白永亮， 汪 建， 趙立軍， 王琳琳

(1.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 武漢 430078；2.湖北省區(qū)域創(chuàng)新能力監(jiān)測與分析軟科學(xué)研究基地， 武漢 430078；3.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢)圖書館， 武漢 430074)

2019年，湖北省人均GDP已達(dá)到11 217.88美元，按照世界經(jīng)濟(jì)論壇對國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長階段的劃分標(biāo)準(zhǔn)，人均GDP介于9 000美元到17 000美元之間，該國家或地區(qū)處于從效率推動到創(chuàng)新驅(qū)動的過渡階段[1].為了實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)健康發(fā)展，湖北省必須把創(chuàng)新擺在事關(guān)發(fā)展全局的核心位置，增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力.黨的十九屆五中全會提出，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，加快建設(shè)科技強(qiáng)國；中共湖北省委十一屆八次全體會議也提出提升科技創(chuàng)新能力，躋身全國創(chuàng)新型省份前列.然而，在現(xiàn)實情況中，各個市場主體在開展各種市場活動的過程中，由于基礎(chǔ)設(shè)施不完善、信息不對稱、制度不健全等因素，造成市場交易效率低下，導(dǎo)致科技資源在分配和使用的過程中分散、重復(fù)以及使用效率不高，出現(xiàn)了科技資源的損失與浪費，使得區(qū)域創(chuàng)新潛力未被充分釋放，難以形成和科技資源投入規(guī)模和水平相適應(yīng)的區(qū)域創(chuàng)新能力，最終導(dǎo)致湖北省創(chuàng)新驅(qū)動能力不夠強(qiáng)[2].

當(dāng)前增加科技資源投入既是學(xué)術(shù)研究的焦點[3]，也是提高區(qū)域創(chuàng)新能力的普遍做法，即通過改變科技資源投入規(guī)模和結(jié)構(gòu)從而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提高[4].創(chuàng)新是一個復(fù)雜的過程，科技資源的投入僅僅是一個必要條件，其能否提升區(qū)域創(chuàng)新能力，關(guān)鍵在于科技資源能否得到優(yōu)化配置，得到充分利用.在當(dāng)前市場經(jīng)濟(jì)下，科技資源的利用需要區(qū)域內(nèi)政府、企業(yè)、高校院所和科技中介服務(wù)機(jī)構(gòu)等市場主體對其進(jìn)行搜索與獲取、分配與管理、整合與利用、保持與更新[5].交易效率的提高意味著交易成本的降低，能夠使科技資源在開放的市場環(huán)境中，按照需求方向進(jìn)行分配和使用，繼而提高科技資源的利用效率，實現(xiàn)科技資源的充分利用.目前，學(xué)者們在優(yōu)化科技資源配置與利用往往忽略了交易效率的作用，而單純地改變科技資源投入的規(guī)模和結(jié)構(gòu)無法從根本上實現(xiàn)對科技資源的有效利用，實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.鑒于此，本文將科技資源和交易效率共同納入提高區(qū)域創(chuàng)新能力的分析框架中，分析科技資源、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系，從而為提高區(qū)域創(chuàng)新能力提供理論依據(jù).

1 理論分析與研究假說

1.1 科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響

區(qū)域創(chuàng)新能力代表著一定區(qū)域的創(chuàng)新要素聚集、整合以及推動持續(xù)創(chuàng)新的基本能力[6]，需要包括政府、企業(yè)和高校院所在內(nèi)各個創(chuàng)新主體實現(xiàn)對各類資源的系統(tǒng)整合與盤活，并在此基礎(chǔ)上形成新組合[7-8].區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，必須根據(jù)區(qū)域創(chuàng)新的需要對資源要素進(jìn)行有序調(diào)動和充分吸收.科技資源作為人力資源、財力資源、物力資源、信息資源等資源要素的集合[9]，能夠?qū)^(qū)域創(chuàng)新發(fā)揮直接作用，并為區(qū)域創(chuàng)新提供保障.科技資源的投入是構(gòu)成區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)，從根本上決定著區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新水平和創(chuàng)新績效，一些關(guān)鍵性的稀缺資源甚至是推動區(qū)域創(chuàng)新的重要因素[10].以往文獻(xiàn)已有一定數(shù)量的研究從實證角度對區(qū)域創(chuàng)新中科技資源的作用做了廣泛的探討.覃艷華和曹細(xì)玉在對粵港澳大灣區(qū)城市群科技資源要素進(jìn)行統(tǒng)計分析的基礎(chǔ)上，分析了粵港澳大灣區(qū)11個城市的創(chuàng)新能力及其排名[11].張公一和孫曉歐從科技型企業(yè)的視角，研究發(fā)現(xiàn)科技資源的識別與獲取、整合與利用、整合能力等通過擴(kuò)散效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著的正作用[12].連蕾和盧山冰利用31個省市的科技產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)科技資源的集聚效應(yīng)和創(chuàng)新效率具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[13].因此，區(qū)域創(chuàng)新能力的提高必須以一定的科技資源為支撐，科技資源是區(qū)域創(chuàng)新的基礎(chǔ)條件，科技資源的積累和投入上的優(yōu)化，能夠顯著提高科技創(chuàng)新成果的數(shù)量和質(zhì)量.

基于以上分析，本文提出假設(shè)：

H1：科技資源存量與區(qū)域創(chuàng)新能力呈顯著的正相關(guān)關(guān)系.

1.2 交易效率的中介效應(yīng)

交易效率作為一種投入與產(chǎn)出關(guān)系，體現(xiàn)了一定的交易要素投入所能夠?qū)崿F(xiàn)的交易量的大小或交易次數(shù)的多少.較高的交易效率意味著區(qū)域內(nèi)各類資源交易數(shù)量的增加，交易速度和質(zhì)量的提高.在當(dāng)前市場經(jīng)濟(jì)體制下，交易效率提高的重要表現(xiàn)是資源配置效率的提高[14].從科技資源的投入到創(chuàng)新能力的形成，需要各個市場主體在開放與互動競合的創(chuàng)新體系中，發(fā)揮各自特點，完成市場交易以獲得最佳的經(jīng)濟(jì)效益，從而實現(xiàn)對科技資源進(jìn)行分配與使用[15].較高的交易效率能夠充分發(fā)揮各個市場主體的積極性和創(chuàng)造性，引導(dǎo)科技資源按照需求方向，在各可能用途之間進(jìn)行選擇與搭配，促進(jìn)各類科技資源的暢通流動與開放共享，從而實現(xiàn)對科技資源的有效配置，使科技資源發(fā)生交互作用并產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，最終促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.

科技資源能夠通過影響交易效率來增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力.首先，科技資源的積累能夠顯著提高交易效率.交易效率的高低主要受到物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施和社會制度環(huán)境兩方面的影響[16]，而科技資源包含科技人力資源、科技財力資源、科技物力資源、科技信息資源等諸多資源要素，在科技資源不斷積累的過程中，區(qū)域內(nèi)財力和物質(zhì)資源不斷豐富，直接促進(jìn)物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施的完善；科技人力資源的積累帶來高效先進(jìn)的治理模式和政策制度，促進(jìn)社會制度環(huán)境的優(yōu)化，從而顯著提高了區(qū)域內(nèi)的交易效率.其次，從分工演進(jìn)理論的視角來看，交易效率是影響分工演進(jìn)的決定性因素，能夠推動分工的演進(jìn)和不斷的深化[17].而在分工不斷深化和演進(jìn)的過程中，中間產(chǎn)品數(shù)量和質(zhì)量的增加，促進(jìn)分工專業(yè)化的產(chǎn)生，中間產(chǎn)品被分離出來，知識也在這個過程中被生產(chǎn)出來，而知識生產(chǎn)就等同于創(chuàng)新，因此交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著的正向促進(jìn)作用.

基于上述分析，提出如下假設(shè)：

H2：交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響中起到顯著的中介效應(yīng).

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

在理論分析中，本文提出科技資源是區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)，交易效率能夠促進(jìn)科技資源的有效利用繼而提高區(qū)域創(chuàng)新能力，交易效率在科技資源和區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有中介效應(yīng).因此，本文采用中介效應(yīng)檢驗方法，對科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的顯著作用，以及交易效率在這一過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，同時衡量中介效應(yīng)的作用程度.中介效應(yīng)模型是利用第三變量探究解釋變量影響被解釋變量的內(nèi)部機(jī)制，根據(jù)前述理論分析，科技資源存量(SSTR)通過影響交易效率(TE)對區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)產(chǎn)生影響，則交易效率為中介變量，具體如圖1所示.其中，

圖1 中介效應(yīng)模型Fig.1 Mediation effect model

RIC=c×SSTR+e1，

(1)

TE=α×SSTR+e2，

(2)

RIC=c′×SSTR+b×TE+e3，

(3)

式中，c為科技資源存量(SSTR)對區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的總效應(yīng)，α為科技資源存量(SSTR)作用于中介變量交易效率(TE)的效應(yīng)，b為中介變量作用于區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的效應(yīng)，α×b為科技資源存量(SSTR)經(jīng)由交易效率(TE)產(chǎn)生的間接效應(yīng)，c′為考慮交易效率后，科技資源存量(SSTR)作用于區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)的直接效應(yīng)，e1、e2、e3為殘差項.各效應(yīng)存在關(guān)系如下：c=c′+α×b，即總效應(yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng).其中，α×b與c′是否同號是判斷中介效應(yīng)大小的重要依據(jù).若α×b與c′同號，則說明中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，即科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響有一部分是通過交易效率實現(xiàn)的.若異號，則說明科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響中存在其他遮掩效應(yīng)，若c′=0且α×b≠0，則說明交易效率為科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的完全中介.同時，本文采用依次檢驗回歸系數(shù)法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗[18].

根據(jù)上述分析，并結(jié)合溫忠麟等對中介效應(yīng)模型的應(yīng)用及檢驗方法[19]，本文構(gòu)建的三個面板數(shù)據(jù)模型如下：

RIC=α1SSTRit+α2FDIit+α3TVTGit+

α4PEit+Ci+εit，

(4)

TE=β1SSTRit+β2FDIit+β3TVTGit+

β4PEit+Ci+εit，

(5)

RIC=γ1SSTRit+γ2TEit+γ3FDIit+

γ4TVTGit+γ5PEit+Ci+εit，

(6)

其中，RIC代表區(qū)域創(chuàng)新能力，SSTR代表科技資源存量，TE代表交易效率，F(xiàn)DI代表外商直接投資，TVTG代表貨物進(jìn)出口總額，PE代表總?cè)丝?，下?biāo)i代表湖北省各地級市，t代表2011年至2018年，εit為擾動項.Ci表示固定效應(yīng)模型，α、β、γ表示回歸系數(shù).模型(4)檢驗科技資源存量(SSTR)與區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)之間的關(guān)系，系數(shù)α1為總效應(yīng)，若α1顯著，則說明科技資源存量(SSTR)和區(qū)域創(chuàng)新能力(RIC)存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這也是依次檢驗回歸系數(shù)方法的前提條件.模型(5)主要檢驗被解釋變量科技資源存量(SSTR)和中介變量交易效率(TE)之間的相關(guān)關(guān)系，如果此模型中的β1顯著，可以繼續(xù)檢驗γ2的顯著性.同時，如果β1顯著且大于零，則說明科技資源存量對交易效率存在正向誘導(dǎo)效應(yīng)，如果β1顯著且小于零，則說明科技資源存量對交易效率存在負(fù)向誘導(dǎo)效應(yīng)，模型(6)主要檢驗γ2是否顯著，如果γ2顯著，且模型(5)中的系數(shù)β1也顯著，就可以進(jìn)行完全中介效應(yīng)檢驗.

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量選取

2.2.1 數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)說明 本文以2011年—2018年湖北省為研究對象，由于湖北省五個縣級市數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故重點研究湖北省12個地級市.所需數(shù)據(jù)來源于2011年—2018年各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)平臺，存在數(shù)據(jù)缺失的部分由插值法進(jìn)行補(bǔ)齊.

2.2.2 變量選取

1) 被解釋變量

區(qū)域內(nèi)完成創(chuàng)新活動是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，區(qū)域創(chuàng)新能力的體現(xiàn)以創(chuàng)新產(chǎn)出的形式直觀的表達(dá)出來，專利等知識性生產(chǎn)成果為創(chuàng)新的中間產(chǎn)出，而創(chuàng)新的最終成果要實現(xiàn)創(chuàng)新成果的產(chǎn)業(yè)化，并最終轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展動力及其動力，這也是區(qū)域創(chuàng)新的核心；而創(chuàng)新成果的生產(chǎn)必須以一定的經(jīng)濟(jì)社會基礎(chǔ)為核心，進(jìn)行一定的科技投入，包括人力與財力等內(nèi)容；同時科技創(chuàng)新活動需要一定的社會經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，具有區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，這構(gòu)成了區(qū)域科技創(chuàng)新的潛力.因此，本文參考易平濤、趙炎等學(xué)者的做法[19-20]，將被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力分為三部分：區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境、區(qū)域創(chuàng)新投入和區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，利用9個二級指標(biāo)，以湖北省各地級市作為研究對象，采用2011年—2018年相關(guān)數(shù)據(jù)，得到區(qū)域創(chuàng)新能力指標(biāo)體系，并利用熵值法對其進(jìn)行評價，具體指標(biāo)體系如表1所示.

表1 區(qū)域創(chuàng)新能力指標(biāo)體系Tab.1 Index system of regional innovation ability

2) 解釋變量

本文為了更全面反映湖北省科技資源的分布情況，借鑒范斐、程風(fēng)雨等人的做法[6，21]，采用廣義的科技資源范疇，即能夠促進(jìn)科技創(chuàng)新活動的社會經(jīng)濟(jì)資源的總和，同時為了兼具數(shù)據(jù)的可得性，構(gòu)建了包含科技人力資源、科技財力資源、科技物力資源和科技信息資源四個方面的指標(biāo)體系(見表2)，同樣采用熵值法對湖北省科技資源存量進(jìn)行評價.

表2 科技資源指標(biāo)體系Tab.2 Index system of scientific and technological resources

3) 中介變量

交易效率是指交易參與方在開展交易活動時的投入產(chǎn)出關(guān)系，可以衡量市場交易活動的順暢程度.由于交易效率既可以是宏觀的國家或地區(qū)，還可以是微觀是個體.因此，交易效率受到多種因素的影響，單一指標(biāo)并不能全面、準(zhǔn)確地衡量交易效率水平[15].因此，交易效率的度量指標(biāo)體系需要采取一組相互關(guān)聯(lián)又相互獨立的指標(biāo)構(gòu)成一個有機(jī)整體，以此來反映交易效率的結(jié)構(gòu)和內(nèi)涵.交易效率受到物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施和社會制度環(huán)境的影響，物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施主要影響其交易過程的效率，包括交通運輸、通信設(shè)施等內(nèi)容，社會制度環(huán)境主要影響其不確定性，包括金融制度、社會保障制度等內(nèi)容[15-17].因此本文綜合已有研究成果，構(gòu)建了交易效率指數(shù)來衡量交易效率的高低.交易效率指數(shù)包括六大方面：交通運輸、基礎(chǔ)設(shè)施、能源通訊、教育、金融信貸和制度環(huán)境，采用9個二級指標(biāo)，具體如表3所示.通過對上述次級指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理，然后計算其算術(shù)平均值得到各地區(qū)交易效率指數(shù).

表3 交易效率指標(biāo)體系Tab.3 Transaction efficiency index system

4) 控制變量

根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究，本文選取3個可能影響區(qū)域創(chuàng)新能力的相關(guān)變量.包括，①外商直接投資額(FDI)：為了防止樣本之間的方差值過大，本文采用外商直接投資總額占GDP的數(shù)據(jù).②對外開放程度：貨物進(jìn)出口總額占GDP比重.③年末總?cè)丝?PE)：年末總?cè)丝谧鋈?shù)處理.

5) 描述性統(tǒng)計及分析

根據(jù)表4的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，湖北省各地級市科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力均存在較大差異.被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力的平均值為19.27，方差為16.805，最大值為94.01，最小值為5.800，說明湖北省各地級市之間在區(qū)域創(chuàng)新能力上差異較大，存在著顯著的不均衡性.其次，解釋變量科技資源存量方差為18.839，最小值為0.117，最大值則達(dá)到了100，說明湖北省各地級市之間科技資源存量同樣存在著不均衡性，這也為考察科技資源存量和區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系提供了可能.同時，中介變量交易效率方差值為0.265，最大值0.736，最小值僅為0.091，在交易效率上，湖北省各地級市同樣存在著顯著差異，也存在著不均衡性.通過對湖北省各地級市相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性分析可以看出，各個地級市在區(qū)域創(chuàng)新能力、科技資源存量和交易效率之間都存在著巨大差異.但是，科技資源存量相較于區(qū)域創(chuàng)新能力和交易效率的差異性更為顯著，交易效率的差異性最小，說明交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生作用的過程中可能存在中介效應(yīng)，即科技資源的巨大差異性經(jīng)由交易效率的緩和后，所形成的區(qū)域創(chuàng)新能力的差異性有所降低.

表4 描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.4 Description statistical of the results

3 實證結(jié)果與分析

3.1 回歸結(jié)果及分析

本文依次對三個面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了固定效應(yīng)回歸，結(jié)果如表5所示.

3.1.1 科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響 如表5所示，模型(4)中，科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.959，且在1%的置信水平上通過顯著性檢驗，表明科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著影響，并且科技資源越高，區(qū)域創(chuàng)新能力就越高，這驗證了本文的H1假設(shè).科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應(yīng)為c=0.959，即科技資源存量每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新能力會增長0.959%.模型(6)中，科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.773，即科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應(yīng)c′=0.773，且在1%的水平上具備統(tǒng)計顯著性，科技資源存量每增加1%，區(qū)域創(chuàng)新能力會增長0.773%.根據(jù)圖1可知，通過交易效率的中介效應(yīng)為a×b=0.00753×24.61=0.1854，即科技資源每增加1%，通過交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響為0.185 4%.因此，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應(yīng)為0.959，直接效應(yīng)為0.773，表明科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進(jìn)作用，并且通過交易效率的能夠顯著提高區(qū)域創(chuàng)新能力.

3.1.2 交易效率的中介效應(yīng)檢驗 為了充分驗證交易效率的中介效應(yīng)，本文采用依次檢驗回歸系數(shù)法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗.

首先，由表5可知，系數(shù)c等價于系數(shù)α1，其數(shù)值為0.959；系數(shù)c′等價于系數(shù)γ1，其數(shù)值為0.773；系數(shù)a等價于系數(shù)β1，其數(shù)值為0.007 53；系數(shù)b等價于系數(shù)γ2，其數(shù)值為24.61.在模型(4)和模型(5)中，科技資源存量和交易效率的系數(shù)估計值為正，而在模型(6)中，交易效率的系數(shù)估計值為正的同時，科技資源存量的系數(shù)估計值依然為正，說明存在顯著的中介效應(yīng)，但并未起到完全的中介效應(yīng)，根據(jù)公式中介效應(yīng)程度d=a×b/c可知，交易效率的中介效應(yīng)占科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力總影響的19.33%.通過計算可知，其系數(shù)估計值同樣滿足公式c=c′+a×b，即科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)與中介效應(yīng)的總和.

表5 模型回歸結(jié)果Tab.5 Model regression results

綜上所述，交易效率在科技資源存量和區(qū)域創(chuàng)新能力之間具有重要的中介效應(yīng)，這驗證了本文的H2假設(shè).

3.1.3 控制變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響 根據(jù)表5所示，外商直接投資和總?cè)丝诘南禂?shù)估計值為負(fù)，對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定的抑制作用，且在5%的水平上具備統(tǒng)計顯著性.根據(jù)雷俐等人的研究，外商直接投資可能會對資本存量較高的地區(qū)產(chǎn)生水平增長效應(yīng)，而其技術(shù)和人員流動的外溢效應(yīng)無法對周邊地區(qū)產(chǎn)生高層次的技術(shù)溢出，外商直接投資并不完全有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的增強(qiáng)[22].而總?cè)丝趯^(qū)域創(chuàng)新能力的影響為負(fù)，可能會因為總?cè)丝诘脑龆鄮砉操Y源的稀缺，從而導(dǎo)致社會保障壓力加大，對財政科技支出存在一定的擠出，繼而對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生負(fù)面影響.

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為了確?；貧w的穩(wěn)健性，本文通過對核心變量替換的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗.參考趙炎等人的做法[23]，選取高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為核心解釋變量，數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》.新模型回歸結(jié)果如表6所示.

表6 新模型的回歸結(jié)果Tab.6 Regression results of the new model

根據(jù)表6可知，新模型的回歸結(jié)果和表5基本一致.新模型回歸結(jié)果表明，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)估計值為0.966，同樣在1%的置信水平上通過顯著性檢驗，科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進(jìn)作用.其次，科技資源存量對交易效率的回歸系數(shù)估計值為0.007 53，在1%的置信水平上同樣具有統(tǒng)計顯著性.而在科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應(yīng)方面，其回歸系數(shù)估計值為0.773，與前述分析基本相同.且組內(nèi)R2大概都為0.8左右，模型的擬合度較高，可以充分說明科技資源、交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用.在中介變量交易效率的系數(shù)估計值顯著為正的情況下，解釋變量科技資源存量的系數(shù)估計值同樣為正，說明科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有部分中介效應(yīng)，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性.

4 結(jié)論與建議

本文首先對科技資源存量、交易效率對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響機(jī)理進(jìn)行了理論分析，探討了交易效率在科技資源對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響的過程中的中介效應(yīng).其次選取湖北省2011年-2018年各地級市的面板數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力的指標(biāo)體系對其進(jìn)行評價，并在此基礎(chǔ)上利用中介效應(yīng)模型對其影響機(jī)制進(jìn)行實證分析，研究結(jié)果表明：1) 湖北省各地級市在科技資源存量、交易效率和區(qū)域創(chuàng)新能力三方面上存在顯著的不均衡性，其中，科技資源存量的差異值最大，區(qū)域創(chuàng)新能力次之，交易效率差異值最小.2) 科技資源能夠?qū)^(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用，科技資源存量的增加有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提高.3) 在科技資源存量對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響的過程中，交易效率發(fā)揮了顯著的部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)量為19.33%.

結(jié)合本文研究成果，增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力，不僅需要完善科技資源投入，也應(yīng)重視交易效率的作用.完善科技資源投入可以優(yōu)化其投入規(guī)模與結(jié)構(gòu)，提高交易效率則基于交易效率的硬環(huán)境和軟環(huán)境兩方面進(jìn)行，即完善物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施和優(yōu)化社會制度環(huán)境.鑒于此，本文提出以下建議.

1) 優(yōu)化科技資源投入的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，拓展科技創(chuàng)新活動的必要基礎(chǔ).科技資源作為區(qū)域創(chuàng)新的“第一資源”，能夠?qū)^(qū)域創(chuàng)新發(fā)揮直接作用.然而，科技資源具有要素集合的概念，包括資金、人才、信息等多種要素.因此，在創(chuàng)新體系建設(shè)中，應(yīng)尊重科技資源的市場決定性作用，使其按照市場需求完成資源的合理流向.同時，科技資源具有一定的特殊性，其作為國家重要的戰(zhàn)略性資源，政府在引導(dǎo)科技資源中具有不可忽視的作用.政府應(yīng)合理引導(dǎo)科技資源流向，配合市場化手段，進(jìn)行政策引導(dǎo)與戰(zhàn)略規(guī)劃，優(yōu)化科技資源投入規(guī)模和結(jié)構(gòu).

2) 完善物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施，提高交易過程的效率.基礎(chǔ)設(shè)施是各市場主體進(jìn)行交易活動的重要平臺，完善交通、通訊、信息等基礎(chǔ)設(shè)施，打造科技資源交易的場所，通過提高交易效率的硬條件，能夠顯著降低科技資源的外生交易費用，從而促進(jìn)科技資源跨地區(qū)、跨部門流動，使科技資源在各需求方之間進(jìn)行選擇與配置，以實現(xiàn)科技資源的充分利用.而基礎(chǔ)設(shè)施作為典型的公共物品，必須由政府在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中起引領(lǐng)性作用.針對科技資源的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，政府在加強(qiáng)公路、鐵路等傳統(tǒng)工程基礎(chǔ)設(shè)施的基礎(chǔ)上，同時應(yīng)注重信息網(wǎng)絡(luò)、大數(shù)據(jù)等信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施，著力提高科技資源交易的硬條件.

3) 優(yōu)化社會制度環(huán)境，減少交易的不確定性.制度環(huán)境是影響交易效率的重要因素，新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為制度的出現(xiàn)能夠有效提高效率.因此，政府應(yīng)建立完善行政制度，營造良好的社會環(huán)境，以減少交易的不確定性，降低科技資源的內(nèi)生交易費用.首先，完善相關(guān)法律法規(guī)體系，以此規(guī)范科技資源的交易，保障創(chuàng)新成果的權(quán)益，發(fā)揮法律法規(guī)的規(guī)范性作用；其次，建設(shè)廉潔政府和服務(wù)型政府，簡化行政流程，提高政府行政效率，優(yōu)化營商環(huán)境，激發(fā)科技資源市場的活力.再次，建立合理的投入機(jī)制，進(jìn)行科學(xué)的目標(biāo)規(guī)劃與戰(zhàn)略指引，包括財政的保障與激勵，政策的調(diào)控與引導(dǎo)，促進(jìn)科技資源在市場運行中充分發(fā)揮效能；最后，營造良好的社會環(huán)境，鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，尊重科學(xué)研發(fā)與勞動實踐，激發(fā)各市場主體的活力，以充分釋放區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新的潛力.