公共服務創新效應有效發揮的區域時空分布情況，對人力資本、制度環境和產業結構進行區間劃分，并繪制出各省份吸收能力水平變化趨勢圖，如圖2所示。人力資本水平超過0.0869的省份數目從2008年9個增加至2017年26個，增幅達56.7%，說明大部分省份的人力資本均跨越了低門檻值。但是廣西、河南、云南等省份在2008—2017年邁過人力資本最低門檻值的累積年份僅為兩年，說明這些地區人力資本水平的不足阻礙了科技公共服務質量創新效應的有效發揮。制度環境水平超過6.985的省份從2008年的5個增加至2017年的15個，增幅達50%，吉林、遼寧、黑龍江、新疆、青海、甘肅、寧夏、陜西、內蒙古、貴州、廣西、云南等集中在東北、西北和西南地區的多個省份在2008—2017年從未邁過制度環境的最低門檻值，說明大部分省份的制度環境水平不容樂觀，跨越制度環境最低門檻的省份數量增長趨勢較緩，不利于科技公共服務質量對區域創新水平促進作用的有效發揮。大部分省份的產業結構水平未處在能夠有效促進科技公共服務質量創新效應的最優區間，僅山東、陜西以及河南的產業結構水平分別在2009年、2012年和2016年處于最優區間2.2513與2.252內。說明當前各省份都存在產業結構不合理、產業結構與科技公共服務供給水平失調的問題，科技公共服務質量的創新效應并未有效發揮。

圖2 不同吸收能力門檻區間省份數量及變化趨勢

4.4 穩健性檢驗

為了避免模型設定存在的偏誤及保證研究結果的可靠性，同時采用混合面板和面板固定效應模型對以上結果進行穩健性檢驗，如表5所示，仍獲得與表4類似的結果，驗證了本文結論的穩健性。

表5 穩健性檢驗

5 結論與政策建議

本文以2008—2017年中國30個省份的面板數據為樣本，采用Hansen面板門檻回歸方法，探究基于吸收能力門檻的科技公共服務質量與區域創新之間的關系，研究結論如下：①由于受到人力資本、制度環境和產業結構等區域吸收能力因素的調節作用，科技公共服務質量對區域創新水平存在非線性影響。②科技公共服務質量對區域創新存在顯著單門檻效應，隨著人力資本上升到一定水平，科技公共服務質量對區域創新水平的作用由不顯著轉變為正向促進；當前大部分省份的人力資本都處于高等水平，科研勞動力與科技公共服務的合理配置基本得以實現，能夠發揮其對區域創新水平的正向作用。③科技公共服務質量對區域創新存在顯著雙門檻效應，隨著制度環境水平的上升，科技公共服務質量對區域創新水平的作用由不顯著到中度促進，最終轉變為微弱促進；各省份制度環境建設進程較慢，目前東北、西北和西南等地區大部分省份的制度環境仍處于低等水平，表明現階段大部分省份無法實現制度環境與科技公共服務供給水平的耦合，無法有效發揮科技公共服務質量的創新效應。④科技公共服務質量對區域創新存在顯著雙門檻效應，只有當產業結構處在最優水平區間內，科技公共服務質量才能顯著促進區域創新水平的提升；當前各省份均存在高水平產業結構與低水平科技公共服務供給不匹配的矛盾，阻礙區域創新水平提升。

根據以上實證結論，提出以下建議：①為了充分發揮科技公共服務質量對區域創新的促進作用，各省市政府及相關部門應制定清晰的科技公共服務供給評估指標，關注 “量”的同時促進對 “質”的追求，將科技公共服務職能明確與優化、科技公共服務流程簡化再造、科技公共服務供給效率提升等作為科技公共服務供給的重要評估指標。②對于廣西、河南、云南等人力資本水平較低的省份，政府及相關部門一方面要鼓勵和支持企業、高校、科研機構等創新主體通過加大培訓投資力度、多渠道加強產學研合作、聯合境內外資源開拓創新視野等方式提升本地人力資本水平；另一方面要基于區域現實條件制定科技人才引進優惠政策、完善科技人才引進與管理制度，營造高科技人才發展的社會文化環境，并引導區域創新主體加快引進高層次創新型科技人才。對于人力資本水平較高的省份，政府及相關部門應在保持現有人力資本水平的基礎上進一步完善區域人力資本市場機制，合理引導不同領域、不同層次的科研人員就業，促進科技創新產出。③東北、西北和西南等制度環境水平較低的省份應深化區域經濟制度改革，通過構建開放、競爭的市場環境倒逼企業等創新主體加快技術引進、吸收和創新，刺激高科技產品與要素市場發展；政府及相關部門還應深化簡政放權、取消阻礙技術市場發展的行政審批事項，為創新主體獲取科技公共服務和開展技術創新營造公平有序的政治環境；同時，優化技術創新相關的法律環境，特別是健全專利、知識產權保護等相關政策法規，引導企業積極完善專利與知識產權保護的激勵機制，充分調動區域創新主體研發積極性。制度環境水平較高的省份也需加大穩定性制度建設的力度，為區域創新活動營造良好的制度環境。④各省份還應因地制宜推進產業結構合理化與高級化，科技公共服務供給水平較低的地區應鼓勵和培育特色產業、夯實第二產業基礎，為后續承接和發展高新技術產業做好準備，協調好三次產業之間的合理分工與交流互動，防止盲目追求產業結構高級化；科技公共服務供給水平較高的地區則應減少創新要素向產能過剩產業的投入、避免產業趨同問題，進一步提升生產性服務業發展水平和質量，催生新一輪高新技術產品和服務，在夯實產業結構合理化的基礎上推進產業高級化。