摘 要: 本文基于 376 家中小企业的调查，考察了简政放权和科技公共服务对中小企业创新活力的影响，并检验了简政放权的调节作用。研究发现: 简政放权和科技公共服务均能显著促进中小企业的创新活力，且简政放权在科技公共服务与中小企业创新活力关系能起到显著的正向调节作用。建议可进一步加大简政放权力度，发挥简政放权与其它举措的“协同”作用; 减少科技公共服务中的繁文缛节和权力寻租，增强服务供给中中小企业的自主权。
关键词: 简政放权; 科技公共服务; 创新活力
企业是创新的主体，企业创新是推动经济发展方式转变和产业升级的重要力量，激发企业创新活力是创新驱动发展战略实施的重要措施[1]。企业创新活力是指企业创新活跃程度，企业创新活力越强，区域创新绩效越高，就越能实现区域经济快速发展; 创新活力越强，企业参与创新活动越活跃，而参与创新活动的过程是企业将创新的意愿真正落到实处的过程，同样也是锻炼提升其创新能力的过程。充分激发创新驱动发展活力与强化创新驱动发展能力的关键是深化改革[2]。那么，当前的 “放管服”改革是否能激发企业的创新活力? 改革中的各项举措如何影响创新活力? 由于 “放管服”改革有着丰富的内涵，本文仅考察简政放权和科技公共服务两项举措的影响。
在现有研究中，吴建南等基于 203 家企业调查数据对比考察了两地 14 项政府举措对企业创新活力的影响，指出不同地区激发企业创新活力应精准施策[1]。另有学者分析过简政放权对企业创新意愿[3]、产品和工艺创新[4]、企业创新绩效[5]的影响。还有学者分析了一些科技公共服务措施对企业创新产出[6]、创新效率[7]的影响，但尚未见简政放权和科技公共服务对企业创新活力影响的综合研究。本文基于 376 家中小企业调查数据，旨在分析简政放权和科技公共服务对中小企业创新活力的影响，并检验简政放权在科技公共服务和中小企业创新活力关系中的调节作用，以此分析两项举措同时作用于中小企业创新活力时的相互作用，探索二者能否发挥出最佳效果。
1 理论与假设
1. 1 简政放权对中小企业创新活力的影响
简政放权是指政府缩小权责范围，尽可能降低公权力对社会生活特别是经济生活的不恰当干涉，削减政府部门，把经营自主权放还于企业，重视企业的自主选择[8]。可以将简政放权理解为 “简政”和 “放权”两个部分[9]。简政与减少繁文缛节的内涵相似[5]。繁文缛节是指增添组织的合规负担却对组织目标无效的规则、规章和程序[10]。已有研究表明，繁文缛节会降低组织的内部绩效和外部绩效，外部绩效包括产品的数量、产品的质量、效率、有效性、价格的价值和顾客满意度等[11]。政府部门比一般组织有着更多的繁文缛节[12]，政府部门的繁文缛节势必会造成更严重的危害。若通过简政减少政府办事流程中的繁文缛节，提高政府的办事效率，就可以大大降低中小企业的行政成本，包括时间成本、经济成本[13]; 而且，减少了繁杂的行政手续束缚，还将减少对中小企业创新意愿的损耗，保证不因办理行政手续中的繁文缛节，而造成企业放弃创新项目的实施，进而保障其创新活力。
若聚焦于企业，放权就是政府削减不必要的行政审批权，通过放权为市场主体的自主行为实施松绑[8]，即减少对企业的不正当干预和管控，增强企业的自主性[5]。对于中小企业，增强其自主权就如同早期推行 “政企分开”一样，通过增强企业的经营自主权，提升其积极性、主动性和创造性[14]，可以使中小企业积极从事创新，相应地，其创新活跃程度也就得以提高。简政放权的简政和放权两方面都对释放中小企业创新活力具有促进作用。因此，本文提出假设 H1 : 简政放权能显著促进中小企业的创新活力。
1. 2 科技公共服务对中小企业创新活力的影响
科技公共服务是指由政府主导并培育社会组织共同参与提供的与科技活动相关的公共服务[15]。为企业创新提供良好的科技公共服务是 “优化服务”改革的应有之义。通过科技公共服务，政府以直接与间接两种方式为中小企业提供创新资源。首先，基于一些科技公共服务措施，政府可以直接为中小企业提供人才、设备、信息等资源。其次，政府通过一些措施能够协助中小企业建立资源获取渠道。一方面，由政府引导组建的创新服务平台、孵化器、双创园区等会形成企业集群[16]，所构成的企业集群有助于加强企业之间的互相交往与联合，便于企业之间创新资源的交换。另一方面，研究机构和大学也是企业创新活动所需知识和信息的重要外部来源[17]。企业与高等院校和研究机构之间的合作网络可以为企业提供有效的知识、技术和人才支持[18]。
资源是企业创新的必要前提[19]。缺乏创新资源是中小企业推动创新活动所面临的最主要困难。一般认为，企业创新资源就是直接融进了企业创新活动，并对创新产出起到关键性效果的各种物质与非物质资源[20]，这种资源作为企业创新的基础要素，直接决定了企业创新是否可以正常进行。Wang 在资源基础理论的基础上，提出新成立企业的研发活动很大程度上取决于其初始资源的多寡[21]。特别是相对于大企业，中小企业对创新资源的需求更加迫切，因为中小企业的生存和发展成本更容易超出企业自身所持有的资源，它们会更加依赖于外部资源[22]。然而，因自身能力和条件的限制，中小企业可利用的外部创新资源也相对匮乏[23]。此时，政府提供的科技公共服务所带来的创新资源便能为中小企业的创新活动提供很大支持。因此，本文提出假设 H2 : 科技公共服务能显著促进中小企业的创新活力。
1. 3 简政放权在科技公共服务与创新活力关系中的调节作用
市场有时会失灵，政府常常也会失灵，政府支持企业创新的举措中同样不可避免地会出现各种失灵问题。比如，Saha 提出在政府提供补贴时至少会遇到两方面的问题: 很大一部分的补贴通常都被发放给了 “错误”的人; 即使给了对的人，补贴也不是没有代价的[24]。类似地，科技公共服务中也存在一系列诸如低效率、信息不完全、近视效应、寻租腐败等问题，这些问题会使科技公共服务偏离本来的目的，导致科技公共服务达不到对中小企业创新活力切实有用的效果。此时，若在政府提供科技公共服务的过程中实行简政放权，则可以有效提升科技公共服务的质量，增强科技公共服务对中小企业创新活力的影响。
简政放权可以从三方面促进科技公共服务的作用发挥: 首先，简政放权能减少科技公共服务中的繁文缛节，提升科技公共服务的供应效率，即精简中小企业获取科技公共服务的审批流程，尽量避免迟滞问题。其次，简政放权能增强企业利用科技公共服务过程中的自主权，企业比政府更加清楚地知道将资源用在什么地方，让企业自主决定所获资源的使用方式，更能使科技公共服务在最迫切需要的地方发挥作用，避免信息不完全和近视效应问题。最后，简政放权能减少企业获取科技公共服务时的权力寻租，实现规则公平，提高科技公共服务的实际效用。因此，根据简政放权对科技公共服务中三类问题的纠正作用，本文提出假设 H3 : 简政放权在科技公共服务对中小企业创新活力的影响中具有正向调节作用，即简政放权的力度越大，科技公共服务对中小企业创新活力的促进作用越强。以上根据现有研究论证了本文的研究假设。
2 研究设计
2. 1 样本选取及数据收集
本研究以中小企业为研究对象，以单个企业为分析单元，一家企业填答一份问卷，选择东部 ZZ 地、中部 Z 地和 H 地、西部 B 地和 Y 地五个城市进行问卷发放。为了保证问卷填写者确实了解企业创新状况，均由企业高层管理者进行问卷填写，填写方式以实地发放和电子版填写为主。2016 年 10 月，在 Z 地采取实地方式，共得到 86 份问卷，有效问卷 63 份。2016 年 11 月，在 B 地利用实地和电子版结合的方式，共得到问卷 100 份，有效问卷 60 份。2016 年 10—11 月，委托 H 地政府经信委向当地企业传达电子版问卷，共得到 145 份，有效问卷 128 份。2017 年 1 月，在 Y 地由调研员实地发放问卷，共回收 113 份问卷，有效问卷 102 份。2017 年 3 月，在 ZZ 地实地发放问卷，共回收 89，其中有效问卷 82 份。此次调研共回收 435 份有效问卷，为要确保填答人比较了解当地政策，故去除 2016 年新成立企业以及缺失值严重的数据 31 份。由于研究对象是中小企业，再删掉大型企业 28 家。最终样本包含 376 家企业，其中 Z 地 51 家、B 地 52 家、H 地 123 家、Y 地 86 家、 ZZ 地 64 家。样本分布情况如表 1 所示。
2. 2 变量测量
本文的变量测量利用李克特五级量表，测量题目均来源于对成熟量表的吸纳和完善。另外，为保证问卷题项符合企业的实际情况和变量测量的准确性，问卷发放前同企业高管和政府中与企业接触较多的官员进行了半结构化访谈。前后共计 6 轮访谈，访谈人数达 20 人以上，结合每轮反馈意见，对问卷进行了修改完善。创新活力 ( Innovation Vitality，IV) 是指企业创新的活跃程度，有 7 道测量题项[1]。简政放权 ( Streamlining Administrative Process and Decentralization，SD) 的测量参考 Jong 等对政府繁文缛节的测量[13]，以及中国企业家调查系统的测量[3]，设 置 了 5 个 题项。科技公共服务 ( Science and Technology Public Service，PS) 的测量参考 2012 年的欧盟创新晴雨表调查[25]，并根据对企业的访谈进行不断修改完善，最 后 设 置 了 4 个 题 项，具 体 测 量 题 项 见表 2。
本文将企业年龄、性质、规模和负责人性别、年龄、学历作为模型的控制变量。现有研究提出企业年龄、企业性质与规模对企业创新活动具有较大的影响[1]，所以把这三项指标作为控制变量纳入模型之中 ( 企业年龄 = 2017-成立时间; 国有企业= 1，其他 = 0; 私营企业 = 1，其他 = 0; 中型企业= 1，小型企业 = 0) 。另外，企业负责人特征也会对企业创新活动产生影响[5]，因此将负责人性别 ( 男= 1，女= 0) 、负责人年龄 ( 转换为三个虚拟变量: 30 岁及以下= 1，其他 = 0; 31 ～ 40 岁 =1，其他= 0; 41～50 岁= 1，其他 = 0) 和负责人学历 ( 转换为两个虚拟变量: 高中及以下 = 1，其他 = 0; 大专= 1，其他= 0) 也纳入模型。
2. 3 信效度检验
信效度检验结果如表 3 所示，其中创新活力、简政放权、科技公共服务的 Cronbach's Alpha 值均高于 0. 8，大于 0. 7 的门槛值，变量测量具有良好的信度。在效度检验中，三个变量的 KMO 值均高于 0. 7，且 通 过 了 Bartlett 检 验，其 因 子 载 荷 与 AVE 值均高于 0. 5，满足相关标准要求。
3 数据分析
3. 1 描述性分析与相关分析
本文利用 SPSS 20. 0 对各变量关系进行实证分析。创新活力、简政放权和科技公共服务的描述性分析及相关分析情况如表 4 所示。企业自我感知的创新活力平均值为 3. 31，科技公共服务的均值小于简政放权。在相关关系中，简政放权与创新活力的相关系数为 0. 214，在 0. 01 水平下显著，科技公共服务与创新活力的相关系数为 0. 380，在 0. 01 水平下显著，初步验证了简政放权与中小企业创新活力间以及科技公共服务与中小企业创新活力间具有显著正相关关系。
3. 2 简政放权和科技公共服务对中小企业创新活力影响的回归分析
数据的回归分析情况如表 5 所示，检验了简政放权和科技公共服务对中小企业创新活力的影响，以及简政放权在科技公共服务对中小企业创新活力影响中的调节作用。根据模型显著性可知，模型 1 在 0. 05 水平下显著，模型 2 至模型 5 均在 0. 01 水 平 下 显 著。 方 差 膨 胀 因 子 ( Variance Inflation Factor，VIF) 是一个常用的判定是否存在多重共线性的指标，为查验是否有多重共线性，表 5 中的每个回归方程都计算了 VIF 值，得各 VIF 值都在 2. 9 以下，故判定不存在多重共线性。
模型 1 中，只将控制变量进入模型; 模型 2 至模型 5 中，分 别 将 简 政 放 权、科 技 公 共 服 务及其乘积项进入模型。模型 2、模型 4 和模型 5 中，简政放权回归系数均为正，在 0. 01 水平下显著，表明简政放权对中小企业创新活力具有稳定且显著的正向影响，H1通过检验。模型 3、模型 4 和 模 型 5 中，科技公共服务的回归系数均为正，在 0. 01 水平下显著，表明科技公共服务也对中小企业创新活力具有稳定且显著的正向影响，H2 得 到 验 证。模 型 5 中，简 政 放 权 的回归系数为 0. 159，在 0. 01 水 平 下 显 著，科 技公共服务的回归系数为 0. 346，在 0. 01 水平下显著，简政放权和科技公共服务乘积项的回归系数是 0. 100，在 0. 05 水 平 下 显 著。模 型 5 的数据分析 结 果 表 明，简 政 放 权 在 科 技 公 共 服 务对中小企业创新活力的影响中能起到显著的正向调节作用，H3得到验证。
根据数据分析结果，可得出以下结论: 第一，简政放权对中小企业创新活力具有显著的正向影响; 第二，科技公共服务对中小企业创新活力也有显著的正向影响，且科技公共服务对中小企业创新活力的促进作用大于简政放权; 第三，简政放权在科技公共服务对中小企业创新活力的影响中具有正向调节作用，即简政放权的力度越大，科技公共服务对中小企业创新活力的促进作用越强。
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