曹文超，竇玉鵬

(中共山東省委黨校(山東行政學院)，山東 濟南 250014)

一、創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展的文獻綜述

當前，中國經(jīng)濟發(fā)展已進入轉(zhuǎn)型期，要實現(xiàn)經(jīng)濟從數(shù)量速度型增長轉(zhuǎn)向質(zhì)量效益型發(fā)展，必須提高中國經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率，將創(chuàng)新作為中國經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力。長期以來，國內(nèi)外學者在創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的問題上表現(xiàn)出濃厚興趣，并圍繞該問題展開了廣泛的理論與實證探索。經(jīng)濟學界在研究經(jīng)濟增長問題時，對于創(chuàng)新的作用從熊彼特的創(chuàng)新理論開始受到廣泛關(guān)注。在后續(xù)研究中，索洛的外生經(jīng)濟增長理論和羅默的內(nèi)生增長理論均強調(diào)創(chuàng)新的線性特征，費里曼的國家創(chuàng)新體系理論則認為，創(chuàng)新在經(jīng)濟活動的多個環(huán)節(jié)中都發(fā)揮作用且表現(xiàn)形式多樣[1]，創(chuàng)新的線性特征無法成立。在上述創(chuàng)新理論中，學者們大都關(guān)注到了技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新兩種創(chuàng)新形式對經(jīng)濟增長的作用，而分歧在于主導地位的確定，并由此引申出技術(shù)決定論(凡勃倫)[2]和制度決定論(諾斯)[3]兩種觀點。對于兩者關(guān)系的實證研究同樣集中在技術(shù)創(chuàng)新或制度創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用上。技術(shù)創(chuàng)新方面，徐幼民[4]等、鄧美薇[5]等研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新和進步對經(jīng)濟發(fā)展存在加速效應。制度創(chuàng)新方面，杜庫利亞戈斯和烏魯巴索(Doucouliagos and Ulubasoglu)[6]、王軍等[7]發(fā)現(xiàn)制度對經(jīng)濟增長的總體作用是積極的。

在創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的問題上，現(xiàn)有研究大多集中在技術(shù)創(chuàng)新或制度創(chuàng)新如何對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，但事實上，由于經(jīng)濟發(fā)展不僅僅表現(xiàn)為經(jīng)濟單方面的增長，創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展的方式也無法局限于某個獨立的維度，而應當包括科學技術(shù)、經(jīng)濟制度與結(jié)構(gòu)、社會管理等多個方面，即以技術(shù)創(chuàng)新為基礎(chǔ)、以制度創(chuàng)新為條件、以產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新為途徑、以管理創(chuàng)新為保障，共同促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，本文試圖將這些創(chuàng)新驅(qū)動方式結(jié)合起來，分別探究每種創(chuàng)新形式及多種創(chuàng)新形式協(xié)同作用下對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生的影響。

二、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的測算與評價

(一) 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標評價體系

經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量是一個綜合性概念，同時體現(xiàn)“發(fā)展”和“質(zhì)量”兩個關(guān)鍵要素，除了包括經(jīng)濟總量增長、效率提升、結(jié)構(gòu)優(yōu)化等經(jīng)濟范疇的內(nèi)容，還將與經(jīng)濟行為相關(guān)的資源環(huán)境保護、社會發(fā)展以及人的發(fā)展等方面納入其中。因此，遵循經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)涵，考慮數(shù)據(jù)的可得性，參考冷崇總[8]的做法，本文從經(jīng)濟發(fā)展的有效性、穩(wěn)定性、協(xié)調(diào)性、持續(xù)性和分享性5個方面構(gòu)建包含16個基礎(chǔ)指標的指標評價體系。具體來說，經(jīng)濟發(fā)展的有效性體現(xiàn)經(jīng)濟增長的效率，穩(wěn)定性用來衡量經(jīng)濟發(fā)展的波動程度，協(xié)調(diào)性主要體現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的合理性，持續(xù)性衡量經(jīng)濟長期持續(xù)健康發(fā)展的能力，分享性體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展成果用之于民的程度和結(jié)果。

表1所列計算公式中涉及的原始數(shù)據(jù)均可通過《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》獲得，表中未標注計算公式的指標則在《中國統(tǒng)計年鑒》中直接可得。

表1 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標評價體系

(二) 因子分析

為得到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的綜合評價值，本文運用因子分析法對原始指標進行降維。該方法的基本原理是通過一組指標(變量)之間相關(guān)性的研究，綜合成少數(shù)幾個綜合性因子(公因子)，并將原始變量用這些綜合性因子來表示的一種線性模型[9]?？紤]數(shù)據(jù)的可得性和完整性，本文所用數(shù)據(jù)為2008—2017年除西藏及港澳臺地區(qū)之外的30個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，為得到每一年的綜合指標，需進行10次因子分析，由于計算過程較為復雜且篇幅有限，文中僅簡單列出2017年的因子分析過程。

首先，運用標準化法(ZScores)對原始數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，使各指標的量綱量級一致。其次，對數(shù)據(jù)是否適合因子分析方法進行統(tǒng)計檢驗，檢驗結(jié)果顯示，KMO值為0.675，大于0.5，且Bartlett球形檢驗顯著性為0，即變量之間的相關(guān)矩陣不是單位矩陣，表明適合進行因子分析。再次，進行因子提取，按照特征值大于1的條件提取的前5個主成分的累計貢獻率達到80.648%，大于80%，說明這5個主成分保留了原有16個基礎(chǔ)指標的大部分信息，因此選取主成分個數(shù)為5。最后，計算5個公共因子得分，再結(jié)合每個公共因子的權(quán)重，得到各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的綜合評價值。

表2列出了2008—2017年間部分年份和省份的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量綜合評價值，數(shù)值越大，表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量越高，正數(shù)表示該省份該年度的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量高于本年度全國平均值，負數(shù)則表示低于平均值。從整體上看，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量普遍高于中西部及東北地區(qū)，北京、上海、廣東、天津、浙江、江蘇6個東部省份在各年份的排名中均位于前列，且各個年份的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量均在平均水平之上；寧夏、甘肅、云南、山西、貴州5個中西部省份則在大多數(shù)年份的排名中較為靠后。中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不容樂觀，除湖北和江西之外，其余省份的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在各個年份均低于全國平均值，西部地區(qū)中內(nèi)蒙古、甘肅等5個省份的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在各個年份低于全國平均值。

表2 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量綜合評價值

三、創(chuàng)新驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實證研究

(一) 計量模型設(shè)定

假設(shè)創(chuàng)新驅(qū)動與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在線性關(guān)系，構(gòu)建如下動態(tài)面板模型：

ln qedit=α+βlnqed(i,t-1)+γlninnit+θlncontrolit+μi+εit

(1)

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，qedit代表各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，用被解釋變量的滯后一期qed(i,t-1)來控制初始條件對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響；innit代表各地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動水平，controlit代表一系列控制變量，μi代表個體效應，εit為殘差項，α、β、γ、θ為對應變量的系數(shù)項。

(二) 變量選取

1.被解釋變量：經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量(qed)。該指標即為第二部分因子分析所得到的各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的綜合評價值。

2.核心解釋變量：核心解釋變量inn代表各地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動水平，包括技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新4個方面，具體解釋如下：

(1) 技術(shù)創(chuàng)新指標：國內(nèi)發(fā)明專利申請量(pa)。在對技術(shù)創(chuàng)新的研究工具中，將專利申請量和專利授權(quán)量作為代理變量在前期有關(guān)創(chuàng)新的研究中得到普遍認可。相較于專利申請，專利授權(quán)存在時間滯后效應，且是否得到授權(quán)往往受到政府專利機構(gòu)等主觀因素的影響；我國專利分為發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計3種類型，其中以發(fā)明專利的技術(shù)含量水平和商業(yè)價值最高；發(fā)明專利申請包括國內(nèi)申請和國外申請，其中國內(nèi)申請較為準確地反映我國自主創(chuàng)新產(chǎn)出實質(zhì)[10]。綜合以上方面，本文將每萬人國內(nèi)發(fā)明專利申請量作為技術(shù)創(chuàng)新指標的代理變量。

(2) 制度創(chuàng)新指標：產(chǎn)權(quán)多元化程度(ns)。有研究表明，在制度創(chuàng)新層次,經(jīng)濟制度的創(chuàng)新作用占首要地位[11]。改革開放四十年來，我國所有制結(jié)構(gòu)多樣化趨勢越來越明顯，以“現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度”為基礎(chǔ)的混合所有制經(jīng)濟模式日趨完善，因此，產(chǎn)權(quán)多元化程度能夠較好地反映制度創(chuàng)新，在此選取“非國有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重”加以衡量，該比重越高則產(chǎn)權(quán)多元化程度越高。

(3) 產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新指標：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(hti)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有知識和技術(shù)密集度高、資源和能源消耗少、工業(yè)增長率高等特點，利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，對推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提高勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟效益等具有不可替代的作用。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平能夠在一定程度上反映產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，本文選用“高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重”來衡量。

(4) 管理創(chuàng)新指標：行政管理支出占比(ae)。行政管理支出是財政用于國家各級權(quán)力機關(guān)、行政管理機關(guān)和外事行使其職能所需的費用支出，合理的行政管理支出對提高政府效率、減少資源浪費等有積極的促進作用，是政府管理創(chuàng)新的重要目標，為保證數(shù)據(jù)的可得性，本指標采用“狹義的行政管理支出，即一般公共服務支出占財政支出的比重”來衡量，該指標越小，管理創(chuàng)新程度越強。

3.控制變量

(1) 研發(fā)投入(ci)：研發(fā)勞動和資本投入是創(chuàng)新活動有效進行的重要保障，直接影響創(chuàng)新成果的產(chǎn)出，考慮到研發(fā)勞動投入和資本投入可能存在較強的共線性，本文采用“R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與R&D人員全時當量的比值”，即人均研發(fā)資本投入來表示勞動與資本對創(chuàng)新活動，繼而對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的共同影響。

(2) 技術(shù)引進(ti)：技術(shù)進步是影響經(jīng)濟增長的重要因素，除了技術(shù)創(chuàng)新，利用跨國公司進行技術(shù)引進也是技術(shù)進步的重要途徑，借鑒唐未兵等[12]的做法，本文采用外資技術(shù)溢出來衡量技術(shù)引進，即“FDI占全社會固定資產(chǎn)投資比例”。

(3) 信息化水平(inf)：隨著以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應用為基本標志的新一輪產(chǎn)業(yè)革命的到來，信息技術(shù)滲透到經(jīng)濟發(fā)展的各個領(lǐng)域，加快了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生巨大的推動作用。本文選用信息基礎(chǔ)設(shè)施存量作為信息化水平的代理變量，借鑒劉生龍和胡鞍鋼[13]的做法，采用人均郵電量來衡量。

(三) 數(shù)據(jù)來源、處理及描述性統(tǒng)計

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，本文選取除西藏、港澳臺地區(qū)之外中國30個省、自治區(qū)、直轄市2008—2017年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。所用的原始數(shù)據(jù)均來源于相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。實證分析之前，為消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性并進行彈性分析，對所有變量進行對數(shù)化處理。

(四) 估計方法

在進行實證研究的過程中，不可避免會面臨一些經(jīng)濟計量問題，如遺漏變量、變量的測量誤差、解釋變量內(nèi)生性等。本文所用數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，雖然面板數(shù)據(jù)能夠在一定程度上解決遺漏變量問題，但其他問題仍然存在。一是測量誤差問題。測量誤差往往出現(xiàn)在代理變量的選擇上，由于此類問題不可避免，在參數(shù)估計中，我們擬通過差分過程來部分消除這種測量誤差。二是解釋變量內(nèi)生性問題。為解決此問題，需在實證分析中引入適當?shù)墓ぞ咦兞浚话悴捎谩癎MM式”工具變量[14]，除解決解釋變量內(nèi)生性問題之外，系統(tǒng)GMM方法還能降低小樣本偏誤及克服弱工具變量問題，因此，本文將使用系統(tǒng) GMM方法對模型進行估計。

(五) 實證結(jié)果及分析

表3展示了動態(tài)面板模型(1)的系統(tǒng) GMM估計結(jié)果。列(1)、(2)、(3)、(4)分別表示以技術(shù)創(chuàng)新pa、制度創(chuàng)新ns、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新hti、管理創(chuàng)新ae為核心解釋變量的回歸結(jié)果，為考察技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新的交互作用對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，以四者的交乘項co作為核心解釋變量，回歸結(jié)果由列(5)所示，在五個回歸過程中，假定內(nèi)生變量分別為創(chuàng)新指標pa、ns、hti、ae、co，且分別以5個創(chuàng)新變量的滯后二階項作為工具變量。表中末尾三行給出了系統(tǒng)GMM估計工具變量有效性的診斷檢驗結(jié)果，可以看到，所有模型 AR(1)的伴隨概率均小于1%，AR(2)和Sargan檢驗值的伴隨概率均大于5%，說明用系統(tǒng)GMM方法進行參數(shù)估計能夠通過工具變量的有效性檢驗。

表3 線性關(guān)系假設(shè)下協(xié)同創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的檢驗結(jié)果

實證結(jié)果顯示，各模型中經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的滯后項系數(shù)均顯著為正，表明經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的變化趨勢具有持續(xù)性，與理論預期一致?？刂谱兞恐?，技術(shù)引進變量的系數(shù)均顯著為正，表明技術(shù)引進對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有顯著的正向促進作用；(2)列至(5)列的研發(fā)投入變量系數(shù)顯著為正，表明研發(fā)投入越高，越有利于促進區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；信息化水平變量的系數(shù)為正但均不顯著，表明信息化水平與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間不存在明顯關(guān)系。核心解釋變量中，(1)列的技術(shù)創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為正，表明技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有積極的促進作用，從影響系數(shù)上看，技術(shù)創(chuàng)新水平、協(xié)同創(chuàng)新水平每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平將分別提高0.072%和0.034%。(2)列、(3)列中，制度創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新變量的系數(shù)為正，但均不顯著，表明二者對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量沒有顯著的線性影響。(4)列中，管理創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為正，由于管理創(chuàng)新的代理變量“行政管理支出占比”為負向指標，因此該變量系數(shù)與預期方向相反，這可能是由于雖然行政管理支出比例呈下降趨勢，但其對提高政府行政效率的影響還未顯現(xiàn)，管理創(chuàng)新水平還未從實質(zhì)上得到提高。(5)列中，協(xié)同創(chuàng)新變量的系數(shù)顯著為正，表明技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新四種創(chuàng)新方式的交互作用顯著促進了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

在線性模型中，部分回歸結(jié)果不顯著，需進一步考察創(chuàng)新驅(qū)動與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的非線性關(guān)系，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)新指標innit的二次項，則動態(tài)面板模型變?yōu)椋?/p>

(2)

對模型(2)同樣運用系統(tǒng)GMM方法進行參數(shù)估計，估計結(jié)果如表4所示。

表4 非線性關(guān)系假設(shè)下協(xié)同創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的檢驗結(jié)果

實證結(jié)果顯示，與線性模型估計結(jié)果一致，各模型中經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的滯后項系數(shù)均顯著為正，表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的變化趨勢具有持續(xù)性。(2)列、(3)列中，制度創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新變量的一次項及二次項系數(shù)均顯著為正，表明二者與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在正U型非線性關(guān)系，即制度創(chuàng)新指標達到臨界值0.44(根據(jù)一次項和二次項的系數(shù)得出)之前，其與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，而在臨界值之后，這一關(guān)系變?yōu)檎嚓P(guān)；同樣地，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新指標達到臨界值0.52之前，其與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，而在臨界值之后，這一關(guān)系變?yōu)檎嚓P(guān)；(1)列、(4)列中，技術(shù)創(chuàng)新及管理創(chuàng)新變量的一次項及二次項的系數(shù)均不顯著，表明二者與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的非線性關(guān)系不成立。(5)列中，協(xié)調(diào)創(chuàng)新變量的一次項系數(shù)顯著為正，但二次項系數(shù)不顯著，其與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的非線性關(guān)系也不成立。

四、結(jié)論與啟示

本文基于2008—2017年中國30個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，建立了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標評價體系，運用因子分析法得出了綜合評價值，并以此值為被解釋變量，構(gòu)建了動態(tài)面板模型，運用系統(tǒng)GMM方法考察了技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新及四種創(chuàng)新方式交互作用產(chǎn)生的協(xié)同創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的線性及非線性影響關(guān)系，主要的研究發(fā)現(xiàn)有：

(一)技術(shù)創(chuàng)新及協(xié)同創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，與理論預期一致。管理創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間也存在顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，但由于管理創(chuàng)新的代理變量為負向指標，因此與理論預期相悖，究其原因，可能是由于雖然行政管理支出占財政支出的比重呈下降趨勢，政府管理方式正逐步優(yōu)化，但對提高政府行政效率的影響還未顯現(xiàn)，管理創(chuàng)新水平還未從實質(zhì)上得到提高，政府管理依然以傳統(tǒng)的增加支出的方式進行。因此，應進一步探索管理創(chuàng)新方式，在降低行政管理支出比例的同時，加速政務信息化建設(shè)，創(chuàng)新政府績效管理，對現(xiàn)有的管理方式進行有效升級。

(二)制度創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在正U型關(guān)系，即制度創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新只有達到某一發(fā)展水平，隨著水平的繼續(xù)提高，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的促進作用才能得以顯現(xiàn)。具體來看，制度創(chuàng)新水平需達到0.44，雖然樣本的平均水平0.65已超過該值，但樣本最小值僅為0.2，說明尚有部分省份未達到臨界值，應進一步提升制度創(chuàng)新水平，加大對非公有制經(jīng)濟的支持力度，激發(fā)非公有制經(jīng)濟的創(chuàng)造力，如繼續(xù)加大減稅力度，打通融資渠道等，營造有利于非公有制經(jīng)濟健康發(fā)展的新型政商關(guān)系、法治環(huán)境、市場環(huán)境和社會環(huán)境。產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平需達到0.52，而樣本平均值僅為0.081，樣本最大值也僅為0.306，遠遠低于臨界值，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響還處于負相關(guān)階段，需從整體上提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平，加快高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后的原因主要包括三個方面：一是對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的認識不足，投機意識依然占主導，造成資本大量流失；二是產(chǎn)業(yè)發(fā)展起點低、基礎(chǔ)薄弱，缺乏有效的空間支撐及人才支撐；三是科技投入及風險投資力度不足。因此，應進一步提高對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)重要性的認識，真正將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的主導產(chǎn)業(yè)加以培育；完善風險投資機制，引導社會資本更多地向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)傾斜；繼續(xù)提高科技投入，重視基礎(chǔ)創(chuàng)新研究；鼓勵高技術(shù)企業(yè)加強自主創(chuàng)新，培育核心競爭力。