戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈效率研究

張冀新，李燕紅

（湖北工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢 430068）

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)代表全球價值鏈技術變革和產(chǎn)業(yè)轉型升級方向，是實施創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略、提升城市創(chuàng)新能力的重要途徑。通過積極培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，弱化區(qū)域創(chuàng)新差距。創(chuàng)新資源豐富的中心城市，作為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)策源地，應充分發(fā)揮輻射帶動作用，支撐技術研發(fā)創(chuàng)新，加快創(chuàng)新成果向全國轉移擴散，形成優(yōu)勢互補、協(xié)同發(fā)展、資源共享的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展局勢［1］。與一般城市相比，副省級城市綜合競爭力較強，資源和政策優(yōu)勢明顯，在區(qū)域經(jīng)濟以及社會發(fā)展中具有帶動作用，例如2018 年深圳市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)增加值達到9 150 億元，占GDP 比重達37%。依托戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)帶動和創(chuàng)新驅動，副省級及以上城市快速發(fā)展，但創(chuàng)新資源要素分布不均衡，創(chuàng)新層級和全球價值鏈位置有待提升［2］。

區(qū)域創(chuàng)新主體通過“四三結構”模型，優(yōu)化配置區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新資源要素，提升區(qū)域創(chuàng)新效率。從創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新內(nèi)容、創(chuàng)新產(chǎn)出四個層面，設計城市群“四三結構”創(chuàng)新體系［3］。通過“四三結構”模型運行機理，為國家高新區(qū)創(chuàng)新系統(tǒng)維護和政策制定提供依據(jù)［4］。構建自主創(chuàng)新力、投入產(chǎn)出力、關系管理力、環(huán)境支撐力“四力”指標體系，評價國家重點實驗室協(xié)同創(chuàng)新能力［5］。

將創(chuàng)新體系創(chuàng)新價值實現(xiàn)過程進行分解，劃分出若干相互銜接的階段，形成知識創(chuàng)造（創(chuàng)新）、技術創(chuàng)新（或研發(fā)創(chuàng)新）、成果轉化（或產(chǎn)品創(chuàng)新）三階段創(chuàng)新價值鏈［6］，如表1 所示。也有學者將創(chuàng)新價值鏈創(chuàng)新過程分解為技術開發(fā)和技術轉化兩階段［7-8］。采用參數(shù)方法（隨機前沿分析法SFA）和非參數(shù)方法（數(shù)據(jù)包絡分析模型DEA），測度創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新極化效應［9-12］。SFA是基于面板數(shù)據(jù)的計量經(jīng)濟方法，可進行模型參數(shù)檢驗，選擇最優(yōu)模型。

表1 創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)研究方法

國內(nèi)學者以區(qū)域創(chuàng)新為導向，劃分創(chuàng)新價值鏈各階段區(qū)域，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各個環(huán)節(jié)分析較少。鑒于指標可操作性和數(shù)據(jù)可獲得性，選取“四三結構”創(chuàng)新模型，將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈分為研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新三個環(huán)節(jié)，分別考察產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新各環(huán)節(jié)創(chuàng)新效率，分析各環(huán)節(jié)創(chuàng)新投入產(chǎn)出差異性以及空間極化效應。通過測度戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)創(chuàng)新效率差異，判別創(chuàng)新效率低、極化效應高的環(huán)節(jié)，為區(qū)域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展提供政策建議。

1 創(chuàng)新價值鏈構建

1.1 “四三結構”創(chuàng)新體系

區(qū)域創(chuàng)新是形成區(qū)域競爭力和競爭優(yōu)勢的重要因素，推動區(qū)域科技進步和經(jīng)濟社會發(fā)展。在經(jīng)濟轉型和產(chǎn)業(yè)結構升級背景下，創(chuàng)新驅動是源動力。如何提高區(qū)域創(chuàng)新效率、降低創(chuàng)新成本，整合創(chuàng)新要素，提高區(qū)域整體創(chuàng)新水平，成為研究重點［19］。但區(qū)域創(chuàng)新是復雜活動或過程，受到多種因素影響，具有不確定性和非線性［20］，投入較多創(chuàng)新資源要素并不會導致創(chuàng)新輸出同比擴大。

區(qū)域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新體系有3 個層次：雙重導向、三項環(huán)節(jié)、四類轉化，即研發(fā)創(chuàng)新源頭推動、產(chǎn)品創(chuàng)新協(xié)同擴展的“新興化”導向，轉化創(chuàng)新溢出轉換、載體創(chuàng)新支撐輻射的“戰(zhàn)略性”導向；研發(fā)創(chuàng)新-成果轉化-產(chǎn)品創(chuàng)新三項環(huán)節(jié)，構成完整的價值鏈；研發(fā)創(chuàng)新的載體支撐、載體創(chuàng)新的轉化渠道、轉化創(chuàng)新的產(chǎn)品升級、產(chǎn)品創(chuàng)新的研發(fā)推動等四類轉化關系，推動創(chuàng)新價值鏈均衡傳導。區(qū)域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的“四三結構”是一個完整的創(chuàng)新體系，各模塊相互促進、協(xié)同發(fā)展，如圖1 所示。“四三結構”模型已應用于城市群創(chuàng)新體系［21］、省域創(chuàng)新發(fā)展階段識別等研究［22］，具有較好的適用性。

圖1 區(qū)域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)“四三結構”創(chuàng)新模型

1.2 “四三結構”導向的創(chuàng)新價值鏈

創(chuàng)新是持續(xù)、系統(tǒng)、動態(tài)過程，創(chuàng)新主體通過創(chuàng)新實現(xiàn)價值創(chuàng)造增值和轉移，創(chuàng)新價值鏈是“創(chuàng)新+價值鏈”的結合［23］。基于區(qū)域創(chuàng)新“四三結構”模型，分析研究創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)，測度戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新效率，避免創(chuàng)新投入結構偏向，提升創(chuàng)新效率較低的環(huán)節(jié)，促進各環(huán)節(jié)相互關聯(lián)、相互促進，發(fā)揮創(chuàng)新價值鏈協(xié)同效應。創(chuàng)新價值鏈是對創(chuàng)新過程多環(huán)節(jié)分解，也是創(chuàng)新要素投入至創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)出的價值轉移過程。在創(chuàng)新價值鏈的各環(huán)節(jié)中，創(chuàng)新優(yōu)勢動態(tài)演進。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈可分解為：前端基礎研究的研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)，中端技術成果應用的成果轉化環(huán)節(jié)，后端價值增值轉移的產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)依托創(chuàng)新價值鏈，與“四三結構”創(chuàng)新體系協(xié)同對接，如圖2 所示。

低端模仿、模仿創(chuàng)新、改進創(chuàng)新、自主創(chuàng)新是創(chuàng)新階段不同形式，其中自主創(chuàng)新從源頭進行創(chuàng)新，強調(diào)獲得關鍵核心技術和知識產(chǎn)權。通過集聚資源要素、擴散知識、協(xié)同發(fā)展、優(yōu)化創(chuàng)新能力，實現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)跨越式發(fā)展。將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈劃分為研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新，對接“四三結構”創(chuàng)新模式，以投入產(chǎn)出導向，發(fā)揮多主體對創(chuàng)新價值鏈的協(xié)同推動作用，實現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高端、高效、高新。

圖2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈與“四三結構”對接

2 研究方法

2.1 隨機前沿分析方法

創(chuàng)新效率測度方法，多采用隨機前沿模型（SFA）和數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）。利用DEA 和SFA 分別測度30 個省市研發(fā)創(chuàng)新效率，兩組效率值存在明顯差異，但SFA 測算結果較為穩(wěn)定［24］，區(qū)域生產(chǎn)效率SFA 值更為穩(wěn)定［25］。與DEA 方法相比，SFA 方法利用生產(chǎn)函數(shù)構造生產(chǎn)前沿面，采用技術無效率項的條件期望作為技術效率，測算結果較為可靠穩(wěn)定。SFA 方法不僅可以對模型參數(shù)進行測度，還可以對模型自身進行檢驗［26］。綜合比較，本文采用隨機前沿分析模型，選取2013—2018 年副省級及以上城市的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)相關數(shù)據(jù)為研究樣本，測度19個城市（15 個副省級城市，4 個直轄市）戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈3 個環(huán)節(jié)的創(chuàng)新效率。

2.2 非均衡差異測度方法

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡進一步強化戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新資源的失衡，為更好反映創(chuàng)新價值鏈的非均衡，本文選擇泰爾指數(shù)測度城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)的非均衡差異變化趨勢，泰爾指數(shù)公式如（3）所示:

泰爾指數(shù)將區(qū)域差異分解為區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差異，如公式（4）和（5）所示：

2.3 變量選取及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)創(chuàng)新價值鏈模型，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動分為3 個環(huán)節(jié)：研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新，3 個環(huán)節(jié)依次傳導，相互促進，前一環(huán)節(jié)的產(chǎn)出可作為下一環(huán)節(jié)的投入，進而構成一個完整的價值鏈。各環(huán)節(jié)指標選取，如表2 所示。

表2 創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)的投入產(chǎn)出指標

（1）研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)。選取R&D 經(jīng)費、R&D 人員作為投入變量，專利申請量作為產(chǎn)出變量。專利反映創(chuàng)新資源要素產(chǎn)出，且易獲取、具有可比性。專利授權量會隨專利審核進度而有滯后性，因此選用專利申請量能夠更好地衡量研發(fā)產(chǎn)出水平。但將專利授權量同時作為成果轉化的投入，體現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新對成果轉化的影響。

（2）成果轉化環(huán)節(jié)。選取科技活動經(jīng)費、科技活動人員、專利授權量作為投入變量，技術交易額作為產(chǎn)出變量。技術交易額是指研發(fā)后技術成果在技術市場上進行交易簽訂的合同金額，可衡量一個地區(qū)研發(fā)成果轉化程度。技術交易額同時作為產(chǎn)品創(chuàng)新的投入，體現(xiàn)成果轉化對產(chǎn)品創(chuàng)新的推動作用。

（3）產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)，選取產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費、從業(yè)人員、技術交易額作為投入變量，營業(yè)收入作為產(chǎn)出變量。產(chǎn)品創(chuàng)新是創(chuàng)新價值鏈市場化環(huán)節(jié)，營業(yè)收入作為創(chuàng)新價值鏈的最終產(chǎn)出，能夠體現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新市場轉化程度。

通過選取4 個直轄市（北京、天津、上海、重慶）和15 個副省級城市（大連、寧波、廈門、青島、深圳、沈陽、長春、哈爾濱、南京、杭州、濟南、武漢、廣州、成都、西安）的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)作為研究對象，利用2013—2018 年面板數(shù)據(jù)，測度研究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈三個環(huán)節(jié)的創(chuàng)新效率。所用數(shù)據(jù)來源于《中國火炬統(tǒng)計年鑒》《專利統(tǒng)計年報》及各城市統(tǒng)計年鑒。

3 實證分析

3.1 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率

以專利申請數(shù)作為城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)環(huán)節(jié)的產(chǎn)出變量，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型如（6）所示：

利用Frontier4.1 軟件對19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)數(shù)據(jù)進行分析，獲得原假設是超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型結果，如表3 所示。

表3 超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型（6）參數(shù)估計結果

(1)H0a：假定生產(chǎn)函數(shù)方程中的所有二次項系數(shù)都是0，如果假設成立，則使用柯布-道格拉斯函數(shù)：相反，使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機前沿模型。

(2)H0b：時間項t的系數(shù)均為0，如果接受原假設，表明考察期無技術進步。

假設檢驗的結果如表4 所示：假設H0a 被拒絕，表明選擇超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是合理的，與表3 的值檢驗結果一致；假設H0b 被拒絕，說明各城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程存在技術進步；假設H0c 被拒絕，表明研發(fā)經(jīng)費與研發(fā)人員投入要素和技術進步有關；假設H0d 被拒絕，說明城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率隨時間而變化；假設H0e 被拒絕，則表明技術無效率項遵從半正態(tài)分布。如果假設檢驗均被拒絕，表明選擇超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型來測度城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率是合適的，達到理想效果。

表4 隨機前沿模型（6）假設檢驗結果

通過模型（6）測度2013—2018 年城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率，具體數(shù)值如表5 所示。19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率的均值為0.525，處于較低的水平，表明各城市的研發(fā)效率還有47.5%的提升空間。各城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)進展呈現(xiàn)不均衡狀態(tài)，高于平均水平的城市有11 個，達到樣本量的一半。四個直轄市的研發(fā)效率均處于較高水平，而在15 個副省級城市中，寧波研發(fā)效率值最高為0.874，長春效率值最低為0.154。

表5 19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈的研發(fā)創(chuàng)新效率

3.2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化效率

選取科技活動經(jīng)費、科技活動人員、專利授權量作為投入變量，選取技術交易額作為城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化效率的產(chǎn)出變量，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機前沿模型如式（7）：

使用Frontier4.1 分析轉化數(shù)據(jù)，獲得原假設為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型估計結果，如表6 所示。值為0.939，在1%的水平下顯著，表明選擇隨機前沿模型是合理的。

表6 隨機前沿模型（7）成果轉化的參數(shù)估計結果

對備選生產(chǎn)函數(shù)進行假設檢驗，結果如表7 所示。假設H0a 被拒絕，則表明超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型更適用于測度城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化效率；假設H0b 被接受，表明在考察期間城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的成果轉化效率不存在技術進步，技術進步可能是中性的；假設H0c 和H0d 均被拒絕，表明技術無效率服從半正態(tài)分布，并且隨著時間趨勢而變化。因此能夠確定城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化效率的最優(yōu)隨機前沿模型，具體檢驗結果如表8 所示。

表7 隨機前沿模型（7）成果轉化的假設檢驗結果

表8 最優(yōu)隨機前沿模型（7）成果轉化的參數(shù)估計結果

通過最優(yōu)隨機前沿模型測度2013—2018 年城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化效率，如表9 所示。19 個城市成果轉化效率的平均值僅為0.195，處于較低水平，制約創(chuàng)新價值鏈創(chuàng)新效率整體提升，研發(fā)成果轉化的創(chuàng)新投入?yún)f(xié)同效應較弱。成果轉化效率超過平均值的城市只有8 個，未達到樣本數(shù)的一半。直轄市成果轉化效率均高于平均水平，而副省級城市差異顯著，深圳成果轉化效率最高為0.296，廈門成果轉化效率最低，僅為0.031。

表9 19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈的成果轉化效率

表9（續(xù)）

3.3 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新效率

選取產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費、從業(yè)人員、技術交易額作為投入變量，選取營業(yè)收入作為城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)的產(chǎn)出變量，超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型如（7）所示。選擇Frontier 4.1 對產(chǎn)品創(chuàng)新數(shù)據(jù)進行分析，得到原假設為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型估計結果，如表10 所示。

表10 隨機前沿模型（7）產(chǎn)品創(chuàng)新的參數(shù)估計結果

γ 值為0.812，在1%的水平下顯著，表明采用隨機前沿模型是合理的。通過對備選生產(chǎn)函數(shù)進行假設檢驗，如表11 所示，可見假設H0a 被接受，表明相比超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)更適合測度城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新效率；假設H0b 被拒絕，說明考察期內(nèi)存在技術進步；進一步檢驗假設H0c 被拒絕，表明技術無效率因素服從半正態(tài)分布；假設H0d 被拒絕，表明考察期內(nèi)技術無效率隨時間趨勢變化。因此接受H0a 模型，最優(yōu)隨機前沿模型的測算結果如表12 所示。

表11 隨機前沿模型（7）產(chǎn)品創(chuàng)新的假設檢驗結果

表11（續(xù)）

表12 最優(yōu)隨機前沿模型（7）產(chǎn)品創(chuàng)新的參數(shù)估計結果

通過最優(yōu)隨機前沿模型測算城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新效率，具體結果如表13 所示。19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新效率平均值為0.717，發(fā)展較為協(xié)調(diào)均衡，但總體上仍有28.3%的提升空間。產(chǎn)品創(chuàng)新效率超過平均水平的城市有10 個，達到樣本數(shù)的一半。各城市之間在產(chǎn)品創(chuàng)新上仍存在著差距，重慶產(chǎn)品創(chuàng)新效率最高為0.939，哈爾濱效率值最小為0.502。

表13 19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈的產(chǎn)品創(chuàng)新效率

通過對19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈3個環(huán)節(jié)的效率進行測度，橫向比較發(fā)現(xiàn)城市之間的差距較大，縱向比較發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新價值鏈三環(huán)節(jié)的效率值也存在差異，創(chuàng)新發(fā)展呈現(xiàn)不協(xié)調(diào)非均衡狀態(tài)。研發(fā)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新總體上水平較高，但仍存在提升的空間，而成果轉化效率持續(xù)走低，資源投入要素和研發(fā)成果沒有充分轉化為技術收益，未達到理想的效果。

3.4 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈非均衡

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈創(chuàng)新要素水平提升，主要來自技術引進和自主培育兩個途徑。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)自主培育為主的城市，創(chuàng)新要素顯現(xiàn)創(chuàng)新價值鏈前端、中端、后端相互協(xié)同效應；戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術引進為主的城市，創(chuàng)新要素較易呈現(xiàn)后端擠占前端的擠占效應。各城市經(jīng)濟發(fā)展水平不一致，創(chuàng)新資源要素培育與引進能力差異較大，支撐戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新價值鏈傳導方式各異，導致各城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展非均衡，創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)極化效應顯著。

利用泰爾指數(shù)公式（3）測算城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)效率的極化效應，如圖3 所示。2013—2018 年間，城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和成果轉化環(huán)節(jié)的極化效應呈波動下降的趨勢，極化效應逐漸減弱，其中成果轉化創(chuàng)新差異在2014 年達到峰值0.801；而產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)的極化效應呈波動上升趨勢，極化現(xiàn)象增強。創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)（研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新）的泰爾指數(shù)平均值分別為0.571、0.725、0.672，極化效應較為顯著，其中成果轉化環(huán)節(jié)的泰爾指數(shù)均值最高，差異明顯。

圖3 城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)的泰爾指數(shù)

為考察城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈極化效應的空間變動趨勢，本文將19 個城市按照南方-北方、沿海-內(nèi)陸、副省級-直轄市3 個標準劃分為不同的空間組。利用公式（4）和（5）測算城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)的區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差異，采用區(qū)域間差異與區(qū)域內(nèi)差異的比值，測度區(qū)域空間極化效應的強弱變動趨勢，具體結果如表14 所示。

表14 城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈空間極化效應對比

表14（續(xù)）

研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)，城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)副省級-直轄市方向比值2013—2018 年逐漸減小，強弱極化程度減弱，在副省級-直轄市方向不存在空間極化效應；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)南方-北方方向比值先增后減，但2018 年的極化強弱數(shù)值仍高于2013 年的最初水平，極化強弱程度增加，在南方-北方方向上存在空間極化效應；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)沿海-內(nèi)陸方向比值波動減小，極化強弱程度減弱，但極化程度仍然較顯著。從平均比值來看，南方-北方方向＞沿海-內(nèi)陸方向＞副省級-直轄市方向，說明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的空間極化強弱程度在南北方城市之間表現(xiàn)最強烈，在沿海城市和內(nèi)陸城市表現(xiàn)較強烈，在副省級城市和直轄市之間表現(xiàn)相對較弱。

成果轉化環(huán)節(jié)，城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)副省級-直轄市方向比值2013—2018 年間波動上升，空間極化效應較顯著，此方向存在極化效應；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)南方-北方方向比值波動下降，在南方-北方方向不存在空間極化效應；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)沿海-內(nèi)陸方向比值呈波動減小趨勢，極化程度減弱，不存在空間極化效應。從平均值可以看出，南方-北方方向＞副省級-直轄市方向＞沿海-內(nèi)陸方向，表明戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成果轉化的空間極化強弱程度在南北方城市之間表現(xiàn)最強烈，在副省級城市和直轄市之間表現(xiàn)較強烈，在沿海城市和內(nèi)陸城市之間相對較弱。

產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)，城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)副省級-直轄市方向比值2013—2018 年間先減后增，總體上極化強弱程度增強，在此方向上存在空間極化效應；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)南方-北方方向比值波動增加，極化效應增強；城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)沿海-內(nèi)陸方向比值波動減小，極化強弱程度減弱，沿海-內(nèi)陸方向不存在空間極化效應。從平均值來看，南方-北方方向＞沿海-內(nèi)陸方向＞副省級-直轄市方向，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)的空間極化強弱程度與研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)的變動趨勢一樣。

4 結論及建議

本文選取19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為研究樣本，選用面板數(shù)據(jù)進行生產(chǎn)函數(shù)適宜形式的模型假設檢驗，采用隨機前沿模型測度，以專利授權數(shù)為產(chǎn)出變量，19 個城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率平均值為0.525；以技術交易額為產(chǎn)出變量，成果轉化效率的平均值僅為0.195；以營業(yè)收入為產(chǎn)出變量，產(chǎn)品創(chuàng)新效率的平均值為0.717。成果轉化效率較低，形成創(chuàng)新價值鏈創(chuàng)新效率非均衡?？傮w上研發(fā)創(chuàng)新效率高的城市，成果轉化和產(chǎn)品創(chuàng)新的效率也較高。直轄市創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)效率均高于均值，副省級城市中僅廣州、深圳高于均值。

通過泰爾指數(shù)測度城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈各環(huán)節(jié)的差異非均衡性，研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新的泰爾指數(shù)均值分別為0.571、0.725、0.672，極化效應較為顯著。4 年間研發(fā)創(chuàng)新和成果轉化環(huán)節(jié)的極化效應呈波動下降，極化效應逐漸減弱，而產(chǎn)品創(chuàng)新的極化效應呈波動上升趨勢，極化逐漸增強，差異擴大。城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)，空間極化效應沿南方-北方、沿海-內(nèi)陸方向增強，在副省級-直轄市方向不顯著。成果轉化環(huán)節(jié)，空間極化效應沿副省級-直轄市方向增強，南方-北方、沿海-內(nèi)陸方向表現(xiàn)較弱。產(chǎn)品創(chuàng)新環(huán)節(jié)，空間極化效應表現(xiàn)在南方-北方、副省級-直轄市方向較為明顯，沿海-內(nèi)陸方向減弱。

為優(yōu)化戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)空間布局，強化創(chuàng)新價值鏈“研”“學”“產(chǎn)”的協(xié)同效應，避免創(chuàng)新結構投入偏向與低效率，本文提出三點建議：（1）強化研發(fā)優(yōu)先的自主培育，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，弱化技術引進對研發(fā)創(chuàng)新的資源擠占，推動研發(fā)創(chuàng)新優(yōu)勢向創(chuàng)新價值鏈中末端擴散；（2）規(guī)范完善技術交易市場的研發(fā)成果轉化機制，補強創(chuàng)新價值鏈成果轉化短板，促進研發(fā)成果在區(qū)域內(nèi)有效轉化應用，發(fā)揮成果轉化對創(chuàng)新價值鏈兩頭帶動的協(xié)同效應，弱化創(chuàng)新價值鏈非均衡性；（3）發(fā)揮戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)策源地集聚和溢出效應，調(diào)整優(yōu)化各類創(chuàng)新資源要素投入結構，避免創(chuàng)新資源冗余浪費和效率損失，避免創(chuàng)新資源價值鏈錯配。研究不足之處在于，僅分析了19 個副省級以上城市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈的研發(fā)創(chuàng)新、成果轉化、產(chǎn)品創(chuàng)新效率，樣本數(shù)量有局限性，同時未考慮戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新價值鏈傳導效應，以及創(chuàng)新各環(huán)節(jié)中的環(huán)境影響因素和空間差異。