異質性技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響效應及作用機理

摘要：技術創(chuàng)新作為經(jīng)濟高質量發(fā)展的內(nèi)在動力，承擔著賦能平衡發(fā)展的重要使命?？h域視角下，深入剖析技術創(chuàng)新能否發(fā)揮賦能作用，助力縣域平衡發(fā)展具有重大意義。利用2006—2021年中國縣域的面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)探究不同模式的技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響效應及作用機理。研究發(fā)現(xiàn)，自主創(chuàng)新和技術引進會擴大城鄉(xiāng)收入差距，縮小區(qū)域發(fā)展差距。異質性分析表明，自主創(chuàng)新和技術引進對城鄉(xiāng)收入差距和區(qū)域發(fā)展差距的影響效應存在區(qū)位異質性和經(jīng)濟異質性。機制檢驗表明，自主創(chuàng)新和技術引進能通過經(jīng)濟活力效應和產(chǎn)業(yè)升級效應縮小區(qū)域發(fā)展差距，拉大城鄉(xiāng)收入差距。據(jù)此提出要全方位增強縣域技術創(chuàng)新能力，因地制宜探索差異化技術創(chuàng)新路徑，推動縣域經(jīng)濟活力提升和產(chǎn)業(yè)結構升級。

關鍵詞：技術創(chuàng)新；自主創(chuàng)新；技術引進；縣域平衡發(fā)展；經(jīng)濟活力效應；產(chǎn)業(yè)升級效應；城鄉(xiāng)收入差距；區(qū)域發(fā)展差距

文獻標識碼：A"""文章編號：100228482025（01）013415

改革開放以來，中國通過區(qū)域非均衡發(fā)展戰(zhàn)略書寫了經(jīng)濟快速發(fā)展的奇跡，但由此產(chǎn)生的發(fā)展不平衡難題日益突出，并已成為滿足人民日益增長的美好生活需要的主要障礙。為此，中國推行區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、新型城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興等發(fā)展戰(zhàn)略以緩解發(fā)展不平衡困境，并取得了斐然的成績。在“十三五”期間，中國縣域人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）極值比下降至41.51，城鄉(xiāng)收入比下降至2.19。然而，受制于自然稟賦、區(qū)位條件、產(chǎn)業(yè)基礎等差異，縣域經(jīng)濟分化特征仍然突出。2022年，全國52個GDP千億縣中，東部地區(qū)占比高達80.77%；同時，城鄉(xiāng)收入比超過3的縣域仍超100個。因此，站在全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程的歷史起點，在大國小農(nóng)的國情農(nóng)情下，如何破解縣域發(fā)展不平衡難題，逐步縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，是促進縣域共同富裕、推動中國式現(xiàn)代化建設亟待解決的重要課題和主攻方向。

技術創(chuàng)新作為經(jīng)濟增長的動力源泉[1]，對培育新的經(jīng)濟增長點、促進經(jīng)濟高質量發(fā)展至關重要。2022年，科技部和浙江省人民政府印發(fā)的《推動高質量發(fā)展建設共同富裕示范區(qū)科技創(chuàng)新行動方案》明確指出，要充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的重要戰(zhàn)略支撐作用，率先突破發(fā)展不平衡不充分問題。然而，技術創(chuàng)新雖然能通過提升生產(chǎn)效率、增強經(jīng)濟活力來緩解發(fā)展不平衡，但也可能擴大“科技鴻溝”，引致結構性失業(yè)，加劇發(fā)展不平衡[2]。習近平總書記指出“新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革有力推動了經(jīng)濟發(fā)展，也對就業(yè)和收入分配帶來深刻影響，包括一些負面影響，需要有效應對和解決”

參見http：//www.qstheory.cn/dukan/qs/202110/15/c_1127959365.htm。。可見，技術創(chuàng)新對緩解發(fā)展不平衡的創(chuàng)造和破壞作用并存。因此，技術創(chuàng)新能否賦能縣域平衡發(fā)展仍有待考察和檢驗。在縣域創(chuàng)新基礎薄弱的背景下，自主創(chuàng)新和技術引進作為技術創(chuàng)新的不同模式，對縣域平衡發(fā)展的影響是否存在異質性也需要進一步探討。鑒于此，本文立足扎實推進共同富裕的任務目標，從自主創(chuàng)新和技術引進兩個維度深入探究不同技術創(chuàng)新模式對縣域平衡發(fā)展的影響效應及其作用機制，致力于為引導縣域“科技向善”、緩解發(fā)展不平衡難題提供決策參考，這不僅是構建新發(fā)展格局的應有之義，也對促進共同富裕、推進中國式現(xiàn)代化具有重要意義。

現(xiàn)有文獻多聚焦研究技術創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的影響，對平衡發(fā)展的研究較少涉及。部分文獻探究了技術創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的影響效應，但尚未達成共識。對于自主創(chuàng)新，較多學者認為自主創(chuàng)新能提高增長率，促進經(jīng)濟發(fā)展[3]，實現(xiàn)就業(yè)增長[4]，但也有學者認為自主創(chuàng)新不利于經(jīng)濟集約化增長[1]，并在短期內(nèi)引致就業(yè)破壞[5]。對于技術引進，部分學者認為其能顯著促進產(chǎn)業(yè)升級[6]，帶動經(jīng)濟發(fā)展[7]，并有效縮小技術差距[8]，但也有學者認為技術引進不利于經(jīng)濟發(fā)展[9]，難以形成就業(yè)效應，甚至導致長期的就業(yè)破壞[4]。還有學者認為技術引進對經(jīng)濟效率呈U型特征[10]。部分學者也探究了技術創(chuàng)新與城鄉(xiāng)差距的關系，主要有“加劇論”[11]、“抑制論”[12]、“非線性論”[13]。此外，吳鵬等[14]發(fā)現(xiàn)技術研發(fā)會擴大工資收入差距。

總體而言，現(xiàn)有文獻從技術創(chuàng)新的不同模式探討了其對經(jīng)濟發(fā)展和縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響，為揭示技術創(chuàng)新與縣域平衡發(fā)展的關系提供了啟迪。但目前探究技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的研究仍較為稀缺，探討不同模式的技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的研究更是鳳毛麟角，難以深入揭示技術創(chuàng)新與平衡發(fā)展之間的關系。基于此，本文從自主創(chuàng)新和技術引進兩個維度探討不同模式的技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響效應，并深入研究其對縣域平衡發(fā)展的異質性影響特征及作用機制，以打開技術創(chuàng)新影響縣域平衡發(fā)展的“黑箱”，為破解縣域發(fā)展不平衡難題提供經(jīng)驗借鑒。據(jù)此，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面：第一，基于自主創(chuàng)新和技術引進兩個維度系統(tǒng)考察了不同模式的技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響效應，可為研究異質性技術創(chuàng)新的社會經(jīng)濟效應提供新視角，為破解發(fā)展不平衡難題提供新思路；第二，基于專利數(shù)據(jù)構建2006—2021年中國縣域技術創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫，并將縣域技術創(chuàng)新分為自主創(chuàng)新和技術引進兩大模式，同時，將縣域平衡發(fā)展分為區(qū)域發(fā)展差距和城鄉(xiāng)收入差距兩個方面，能更加直觀地表征縣域技術創(chuàng)新能力及平衡發(fā)展現(xiàn)狀，有利于全面探究縣域技術創(chuàng)新與平衡發(fā)展的關系，為引導“科技向善”和提升縣域平衡發(fā)展程度指明方向；第三，深入探究了技術創(chuàng)新影響縣域平衡發(fā)展的異質性特征，揭示了技術創(chuàng)新影響縣域平衡發(fā)展的作用機制，可為完善縣域技術創(chuàng)新體系，破解縣域發(fā)展不平衡難題提供決策參考。

一、理論分析與研究假設

（一）技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響效應

平衡發(fā)展是各經(jīng)濟子系統(tǒng)通過分工合作，實現(xiàn)縮小發(fā)展差距和保持發(fā)展效率雙贏的穩(wěn)定發(fā)展狀態(tài)，其具體表現(xiàn)為區(qū)域、城鄉(xiāng)、群體發(fā)展差距的縮小，目標在于通過逐漸縮小發(fā)展不平衡程度以推進共同富裕[15]。本文重點關注的是縣域區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展差距。技術進步是推動人類發(fā)展和社會進步的根本動力，也是影響經(jīng)濟增長和收入水平的重要因素。縣域技術進步的模式主要分為自主創(chuàng)新和技術引進。技術進步模式會隨技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平的變化而變化。對于欠發(fā)達經(jīng)濟體，技術引進更易憑借成本低、風險小的優(yōu)勢實現(xiàn)技術突破和經(jīng)濟增長。可見，自[JP]主創(chuàng)新和技術引進對縣域平衡發(fā)展的影響效應存在差異。立足扎實推進共同富裕的新背景，探究自主創(chuàng)新和技術引進對縣域平衡發(fā)展的差異性作用十分必要。

第一，自主創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響。從城鄉(xiāng)收入差距來看，一方面，縣域自主創(chuàng)新所具有的滲透性強、覆蓋面廣的特點[16]，使其能依托溢出效應拓展創(chuàng)新成果的應用范圍，推動創(chuàng)新和農(nóng)業(yè)深度融合發(fā)展，賦能農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉型，實現(xiàn)富民增收，從而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。同時，技術賦能農(nóng)業(yè)發(fā)展能催生鄉(xiāng)村發(fā)展新模式新業(yè)態(tài)，帶動直播帶貨等“零工經(jīng)濟”發(fā)展，創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，拓展農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)渠道，實現(xiàn)農(nóng)民增收，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，創(chuàng)新資源在城鄉(xiāng)間的分布不均衡可能導致自主創(chuàng)新的城鎮(zhèn)傾向，加劇城鄉(xiāng)“科技鴻溝”，致使城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展能力和收入分配不均，擴大城鄉(xiāng)收入差距[2]。加之城鎮(zhèn)勞動力技能通常高于鄉(xiāng)村，而企業(yè)自主創(chuàng)新行為和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級會加大對高技能勞動力的需求[17]，致使勞動力市場需求和人才供給不匹配，導致結構性失業(yè)問題突出，并通過“擠出效應”增加鄉(xiāng)村低技能勞動力替代風險和壓力，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距。從區(qū)域發(fā)展差距來看，一方面，創(chuàng)新理論認為，縣域立足產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求強化自主創(chuàng)新能力，有利于推動創(chuàng)新鏈和產(chǎn)業(yè)鏈對接，為縣域產(chǎn)業(yè)升級提供技術支撐，避免縣域特別是欠發(fā)達縣域陷入“低端鎖定效應”，進而帶動縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距。同時，縣域自主創(chuàng)新能力的強化能優(yōu)化資源配置效率，增強縣域特別是欠發(fā)達縣域發(fā)展的內(nèi)生動力，并引導縣域通過創(chuàng)新生產(chǎn)方式、優(yōu)化生產(chǎn)流程等降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，從而促進經(jīng)濟發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距。另一方面，受經(jīng)濟實力、創(chuàng)新資源稟賦、市場環(huán)境等因素的影響，創(chuàng)新主體往往集聚在東部發(fā)達縣域[18]，而創(chuàng)新主體的分布傾向致使自主創(chuàng)新紅利率先惠及發(fā)達縣域，從而拉大區(qū)域發(fā)展差距。

第二，技術引進對縣域平衡發(fā)展的影響。從城鄉(xiāng)收入差距來看，一方面，縣域立足產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢開展技術引進，能通過“知識溢出效應”將技術應用到農(nóng)業(yè)領域，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率，推動農(nóng)民增收，從而有效縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距[19]。另一方面，縣域會率先聚焦城鎮(zhèn)的工業(yè)部門開展技術引進，而鄉(xiāng)村的農(nóng)業(yè)部門技術引進力度相對較小，技術進步緩慢，這在一定程度上會加劇城鄉(xiāng)“科技鴻溝”和生產(chǎn)力差距，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距。從區(qū)域發(fā)展差距來看，一方面，新經(jīng)濟增長理論認為，欠發(fā)達經(jīng)濟體能依托技術引進實現(xiàn)技術后發(fā)趕超。縣域通過“引進消化吸收再創(chuàng)新”等方式內(nèi)化引進的前沿技術，有效縮小區(qū)域間的技術差距，賦能縣域特別是欠發(fā)達縣域的經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距[20]。另一方面，技術引進能否轉化為經(jīng)濟發(fā)展動力受到引入地消化吸收能力、應用轉化能力等因素的影響。由于不同縣域在資金基礎和科技基礎方面存在差異，發(fā)達縣域更易承接轉移的先進技術，致使發(fā)達縣域率先享受先進技術成果，加劇技術的“馬太效應”，拉大區(qū)域發(fā)展差距。欠發(fā)達縣域的技術吸收能力不足，加之技術的“沉默性”和“環(huán)境敏感性”，致使欠發(fā)達縣域的技術引進可能表現(xiàn)為簡單的技術堆積，難以將技術成果轉化為經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢，縣域經(jīng)濟發(fā)展乏力，進而擴大區(qū)域發(fā)展差距。

綜上所述，本文提出如下假說：

H1：自主創(chuàng)新能顯著影響縣域平衡發(fā)展，但影響方向不確定。

H2：技術引進能顯著影響縣域平衡發(fā)展，但影響方向不確定。

（二）技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響機制

經(jīng)濟活力與產(chǎn)業(yè)結構是縣域平衡發(fā)展的必然要求和重要支撐。基于此，本文從經(jīng)濟活力效應和產(chǎn)業(yè)升級效應探討技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的作用機制。

第一，經(jīng)濟活力效應。技術創(chuàng)新作為經(jīng)濟發(fā)展的有力支撐，能通過經(jīng)濟活力效應影響縣域平衡發(fā)展。從自主創(chuàng)新來看，縣域自主創(chuàng)新能力的提升能強化縣域人才、資本等要素的吸引能力，推動縣域加快要素積累以形成規(guī)模效應，進而提高縣域全要素生產(chǎn)率，提升縣域經(jīng)濟活力。從技術引進來看，根據(jù)后發(fā)優(yōu)勢理論，技術引進能推動縣域特別是欠發(fā)達縣域以低成本、低風險克服技術壁壘，豐富本地技術存量[10，21]，并憑借“后發(fā)優(yōu)勢”和“干中學”消化吸收引進技術，將技術成果轉化為經(jīng)濟優(yōu)勢，實現(xiàn)更高的經(jīng)濟效率和經(jīng)濟發(fā)展質量。同時，技術引進能優(yōu)化引入地的要素結構，提高其要素邊際生產(chǎn)率，進而促進縣域企業(yè)集聚，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟主體增加和結構完善，全面激發(fā)縣域經(jīng)濟活力，帶動縣域經(jīng)濟發(fā)展。值得注意的是，盡管技術引進轉化為經(jīng)濟發(fā)展能力受到縣域吸收能力、產(chǎn)業(yè)基礎等多種因素的影響，但總體而言，技術引進的模仿效應仍然有利于提升縣域經(jīng)濟效率，激活縣域經(jīng)濟發(fā)展活躍度，提升縣域經(jīng)濟活力。已有研究表明，受限于縣域經(jīng)濟基礎，縣域經(jīng)濟活力提升初期可能會加劇發(fā)達縣域對欠發(fā)達縣域的虹吸效應，弱化欠發(fā)達縣域經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?，擴大區(qū)域發(fā)展差距[22]。但是，隨著欠發(fā)達縣域經(jīng)濟基礎逐步完善以及發(fā)達縣域的溢出效應，縣域經(jīng)濟活力的提升能加速縣域特別是欠發(fā)達縣域的生產(chǎn)要素流動，提高資源配置效率，從而帶動縣域特別是欠發(fā)達縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距[2]。同時，縣域經(jīng)濟活力的提升能創(chuàng)造新的就業(yè)機會，吸引農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)，提高經(jīng)濟收入水平，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。但目前，城鎮(zhèn)地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)仍然是經(jīng)濟活力的主要動力，縣域會推動更多資源要素在城鎮(zhèn)地區(qū)集聚以維持經(jīng)濟活力，從而致使農(nóng)村地區(qū)發(fā)展要素積累不足，擴大城鄉(xiāng)收入差距。

第二，產(chǎn)業(yè)升級效應。從自主創(chuàng)新的角度來看，縣域圍繞產(chǎn)業(yè)鏈開展自主創(chuàng)新，提高縣域技術攻關能力和應用轉化能力，從而構建縣域的自主創(chuàng)新生態(tài)圈，賦能縣域產(chǎn)業(yè)結構轉型升級"。同時，縣域依托產(chǎn)品創(chuàng)新拓展技術應用領域和強度，并通過前向、后向關聯(lián)效應逐步實現(xiàn)主導產(chǎn)業(yè)帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而引致產(chǎn)業(yè)結構轉型升級。從技術引進的角度來看，縣域聚焦本地發(fā)展需求加強技術引進，緩解產(chǎn)業(yè)發(fā)展中“技術缺位”難題，既能通過降低創(chuàng)新風險來減少生產(chǎn)成本，又能通過促進先進技術的應用轉化改善生產(chǎn)模式，實現(xiàn)生產(chǎn)效率提升和資源優(yōu)化配置，增強縣域產(chǎn)業(yè)競爭力，引導縣域產(chǎn)業(yè)結構升級[20]。此外，縣域重點行業(yè)、重點部門的技術引進將帶動產(chǎn)業(yè)鏈條集群融合發(fā)展，改善縣域生產(chǎn)要素配置結構，引導縣域從勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本或技術密集型產(chǎn)業(yè)轉型，從而引致產(chǎn)業(yè)升級?，F(xiàn)有研究表明，產(chǎn)業(yè)升級能促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高效率、高附加值產(chǎn)業(yè)轉變，推動縣域特別是欠發(fā)達縣域形成新的經(jīng)濟增長點，優(yōu)化縣域資源配置，從而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距[23]。然而，為了實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展目標，縣域特別是欠發(fā)達縣域可能傾向于率先發(fā)展工業(yè)等資本密集型部門[24]，致使縣域產(chǎn)業(yè)升級具有城鎮(zhèn)傾向，會強化城鎮(zhèn)的“極化效應”，加劇鄉(xiāng)村要素單向流入城鎮(zhèn)，擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。

綜上所述，本文提出如下假說：

H3：自主創(chuàng)新和技術引進能通過經(jīng)濟活力效應影響縣域平衡發(fā)展。

H4：自主創(chuàng)新和技術引進能通過產(chǎn)業(yè)升級效應影響縣域平衡發(fā)展。

二、計量模型及數(shù)據(jù)說明

（一）"模型設定

本文的研究目的是考察技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展的影響。技術創(chuàng)新的主要模式包括自主創(chuàng)新和技術引進，而本文關注的平衡發(fā)展具體表現(xiàn)為區(qū)域、城鄉(xiāng)差距的合理縮小。因此，本文主要構建以下基準回歸模型，驗證自主創(chuàng)新和技術引進兩個維度的技術創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距、區(qū)域發(fā)展差距的影響。具體公式如下：

EDit=β1+β2Teit－1+β3Xit－1+μi+t+εit[JY]（1）

EDit=β1+β2Zrit－1+β3Xit－1+μi+t+εit[JY]"（2）

其中，EDit為縣域平衡發(fā)展，本文選取縣域城鄉(xiāng)收入差距（Ugp）和縣域區(qū)域發(fā)展差距（Rgp）來表征，Teit－1為縣域自主創(chuàng)新，Zrit－1為縣域技術引進；Xit－1為一系列控制變量，具體包括城鎮(zhèn)化率（Urb）、農(nóng)業(yè)機械化（Ame）、金融發(fā)展（Fin）、政府干預（Gov）和勞動力數(shù)量（Lab）；考慮到滯后效應，所有解釋變量均滯后一期，μi為個體固定效應，t為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量：縣域平衡發(fā)展

縮小區(qū)域差距、城鄉(xiāng)差距和群體差距是實現(xiàn)縣域平衡發(fā)展的關鍵和主攻方向?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取城鄉(xiāng)收入差距和區(qū)域發(fā)展差距表征縣域平衡發(fā)展。城鄉(xiāng)收入差距（Ugp）：借鑒駱永民等[25]的做法，采用城鄉(xiāng)居民收入比表征。區(qū)域發(fā)展差距（Rgp）：借鑒仇童偉[26]的做法，采用縣域人均GDP與各年度全國縣域最高的人均GDP的比值表征，其值越大，表示區(qū)域發(fā)展差距越小。

2.核心解釋變量：技術創(chuàng)新

技術進步的主要來源是自主創(chuàng)新和技術引進[1]，因此本文選取自主創(chuàng)新和技術引進來表征技術創(chuàng)新。自主創(chuàng)新（Te）：借鑒韓峰等[27]的做法，采用“縣域發(fā)明專利授權數(shù)+1”的對數(shù)值表征。技術引進（Zr）：借鑒段德忠等[28]的做法，基于數(shù)據(jù)挖掘技術，在國家知識產(chǎn)權局專利檢索及分析平臺上獲取縣域的專利轉讓數(shù)據(jù)并匹配至縣域層面。技術引進表示為一個縣域從國內(nèi)其余地區(qū)轉入的專利數(shù)量，采用“縣域專利轉入數(shù)+1”的對數(shù)值表征。

3.控制變量

為緩解遺漏變量可能造成的回歸結果偏誤，本文選取以下控制變量：城鎮(zhèn)化率（Urb），采用縣域城鎮(zhèn)人口占比衡量；農(nóng)業(yè)機械化（Ame），采用單位面積農(nóng)業(yè)機械總動力的對數(shù)值衡量；金融發(fā)展（Fin），采用金融網(wǎng)點數(shù)的對數(shù)值衡量；政府干預（Gov），采用財政支出占GDP的比重表征；勞動力數(shù)量（Lab），采用年末就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值衡量。

本文采用2006—2021年1"756個縣域的面板數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源主要為相應年份的EPS數(shù)據(jù)庫、《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒、各縣市統(tǒng)計公報、國泰安數(shù)據(jù)庫、中國國家知識產(chǎn)權局專利檢索及分析平臺以及天眼查平臺。對于其余少量缺失數(shù)據(jù)利用線性趨勢法補齊。描述性統(tǒng)計結果見表1。

三、實證結果分析

（一）基本特征事實分析

1.縣域平衡發(fā)展的特征事實

本文繪制縣域城鄉(xiāng)收入差距、區(qū)域發(fā)展差距的核密度圖以考察縣域平衡發(fā)展的變化情況。2006、2011、2016和2021年各縣域城鄉(xiāng)收入差距的核密度曲線如圖1所示。曲線的中心位置在2006—2011年、2011—2016年、2016—2021年3個時段都出現(xiàn)了左移，表明研究期間中國縣域城鄉(xiāng)收入差距呈下降態(tài)勢。從曲線的高度來看，2006—2021年主峰高度出現(xiàn)大幅提升，反映“十一五”以來中國縣域城鄉(xiāng)收入差距存在收斂態(tài)勢。從延展情況來看，曲線存在明顯的右拖尾現(xiàn)象，且曲線向右延伸的長度有所縮短，這表明仍有少數(shù)城鄉(xiāng)收入差距較大的縣域，但這一現(xiàn)象已得到一定程度的緩解。

2006、2011、2016和2021年各縣域區(qū)域發(fā)展差距的核密度曲線如圖2所示。從曲線位置來看，曲線的中心位置在2006—2011年出現(xiàn)左移，在2011—2016年和2016—2021年2個時段出現(xiàn)右移，結合測度值越大則區(qū)域發(fā)展差距越小的指標表征方式，可以得出結論：在研究期間，中國縣域區(qū)域發(fā)展差距呈先擴大后縮小的態(tài)勢?？梢姡?012年是區(qū)域發(fā)展差距變化的節(jié)點，自黨的十八大強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展的平衡性以來，縣域經(jīng)濟發(fā)展質量逐步提升，區(qū)域發(fā)展差距得到有效緩解。從曲線高度來看，2006—2021年主峰高度呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，這表明縣域區(qū)域發(fā)展差距存在先收斂后發(fā)散的趨勢。從曲線的延展情況來看，曲線存在明顯的右拖尾現(xiàn)象，這表明存在區(qū)域發(fā)展差距較小的縣域。綜上所述，雖然研究期間中國縣域城鄉(xiāng)收入差距及區(qū)域發(fā)展差距呈現(xiàn)下降態(tài)勢，但實際的發(fā)展差異依然顯著，如何有效縮小縣域城鄉(xiāng)收入差距、區(qū)域發(fā)展差距，實現(xiàn)縣域平衡發(fā)展是個亟待解決的重要問題。

圖1"城鄉(xiāng)收入差距的核密度

圖2"區(qū)域發(fā)展差距的核密度

2.縣域技術創(chuàng)新的特征事實

為了探究縣域技術創(chuàng)新水平的變化趨勢，本文繪制了中國縣域自主創(chuàng)新均值和技術引進均值的時間趨勢圖?？h域自主創(chuàng)新的演化趨勢如圖3所示。整體來看，縣域自主創(chuàng)新呈波動上升趨勢，由2006年的2.081件上升至2021年的16.611件，增加了6.98倍，表明縣域的自主創(chuàng)新能力逐步提升。分區(qū)域來看，城市群縣域和非城市群縣域

本文將京津冀、長三角、珠三角、成渝、長江中游五大城市群的縣域定義為城市群縣域，其余則為非城市群縣域。的自主創(chuàng)新分別由2006年的4.396件、1.210件上升至2021年的36.756件和9.033件，分別增加了7.36倍和6.47倍，可見城市群縣域自主創(chuàng)新相較于非城市群縣域優(yōu)勢明顯，需發(fā)揮非城市群縣域的后發(fā)優(yōu)勢，縮小與城市群縣域間的差距。

縣域技術引進的演化趨勢如圖4所示。整體來看，縣域技術引進由2006年的0.355件上升至2021年的20.366件，增加了56.37倍，可見縣域技術引進呈波動上升趨勢，技術引進能力不斷增強。分區(qū)域來看，城市群縣域和非城市群縣域的技術引進分別由2006年的0.633件和0.251件上升至2021年的46.198件和10.607件，分別增加了71.98倍和41.26倍?？梢姡浅鞘腥嚎h域的技術引進與城市群縣域差距突出，并且增幅相對滯后，應進一步優(yōu)化創(chuàng)新生態(tài)，促進非城市群縣域技術引進，助力非城市群縣域實現(xiàn)技術后發(fā)趕超。

（二）基準回歸結果

在實證分析之前，本文運用相關系數(shù)和方差膨脹因子檢驗變量之間是否存在多重共線性。結果顯示，變量間的相關系數(shù)均低于0.8，方差膨脹因子值均低于3，遠遠小于10，即本文的回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題?？紤]到技術創(chuàng)新等變量對縣域平衡發(fā)展具有滯后作用，借鑒林嵩等[29]的做法，本文將所有解釋變量均滯后一期進行估計，回歸結果如表2所示。

造成縣域城鄉(xiāng)收入差距變化很小的原因在于本文未對城鄉(xiāng)收入差距做乘以100的處理。若處理后，城鄉(xiāng)收入差距則會相應擴大0.076%。區(qū)域發(fā)展差距的回歸系數(shù)亦同。

，表明縣域自主創(chuàng)新能顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距。由第（2）列可知，技術引進的回歸系數(shù)亦顯著為正，即縣域技術引進每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距就會擴大0.000"63。結合縣域技術創(chuàng)新的實踐來看，縣域自主創(chuàng)新和技術引進擴大城鄉(xiāng)收入差距的可能原因有兩方面。一方面，現(xiàn)階段，縣域整體仍處于創(chuàng)新鏈的末端，面臨創(chuàng)新資源不足、基礎設施滯后等桎梏。為實現(xiàn)縣域創(chuàng)新躍升，縣域會采取偏向城鎮(zhèn)的科技投入戰(zhàn)略，率先提高城鎮(zhèn)的自主創(chuàng)新能力和技術引進能力?？h域自主創(chuàng)新和技術引進的城鎮(zhèn)傾向會加劇城鄉(xiāng)“科技鴻溝”，進而擴大城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，相較于城鎮(zhèn)，鄉(xiāng)村的產(chǎn)業(yè)基礎更為薄弱，難以依托產(chǎn)業(yè)消化吸收應用縣域的技術創(chuàng)新成果，致使技術創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)融合較為表淺，科技成果未能充分轉化為經(jīng)濟發(fā)展效益，致使農(nóng)民增收的技術支撐力不強，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距。此外，由于城鄉(xiāng)居民技術創(chuàng)新素養(yǎng)和吸收能力的差異，部分城鎮(zhèn)居民率先掌握和應用縣域技術創(chuàng)新成果，導致城鄉(xiāng)居民之間存在應用科技創(chuàng)新成果能力的鴻溝，進而加劇城鄉(xiāng)居民收入差距。

第（3）（4）列依次為自主創(chuàng)新、技術引進對區(qū)域發(fā)展差距的基準回歸結果。由第（3）列結果可知，自主創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正，即縣域自主創(chuàng)新每增加1%，區(qū)域發(fā)展差距將會縮小0.000"03，表明縣域自主創(chuàng)新能顯著縮小區(qū)域發(fā)展差距。由第（4）列可知，技術引進的回歸系數(shù)亦顯著為正，即縣域技術引進每增加1%，區(qū)域發(fā)展差距將會縮小0.000"02，表明縣域技術引進能顯著縮小區(qū)域發(fā)展差距。結合縣域實踐來看，縣域自主創(chuàng)新和技術引進縮小區(qū)域發(fā)展差距的原因有兩方面。一方面，縣域自主創(chuàng)新和技術引進能力的增強能優(yōu)化縣域資源要素配置，激活縣域經(jīng)濟發(fā)展活力，并通過催生新經(jīng)濟形態(tài)和新興產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，進而縮小區(qū)域發(fā)展差距。以延安市黃陵[JP]縣為例，黃陵縣堅持以科技賦能礦業(yè)數(shù)字化、智能化發(fā)展，推動工業(yè)總產(chǎn)值在2022年達到414.1億元，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，縣域自主創(chuàng)新和技術引進能力的強化能依托科技滲透性強和覆蓋面廣的特征，拓展科技創(chuàng)新應用普及范圍，提高縣域勞動力生產(chǎn)率，由此加速縣域間的分工合作，構建優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集群，帶動縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距。

（三）穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

本文已經(jīng)通過增加控制變量的方式來緩解遺漏變量引致的內(nèi)生性問題，但雙向因果的存在也可能導致內(nèi)生性問題?？h域平衡發(fā)展水平越高，其經(jīng)濟發(fā)展質量和科技創(chuàng)新基礎也相對較好，從而有利于縣域開展自主創(chuàng)新和技術引進。因此，本文采用以下方法緩解內(nèi)生性問題。首先，本文在基準回歸已將所有解釋變量滯后一期，在一定程度上克服了反向因果。其次，為進一步緩解內(nèi)生性問題，本文借鑒葉堂林等[15]的做法，分別采用同年度本省份其余縣域技術引進、自主創(chuàng)新的均值作為工具變量。該工具變量能通過示范效應和交[JP]流效應影響本縣域技術引進和自主創(chuàng)新，滿足相關性，但與本縣域城鄉(xiāng)收入差距、區(qū)域發(fā)展差距沒有直接的關聯(lián)，滿足排他性。由表3第（1）（2）列可知，Anderson"canon."corr."LM"統(tǒng)計量的P值小于0.001，拒絕了工具變量識別不足的原假設，CraggDonald"Wald"F統(tǒng)計量大于弱工具變量在10%水平上的臨界值，拒絕了弱工具變量的原假設。可見，在考慮內(nèi)生性后，縣域自主創(chuàng)新和技術引進仍能顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距。由第（3）（4）列可知，在拒絕工具變量識別不足和弱工具變量的原假設后，縣域自主創(chuàng)新和技術引進仍能顯著縮小區(qū)域發(fā)展差距。綜上所述，在考慮內(nèi)生性問題后，本文的回歸結果仍然穩(wěn)健。

2.穩(wěn)健性檢驗

第一，替換被解釋變量。本文采用泰爾指數(shù)測度城鄉(xiāng)收入差距后重新進行回歸，結果見表4第（1）（2）列；借鑒徐生霞等[22]的做法，采用綜合變異系數(shù)和離差相結合的方法測度區(qū)域發(fā)展差距后重新進行回歸，結果見表5第（1）（2）列。

第三，調(diào)整樣本期。將樣本期間從2006—2021年縮小至2006—2019年后重新進行回歸，結果分別見表4和表5第（5）（6）列。

在進行一系列穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)，縣域自主創(chuàng)新和技術引進會顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距，顯著縮小區(qū)域發(fā)展差距，與基準回歸結果基本一致，表明本文結論具有穩(wěn)健性。

3.外生沖擊檢驗

為進一步檢驗技術創(chuàng)新對縣域平衡發(fā)展影響效應的穩(wěn)健性，本文借鑒史丹等[20]的思路，對回歸結果進行檢驗。本文以創(chuàng)新型城市試點作為外生沖擊，采用雙重差分法（DID）進行分析。始于2008年的創(chuàng)新型城市試點能有效提升創(chuàng)新資源配置效率，提升技術引進和自主創(chuàng)新的能力，為經(jīng)濟高質量發(fā)展提供技術支撐，合理縮小區(qū)域發(fā)展差距、城鄉(xiāng)收入差距，推動縣域平衡發(fā)展。為考察創(chuàng)新型城市試點對縣域平衡發(fā)展的影響，本文構建以下模型：

其中，DIDit－1是政策變量，即i縣域在t－1年是否為創(chuàng)新型城市試點覆蓋范圍。為了考慮滯后效應，本文亦將所有解釋變量滯后一期進行分析。

創(chuàng)新型城市試點對縣域平衡發(fā)展的回歸結果見表6。其中，第（1）（2）列是創(chuàng)新型城市試點對城鄉(xiāng)收入差距的回歸結果，DID的回歸系數(shù)均顯著為正，即創(chuàng)新型城市試點會擴大城鄉(xiāng)收入差距。第（3）（4）列是創(chuàng)新型城市試點對區(qū)域發(fā)展差距的回歸結果，DID的回歸系數(shù)均顯著為正，即創(chuàng)新型城市試點會縮小區(qū)域發(fā)展差距。綜上，基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

（四）異質性分析

1.區(qū)位異質性

城市群作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和技術創(chuàng)新高地，與非城市群在創(chuàng)新資源集聚和要素自由流動等方面存在較大差距。這些差異可能會導致自主創(chuàng)新和技術引進對縣域平衡發(fā)展的影響效應在城市群縣域和非城市群縣域間存在異質性特征。因此，本文將京津冀、長三角、珠三角、成渝、長江中游五大城市群的縣域定義為城市群縣域，其余則為非城市群縣域，并引入地區(qū)虛擬變量（城市群縣域為基準組，非城市群縣域為Nuc）與核心解釋變量的交互項進行回歸，結果如表7所示。

由第（1）列可知，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，Te×Nuc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，自主創(chuàng)新能顯著擴大城市群縣域和非城市群縣域的城鄉(xiāng)收入差距，且自主創(chuàng)新對城市群縣域城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應略強于非城市群縣域。由第（2）列可知，技術引進的估計系數(shù)顯著為正，Zr×Nuc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，技術引進能顯著擴大城市群縣域和非城市群縣域的城鄉(xiāng)收入差距，且技術引進對城市群縣域城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應亦略強于非城市群縣域?？赡艿脑蚴牵鞘腥嚎h域和非城市群縣域的自主創(chuàng)新和技術引進均多集聚在城鎮(zhèn)，會加劇經(jīng)濟集聚，拉大城鄉(xiāng)收入差距。對比城市群縣域，非城市群縣域的創(chuàng)新資源不足和要素流動不暢等問題更為突出，縣域整體自主創(chuàng)新和技術引進能力不足，對居民增收的影響較弱，導致非城市群縣域自主創(chuàng)新和技術引進對城鄉(xiāng)收入差距的影響相對較弱。

由第（3）列可知，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，Te×Nuc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，自主創(chuàng)新能顯著縮小城市群縣域和非城市群縣域的區(qū)域發(fā)展差距，且相較于非城市群縣域，自主創(chuàng)新對城市群縣域區(qū)域發(fā)展差距的影響更強?？赡艿脑蛟谟?，城市群縣域和非城市群縣域的自主創(chuàng)新均能提高生產(chǎn)效率，進而催生新模式、新業(yè)態(tài)，延伸縣域產(chǎn)業(yè)鏈條，推動縣域產(chǎn)業(yè)結構升級，從而有效帶動縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距。同時，非城市群縣域長期薄弱的創(chuàng)新基礎造成縣域的技術積累不足，導致經(jīng)濟高質量發(fā)展動力不強。根據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)，2021年，城市群縣域的縣均發(fā)明專利授權數(shù)為36.76件，是非城市群縣域的4倍，且相較于2006年，城市群縣域的縣均發(fā)明專利授權數(shù)增長了7.36倍，增幅高于非城市群縣域（6.47倍）?？梢?，非城市群縣域不僅自主創(chuàng)新能力不足，而且自主創(chuàng)新發(fā)展?jié)摿Φ陀诔鞘腥嚎h域，這也在一定程度上解釋了自主創(chuàng)新對非城市群縣域平衡發(fā)展的影響效應較弱。由第（4）列可知，技術引進的估計系數(shù)顯著為正，Zr×Nuc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，技術引進能縮小城市群縣域的區(qū)域發(fā)展差距，擴大非城市群縣域的區(qū)域發(fā)展差距。其可能的原因是，對于非城市群縣域，經(jīng)濟發(fā)展水平不足、產(chǎn)業(yè)基礎薄弱等因素致使非城市群縣域對技術引進的消化吸收能力、應用轉化能力相對不足，技術引進可能表現(xiàn)為簡單的技術堆積，未能有效轉化為經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢，難以有效推動縣域經(jīng)濟發(fā)展，從而擴大區(qū)域發(fā)展差距。

2.經(jīng)濟異質性

相較于非百強縣，百強縣作為示范縣，其經(jīng)濟實力突出，發(fā)展動力強勁，在縣域創(chuàng)新活動中占據(jù)重要地位。為探究自主創(chuàng)新、技術引進對縣域平衡發(fā)展的影響效應是否存在經(jīng)濟異質性，本文借鑒文雁兵等[30]的做法確定百強縣，并引入經(jīng)濟虛擬變量（百強縣為基準組，非百強縣的縣域為Ntc）與核心解釋變量的交互項進行回歸，結果如表7所示。

由第（5）列可知，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，Te×Ntc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，自主創(chuàng)新能顯著擴大百強縣和非百強縣的城鄉(xiāng)收入差距，且相較于非百強縣，自主創(chuàng)新對百強縣城鄉(xiāng)收入差距的影響效應更強。由第（6）列可知，技術引進的估計系數(shù)顯著為正，Zr×Ntc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，技術引進能顯著擴大百強縣和非百強縣的城鄉(xiāng)收入差距，且技術引進對百強縣城鄉(xiāng)收入差距的影響效應略大于非百強縣。可能的原因是，無論是百強縣還是非百強縣，自主創(chuàng)新和技術引進的紅利率先惠及城鎮(zhèn)地區(qū)，導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。相較于百強縣，非百強縣的創(chuàng)新資源稟賦不足，人口流失現(xiàn)象突出，難以滿足縣域自主創(chuàng)新和技術引進對高技能人才的需求，自主創(chuàng)新和技術引進的能力不強，難以帶動居民就業(yè)增收，從而導致非百強縣自主創(chuàng)新和技術引進對城鄉(xiāng)收入差距的作用相對較弱。

由第（7）列可知，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正，Te×Ntc的估計系數(shù)不顯著，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，自主創(chuàng)新能顯著縮小百強縣區(qū)域發(fā)展差距，對非百強縣的區(qū)域發(fā)展差距影響效應不顯著。由第（8）列可知，技術引進的估計系數(shù)顯著為正，Zr×Ntc的估計系數(shù)顯著為負，對比估計結果發(fā)現(xiàn)，技術引進能顯著縮小百強縣和非百強縣的區(qū)域發(fā)展差距，且技術引進對百強縣區(qū)域發(fā)展差距的影響效應略大于非百強縣。其可能的原因是，相較于百強縣，非百強縣的基礎設施滯后、產(chǎn)業(yè)基礎薄弱，縣域自主創(chuàng)新和技術引進對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用未能充分釋放，導致自主創(chuàng)新和技術引進對非百強縣平衡發(fā)展的作用相對較小。此外，由于資源稟賦和區(qū)域基礎的限制，非百強縣開展自主創(chuàng)新和技術引進活動的難度明顯高于百強縣，非百強縣的自主創(chuàng)新能力和技術引進能力遠不及百強縣，高質量技術供給滯后，無法滿足經(jīng)濟躍升的技術需求。根據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)，2021年百強縣的縣均發(fā)明專利授權數(shù)和縣均技術引進數(shù)分別為213.23件和257.88件，分別是非百強縣的20倍和19倍，可見，非百強縣的自主創(chuàng)新、技術引進與百強縣差距懸殊，經(jīng)濟高質量發(fā)展的技術支撐不強，這也能在一定程度上解釋自主創(chuàng)新和技術引進對非百強縣平衡發(fā)展的影響效應低于百強縣。

（五）機制分析

理論分析表明，自主創(chuàng)新和技術引進主要通過經(jīng)濟活力效應和產(chǎn)業(yè)升級效應對縣域平衡發(fā)展產(chǎn)生影響。本文借鑒楊秀云等[31]的做法，對自主創(chuàng)新和技術引進影響縣域平衡發(fā)展的作用機制進行實證檢驗。

1.經(jīng)濟活力效應

根據(jù)假說H3，自主創(chuàng)新能通過加快縣域特別是欠發(fā)達縣域的要素流動，形成規(guī)模經(jīng)濟效應，提高其經(jīng)濟生產(chǎn)效率，激活縣域經(jīng)濟活力；技術引進能通過豐富技術存量，激活后發(fā)優(yōu)勢，提升縣域經(jīng)濟活力。隨著欠發(fā)達縣域基礎的完善以及發(fā)達縣域的溢出效應，縣域經(jīng)濟活力的提升能促進要素雙向流動，優(yōu)化資源要素配置效率，實現(xiàn)高質量發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距。但目前，為維持經(jīng)濟活力，縣域會促進城鎮(zhèn)吸收集聚更多的資源要素，從而在一定程度上忽略鄉(xiāng)村地區(qū)的發(fā)展，致使城鄉(xiāng)收入差距擴大。為檢驗經(jīng)濟活力效應，本文選取夜間燈光（Nl）、企業(yè)集聚（Fc）作為經(jīng)濟活力的代理變量，回歸檢驗結果如表8所示。由第（1）（3）列可知，無論是夜間燈光還是企業(yè)集聚，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正；由第（2）（4）列可知，無論是夜間燈光還是企業(yè)集聚，技術引進的估計系數(shù)均顯著為正。這驗證了自主創(chuàng)新和技術引進對縣域經(jīng)濟活力的促進效應。根據(jù)前文的理論分析，在自主創(chuàng)新和技術引進對縣域經(jīng)濟活力發(fā)揮促進效應后，其能優(yōu)化資源要素的配置能力，提高經(jīng)濟生產(chǎn)效率，從而縮小區(qū)域發(fā)展差距，但經(jīng)濟活力的提[JP]升短

期內(nèi)也加劇了縣域城鎮(zhèn)化傾向，導致農(nóng)村地區(qū)資源要素流失，從而拉大城鄉(xiāng)收入差距。綜上所述，自主創(chuàng)新和技術引進能通過提升縣域經(jīng)濟活力影響縣域平衡發(fā)展，從而驗證了假說H3。

2.產(chǎn)業(yè)升級效應

根據(jù)假說H4，自主創(chuàng)新能通過構建縣域自主創(chuàng)新生態(tài)圈，強化主導產(chǎn)業(yè)帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，賦能縣域產(chǎn)業(yè)結構升級；技術引進能通過緩解產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的“技術缺位”難題，提高產(chǎn)業(yè)競爭力，優(yōu)化生產(chǎn)要素配置，引導縣域產(chǎn)業(yè)結構升級。但為實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展目標，受限于縣域資源稀缺和科技基礎薄弱，縣域會率先聚焦與發(fā)展戰(zhàn)略保持一致的重點行業(yè)和重點產(chǎn)業(yè)進行自主創(chuàng)新和技術引進，致使技術在不同行業(yè)和不同部門間分布不均衡，從而導致資本報酬和勞動報酬存在差距，進而影響縣域平衡發(fā)展。為檢驗產(chǎn)業(yè)升級效應，本文借鑒方紅生等[24]的做法，采用產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)（Isu）、工業(yè)化水平（Idu）來衡量產(chǎn)業(yè)升級，回歸結果如表9所示。由第（1）（3）列可知，無論是產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)還是工業(yè)化水平，自主創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正；由第（2）（4）列可知，無論是產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)還是工業(yè)化水平，技術引進的估計系數(shù)均顯著為正。這驗證了自主創(chuàng)新和技術引進對產(chǎn)業(yè)升級的促進效應。根據(jù)前文的理論分析，在自主創(chuàng)新和技術引進對縣域產(chǎn)業(yè)升級發(fā)揮促進效應后，能推動縣域特別是欠發(fā)達縣域向高效率、高附加值產(chǎn)業(yè)轉型，形成新的經(jīng)濟增長點，帶動縣域經(jīng)濟發(fā)展，從而縮小區(qū)域發(fā)展差距。但目前縣域為實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展目標，會傾向于率先發(fā)展工業(yè)等資本密集型部門，加速鄉(xiāng)村要素單向流入城鎮(zhèn)，加劇城鄉(xiāng)鴻溝，擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。綜上所述，自主創(chuàng)新和技術引進能通過產(chǎn)業(yè)升級效應影響縣域平衡發(fā)展，從而驗證了假說H4。

四、結論與政策建議

隨著中國科技實力大幅躍升，既要充分發(fā)揮科技創(chuàng)新在提高生產(chǎn)力上的驅動作用，也要引導“科技向善”賦能平衡發(fā)展，促進縣域共同富裕。本文將技術創(chuàng)新分為自主創(chuàng)新和技術引進兩個模式，探究自主創(chuàng)新和技術引進對縣域平衡發(fā)展的影響效應及作用機制。本文研究得出三點結論。一是自主創(chuàng)新和技術引進均會擴大城鄉(xiāng)收入差距，縮小區(qū)域發(fā)展差距，通過一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結論仍然穩(wěn)健成立。二是異質性分析表明，相較于非城市群縣域，自主創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應、區(qū)域發(fā)展差距的縮小效應在城市群縣域更為突出；技術引進對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應亦在城市群縣域更強；技術引進能縮小城市群縣域的區(qū)域發(fā)展差距，擴大非城市群縣域的區(qū)域發(fā)展差距。相較于非百強縣，技術引進對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應、區(qū)域發(fā)展差距的縮小效應在百強縣更強；自主創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應亦在百強縣更為突出；自主創(chuàng)新能顯著縮小百強縣的區(qū)域發(fā)展差距，對非百強縣的區(qū)域發(fā)展差距影響不顯著。三是機制檢驗表明，自主創(chuàng)新和技術引進會通過經(jīng)濟活力效應和產(chǎn)業(yè)升級效應縮小區(qū)域發(fā)展差距，擴大城鄉(xiāng)收入差距。據(jù)此，本文提出以下政策建議：

第一，全方位強化縣域技術創(chuàng)新能力，引導縣域“科技向善”，賦能縣域平衡發(fā)展。本文研究表明，自主創(chuàng)新和技術引進均會縮小區(qū)域發(fā)展差距，擴大城鄉(xiāng)收入差距。因此，一方面，應支持縣域立足主導優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，通過提升自主創(chuàng)新能力和強化對引進技術的消化吸收應用轉化來推動創(chuàng)新鏈和產(chǎn)業(yè)鏈精準對接，催生新經(jīng)濟形態(tài)和新興產(chǎn)業(yè)，推動縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，從而縮小區(qū)域發(fā)展差距。另一方面，引導縣域拓展技術創(chuàng)新的應用普及范圍，注重技術創(chuàng)新在城鄉(xiāng)間的輻射擴散，以提升鄉(xiāng)村居民技術創(chuàng)新素養(yǎng)和技術成果應用能力為抓手，夯實鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)基礎，推動科技創(chuàng)新和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展深度融合，并發(fā)展農(nóng)民主播、農(nóng)業(yè)經(jīng)理人等新職業(yè)，實現(xiàn)富民增收，從而在一定程度上扭轉城鄉(xiāng)“科技鴻溝”，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第二，因地制宜，探索差異化技術創(chuàng)新提升路徑，充分發(fā)揮技術創(chuàng)新的賦能作用。本文研究表明，自主創(chuàng)新和技術引進對城鄉(xiāng)收入差距和區(qū)域發(fā)展差距的影響效應存在區(qū)位異質性和經(jīng)濟異質性。因此，對于城市群縣域、百強縣等創(chuàng)新基礎較好的縣域，應引導縣域在提升技術引進效率的同時優(yōu)化科技服務生態(tài)，強化縣域自主創(chuàng)新能力，避免陷入低端鎖定和路徑依賴，實現(xiàn)自主創(chuàng)新和技術引進雙輪驅動區(qū)域發(fā)展差距縮小。同時，引導縣域加強先進技術在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領域的深度應用，探索科技助農(nóng)新模式，打造科技與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的示范樣本，帶動城鄉(xiāng)收入差距縮小。對于非城市群縣域、非百強縣等基礎相對薄弱的縣域，應加大創(chuàng)新資源傾斜力度，完善縣域基礎設施建設，補齊縣域開展自主創(chuàng)新和技術引進的短板。同時，引導縣域以提高勞動力技能和產(chǎn)業(yè)基礎優(yōu)化為前提，提高對先進技術成果的應用轉化能力，以緩解產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的技術缺位難題，助力縣域平衡發(fā)展。

第三，著力推動縣域經(jīng)濟活力提升和產(chǎn)業(yè)結構升級，助力縣域平衡發(fā)展。本文研究表明，經(jīng)濟活力效應和產(chǎn)業(yè)升級效應是技術創(chuàng)新影響縣域平衡發(fā)展的作用機制。因此，縣域應通過技術創(chuàng)新加速生產(chǎn)要素積累和要素結構優(yōu)化，并以優(yōu)化營商環(huán)境為契機吸引企業(yè)在縣域集聚，提升縣域經(jīng)濟活力，從而提高資源配置效率，助力縣域平衡發(fā)展。同時，引導縣域以技術創(chuàng)新賦能產(chǎn)業(yè)迭代升級，驅動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高效率、高附加值轉變，培育產(chǎn)業(yè)發(fā)展新模式新業(yè)態(tài)，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟高質量發(fā)展，從而賦能區(qū)域差距縮小。此外，縣域應注重加強鄉(xiāng)村自主創(chuàng)新和技術引進力度，提高鄉(xiāng)村經(jīng)濟活力，優(yōu)化鄉(xiāng)村內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結構，從而扭轉縣域發(fā)展戰(zhàn)略城鎮(zhèn)傾向對城鄉(xiāng)收入差距的負外部性，全面賦能縣域平衡發(fā)展。

參考文獻：

［1］"[WB]唐未兵，傅元海，王展祥.技術創(chuàng)新、技術引進與經(jīng)濟增長方式轉變[J].經(jīng)濟研究，2014（7）：3143.

［2］[DW]張穎熙，夏杰長.科技向善賦能共同富裕：機理、模式與路徑[J].河北學刊，2022（3）：115122.

［3］[DW]孫巍，徐邵軍.技術進步路徑轉換、異質性勞動力流動與地區(qū)經(jīng)濟差距演化[J].經(jīng)濟評論，2021（5）：6585.

［4］[DW]宋德勇，畢道俊.技術創(chuàng)新能否實現(xiàn)環(huán)保與就業(yè)的“雙重紅利”：基于285個地級市面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].經(jīng)濟問題探索，2021（9）：5566.

［5］[DW]吳昊，李萌.技術引進、自主創(chuàng)新與就業(yè)：基于動態(tài)空間面板模型的實證研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2020（1）：109116.

［6］[DW]PENEDER"M."Industrial"structure"and"aggregate"growth[J]."Structural"Change"and"Economic"Dynamics，2003，"14（4）：427448.

［7］[DW]楊麗君.技術引進與自主研發(fā)對經(jīng)濟增長的影響：基于知識產(chǎn)權保護視角[J].科研管理，2020（6）：916.

［8］[DW]王林輝，王輝，董直慶.技術創(chuàng)新方向、均衡技術差距與技術追趕周期[J].世界經(jīng)濟，2022（3）：2855.

［9］[DW]孟望生，張揚.自然資源稟賦、技術進步方式與綠色經(jīng)濟增長：基于中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].資源科學，2020（12）

：23142327.[ZK）]

［10］[KG*2][WB]ZHENG"X，"YU"H，"YANG"L."Technology"imports，"independent"innovation，"and"China’s"green"economic"efficiency："An"analysis"based"on"spatial"and"mediating"effect[J]."Environmental"Science"and"Pollution"Research，"2022，"29（24）：3617036188.

［11］[DW]李政，楊思瑩.科技創(chuàng)新的城鄉(xiāng)二元收入結構效應及其傳導機制[J].經(jīng)濟問題探索，2018（1）：2329.

［12］[DW]趙崢，張亮亮，陳志.技術創(chuàng)新、城市化與城鄉(xiāng)收入差距：基于城市面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國科技論壇，2018（10）：138145.

［13］[DW]劉清春，劉淑芳，馬永歡.創(chuàng)新水平對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究：基于工具變量回歸模型[J].軟科學，2016（9）：1114.

［14］[DW]吳鵬，萬廣華，常遠，等.共同富裕目標下技術創(chuàng)新對工資收入差距的影響：來自研發(fā)與應用的證據(jù)[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2024（4）：11811197.

［15］[DW]葉堂林，王雪瑩.數(shù)字經(jīng)濟對協(xié)調(diào)性均衡發(fā)展的影響：兼論共同富裕的實現(xiàn)路徑[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2023（1）：7388.

［16］[DW]楊仁發(fā)，李自鑫.創(chuàng)新型城市試點政策能夠促進共同富裕嗎？[J].財經(jīng)研究，2023（8）：1933.

［17］[DW]袁冬梅，周磊，袁禮.技術創(chuàng)新模式轉變對勞動力就業(yè)結構的影響：基于制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)的分析[J].中國人口科學，2021（6）：8195.

［18］[DW]董俊鷙，孟怡偉，丁志偉.中國縣域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間分異及其影響因素[J].世界地理研究，2023（8）：88102.

［19］[DW]EVENSON"R"E，"WESTPHAL"L"E."Technological"change"and"technology"strategy[J]."Handbook"of"Development"Economics，"1995，"3：22092299.

［20］[DW]史丹，葉云嶺，于海潮.雙循環(huán)視角下技術轉移對產(chǎn)業(yè)升級的影響研究[J].數(shù)量經(jīng)濟[JP]技術經(jīng)濟研究，2023（6）：526.

［21］[DW]DUFFY"J，"RALSTON"J."Innovate"versus"imitate："theory"and"experimental"evidence[J]."Journal"of"Economic"Behavior"amp;"Organization，"2020，"177：727751.

［22］[DW]徐生霞，劉強，馮亮.中國區(qū)域經(jīng)濟差距的時空演進特征與成因[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2023（4）：6984.

［23］[DW]賈洪文，張伍濤，盤業(yè)哲.科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟高質量發(fā)展[J].上海經(jīng)濟研究，2021（5）：5060.

［24］[DW]方紅生，魯瑋駿，蘇云晴.“省直管縣”改革對城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2023（3）：2439.

［25］[DW]駱永民，樊麗明.宏觀稅負約束下的間接稅比重與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟研究，2019（11）：3753.

［26］[DW]仇童偉.精準扶貧、人口流動與地區(qū)經(jīng)濟差距[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2024（4）：5166.

［27］[DW]韓峰，袁香鈺.國內(nèi)大市場優(yōu)勢與企業(yè)自主創(chuàng)新[J].財經(jīng)研究，2023（12）：418.

［28］[DW]段德忠，杜德斌，諶穎，等.中國城市創(chuàng)新技術轉移格局與影響因素[J].地理學報，2018（4）：738754.

［29］[DW]林嵩，谷承應，斯曉夫，等.縣域創(chuàng)業(yè)活動、農(nóng)民增收與共同富裕：基于中國縣級數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2023（3）：4058.

［30］[DW]文雁兵，郭瑞，史晉川.用賢則理：治理能力與經(jīng)濟增長：來自中國百強縣和貧困縣的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2020（3）：1834.

［31］[DW]楊秀云，劉岳虎，高拴平.技術融合與企業(yè)出口產(chǎn)品質量：來自中國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].當代經(jīng)濟科學，2024（3）：111124.