科技推廣服務業對區域創新效率的影響
——以東部三大城市群為例

葉堂林，李 璐，王雪瑩

(首都經濟貿易大學 城市經濟與公共管理學院，北京 100070)

0 引言

創新是引領發展的第一動力，科技創新在全面創新中發揮引領作用。科技是國之利器，國家賴之以強，企業賴之以贏，人民生活賴之以好。科技創新不僅是大國戰略博弈的重要戰場，更是引領我國經濟高質量發展的核心驅動力。進入21世紀以來，全球科技創新進入空前密集活躍期，我國科技創新能力不斷增強，逐步實現由“跟并跑”到部分領域“領跑”的轉變。2020年9月，世界知識產權組織發布的《2020年全球創新指數報告》指出，中國創新指數排名由2010年的第21位提升至2020年的第14位，并且擁有17個全球領先的科技集群。我國科技實力正處于從量的積累向質的飛躍、點的突破向系統能力提升的重要時期，在有限創新資源投入的基礎上提高創新效率、提升創新產出數量與質量，成為實現創新驅動發展的關鍵。東部三大城市群作為我國加快創新型國家建設和參與全球競爭的重要空間載體，當前仍面臨創新資源空間分布不均、供需信息渠道不暢通、創新成果轉化不足、創新生態系統構建不完善等諸多問題，制約了城市群創新效率提升，也影響了我國創新驅動發展戰略實施。促進科技服務業發展，成為解決上述問題的重要路徑。“十四五”規劃強調，要完善企業創新服務體系，推進創新創業機構改革，建設專業化市場化技術轉移機構和技術經理人隊伍。科技服務業為創新主體提供知識、技術及信息等服務，助力其開展知識創造、產品創新和成果轉化，推動區域創新生態培育和打造。那么，城市群創新效率是否會受到科技推廣服務業發展的影響？如果答案是肯定的，其作用機制是怎樣的？對于擁有不同創新能力和處于不同經濟發展階段的地區創新效率是否具有異質性作用？東部三大城市群不僅是我國經濟發展的三大引擎，且在我國眾多城市群中，其創新要素最為集聚、創新發展最為顯著，肩負著加快我國創新驅動發展的重要任務。因此，以東部三大城市群為研究對象，探討科技推廣服務業對區域創新效率的影響，不僅有助于提升東部三大城市群及我國其它地區創新效率，對高效整合利用我國科技創新資源、建設創新型國家亦具有重要現實意義。

1 文獻綜述

本文將重點圍繞創新效率內涵及影響因素，對已有文獻進行系統梳理：一方面，為后續實證分析奠定理論基礎；另一方面，對既有研究不足進行補充與豐富。

20世紀50年代，Koopmans[1]首次提出“技術效率”(Technical Efficiency)概念，即投入既定情況下實現產出最大化或產出既定情況下實現投入最小化的能力。Afriat[2]認為，技術創新效率是在給定創新投入下創新產出與最大產出的距離。區域創新是指在特定區域范圍內發生的所有創新活動，是具有區域性和社會性相互作用的過程。區域創新效率反映一個地區在創新活動過程中投入與產出間的轉化關系，其數值可表征區域創新活動的集約化水平(李政，楊思瑩，2018)，科技創新效率則反映一個區域運用和整合科技創新資源的能力[3]。城市群是創新發展的重要空間載體，近年來學術界對創新效率的研究逐漸轉向城市群層面，包括測度和分析某城市群整體創新效率與城市群內各城市創新效率，以及多個城市群創新效率的測度與對比分析。

學術界多采用隨機前沿模型、Tobit模型、空間計量模型等方法對創新效率的影響因素進行研究，發現創新效率受外在環境和內在環境的雙重影響，各類因素均以創新環境作為傳遞介質。其中，外在環境包括政策環境(財政分權、政府支持等)[3]、市場環境(資源配置強度、企業規模、勞動者投入及素質等)、經濟環境(對外開放程度、金融市場、創新水平、產業結構及產業布局差異等)和基礎設施環境等[4-6]；創新內在環境包括創新聯系[7]、創新意識、創新基礎及創新數量等[8]。在研究創新效率影響因素的基礎上，學者們還進一步探討了影響因素的作用機制。如將互聯網納入區域創新效率提升分析框架，研究發現，互聯網可通過加速人力資本積累、金融發展和產業升級間接對區域創新效率產生積極影響(韓先鋒，宋文飛，李勃昕，2019)。科技服務業作為區域創新環境的重要構成部分，對創新的影響也備受學術界關注。有研究發現，科技服務業規模、服務水平及信息化程度對區域創新能力具有不同程度的正向影響(張振剛，李云建，陳志明，2013)。還有部分學者重點探究了科技服務業集聚對創新的影響。如朱文濤、顧乃華[9]實證發現，科技服務業集聚通過知識、技術溢出以及競爭效應提升本地創新水平；曹允春、王尹君[10]研究認為，科技服務業集聚與科技創新之間存在先抑后揚的“U”型關系；秦松松、董正英[11]研究發現，科技服務業多樣化集聚能顯著提升東部、中部地區的創新水平，科技服務業專業化集聚更利于西部地區創新水平提升。針對創新效率的影響，當前研究多聚焦于科技服務業集聚對企業創新效率的作用分析[12]。

通過對已有文獻的梳理，本文可能存在的貢獻如下：①當前有關科技服務業對創新影響的研究多集中于區域創新能力及水平提升方面，較少涉及區域創新效率，且尚未將科技推廣及相關服務業單獨納入創新效率研究框架進行深入探究；②從線性、非線性機制兩個層面全面探究科技推廣服務業發展對區域創新效率的影響，找尋具有不同創新能力和處于不同經濟發展階段的城市創新效率提升路徑，為東部三大城市群提升創新效率提供科學依據；③使用企業大數據作為統計數據的有效補充，將科技推廣和應用服務業細分為技術推廣服務業、知識產權服務業、其它科技推廣服務業等進行更深入、細致的研究。

2 東部三大城市群創新效率測度分析

為探究科技推廣服務業對區域創新效率的影響，首先對東部三大城市群創新效率進行測度分析。當前，創新效率的測度方法大體可分為非參數法和參數法兩種，相較于非參數法，參數法即隨機前沿方法(SFA)因建立在生產函數基礎上，考慮了經濟活動生產過程，并能夠直接刻畫外部因素對生產活動及其效率損失的影響(白俊紅，卞紅超，2016)，從而被學者們廣泛運用到工業行業技術創新效率[13]、區域創新效率[14]測算中。在此，本文選取隨機前沿分析方法(SFA)對東部三大城市群整體創新效率及城市群內部各城市創新效率進行測度。

Battese&Coelli[15]于1992年提出面板數據的隨機前沿生產函數，該函數具有固定效應，假設其服從截斷正態隨機變量分布，允許隨時間變化，因此該估計方法得到了國內外學者的廣泛應用(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)的估計方法對創新效率進行研究，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)

創新效率(TE)為實際產出期望與前沿面產出期望的比值：

(2)

創新效率(TEit)處于(0,1]內，當Uit=0時，TEit=1，表示決策單元處于生產前沿，技術有效；當Uit>0時，TEit<1，技術無效。

采用隨機前沿分析方法對城市創新效率進行測度，需要建立科學的體系。在創新產出方面，專利作為衡量區域創新活動產出水平的可靠指標(韓先鋒等人，2019)，被廣泛應用于區域創新效率測度，包括申請專利授權、有效發明專利數等。此外，新產品銷售收入、技術市場成交額等也常被作為創新產出的考核指標[16-17]，但由于部分地級市未公布上述兩個數據，導致指標使用受限。因此，本文選取專利授權數衡量創新產出。在創新投入方面，一般包括人力和資本兩類要素，學者們普遍選取R&D人員折合全時當量[18]、科技活動人員數[19-20]等衡量創新人員投入。相較于人員數，R&D人員折合全時當量能有效反映區域創新系統中研發人員的實際勞動投入水平，因此本文選取R&D人員折合全時當量衡量R&D人力投入；關于R&D資本投入，本文采用永續盤存法估算得出的R&D資本存量進行衡量。永續盤存法的計算公式為RDKi,t=Ii,t+(1-δ)RDKi,t-1，其中，RDKi,t為i地區t時期的R&D資本存量，Ii,t為i地區t時期的R&D內部經費支出，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由計算公式Ii,0/(δ+gi)確定,其中gi為i地區R&D經費支出的年均增長率。選取2010-2019年我國東部三大城市群的49個城市作為研究對象，數據主要來源于各地統計年鑒、統計公報、政府官方網站，部分缺失數據采用線性插值等方法補齊。

在隨機前沿分析模型(SFA)中生產函數通常選擇柯布-道格拉斯生產函數或超越對數生產函數，可通過γ取值選擇模型生產函數。γ越接近于0，說明生產函數更易受到隨機誤差的影響，因此使用隨機前沿模型是無效的；γ越接近于1，說明生產函數更易受到技術非效率項的影響，因此使用隨機前沿模型是有效的。本文采用Frontier4.1軟件，分別對基于超越對數生產函數的隨機前沿模型和基于柯布-道格拉斯生產函數的隨機前沿模型進行測算。采用廣義似然比統計量LR檢驗模型的適宜性，超越對數生產函數無顯著優勢。同時，對估計結果的系數和顯著性進行觀察，考慮到投入變量只有經典的人力要素和資本要素兩個指標，故認為基于柯布-道格拉斯生產函數的隨機前沿模型更適合我國東部三大城市群創新效率的測算。在柯布-道格拉斯生產函數形式下，本文采用的隨機前沿模型為：

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新效率的測度結果見表1。結果表明，2010-2019年我國東部三大城市群的創新效率逐年提升。其中，京津冀城市群創新效率由0.13提升至0.49，長三角城市群創新效率由0.53提升至0.80，珠三角城市群創新效率由0.23提升至0.60。東部三大城市群中，長三角城市群創新效率最高，其次為珠三角城市群、京津冀城市群，且京津冀城市群創新效率與長三角城市群、珠三角城市群存在較大差距。作為我國科技創新的核心空間載體，如何提升城市群創新效率、“強強聯合”建設創新型國家是新時代我國創新驅動發展的核心要義。

表1 2010-2019年東部三大城市群創新效率測度結果Tab.1 Innovation efficiency measurement results of the three major eastern urban agglomerations from 2010 to 2019

3 研究設計

3.1 理論分析與研究假設

科技服務業具有加速科技信息傳播、提供專業化增值服務、整合科技創新資源、加快技術轉移、推動科技創新成果轉化等功能，在區域創新甚至國家創新系統中發揮重要作用。按照《國家科技服務業統計分類(2018)》，科技推廣及相關服務是科技服務業的七大組成部分之一，涵蓋技術推廣服務、科技中介服務、創業空間服務、知識產權服務、科技法律服務、科技公證服務等。科技推廣及相關服務發揮著聯接科技創新活動和現實生產力的重要作用，有助于促進科技服務業集聚發展，是深化科技創新、加快創新成果轉化的重要舉措[10]。本文將重點分析科技推廣服務業發展對區域創新效率的作用機理，并據此提出研究假設。

科技推廣服務業促進創新效率提升的線性作用機制主要包括兩方面：

一是直接機制，即科技推廣服務業對區域創新效率的直接影響。第一，提供專業化服務，降低科技創新生產和交易成本，提高創新效率。科技推廣服務業通過多樣化的信息獲取手段，為創新主體提供專業化服務，幫助其降低與外界的技術交易費用及信息搜尋成本，降低創新活動中的不確定性，以形成穩定的創新收益預期，提高創新要素生產率。第二，促進知識和技術的轉移擴散，改善區域創新環境。作為創新主體在自主創新過程中獲取外部信息和技術的關鍵渠道，科技推廣服務業能夠加速知識技術等創新資源跨區域流動，增加區域知識積累、提高知識溢出水平。科技創新具有較高的互動性，各創新主體在交流互動過程中會產生大量隱性知識，隨著科技推廣服務業的集聚，知識與信息的流動會更加便捷，促進隱性知識顯性化，從而推動知識與技術的深度創新。第三，促進區域科技創新企業培育與發展。科技推廣服務業為創新主體提供所需的創新服務并營造良好的創新氛圍，不僅有助于現有科技創新企業發展與擴張，還會提升區域對新設科技創新企業的吸引力，具體見圖1。從具體行業看，技術推廣服務業有助于將新技術、新產品、新工藝直接推向市場，加快科技創新成果轉化，進而提高區域創新效率；而知識產權服務業通過保護具有非排他性知識免受模仿者侵害，維護區域創新秩序，有效激勵創新，從而有助于提升區域創新效率。

圖1 科技推廣服務業對區域創新效率的直接影響機制Fig.1 Direct influence mechanism of the development of science and technology promotion service industry on regional innovation efficiency

二是間接機制，即科技推廣服務業對區域創新效率的間接影響。在知識經濟時代，科技服務業擔負著改造和優化生產力的重任，是現代服務業的重要組成部分，以及促進產業結構升級優化的關鍵行業。科技推廣服務業有助于推動區域服務業高端化，促進區域創新資源配置效率及知識積累水平提升，增強區域科技創新能力，并通過助力技術轉移和成果孵化向區域內導入新技術范式，促進區域傳統產業轉型升級及新興產業培育，催生新模式、新產品和新業態，推動產業鏈向中高端攀升。產業結構優化升級的本質是生產要素從低效率生產部門流向高效率生產部門，在這個過程中創新資源的空間重置必然會對技術創新效率產生影響[23]。此外，產業結構升級也會對創新部門提出更高要求，倒逼其進行技術革新，從而促進區域創新效率提升，具體見圖2。

圖2 科技推廣服務業對區域創新效率的間接影響機制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，針對創新效率影響因素的作用機制，本文提出第一個研究假設。

H1：科技推廣服務業發展不僅能直接提升我國東部三大城市群創新效率，還能通過促進產業結構升級間接驅動區域創新效率提升。

上文從線性影響視角分析了科技推廣服務業促進創新效率提升的作用機理，那么科技推廣服務業與創新效率間是否存在非線性作用機制？具有不同創新能力或處于不同經濟發展階段的地區，其科技推廣服務業需求及作用潛力也會有所不同。高需求將刺激科技推廣服務業不斷提升服務能力，向區域提供更優質、便捷和高端的科技服務，從而促進區域創新發展，區域創新活動增多又會引致科技推廣服務需求。科技推廣服務業對區域創新效率的作用也會因自身發展規模不同而存在差異。具體表現為：當一個地區創新能力較弱時，其對科技服務業的引致需求較低，導致科技推廣服務業發展受限、規模較小、信息獲取成本較高、知識技術擴散范圍較小，創新溢出效果不明顯；當區域創新能力提升到一定水平后，對科技服務業的需求不斷增大，推動科技推廣服務業發展。隨著科技推廣服務業發展廣度和深度不斷拓展，信息技術交流、獲取的交易成本逐漸降低，此時邊際成本下降而邊際效益增大，對創新效益的影響較顯著。對于處于不同經濟發展階段的不同區域，科技推廣服務業發展對區域創新效率的作用也存在差異。其中，處于較高經濟發展階段的地區，其科技服務業特別是科技推廣服務業起步早、規模大，在科技信息傳遞、科技創新資源整合等方面的作用已發揮到極致，挖掘空間不大；而處于較低經濟發展階段的地區，其科技推廣服務業發展尚不充分，存在較大發展空間，因此發展科技推廣服務業對提升區域創新效率的影響更顯著。

基于上述分析，本文針對創新效率影響因素的作用機制提出第二個假設。

H2：科技推廣服務業對具有不同創新能力或處于不同經濟發展階段的城市具有異質性作用，即當一個地區創新能力達到一定水平時，科技推廣服務業才會對區域創新效率提升產生積極的促進作用；處于高經濟發展階段的地區，其科技推廣服務業對區域創新效率提升的作用弱于低經濟發展階段地區。

3.2 模型設定

將科技推廣服務業納入區域創新效率影響因素分析框架中，構建基本計量模型。

lntei,t=βc+β1lntsi,t+βzlnZi,t+μi+εi,t

(4)

其中，i表示地區，t表示時期；tei,t表示創新效率，tsi,t表示科技推廣服務業發展水平，向量Z為影響創新效率的其它特征變量，μi表示不可觀測的個體固定效應，εi,t為隨機擾動項。為消除異方差影響，對各變量取對數。

為探究科技推廣服務業中各細分行業對區域創新效率的影響，計量模型拓展如下：

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

(5)

其中，tpi,t、ipi,t、opi,t表示技術推廣服務業、知識產權服務業和其它科技服務業發展水平，其它變量含義同式(4)。

基于科技推廣服務業直接影響創新效率的分析，進一步探討是否存在間接影響機制，引入中介變量——產業結構(str)，考慮到科技推廣服務業對產業結構升級的影響可能存在一定滯后性，故構建中介效應模型如下：

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業對產業結構的作用，式(7)將科技推廣服務業與產業結構同時納入模型，考察其對創新效率的影響。

考慮到科技推廣服務業對區域創新效率的影響可能會隨著城市創新能力或經濟發展水平處于不同階段而呈現不同特點，即變量間可能存在非線性關系，Hansen[24]利用非動態平衡面板數據構建了個體固定效應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，對門限效應的顯著性進行檢驗，從而保證門限值的科學性和可靠性[25]。鑒于此，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻回歸模型對非線性機制進行檢驗，構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，根據門檻值可將研究樣本劃分為多個區間，I(·)為指示函數，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門檻值，以兩門檻值模型為例對模型進行拓展。

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

(9)

其中，ω1<ω2，兩門檻模型的計算過程與單門檻類似。

3.3 變量說明與數據來源

被解釋變量為創新效率(te)，本文應用SFA方法對我國東部三大城市群創新效率進行測算。

核心解釋變量為科技推廣服務業發展水平(ts)。由于各地統計口徑不一致，既有研究往往采用各類替代指標衡量科技服務業發展水平，如采用技術轉移成交額和研發經費支出作為科技服務業增加值的替代指標[26]，還有學者采用信息傳輸計算機服務和軟件業、租賃和商務服務業、科學研究技術服務和地質勘查業等行業增加值衡量科技服務業產業規模(張振剛等，2013)。本文采用科技推廣及應用服務業在營企業注冊資本額反映地區科技推廣服務業發展水平，并將科技推廣及應用服務業細分為技術推廣服務(tp)、知識產權服務(ip)、其它科技服務(op)。相較于以往指標，該指標具有統計口徑一致、數據齊全，并可進行行業細分等優點。

中介變量為產業結構(str)。產業結構表示地區產業構成，由于各地區比較優勢和規模效應不同，產業結構亦存在差異。參考劉湘云和周铚翔[27]的做法，選取第三產業增加值占地區生產總值的比重反映各地區產業結構。

借鑒范德成、谷曉梅[28]的研究，選取4個控制變量：對外開放(ope)、政府科技投入(sci)、政府教育投入(edu)、經濟發展水平(pci)。其中，選取實際利用外資金額表征對外開放水平，選取城鎮居民人均可支配收入表征經濟發展水平，選取財政科學技術支出占GDP的比重表征政府科技投入，選取財政教育支出占GDP的比重表征政府教育投入。同時，為保證數據有效性，對實際利用外資金額、城鎮居民人均可支配收入兩項指標進行平減處理。指標數據主要來源于龍信企業數據平臺、各地統計年鑒、統計公報、政府官方網站，缺失數據采用線性插值等方法補齊。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸分析

在回歸分析前，運用方差膨脹因子法進行多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，所有變量中VIF均小于經驗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題。對于采用何種估計方式，經F檢驗、LM檢驗和Hansman檢驗發現，基于固定效應模型進行估計最為科學。其中，模型1為科技推廣服務業對東部三大城市群創新效率的影響，模型2為科技推廣服務業的3個細分行業(技術推廣服務、知識產權服務、其它科技服務)對我國東部三大城市群創新效率的影響。

根據模型1，在1%的顯著性水平上科技推廣服務業對東部三大城市群的創新效率具有正向影響，且系數為0.117，即科技推廣服務業對東部三大城市群創新效率提升具有顯著促進作用。模型2表明，技術推廣服務業和其它科技服務業對東部三大城市群的創新效率不存在顯著影響，而在10%的顯著性水平上知識產權服務業對東部三大城市群創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展規模影響，東部三大城市群技術推廣服務業、知識產權服務業和其它科技服務業發展對創新效率提升的作用存在較大差異，影響了其對整體創新效率作用的結論。為驗證該結論的合理性，本文從區域異質性視角展開進一步分析。

為深入探討科技推廣服務業及其細分行業對區域創新效率的多元化影響，本文進一步探究京津冀、長三角和珠三角城市群科技推廣服務業及其細分行業對創新效率的異質性影響。表2中，模型3-5分別表示京津冀、長三角和珠三角城市群科技推廣服務業對創新效率的影響；模型6-8則分別表示三大城市群科技推廣服務業細分行業對創新效率的影響。

表2 東部三大城市群創新效率影響因素的面板回歸結果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業對創新效率均具有顯著正向影響，在一定程度上驗證了科技推廣服務業對創新效率的積極影響具有穩健性；從作用強度看，在1%的顯著性水平上京津冀城市群的相關系數為0.150，在5%的顯著性水平上珠三角城市群的相關系數為0.076，而長三角城市群的科技推廣服務業發展對創新效率不存在顯著影響，表明科技推廣服務業對創新效率的影響存在區域異質性。從科技推廣服務業細分行業看，模型6表明，京津冀城市群的技術推廣服務業、知識產權服務業和其它科技服務業均會對區域創新效率產生顯著影響。其中，在1%的顯著性水平上技術推廣服務業顯著為正，且相關系數為0.215；在10%的顯著性水平上知識產權服務業顯著為正，且系數為0.006，而其它科技服務業顯著為負，且系數為-0.027。原因在于，京津冀城市群的市場化程度較低，科技推廣服務業的發展空間及作用紅利較大，技術推廣服務業和知識產權服務業的發展均能夠顯著促進創新效率提升，而其它科技服務業對創新效率的促進作用尚未顯現。根據模型7，在5%的顯著性水平上長三角城市群的知識產權服務業發展對其創新效率具有顯著促進作用，而技術推廣服務業和其它科技服務業對長三角城市群創新效率無顯著影響。根據模型8，珠三角城市群技術推廣服務業、知識產權服務業和其它科技服務業3個細分行業的發展對其創新效率的影響均不顯著。因此，作為市場化程度最高的城市群，只有協同發展科技推廣服務業才能促進創新效率提升。

4.2 作用機制檢驗

本文將產業結構(str)納入實證模型，檢驗科技推廣服務業是否通過產業結構影響創新效率。其中，模型9為基準回歸模型，模型10和模型12分別為當期、滯后一期的科技推廣服務業對產業結構的影響，模型11和模型13分別為以當期、滯后一期產業結構為中介變量的估計結果。采用溫忠麟、葉寶娟(2014)在修訂Baron & Kenny(1986)的逐步檢驗法基礎上提出的中介效應檢驗方法進行檢驗。

模型9-13表明，科技推廣服務業可通過對產業結構的積極影響間接提升區域創新效率。模型9的估計結果顯示，科技推廣服務業對我國東部三大城市群的創新效率存在顯著影響；根據模型10和模型11，科技推廣服務業對產業結構的作用顯著，在1%的顯著性水平上系數為0.065，同時，中介變量也在1%的顯著性水平上系數為0.292，說明間接效應顯著。模型11的估計結果顯示，科技推廣服務業對我國東部三大城市群的創新效率存在顯著影響，在1%的顯著性水平上系數調整為0.098，說明直接效應顯著，并非只存在中介效應。上述檢驗結果證明，產業結構存在部分中介效應，由科技推廣服務業引致的產業結構升級的中介效應占總效應的比值為16.14%。根據模型12，滯后一期的科技推廣服務業對產業結構的作用顯著，表明科技推廣服務業對產業結構升級的影響具有一定延續性。根據模型13，滯后一期的產業結構也在5%的顯著性水平上系數為0.167，說明間接效應顯著，檢驗結果證明滯后一期的產業結構同樣存在部分中介效應。

上述分析結果驗證了假設H1，即科技推廣服務業不僅能直接提升我國東部三大城市群創新效率，還能通過促進產業結構升級間接驅動區域創新效率提升。

4.3 門檻效應檢驗

首先，選取創新能力作為門檻變量，分析科技推廣服務業對區域創新效率是否存在非線性影響。專利授權數是衡量創新能力的重要指標，本文采用每萬人專利授權數表征創新能力，能夠有效降低城市規模對創新產出的影響，更加準確地衡量城市創新能力。為克服人為劃分樣本區間造成的主觀偏差，科學確定門檻變量的門檻數和門檻值，采用Bootstrap反復抽樣400次計算F值、P值。結果表明，創新能力門檻變量顯著通過單一門檻檢驗，門檻值為0.812，說明科技推廣服務業對我國東部三大城市群創新效率的影響存在創新能力的單一門檻效應。

門檻回歸結果見表4。根據表4，當創新能力inno≤0.812時，即每萬人專利授權數低于0.812件，在10%的顯著性水平上科技推廣服務業對區域創新效率產生負向影響；當創新能力inno>0.812時，即每萬人專利授權數高于0.812件，在1%的顯著性水平上科技推廣服務業對區域創新效率具有顯著正向影響，且相關系數為0.106，表明科技推廣服務業對區域創新效率的影響需基于一定創新能力。當一個地區的創新能力較弱時，如2010-2012年部分年份的邯鄲、邢臺、張家口、承德、安慶等地創新需求較低，地區發展主要依靠傳統要素驅動，當地的科技推廣服務業發展不僅不會對區域創新效率產生積極影響，還存在抑制作用，只有當創新能力超過一定門檻值后，科技推廣服務業才能提升區域創新效率。此外，為避免內生性問題，借鑒Lucchetti & Palomba[29]、韓先鋒等(2019)將面板門檻數據模型調整為滯后期的做法，估計結果表明，考慮內生性問題后的估計結果與前文無明顯差別。

表3 東部三大城市群創新效率影響因素的中介效應估計結果Tab.3 Estimation results of the mediating effect of the factors influencing innovation efficiency of the three major eastern urban agglomerations

表4 創新能力為門檻變量的門檻估計結果Tab.4 Estimated results of innovation capability as a threshold variable

其次，選取經濟發展階段作為門檻變量，分析科技推廣服務業對區域創新效率是否存在非線性影響。人均地區生產總值(pgdp)在很大程度上反映了一個國家或地區的財富水平，能夠有效、準確地反映經濟發展階段的基本特征[30]，且考慮到數據有效性，本文采用經平減處理后的人均地區生產總值反映地區經濟發展所處階段。門檻效應檢驗結果表明，經濟發展階段門檻變量顯著通過了單一門檻檢驗，門檻值為39 764，說明科技推廣服務業對我國東部三大城市群創新效率的影響存在經濟發展階段的單一門檻效應。

門檻回歸結果見表5。根據表5，當經濟發展水平pgdp≤39 764時，即一個地區人均地區生產總值低于39 764元，在1%的顯著性水平上該地區科技推廣服務業對區域創新效率具有顯著正向影響，且相關系數為0.128；當經濟發展水平pgdp>397 64時，即一個地區人均地區生產總值高于39 764元，在1%的顯著性水平上科技推廣服務業對區域創新效率仍具有顯著促進作用，且相關系數為0.049，表明高經濟發展水平地區的科技推廣服務業對區域創新效率的提升作用弱于低經濟發展水平地區。原因在于，經濟發展水平提升能有效促進區域創新要素集聚及創新生態打造，助力各類創新主體不斷增強科技創新能力；同時，高經濟發展水平地區的科技推廣服務業發展更充分，而當科技推廣服務業發展到一定水平后，其對創新效率的影響存在規模報酬遞減效應。

表5 經濟發展階段為門檻變量的門檻估計結果Tab.5 Threshold estimation results with economic development stage as a threshold variable

上述分析結果驗證了假設H2，即科技推廣服務業對不同創新能力或不同經濟發展水平的城市具有異質性作用，即當一個地區創新能力達到一定水平時，科技推廣服務業才會對區域創新效率提升產生積極作用；處于高水平經濟發展階段地區的科技推廣服務業發展對區域創新效率提升的作用弱于低水平經濟發展階段地區。

5 結論與政策啟示

基于對東部三大城市群創新效率的測度分析，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業對創新效率的影響，得出如下研究結論：①東部三大城市群的創新效率均呈逐年提升態勢，但是京津冀城市群的創新效率與長三角、珠三角城市群仍存在較大差距；②科技推廣服務業不僅能直接提升我國東部三大城市群創新效率，還能通過促進產業結構升級間接驅動區域創新效率提升；③科技推廣服務業對京津冀、長三角和珠三角城市群創新效率的影響存在區域異質性；④科技推廣服務業對不同創新能力或處于不同經濟發展階段的城市具有異質性作用，具體表現為科技推廣服務業對區域創新效率的影響需基于區域創新能力達到一定水平，高經濟發展水平地區的科技推廣服務業對區域創新效率的提升作用弱于低經濟發展水平地區。

基于上述研究結論，得出以下政策啟示：

(1)大力發展科技推廣服務業，提升區域創新效率。圍繞前沿科技領域，加大科技服務業投入強度和規模，提升知識產權、科技金融、檢驗檢測、科技咨詢、技術轉移等科技服務業發展水平，提高科技服務業整體服務質量，為區域創新提供良好的知識產權保護、便捷的技術推廣轉化。低經濟發展水平地區可通過培育、發展科技推廣服務業，形成后發優勢，獲取更多創新紅利。

(2)因地制宜實施差異化區域創新發展策略，綜合提升城市及城市群創新效率。京津冀城市群應重點加強科技推廣服務業發展，完善創新生態系統，進一步促進技術推廣服務業、知識產權服務業發展，在北京周邊合理布局創新要素，突破創新源與創新腹地間創新要素及創新成果流動的隱形壁壘，提升創新源的輻射帶動作用；長三角城市群應重點強化作為創新源的上海在創新要素方面的集聚效應，通過創新要素向核心城市、節點城市集聚以及加大創新腹地的科技創新投入等方式形成完善的多中心創新網絡；珠三角城市群應綜合發展科技推廣服務業，重點強化自身的創新源建設。

(3)著眼全局，推動創新鏈與產業鏈深度融合，構建創新與產業互促共進的新發展格局。應充分考慮產業結構對創新的影響，加強傳統產業升級改造，推動產業的“強鏈”“補鏈”“延鏈”，促進區域創新效率提升。