河北省縣域科技創(chuàng)新特征及其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的測度研究*

李學(xué)林，高 靜，張 明，閆 文

(河北科技師范學(xué)院 a.財務(wù)處，b.工商學(xué)院，c.財經(jīng)學(xué)院，河北 秦皇島 066004)

2017年國務(wù)院辦公廳下發(fā)《國務(wù)院辦公廳關(guān)于縣域創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的若干意見》,明確了創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的基礎(chǔ)在縣域，潛力也在縣域。這是對縣域科技創(chuàng)新發(fā)展經(jīng)濟(jì)的頂層設(shè)計，更是我國建設(shè)創(chuàng)新型國家的切入點和著力點。創(chuàng)新活動對地域空間具有嚴(yán)格的依賴性，表現(xiàn)出一定的空間分布特征，而集聚就是創(chuàng)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(jīng)濟(jì)活動基本單元，是科技創(chuàng)新活動的重要微觀空間載體，因此，深入認(rèn)識縣域科技創(chuàng)新能力及其空間集聚格局，對于調(diào)整和優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新空間結(jié)構(gòu)，促進(jìn)科技資源的有效配置、構(gòu)建協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展的空間格局具有重要意義。

在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略后，尤其隨著國家對于縣域科技創(chuàng)新的推進(jìn)與實施，研究者們對縣域科技創(chuàng)新這一課題的研究逐漸深入，研究視角和方法不斷擴(kuò)展。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，主要聚焦于以下三個方面：一是提升縣域科技創(chuàng)新能力及支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的對策研究。如邵金萍將縣域科技創(chuàng)新支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑分為內(nèi)生動力路徑以及外生動力路徑兩類，通過構(gòu)建科技支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論分析框架，說明內(nèi)生動力路徑促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)主體科技創(chuàng)新水平的提高，同時，外生動力路徑改善了科技投資環(huán)境，從而提升了科技支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力[1]；焦曉云基于縣域創(chuàng)新能力建設(shè)影響農(nóng)村就地城鎮(zhèn)化的角度出發(fā)，認(rèn)為提升縣域科技創(chuàng)新能力應(yīng)該從營造良好的創(chuàng)新環(huán)境、建立縣域創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系、整合優(yōu)化創(chuàng)新資源等方面入手，由政府、企業(yè)以及社會各方面協(xié)同推進(jìn)。二是縣域科技創(chuàng)新指標(biāo)體系的構(gòu)建及評價研究[2]。如孫鳳芹從縣域科技創(chuàng)新能力的影響因素入手，利用層次分析法建立了縣域經(jīng)濟(jì)科技創(chuàng)新能力的評價指標(biāo)體系，對河北省唐山市豐南區(qū)科技創(chuàng)新能力進(jìn)行了實證研究[3]；林海利用因子分析和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，構(gòu)建了縣域創(chuàng)新環(huán)境評價指標(biāo)體系，分析了粵港澳大灣區(qū)的縣域創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新績效特征，提出了促進(jìn)縣域創(chuàng)新能力發(fā)展的建議。三是縣域科技創(chuàng)新活動的空間計量經(jīng)濟(jì)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(chuàng)新活動的發(fā)展水平，并結(jié)合Moran’s I指數(shù)和GIS分析了各區(qū)縣間科技創(chuàng)新活動的空間聚集效應(yīng)[5]；張建偉等利用SPSS的聚類分析，描述了江蘇省縣域科技創(chuàng)新產(chǎn)出的空間差異特征，并對江蘇省縣域創(chuàng)新產(chǎn)出形成機制及影響因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省縣域間的知識溢出是江蘇省縣域創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生巨大差異的重要原因[6]。

綜上所述，當(dāng)前研究者對縣域科技創(chuàng)新進(jìn)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(rèn)，現(xiàn)有研究仍存在一定局限。首先，研究口徑過大，多基于科學(xué)研究的屬性，對我國整體的縣域科技創(chuàng)新活動進(jìn)行研究；其次，結(jié)合不同省份科技創(chuàng)新活動的不同特質(zhì)，具體分析某一省份的縣域科技創(chuàng)新的相關(guān)文獻(xiàn)較少，僅有的相關(guān)文獻(xiàn)也多集中于對創(chuàng)新水平較好的少數(shù)省域的探討；另外，對于縣域創(chuàng)新的空間分布格局的已有研究中，沒有結(jié)合縣域異質(zhì)性深入分析科技創(chuàng)新在不同區(qū)域地理空間上的依賴性、集聚和溢出效應(yīng)。鑒于此，本文對河北省縣域科技創(chuàng)新特征進(jìn)行深入分析，并結(jié)合空間計量法對科技創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)效率進(jìn)行測算，以期更好地揭示縣域創(chuàng)新的空間特性及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

一、河北省縣域科技創(chuàng)新能力的評價

在弗里曼提出的國家創(chuàng)新體系中，企業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新主體，政府是創(chuàng)新體系協(xié)調(diào)機構(gòu)，為企業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)構(gòu)造良好的政策環(huán)境并為之提供財政支撐；還有作為科學(xué)技術(shù)知識轉(zhuǎn)移和擴(kuò)散中介服務(wù)機構(gòu)。以此為基礎(chǔ)，再參考國內(nèi)外已有的科技創(chuàng)新體系理論，構(gòu)建了縣域科技創(chuàng)新體系的理論框架，見圖1。

圖1 縣域科技創(chuàng)新體系理論框架

基于以上理論框架，“河北省縣域科技創(chuàng)新躍升評價指標(biāo)體系”包括創(chuàng)新投入、創(chuàng)新主體、創(chuàng)新條件、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新管理等5個一級指標(biāo)和17個二級指標(biāo)能夠全面考察縣域科技創(chuàng)新能力。因此本部分基本遵循該指標(biāo)體系，剔除可能導(dǎo)致多重共線性的“高新技術(shù)企業(yè)數(shù)量”“科技型中小企業(yè)數(shù)量”兩個指標(biāo)和“農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營率”指標(biāo)，以另外14個指標(biāo)作為科技創(chuàng)新能力評價指標(biāo)。同時，創(chuàng)新活動的開展離不開一定的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平的依托，故本文用各縣人均GDP代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。鑒于上述考慮，最終從企業(yè)科技創(chuàng)新能力、政府政策扶持力度和科技創(chuàng)新環(huán)境績效三個維度，選擇了15個指標(biāo)對河北縣域科技創(chuàng)新能力進(jìn)行評價。

該指標(biāo)體系中，企業(yè)的創(chuàng)新投入從規(guī)上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出占主營業(yè)務(wù)收入的比重和規(guī)上工業(yè)企業(yè)建立研發(fā)機構(gòu)比例兩方面衡量(二者分別反映了企業(yè)的創(chuàng)新投入水平和企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動能力)；企業(yè)的創(chuàng)新效果用千家工商注冊企業(yè)中高新技術(shù)企業(yè)和科技型中小企業(yè)的數(shù)量(兩個指標(biāo)反映了創(chuàng)新主體的培育及發(fā)展水平情況)以及規(guī)上高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值占規(guī)上工業(yè)增加值比重(此指標(biāo)反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(biāo)反映政府的財政支持水平；用科技管理機構(gòu)的設(shè)立情況、科技管理創(chuàng)新情況以及獲得的省級以上的項目數(shù)量和獎勵情況來評價政府的創(chuàng)新管理能力。科技創(chuàng)新環(huán)境是科技創(chuàng)新活動周圍的條件和境況的總和，它包括宏觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和科技創(chuàng)新服務(wù)支撐等。以上文提到的各縣人均GDP代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量創(chuàng)新服務(wù)支持績效；以反映著縣域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)服務(wù)體系、研究開發(fā)體系、創(chuàng)新活動密集情況的省級以上創(chuàng)新服務(wù)機構(gòu)數(shù)量、省級以上研發(fā)平臺數(shù)量、萬人有效發(fā)明專利擁有量以及省級以上創(chuàng)新園區(qū)、基地數(shù)量四個指標(biāo)來測度。

綜上，構(gòu)建了縣域科技創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系，見表1。

表1 河北省縣域科技創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系

指標(biāo)體系中，“科技管理機構(gòu)情況”綜合考慮科技局設(shè)置情況(獨立的科技局、合署辦公、撤并(對外加掛牌子))、科技創(chuàng)新工作領(lǐng)導(dǎo)小組成立情況，以及編制數(shù)、領(lǐng)導(dǎo)職數(shù)、實際工作人員數(shù)等。“爭取上級支持與獎勵”為取得的所有科技相關(guān)的項目與獎勵，如科技進(jìn)步獎等；“科技管理創(chuàng)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(biāo)準(zhǔn)和量化來源為內(nèi)部數(shù)據(jù)。

二、縣域科技創(chuàng)新關(guān)鍵因素分析

對河北省168個縣(市)2017年的創(chuàng)新活動的15個指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后，為各指標(biāo)的統(tǒng)計性描述，見表2。運用SPSS軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行了主成分分析，得到主成份的得分系數(shù)矩陣，見表3。

表2 變量基本統(tǒng)計性質(zhì)描述

續(xù)表2

KMO檢驗和Bartlett球型假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，KMO數(shù)值為0.723，大于0.7，而Bartlett球形假設(shè)檢驗值在1%的水平下顯著。進(jìn)而通過主成分分析，可以得出特征值及貢獻(xiàn)率，見表4。

表4 主成分分析結(jié)果

由表4可知，前五個主成分的貢獻(xiàn)率之和達(dá)到81.734%，因此樣本數(shù)據(jù)中有五個主成分，設(shè)為F1～F5，基于特征值與貢獻(xiàn)率和已確定的主成分，計算出河北省各縣域科技創(chuàng)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(gòu)成。從第一主成分看，對縣域科技創(chuàng)新能力起著關(guān)鍵作用的因素有二：一是管理水平；二是省級以上研發(fā)平臺、創(chuàng)新服務(wù)機構(gòu)、創(chuàng)新園區(qū)。后者則很大程度上取決于科技創(chuàng)新管理水平。

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

第三主成分F3由X4、X3、X13構(gòu)成。起主導(dǎo)因素的仍然是創(chuàng)新主體。

第四主成分F4由X1、X2、X4、X3構(gòu)成。可歸于企業(yè)研發(fā)活動的特征和創(chuàng)新主體兩個方面。

第五主成分F5由X5、X1、X6因素構(gòu)成。

綜合五個主成分的評價結(jié)果，縣域創(chuàng)新管理水平(含平臺、基地數(shù)量等)和縣域創(chuàng)新主體為縣域科技創(chuàng)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(chuàng)新空間特征分析

在現(xiàn)實世界中，特別是遇到空間數(shù)據(jù)問題時，獨立觀測值并非普遍存在，不同區(qū)域之間的創(chuàng)新行為相互影響，對創(chuàng)新活動的研究需考慮空間效應(yīng)。因此，首先需要驗證不同區(qū)域的科技創(chuàng)新在空間上的自相關(guān)性和集聚現(xiàn)象是否存在。筆者運用Moran’s I指數(shù)檢驗縣域科技創(chuàng)新空間相關(guān)性和聚集性。Moran’s I指數(shù)通常用以對空間溢出效應(yīng)的測算。Moran’s I的值一般在-1到1之間，大于0代表正相關(guān)，小于0代表負(fù)相關(guān)，該值越大，表明各個縣區(qū)之間的科技創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)越強。Moran’s I統(tǒng)計量分為全局指標(biāo)(Global Moran’s I)和局部指標(biāo)(Local Moran’s I或LISA)，前者用于驗證在整個研究區(qū)域內(nèi)某一要素是否存在空間自相關(guān)，后者用于分析局部小區(qū)域單元上的某種現(xiàn)象或?qū)傩灾蹬c相鄰局部小區(qū)域單元上的同一現(xiàn)象或?qū)傩灾档南嚓P(guān)程度。

(一) 空間權(quán)重矩陣

本文選取邊界因素和經(jīng)濟(jì)距離來表述空間特征。邊界因素考慮邊界是否相鄰；經(jīng)濟(jì)距離考慮經(jīng)濟(jì)活動是否相似。

(1)W1：邊界因素(邊界是否相鄰，然后標(biāo)準(zhǔn)化)。

(2)W2：經(jīng)濟(jì)距離Ⅰ。

(3)W3：經(jīng)濟(jì)距離Ⅱ。

(4)W4：經(jīng)濟(jì)距離Ⅰ&邊界因素。

如果兩縣相鄰，則：

(5)W5：經(jīng)濟(jì)距離Ⅱ&邊界因素。

如果兩縣相鄰，則：

(二)全局Moran’s I指數(shù)

全局指標(biāo)Global Moran’s I的計算公式為：

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

表5 全局空間莫蘭指數(shù)集聚結(jié)果

從上述模型結(jié)果可以看出，縣域科技創(chuàng)新具有顯著的正向空間集聚性。

(三)局部Moran’s I指數(shù)

全局Moran’s I指數(shù)反映的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動的空間自相關(guān)性，通過上述的分析可以看到，科技創(chuàng)新的具有較強的空間集聚性。但全局莫蘭指數(shù)也存在著不足，它不能反映各個地區(qū)的空間相依情況；即它不能反映具體是哪些區(qū)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(shù)來檢驗各地區(qū)與周圍地區(qū)的相依情況。局部指標(biāo)LISA的計算公式為[7]：

局部指標(biāo)LISA的計算結(jié)果可以采用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)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(chuàng)新活動的空間溢出效應(yīng)越強；Z值越低，代表縣域之間創(chuàng)新活動的空間溢出效應(yīng)越弱；如果Z值為負(fù)，則意味著一個地區(qū)的創(chuàng)新活動給相鄰地區(qū)帶來的更多是擠出效應(yīng)而非溢出效應(yīng)。

為進(jìn)一步分析縣域創(chuàng)新活動的空間相互依存情況，有必要對縣域創(chuàng)新活動的聚集類型進(jìn)行分類：第一類為H-H，表示縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)高的地區(qū)的周圍也是縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)高的地區(qū)，某縣和相鄰縣域呈現(xiàn)出正的局部相關(guān)性；第二類為L-H，表示縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)低的地區(qū)的周圍是縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)高的地區(qū)，某縣和相鄰縣域呈現(xiàn)出負(fù)的局部相關(guān)性；第三類為L-L，表示縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)低的地區(qū)的周圍也是縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)低的地區(qū)，某縣和相鄰縣域呈現(xiàn)出正的局部相關(guān)性；第四類為H-L，表示縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)高的地區(qū)的周圍是縣域創(chuàng)新活動的指數(shù)低的地區(qū)，某縣和相鄰縣域呈現(xiàn)出負(fù)的局部相關(guān)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(gòu)建局域Moran’s I指數(shù)，得出縣域科技創(chuàng)新集聚四種模式下的數(shù)量，見表6。

表6 局部空間莫蘭指數(shù)集聚結(jié)果

結(jié)果表明，H-H和L-L的類型占絕對比重，即縣域科技創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)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(chuàng)新水平高所產(chǎn)生的集聚數(shù)量略多于L-L集聚數(shù)量。同時，在僅考慮經(jīng)濟(jì)距離(即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相似性)時，H-H縣域科技創(chuàng)新水平高所產(chǎn)生的集聚數(shù)量低于L-L集聚數(shù)量。即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)時，縣域科技創(chuàng)新水平低的集聚效應(yīng)更為明顯。在綜合考慮W5邊界因素和經(jīng)濟(jì)因素時，H-H縣域科技創(chuàng)新水平高所帶來的集聚數(shù)量略多于L-L集聚數(shù)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(jié)果分析

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

五、縣域科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率測度

(一)模型設(shè)計

為探討縣域科技創(chuàng)新對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，基于投入產(chǎn)出法構(gòu)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(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，x為各縣區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平，gov為政府收支狀況；lif為基礎(chǔ)設(shè)施水平；ex為各縣區(qū)出口規(guī)模，cit為各縣區(qū)城鎮(zhèn)化水平，α、β為估計系數(shù)，為殘差項。

(二)變量說明

被解釋變量：縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，與現(xiàn)有通用文獻(xiàn)相同，用河北各個縣區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)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(jìn)行對數(shù)化的處理，用符號LGDP表示。

解釋變量：縣域科技創(chuàng)新水平。該指標(biāo)的構(gòu)建是基于本文第3部分主成分分析結(jié)果。

控制變量：政府收支狀況，用政府財政收入與支出比值進(jìn)行測度，以符號gov表示；基礎(chǔ)設(shè)施水平以公路里程的對數(shù)值進(jìn)行測算，用符號lif表示；出口規(guī)模，以各個縣區(qū)當(dāng)年出口額度并以當(dāng)年匯率換算成人民幣，并取對數(shù)的方式進(jìn)行計算，用符號lex表示；城鎮(zhèn)化水平以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎販y算，以cit表示。

其中，上述數(shù)據(jù)均來自于河北省統(tǒng)計年鑒，變量描述分析結(jié)果見表7。

表7 變量描述分析結(jié)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(guān)程度過高而產(chǎn)生估計結(jié)果偏誤，本文首先對各變量是否存在多重共線性問題進(jìn)行檢驗，結(jié)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(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是主要變量縣域技術(shù)創(chuàng)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(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，即表明cit、gov、lif、x、lex這幾個變量不存在嚴(yán)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(jìn)行逐步回歸，見表9。

表9 模型回歸結(jié)果

(四)結(jié)果分析

具體地，第一列為單獨考慮x與LGDP之間的影響關(guān)系，其中x的系數(shù)為0.807，并且該值在1%的水平顯著為正，表明科技創(chuàng)新效率水平每提高一個單位，會使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展提高0.807%。第二列為在x的回歸基礎(chǔ)上加入gov的回歸結(jié)果，其中x系數(shù)為0.557，在1%的水平仍顯著為正，表明技術(shù)效率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向關(guān)系的可靠性，同時gov的系數(shù)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(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第三列為再引入基礎(chǔ)設(shè)施lif的結(jié)果，其中l(wèi)if的系數(shù)在1%的水平下也顯著為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施水平對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。第四列為再次引入出口規(guī)模ex的估計，ex的系數(shù)也顯著為正，表明對外出口規(guī)模的擴(kuò)張也有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。第五列則為加入x和所有控制變量的估計結(jié)果，結(jié)果顯示x的系數(shù)仍顯著為正，并且城鎮(zhèn)化cit的符號也顯著為正，以及其他控制變量系數(shù)也為正，一方面表明科技創(chuàng)新效率水平的提高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間正向相關(guān)性的高度穩(wěn)定，另一方面也表明政府收支規(guī)模越高，基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展越好，對外出口規(guī)模越寬泛，城鎮(zhèn)化水平越高，越有助于促進(jìn)各縣區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

結(jié) 論

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

第二，縣區(qū)間科技創(chuàng)新水平并不是隨機分布的，而是呈現(xiàn)集聚趨勢：一個縣區(qū)的科技創(chuàng)新水平的提升或下降會帶動其他縣區(qū)科技創(chuàng)新水平提升或下降。同時，由于縣域科技創(chuàng)新存在較強的空間溢出性，各個縣區(qū)要尋求較好的空間協(xié)同伙伴，進(jìn)而帶來協(xié)同溢出效應(yīng)。由于市級政府天然地具有推進(jìn)縣區(qū)空間協(xié)同和經(jīng)濟(jì)協(xié)同的優(yōu)勢，市級科技管理部門理應(yīng)在推進(jìn)縣域科技創(chuàng)新能力的過程中發(fā)揮更大的作用，市一級頂層設(shè)計的統(tǒng)籌性需要進(jìn)一步增強。

第三，在支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各項因素中，縣域科技創(chuàng)新對于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐效應(yīng)穩(wěn)定且效率值高。縣域科技創(chuàng)新效率水平每提高1個單位，縣域經(jīng)濟(jì)水平提高0.807個百分點。

綜合上述三方面結(jié)論，得出以下科技創(chuàng)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(chuàng)新動力；尤其是由于科技創(chuàng)新的投入周期長、回報難以預(yù)估，越是在“縣域”這樣的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，越要靠政府去引導(dǎo)和推動。另一方面是通過大力推動企業(yè)創(chuàng)新，激發(fā)科技創(chuàng)新內(nèi)力。此外，要充分發(fā)揮市級政府在推進(jìn)縣域科技創(chuàng)新中的統(tǒng)籌作用，實現(xiàn)市級層面的協(xié)同效應(yīng)。