張敬文 童錦瑤 徐莉

摘 要：創(chuàng)新政策有利于引導和促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，對于我國加速構建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系具有重要作用。基于DEA-Malmquist指數(shù)法，測算2010—2018年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效，并運用面板數(shù)據(jù)回歸模型探究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效影響因素。研究表明：我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效整體處于較高水平，并呈現(xiàn)波動上升趨勢，東、中、西部地區(qū)的政策績效具有明顯差異;產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)創(chuàng)新意愿、市場化程度、科技化水平和政策支持力度對創(chuàng)新政策績效影響明顯，科技化水平和政策支持力度對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效具有顯著正向影響。

關鍵詞：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè);創(chuàng)新政策;績效評估;影響因素

本文索引：張敬文，童錦瑤，徐莉.<變量 2>[J].中國商論，2022（04）：-145.

中圖分類號：F276 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2022）02（b）--06

黨的十九屆五中全會報告指出堅持創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設全局中的核心地位。這一新提法把創(chuàng)新的重要性提升到一個新高度，為我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展和前沿技術研發(fā)提供了更好的支持。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)是以創(chuàng)新為驅動力，對經(jīng)濟社會發(fā)展具有重大引領帶動作用的產(chǎn)業(yè)，培育壯大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)對推進我國經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要意義。2010年以來，中央和地方政府相繼出臺一系列戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新政策，提升戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平。但這些政策的效果如何未有定論，只有科學評估戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效，探究創(chuàng)新政策實施的影響因素，才能保證后續(xù)政策調整的及時性及政策的針對性、科學性，實現(xiàn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。基于此，采用DEA-Malmquist指數(shù)模型，結合戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新屬性，測度戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策的績效，并運用面板回歸模型進一步實證檢驗創(chuàng)新政策實施效果的關鍵影響因素，為更好地發(fā)揮創(chuàng)新政策效用提供借鑒。

1 文獻綜述

政策環(huán)境對產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新發(fā)揮著重要的激勵和引導作用（趙濱元，2021），對創(chuàng)新政策進行評估是學者普遍關注的話題，從已有文獻看，部分學者的研究證實了創(chuàng)新政策對企業(yè)創(chuàng)新的積極作用。Kang和Park（2012）認為環(huán)境政策也能為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的制度環(huán)境;Boeíng（2016）認為政府補助會擠出企業(yè)原有創(chuàng)新投入進而抑制企業(yè)創(chuàng)新。Gault（2018）從企業(yè)、政府等部門構建創(chuàng)新政策的系統(tǒng)性評估框架。已有大量研究表明，財稅、信貸一系列促進創(chuàng)新的政策措施對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新具有正向促進作用（龐蘭心和官建成，2018）。芮明杰和韓佳玲（2020）利用雙重差分模型檢驗了創(chuàng)新政策對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進作用。陳雄輝等（2020）的研究表明，科技政策力度越大，越能提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，但也有部分學者認為創(chuàng)新政策并不都正向促進研發(fā)創(chuàng)新。刑會和王飛（2019）研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)環(huán)境面政策會誘發(fā)企業(yè)的尋租行為。陳文俊等（2020）對創(chuàng)新政策的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的抑制效應。姚偉民等（2021）對中小企業(yè)創(chuàng)新的研究顯示，政府的資助政策對創(chuàng)新產(chǎn)出沒有直接影響，只有通過對科技人員的投入，才能給創(chuàng)新帶來積極影響。

創(chuàng)新政策的實施效果還會受各種因素影響，陳釗和熊瑞祥（2015）認為遵循地方比較優(yōu)勢能使產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮更好的效果。Flanagan等（2011）認為政策之間相互作用程度影響創(chuàng)新政策的預期效果。Greenwald和Stiglitz（2013）認為知識稟賦較高的地區(qū)，政策會取得更好的效果。俞立平（2018）研究表明，政策執(zhí)行力度正向促進政策實施效果。產(chǎn)業(yè)政策和企業(yè)創(chuàng)新之間的關系受區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境影響（王曉珍等，2018）。產(chǎn)業(yè)政策效果受市場化水平影響，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)創(chuàng)新作用在市場化水平低的地區(qū)更明顯（逯東和朱麗，2018）。張超林和王連軍（2019）認為政策效果發(fā)揮取決于企業(yè)內(nèi)部治理、市場環(huán)境等內(nèi)外部因素。

綜上所述，創(chuàng)新政策的有效性具有復雜性特征，已有研究對創(chuàng)新政策是否有效促進創(chuàng)新并未達成統(tǒng)一意見，同時，創(chuàng)新政策的實施效果受企業(yè)行為、政策制定、地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境多種因素的影響，不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新政策實施效果必然具有差異性。因此，針對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，必須對其產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策是否有效，在什么條件或原則下有效，以及如何更好地發(fā)揮作用進行深入研究。

2 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效測度

2.1 測度方法

采用DEA-Malmquist指數(shù)模型對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效進行測度。Malmquist指數(shù)主要用于計算不同時期生產(chǎn)效率的變化。Fare等將Malmquist指數(shù)與DEA理論相結合，適用于對多個決策單元進行動態(tài)評價（黃海霞和張治河，2015）。本文運用Malmquist指數(shù)，將每個省份作為一個決策單元（DMU），進行戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效評價。

Malmquist指數(shù)一般采用t和t+1期的幾何平均數(shù)來表示，公式為：

（1）

M0可以分解為技術效率（TE）和技術進步（TC）：

（2）

技術效率（TE）能繼續(xù)分解為規(guī)模效率（SE）和純技術效率（PTE）：

（3）

TE反映t至t+1期決策單元技術效率的變化程度，當TE>1時，說明相對技術效率提高;TC反映 t ～ t+1 期技術研發(fā)或創(chuàng)新能力的進步程度，當 TC>1 時，表明出現(xiàn)技術進步或創(chuàng)新。PTE表示在既定制度、管理水平和技術水平下產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出能力，SE反映在制度和管理水平一定的條件下，實際規(guī)模與最有生產(chǎn)規(guī)模的差距。

本文借鑒俞立平等（2018）的政策測度方法，采用Malmquist指數(shù)分解出技術效率來測算政策績效。由于技術效率還包含技術要素，因此需要在原模型中引入一個科技投入指標，剔除其中的技術因素，使新測算出的技術效率不受技術要素的影響，最大限度地代表政策的綜合績效水平。政策績效并不只是某一時期內(nèi)的政策效果，而是以往政策在某一時刻的反映，應該是一個存量指標，所以在進行分析之前，通過連乘將新的全要素生產(chǎn)率轉化為存量數(shù)據(jù)。

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量說明

考慮到戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的可獲得性，根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類標準》（2018），本文采用與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)具有高度吻合性的高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)予以替代（邵云飛等，2020），以我國 31個省市為研究對象，搜集2009—2018年各省市數(shù)據(jù)，其中西藏、青海和新疆的數(shù)據(jù)有所缺失予以剔除，最終獲得28個省市的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)。所有原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2010—2019）、《中國科技統(tǒng)計年鑒》（2010—2019）和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

創(chuàng)新產(chǎn)出指標選擇專利申請量和新產(chǎn)品銷售收入兩個指標，新產(chǎn)品銷售收入采用工業(yè)生產(chǎn)成品出廠價格指數(shù)進行平減。投入指標選擇R&D資本存量和R&D人員全時當量作為創(chuàng)新資本投入和創(chuàng)新人員投入，其中R&D資本存量的計算采用永續(xù)盤存法，研發(fā)價格指數(shù)的構建借鑒朱平芳（2003）的研究：研發(fā)價格指數(shù)=0.55×居民消費價格指數(shù)+0.45×固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，折舊率采用15%。額外增加的技術要素投入指標，參考蔡紹洪等（2019）的研究，采用電信業(yè)務額予以替代，并采用GDP價格指數(shù)予以平減。

2.3 創(chuàng)新政策績效測算結果

根據(jù)DEA-Malmquist指數(shù)模型設定，使用DEAP2.1軟件計算出2009—2018年我國各省份戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策的技術效率值及其分解，由于計算出的技術效率值是相對變化值，以2009年為基年，技術效率值始于2010年，因此以2010年的技術效率值為初始值進行連乘得到2010—2018年的存量值，即戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效。東、中、西部三大地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效均值變化如圖1所示。

從全國情況來看，2010—2018年全國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效均值呈現(xiàn)較為穩(wěn)定的波動上升趨勢，且整體保持較高水平，說明我國2010年以來實施的促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的政策取得了較好的效果。整體比較，全國和三大地區(qū)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的發(fā)展趨勢較一致，在2011年和2016年有明顯下降，可能是因為 2011年和2016年分別是我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)“十二五”規(guī)劃、“十三五”規(guī)劃執(zhí)行開始的年份，國家總體上對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展進行宏觀指導，地方響應中央倡議，需要一定時間根據(jù)地區(qū)實際情況進行調整。隨著各地區(qū)創(chuàng)新政策不斷出臺和完善，政策績效呈現(xiàn)明顯上升趨勢。

從三大地區(qū)具體情況來看，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效基本與全國創(chuàng)新政策績效重合，只在2011年和2016年有略微下降，其余年份處于上升狀態(tài)，主要是因為東部地區(qū)整體發(fā)展水平較高，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎較好，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策能取得較好成果。中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效均值最高，波動上升趨勢比較明顯，中部地區(qū)具有戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良好區(qū)位和資源條件，但經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、市場環(huán)境等條件存在不足，光靠市場的作用無法支持戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，因此政府在產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新中的作用就更為重要和顯著。西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效均值整體處于較低水平，在2010—2017年比較穩(wěn)定，2018年上升較快。我國西部地區(qū)受限于自然條件等因素，和東部、中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、科技水平等仍有較大差異，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新受資金、人才、市場等條件制約，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策難以在短期內(nèi)取得較好效果。

3 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的影響因素分析

3.1 回歸模型設定

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策效果受各種因素影響，通過DEA-Malmquist指數(shù)分析方法僅能測度創(chuàng)新政策綜合績效，因此，將DEA-Malmquist模型測算出的創(chuàng)新政策績效作為被解釋變量，參考孫早和席建成（2015）等學者的研究，選擇產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)創(chuàng)新意愿、市場化程度、科技化水平和政策支持力度作為解釋變量，建立戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的影響因素回歸分析模型：

（4）

其中，下標i和t分別表示省份和年份;PP表示戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效;IS表示產(chǎn)業(yè)規(guī)模;IT表示企業(yè)創(chuàng)新意愿，企業(yè)對技術創(chuàng)新資金投入極大地影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，從而最終對創(chuàng)新政策績效產(chǎn)生影響;MA代表市場化程度，地區(qū)市場化程度越高，可能會削弱產(chǎn)業(yè)政策對創(chuàng)新資源的干預能力，減緩政策扭曲;TN代表科技化水平，科技化水平反映區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新能力和水平，影響創(chuàng)新政策實施效果;GOV代表政策支持力度，反映政府創(chuàng)新政策的投入力度和創(chuàng)新資源管理強度，影響創(chuàng)新政策的實施成效。

在回歸模型中，被解釋變量PP由前面DEA-Malmquist指數(shù)模型測算得出。解釋變量產(chǎn)業(yè)規(guī)模采用戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入來衡量;企業(yè)創(chuàng)新意愿采用產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入與主營業(yè)務收入的比重來衡量;市場化指數(shù)用城鎮(zhèn)其他單位在崗職工人數(shù)占所有單位（國有、集體、其他）在崗職工人數(shù)的比重來衡量;科技化水平采用區(qū)域每千人擁有專利數(shù)進行衡量。政策支持力度采用政府財政科技支出占財政總支出比重來衡量。為了減少異方差的問題，所有指標均進行對數(shù)化處理。

3.2 面板數(shù)據(jù)回歸結果分析

從前面測算全國各省份戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效可以發(fā)現(xiàn)，我國東、中、西部三個地區(qū)的政策績效水平存在明顯差異，因此采用Stata15軟件對全國和東、中、西三大地區(qū)分別進行面板數(shù)據(jù)回歸，對造成區(qū)域政策績效水平差異的原因進行分析。由于本文數(shù)據(jù)年份跨度只有9年，數(shù)據(jù)年份較短，存在偽回歸的概率很低，所以可以直接進行模型估計?？紤]到不同的回歸效應模型對個體效應的處理方式不同，需要從混合效應、隨機效應和固定效應回歸模型中選擇最優(yōu)模型對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效影響因素進行分析。不同模型估計結果如表1所示。

由表1可以看出，全國和各地區(qū)利用普通標準誤進行固定效應回歸得到的 F 統(tǒng)計量，在 1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明在混合效應和固定效應中應選擇固定效應模型;全國和東部地區(qū)的Hausman檢驗統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明可以選擇固定效應模型。中部和西部地區(qū)的Hausman檢驗統(tǒng)計量沒有拒絕原假設，因此選擇隨機效應模型進行分析。

從全國結果來看，產(chǎn)業(yè)規(guī)模對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的影響系數(shù)為-0.144，在5%的上顯著，表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模的無序擴大會使政策無法發(fā)揮應有的效果，甚至產(chǎn)生負效應。企業(yè)創(chuàng)新意愿和市場化程度的回歸系數(shù)分別為0.068和0.035，沒有通過顯著性檢驗，說明對創(chuàng)新政策績效存在不明顯的正向促進作用。科技化水平的回歸系數(shù)為0.121，在5%的水平上著性，說明區(qū)域科技水平有助于提高戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效。政策支持力度的回歸系數(shù)為0.327，在1%的水平上顯著，說明現(xiàn)階段政府創(chuàng)新政策和創(chuàng)新資源的投入和支持對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的提高具有顯著的正向促進作用。

從分區(qū)域看，東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新意愿和政策支持力度對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，市場化程度和科技化水平的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負。說明東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展成熟，市場機制比較完善，科技基礎較好，企業(yè)創(chuàng)新意愿強。同時，政府注重創(chuàng)新對區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的驅動作用，對東部地區(qū)創(chuàng)新政策績效的提高具有明顯的促進作用，但產(chǎn)業(yè)規(guī)模過大也可能導致產(chǎn)能過剩，對創(chuàng)新政策績效產(chǎn)生負向影響。

中部地區(qū)科技化水平的回歸系數(shù)為0.408，通過了1%水平的顯著性檢驗，對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效具有顯著的正向促進作用;市場化程度和政策支持力度的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，正向促進作用不明顯;產(chǎn)業(yè)規(guī)模和企業(yè)創(chuàng)新意愿則具有一定的負向效應。表明中部地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有一定的產(chǎn)業(yè)基礎優(yōu)勢和資源優(yōu)勢，但和東部地區(qū)仍存在差距，還需要繼續(xù)提升科技化水平、完善市場機制及增強政策支持力度，提高創(chuàng)新政策績效。

西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)創(chuàng)新意愿和科技化水平的回歸系數(shù)為正，但沒有通過顯著性檢驗，對創(chuàng)新政策績效均具有不明顯的正向促進作用;市場化程度和政策支持力度的回歸系數(shù)為負，但不顯著，說明對創(chuàng)新政策績效具有不明顯的負向效應。西部地區(qū)相較東部和中部地區(qū)，更受產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎和發(fā)展條件的約束，一般政策支持方式不適用于西部地區(qū)新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，難以提高創(chuàng)新政策績效。現(xiàn)階段，產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴張、企業(yè)創(chuàng)新投入增加及科技化水平提升有助于提高創(chuàng)新政策績效。

3.3 分位數(shù)回歸結果分析

為進一步檢驗面板數(shù)據(jù)回歸效應模型結果的穩(wěn)健性，更加深入地分析創(chuàng)新政策不同績效水平與各影響因素的關系，從而揭示戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策出現(xiàn)區(qū)域性差異的原因。在面板數(shù)據(jù)回歸的基礎上，再利用全國28個省份的面板數(shù)據(jù)進一步進行分位數(shù)回歸，回歸結果如表2所示。

從表2可以看出，分位數(shù)回歸結果與表1的全國分省面板數(shù)據(jù)回歸結果基本吻合，說明回歸結果是可靠的。產(chǎn)業(yè)規(guī)?；貧w系數(shù)為負，在0.5～0.75的分位點上較為顯著，表明過大的產(chǎn)業(yè)規(guī)模不利于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效的提高。企業(yè)創(chuàng)新意愿和市場化程度在0.1～0.9的分位點上回歸系數(shù)均為正數(shù)，但不顯著，說明提高企業(yè)創(chuàng)新意愿和完善市場機制在一定程度上有助于提高創(chuàng)新政策的實施效果?？萍蓟皆?.1～0.9的分位點上的回歸系數(shù)為正，且在0.5～0.9的分位點上較為顯著，說明通過加大科技投入、加強區(qū)域科技基礎設施建設，有利于提高創(chuàng)新政策績效。政策執(zhí)行力度在0.1～0.9分位點處的回歸系數(shù)都為正，且基本比較顯著，表明政策支持力度的提高對創(chuàng)新政策效果的發(fā)揮具有顯著促進作用。綜上所述，當戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效處于較低水平時，政府有效落實有利于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的政策和措施能顯著提升創(chuàng)新政策績效水平;當創(chuàng)新政策績效處于較高水平時，科技投入和政策執(zhí)行力仍然是持續(xù)提高政策績效的有效手段。

4 結語

本文以2010—2018年我國28個省市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)為樣本，運用DEA-Malmquist指數(shù)模型測算了戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效，并通過固定效應回歸和分位數(shù)回歸，分析了產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)創(chuàng)新意愿、市場化程度、科技化水平和政策支持力度五個指標對政策創(chuàng)新績效的影響，得出以下結論和啟示：

第一，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效在2010—2018年整體處于較高水平，并呈現(xiàn)波動上升趨勢。隨著我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術水平的提升和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策體系的完善，創(chuàng)新政策取得了較好的實施效果。

第二，我國東、中、西部地區(qū)的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效具有明顯差異，中部地區(qū)的政策績效水平最高，東部次之，西部最低。東、中、西部地區(qū)在經(jīng)濟、科技、市場條件、產(chǎn)業(yè)基礎和制度環(huán)境等客觀條件上存在較大差異，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、市場發(fā)育成熟，市場在產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新中起決定作用，中部地區(qū)相較于東部地區(qū)發(fā)展基礎較差，積極的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策對產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的影響較大，政策效果更加明顯。西部地區(qū)受客觀發(fā)展條件的制約，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策在短期內(nèi)難以取得較好的效果，但隨著地區(qū)經(jīng)濟、科技、制度和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升，政策效果逐漸顯現(xiàn)。

第三，科技化水平和政策支持力度對我中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策績效具有顯著的促進作用，企業(yè)創(chuàng)新意愿和市場化程度則沒有呈現(xiàn)顯著的促進作用，產(chǎn)業(yè)規(guī)模具有顯著的負向作用。分地區(qū)回歸結果顯示，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效受產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)創(chuàng)新意愿五個因素的影響程度具有一定差異。為進一步提高我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策績效，首先，政府應當積極發(fā)揮政策的引導作用，根據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的實際需求和不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟環(huán)境等方面的差異，有針對性地制定創(chuàng)新促進政策。其次，加大對科技發(fā)展落后地區(qū)的科技投入支持力度，促進地區(qū)技術進步;鼓勵社會資本投入新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新中，降低企業(yè)研發(fā)成本，提高企業(yè)自主創(chuàng)新的主動性。最后，強化監(jiān)督責任，通過加強制定行業(yè)規(guī)范標準和監(jiān)督市場主體投資行為等措施，引導產(chǎn)業(yè)有序發(fā)展，避免因為規(guī)模擴大而造成產(chǎn)能過剩或同質化競爭。

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Research on Performance Evaluation and Influencing Factors of Innovation Policy for Strategic Emerging Industries

1.Jiangxi Normal University Nanchang， Jiangxi 330022

2.Jiangxi Normal University， Regional Innovation and Entrepreneurship Research Center

Nanchang， Jiangxi 330022

ZHANG Jingwen1，2 TONG Jinyao1 XU Li1

Abstract： Innovation policy helps to guide and promote the rapid development of strategic emerging industries and plays an important role in accelerating the construction of modern industrial system in China. Based on the DEA-Malmquist index method， this study measures the innovation policy performance of China’s strategic emerging industries from 2010 to 2018， and uses the panel data regression model to explore the influencing factors of strategic emerging industry innovation policy performance. The research shows that the innovation policy performance of strategic emerging industries in China is at a high level as a whole， and shows a fluctuating upward trend， and there are obvious differences in policy performance among the eastern， central and western regions. Industrial scale， enterprise innovation willingness， degree of marketization， scientific and technological level and policy support have a significant impact on innovation policy performance， while scientific and technological level and policy support have a significant positive impact on industrial innovation policy performance.

Keywords： strategic emerging industries; innovation policy; performance evaluation; influencing factors