馬永軍，王艾娟

（湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007）

科技創(chuàng)新是一個國家可持續(xù)發(fā)展的源動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重要支撐，而科技創(chuàng)新的重要陣地就是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。在各個國家的產(chǎn)業(yè)政策和發(fā)展規(guī)劃中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)都是重點(diǎn)扶持對象并占據(jù)優(yōu)先位置；但在各國實(shí)踐中，以政府補(bǔ)貼為代表的政府扶持政策對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的實(shí)際作用卻并不完全一致，甚至截然相反。在我國，政府R&D 補(bǔ)貼在促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，產(chǎn)業(yè)低端化、技術(shù)空心化等問題也不斷顯現(xiàn)。因此，優(yōu)化現(xiàn)有政府R&D 補(bǔ)貼機(jī)制，最大限度地發(fā)揮政府R&D 補(bǔ)貼的激勵作用，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)補(bǔ)貼，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新已成為當(dāng)前政府和經(jīng)濟(jì)學(xué)界亟待解決的重要課題。

目前，關(guān)于政府R&D 補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的研究主要有以下三類：第一，政府R&D 補(bǔ)貼具有正向影響。Catozzella 等人[1]以意大利企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼能顯著增加企業(yè)的研發(fā)投入。Kang 等人[2]認(rèn)為，政府補(bǔ)貼等財(cái)政政策可以提高企業(yè)創(chuàng)新動力，使企業(yè)更積極地開展創(chuàng)新活動，提高其資源配置效率。在我國，鄭貴華等人[3]基于傾向得分匹配方法，發(fā)現(xiàn)財(cái)政補(bǔ)貼對新能源汽車行業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員投入均具有顯著的促進(jìn)作用。張正等人[4]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)補(bǔ)貼對供應(yīng)鏈內(nèi)企業(yè)價值創(chuàng)造具有積極作用。何涌等人[5]基于上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補(bǔ)貼對信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向影響，同時資本結(jié)構(gòu)起到了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。第二，政府R&D 補(bǔ)貼具有抑制作用。Grg 等人[6]基于愛爾蘭工業(yè)部門數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府對企業(yè)的大額度補(bǔ)貼會擠出企業(yè)私人研發(fā)投入。Thomson等人[7]采用經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）跨國面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼并不能帶來企業(yè)研發(fā)投入的增加。王宇等人[8]發(fā)現(xiàn)，長期的政府補(bǔ)貼會對企業(yè)造成激勵錯位和補(bǔ)貼依賴，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力和競爭力下降。王一卉[9]基于高技術(shù)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對國有企業(yè)創(chuàng)新績效具有負(fù)向作用。張庭發(fā)[10]則發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼雖然能激勵企業(yè)R&D 投入，但對創(chuàng)新產(chǎn)出并沒有顯著影響。龔立新等人[11]聚焦戰(zhàn)略性新興企業(yè)，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼并未提升企業(yè)創(chuàng)新效率。第三，政府R&D 補(bǔ)貼的影響是非線性的。毛其淋等人[12]引入“適度區(qū)間”概念，發(fā)現(xiàn)適度的補(bǔ)貼可以促使企業(yè)創(chuàng)新，而高額的補(bǔ)貼卻會使企業(yè)創(chuàng)新能力下降。趙樹寬等人[13]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)尋租負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系。葉紅雨等人[14]則認(rèn)為，政府補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響存在雙重門檻效應(yīng)。蔡郁文[15]以民營企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼和技術(shù)創(chuàng)新總體上呈現(xiàn)倒U形的相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，越來越多的研究表明，政府R&D補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新之間并非呈簡單的線性關(guān)系，補(bǔ)貼額度、補(bǔ)貼對象等因素均會影響政府R&D 補(bǔ)貼的最終效果?；谖覈?jīng)濟(jì)發(fā)展的獨(dú)特性和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼的特點(diǎn)，本文將重點(diǎn)考察補(bǔ)貼強(qiáng)度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在政府R&D 補(bǔ)貼和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，從而為優(yōu)化補(bǔ)貼機(jī)制、調(diào)整和促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效提供理論參考。

一 理論分析與研究假設(shè)

（一）政府R&D 補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新

H1：在其他條件不變時，補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加會降低甚至抑制政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用。

（二）政府R&D 補(bǔ)貼、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新

企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定創(chuàng)新資源會如何運(yùn)用。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)的管理有其自身特點(diǎn)。一是國有企業(yè)的管理者大多數(shù)任期短并且充滿不確定性。二是從國有企業(yè)內(nèi)部來看，國有企業(yè)往往缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制，企業(yè)運(yùn)行效率較低[16]。三是國有企業(yè)管理者的經(jīng)營目標(biāo)具有多元性，其既要關(guān)注企業(yè)的財(cái)務(wù)績效，又要關(guān)注企業(yè)的社會績效[17]。四是國有企業(yè)存在一定的目標(biāo)扭曲和管理層激勵機(jī)制、約束機(jī)制不完善等問題，導(dǎo)致國有及國有控股企業(yè)的創(chuàng)新效率較低。在國有企業(yè)薪酬體制下，國有企業(yè)經(jīng)理人自身利益最大化目標(biāo)與企業(yè)利潤最大化目標(biāo)不完全一致，從而使得他們可能通過擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模等方式進(jìn)行尋租來獲取補(bǔ)償[18]。五是國有企業(yè)對管理層有顯性的業(yè)績要求，管理層要最大限度地保持企業(yè)經(jīng)營的短期業(yè)績。由于研發(fā)投入是一項(xiàng)高風(fēng)險的長期投入活動，國有企業(yè)即使在獲得補(bǔ)貼的情況下，為了保持短期業(yè)績表現(xiàn)和晉升需求，管理層也可能并不會全力以赴地進(jìn)行創(chuàng)新投入，即政府R&D 補(bǔ)貼的投入帶動作用較弱。民營企業(yè)則恰恰相反。首先，獲得補(bǔ)貼意味著政府和市場對企業(yè)的認(rèn)可，一旦獲得政府補(bǔ)貼，民營企業(yè)就會謹(jǐn)慎對待，避免浪費(fèi)，以期望繼續(xù)獲得政府補(bǔ)貼。其次，民營企業(yè)面臨的市場并沒有行政壁壘，在這種市場結(jié)構(gòu)下，企業(yè)能夠通過市場競爭獲得高額利潤，同時也需要通過不斷創(chuàng)新來防止?jié)撛诟偁幷叩倪M(jìn)入。再次，民營企業(yè)對創(chuàng)新機(jī)會的識別更加準(zhǔn)確。當(dāng)?shù)玫窖a(bǔ)貼資金時，民營企業(yè)補(bǔ)貼資金投入的方向更加精準(zhǔn)，后續(xù)投入更加到位。據(jù)此得出第二個理論假設(shè)。

H2：在其他條件不變時，隨著民營經(jīng)濟(jì)比重的上升，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用會顯著提升。

二 實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

根據(jù)上述理論分析，本文采用面板門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，面板門檻效應(yīng)模型基本形式為：

式中：xcp表示實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效，采用新產(chǎn)品銷售收入衡量；zfbt表示政府R&D 補(bǔ)貼；mk為門檻變量，分別用補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重表示；γ為門檻值；qyrs表示企業(yè)人數(shù)；jsyj表示技術(shù)引進(jìn)；ckjh表示出口交貨值；zbmj表示資本密集度；β11和β12分別表示不同門檻區(qū)間政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)；μ表示各省份截面?zhèn)€體效應(yīng)，其不隨時間而變化；e為隨機(jī)擾動項(xiàng)；i表示省份；t表示年份。

班級劃分完畢后，再在每個小班里進(jìn)行分組，大約5組左右。每個小組就是一個酒店或餐飲企業(yè)的宴會部門，可以為自己的小組進(jìn)行命名（如：香格里拉酒店宴會部）。

公式（1）是單門檻回歸模型，可以擴(kuò)展得到多門檻模型。

在具體操作中，還需進(jìn)行如下檢驗(yàn)：（1）門檻值估計(jì)與顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)Hansen 方法，采用最小化殘差平方和的方法獲得γ的估計(jì)值；采用自抽樣檢驗(yàn)獲得統(tǒng)計(jì)量的概率值，若該值小于顯著性水平，則說明模型的門檻效應(yīng)是顯著的。（2）回歸過程。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，對門檻變量mkit進(jìn)行升序排列，然后采用“格柵搜索法”連續(xù)給出候選門檻值，并分別進(jìn)行回歸分析。（3）置信區(qū)間估計(jì)。構(gòu)造似然比統(tǒng)計(jì)量LR(γ)，推導(dǎo)出門檻回歸分析真實(shí)值的置信區(qū)間。

（二）變量構(gòu)建與說明

1.因變量：實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效。參照江積海等人[19]的做法，本文采用新產(chǎn)品銷售收入作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的代理變量，并采用專利申請數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.自變量：政府R&D 補(bǔ)貼。采用科技活動經(jīng)費(fèi)籌集額中的政府資金作為代理變量。

3.門檻變量：補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重。其中，補(bǔ)貼強(qiáng)度采用科技活動經(jīng)費(fèi)籌集額中的政府資金占比來表示，民營經(jīng)濟(jì)比重采用1 減去國有及國有控股企業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員之比來表示。

4.控制變量。本文引入產(chǎn)業(yè)規(guī)模、技術(shù)引進(jìn)、出口規(guī)模、資本密集度等4 個控制變量。（1）產(chǎn)業(yè)規(guī)模。該變量采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)表示。隨著產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，資金、人才等創(chuàng)新資源會實(shí)現(xiàn)快速集聚，不僅能降低研發(fā)成本，而且還能積累豐富的研發(fā)經(jīng)驗(yàn)[20]。因此，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的符號預(yù)期為正。（2）技術(shù)引進(jìn)。該變量采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)引進(jìn)費(fèi)用支出表示。一方面，引進(jìn)國外技術(shù)不僅能降低創(chuàng)新成本，而且通過示范效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和溢出效應(yīng)，還能顯著提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新；另一方面，如果技術(shù)引進(jìn)僅僅出于技術(shù)存量需求動機(jī)，而非模仿創(chuàng)新，則技術(shù)引進(jìn)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的正向作用較弱，甚至為負(fù)作用[21-22]。因此，該變量對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響并不確定。（3）出口規(guī)模。該變量采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口交貨值表示。伴隨著出口規(guī)模的擴(kuò)大，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)通過邊出口、邊學(xué)習(xí)，自主創(chuàng)新能力會顯著提升[23]。因此，出口規(guī)模的符號預(yù)期為正。（4）資本密集度。采用資本存量除以從業(yè)人數(shù)表示。其中，資本存量采用永續(xù)盤存法計(jì)算。資本密集度的增加意味著高技術(shù)行業(yè)有更多的資金用于技術(shù)改造和新技術(shù)研發(fā)[24]。因此，該系數(shù)符號預(yù)期為正。

為了降低多重共線性對于回歸結(jié)果的不良影響，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效、政府R&D 補(bǔ)貼、企業(yè)人數(shù)、技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)支出、出口交貨值、資本密集度等6個變量分別取自然對數(shù)，主要變量的具體定義如表1 所示。本文采用2000—2018 年省級層面高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)作為樣本，剔除數(shù)據(jù)殘缺比較嚴(yán)重的內(nèi)蒙古、海南、青海、西藏、新疆，最終選取26 個省份。數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國高技術(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省、直轄市、自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

表1 具體變量及定義

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 所示為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2 可以看出，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差較小，樣本數(shù)值分布比較均勻，說明樣本數(shù)據(jù)的代表性較好。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（四）初步回歸

以補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重作為門檻變量，采用面板門檻固定效應(yīng)模型，對政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。門檻類型選擇結(jié)果如表3 所示。

表3 門檻類型選擇結(jié)果

由表3 分析可知，在補(bǔ)貼強(qiáng)度方面，其單門檻的F值為35.58，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而雙門檻和三重門檻的F值則分別為2.10 和2.70，并且均未通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)。由此可知，政府R&D 補(bǔ)貼對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響具有補(bǔ)貼強(qiáng)度的單門檻效應(yīng)。在民營經(jīng)濟(jì)比重方面，其單門檻的F值為37.27，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而雙門檻和三重門檻的F值則分別為7.55 和7.73，并且均未通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)。由此可知，政府R&D 補(bǔ)貼對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響具有民營經(jīng)濟(jì)比重的單門檻效應(yīng)。

為了更好地揭示政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響，對面板門檻模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4 所示。

表4 面板門檻模型回歸結(jié)果

表4 中，第（1）列是政府R&D 補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的線性回歸結(jié)果，第（2）列是以補(bǔ)貼強(qiáng)度為門檻的回歸結(jié)果，第（3）列是以民營經(jīng)濟(jì)比重為門檻的回歸結(jié)果。

從表4 第（1）列可以看出，政府R&D 補(bǔ)貼的影響系數(shù)為0.039，但并未通過顯著性檢驗(yàn)，表明政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響并不顯著。該結(jié)果表明，政府R&D 補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新之間并不存在線性關(guān)系，這也說明門檻回歸模型運(yùn)用是合理的。

從表4 第（2）列可以看出，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度大于門檻值0.110 4 時，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.089，并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度小于門檻值0.110 4 時，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.128，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。控制變量中，產(chǎn)業(yè)規(guī)模、出口規(guī)模、資本密集度對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響系數(shù)分別為0.807,0.129, 0.421，并且均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模、出口規(guī)模和資本密集度均有助于企業(yè)提升實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。技術(shù)引進(jìn)的影響系數(shù)則為-0.011，并且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這表明技術(shù)引進(jìn)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響并不顯著，原因在于各地區(qū)還未能較好地吸收利用先進(jìn)適用技術(shù)并借此培育技術(shù)進(jìn)步，存在一定的技術(shù)依賴，對自主創(chuàng)新具有一定的抑制作用，最終不利于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的提升。F值為12.34，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，可決系數(shù)R2為0.802，說明整個模型擬合度較高。

從表4 第（3）列可以看出，當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)比重大于門檻值0.665 時，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為0.043，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)比重小于門檻值0.665 時，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為0.024，并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)?？刂谱兞恐?，產(chǎn)業(yè)規(guī)模和資本密集度對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)分別為0.891 和0.454，并且都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；出口規(guī)模對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為0.165，并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明產(chǎn)業(yè)規(guī)模、資本密集度和出口規(guī)模均有助于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的提升。技術(shù)引進(jìn)對實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為-0.014，并且沒有通過顯著性檢驗(yàn)。F值為10.91，并且通過了1%水平的顯著性水平檢驗(yàn)，可決系數(shù)R2為0.819，表明該模型擬合度比較高。

以上分析結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度會反向調(diào)節(jié)政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的影響，只有補(bǔ)貼強(qiáng)度跨過一定的門檻值后，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效的正向作用才更加顯著；民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r能正向調(diào)節(jié)政府R&D 補(bǔ)貼對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的影響，只有民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度跨過一定的門檻值時，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用才更加明顯。理論假設(shè)H1 和H2 由此得到驗(yàn)證。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用以下兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證本文的回歸結(jié)果是否可靠。

（1）內(nèi)生性檢驗(yàn)：將解釋變量和門檻變量均滯后一期，重新進(jìn)行回歸。表5（1）和（2）列所示分別為以補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重為門檻的回歸結(jié)果。從中可以看出，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度高于門檻值時，政府R&D 補(bǔ)貼的影響系數(shù)由0.112 減小為0.080；當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)比重高于給定門檻值時，政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度的影響系數(shù)則從0.044 上升至0.059?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果則大體保持不變。

（2）被解釋變量替換：采用專利申請數(shù)作為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的代理變量重新進(jìn)行回歸。表5（3）和（4）列為其回歸結(jié)果。同樣，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度高于門檻值時，政府R&D 補(bǔ)貼影響系數(shù)從0.354 減小為0.292；當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)比重高于門檻值時，政府R&D 補(bǔ)貼影響系數(shù)由0.212 上升至0.287。各控制變量的符號大體保持不變。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果證明本文的回歸結(jié)果是可靠的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

三 補(bǔ)貼強(qiáng)度與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的時空異質(zhì)性分析

以上分析結(jié)果表明，政府R&D 補(bǔ)貼對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效具有顯著的非線性影響，其作用效果明顯受到補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重的影響。那么，考察期內(nèi)，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體情況如何，各省份補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展又是否處于合理區(qū)間呢？為更深入了解這一系列問題，進(jìn)而提出更具有針對性的對策建議，本文根據(jù)歷年各省份政府補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)比重的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果，詳細(xì)考察政府R&D 補(bǔ)貼影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的時間特征和空間特征。

（一）我國政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度狀況

圖1 所示為我國2000—2018 年政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度。由圖1 可以看到，除了2005、2011 和2013 年在門檻值（圖中橫線，下同）以下，其余年份都超過了門檻值，這說明在這些年份，政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度整體偏高。

圖1 2000—2018 年政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度

表6 所示為2000—2018 年政府R&D 低補(bǔ)貼強(qiáng)度和高補(bǔ)貼強(qiáng)度省份分布情況。在劃分各省份時規(guī)定，如果該省份的補(bǔ)貼強(qiáng)度存在10 年及以上大于門檻值，則該省份屬于高補(bǔ)貼強(qiáng)度省份；如果該省份的補(bǔ)貼強(qiáng)度存在10 年以下低于門檻值，則該省份屬于低補(bǔ)貼強(qiáng)度省份。從表6中可以看出，低補(bǔ)貼強(qiáng)度和高補(bǔ)貼強(qiáng)度兩種情況的省份數(shù)量相差不多，分別為14 和12 個。低補(bǔ)貼強(qiáng)度的省份有14 個，以江蘇、浙江、福建、山東、河南和廣東為代表；而高補(bǔ)貼強(qiáng)度的省份有12 省，其中，山西、遼寧、黑龍江每年的政府補(bǔ)貼均超過門檻值。

表6 2000—2018 年政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度省份分布

整體來說，東部地區(qū)補(bǔ)貼強(qiáng)度較低，大部分省份處于合理區(qū)間，表明在該地區(qū)，政府R&D 補(bǔ)貼可以有效支撐高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新；中部地區(qū)補(bǔ)貼強(qiáng)度具有顯著的地區(qū)差異性，其中河南、安徽、吉林等三個省份補(bǔ)貼強(qiáng)度較為合適，而山西、黑龍江、江西、湖北、湖南等5 個省份的補(bǔ)貼強(qiáng)度較高；西部地區(qū)補(bǔ)貼強(qiáng)度普遍較高，除廣西、寧夏以外，其他6個省份均為高補(bǔ)貼強(qiáng)度省份，表明在該地區(qū)，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用并不明顯。由此可見，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度具有顯著的空間異質(zhì)性。

（二）我國民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r

圖2 所示為我國2000—2018 年民營經(jīng)濟(jì)比重。由圖2 可以看出，2000—2018 年，我國民營經(jīng)濟(jì)比重大致呈逐年上升趨勢，并且于2007 年跨過門檻值0.665。這說明，近年來我國民營經(jīng)濟(jì)比重越來越高，國家更加注重民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這有助于改善政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用。

圖2 2000—2018 年民營經(jīng)濟(jì)比重

表7 所示為我國2000—2018 年民營經(jīng)濟(jì)比重省份分布情況。在劃分各省份時規(guī)定，如果該省份的民營經(jīng)濟(jì)存在10 年及以上大于門檻值，則該省份屬于民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份；如果該省份的民營經(jīng)濟(jì)存在10 年以下低于門檻值，則該省份屬于民營經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份。從表7 中可以看出，2000—2018 年，我國民營經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的省份有7 個，其中黑龍江、陜西、甘肅和貴州的民營經(jīng)濟(jì)比重均較低；民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份有19 個，其中浙江、福建和廣東的民營經(jīng)濟(jì)比重均較高。

表7 2000—2018 年民營經(jīng)濟(jì)比重省份分布

整體來說，東部地區(qū)和中部地區(qū)民營經(jīng)濟(jì)比重較高，除了黑龍江，其他省份均屬于民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，這表明政府R&D 補(bǔ)貼對東部和西部的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的作用較為顯著；西部地區(qū)則僅有云南、寧夏的民營經(jīng)濟(jì)比重較高，其他則屬于民營經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份，這表明在該地區(qū)，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用未得到充分發(fā)揮。

（三）我國政府R&D 強(qiáng)度與民營經(jīng)濟(jì)比重的總體情況

表8 所示為我國2000—2018 年政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度與民營經(jīng)濟(jì)比重的省份分布情況。將補(bǔ)貼強(qiáng)度與民營經(jīng)濟(jì)比重兩個維度劃分為四種情況，分別為欠發(fā)達(dá)低強(qiáng)度、欠發(fā)達(dá)高強(qiáng)度、發(fā)達(dá)低強(qiáng)度和發(fā)達(dá)高強(qiáng)度省份。由表8 可以看出，首先，欠發(fā)達(dá)低強(qiáng)度的省份沒有；其次，欠發(fā)達(dá)高強(qiáng)度的省份有遼寧、黑龍江、重慶、四川、貴州、山西、甘肅等7 個省份，此類省份政府R&D 補(bǔ)貼效果較差，應(yīng)降低政府R&D 補(bǔ)貼，同時積極發(fā)展民營經(jīng)濟(jì)；再次，發(fā)達(dá)低強(qiáng)度的省份較多，包括北京、天津、河北等14 個省份，并且主要分布在我國東部地區(qū)，此類省份的政府R&D 補(bǔ)貼效果較好；最后，發(fā)達(dá)高強(qiáng)度的省份有山西、江西、湖北、湖南、云南等5 個，此類省份必須降低政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度，注重提高企業(yè)自主研發(fā)投入。

表8 政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度與民營經(jīng)濟(jì)比重分省情況

四 結(jié)論、建議與展望

本文基于2000—2018 年省級高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，分析了政府R&D 補(bǔ)貼、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新之間的關(guān)系，得到如下結(jié)論：（1）政府R&D 補(bǔ)貼存在適度區(qū)間，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度超出適度區(qū)間，政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用將無法得到有效發(fā)揮。（2）從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，民營經(jīng)濟(jì)比重的上升會顯著提升政府R&D 補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的作用效果。（3）2000—2018 年，僅2005、2011 和2013 年三個年份的補(bǔ)貼強(qiáng)度過高，補(bǔ)貼強(qiáng)度過高的省份多達(dá)12 個。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府R&D 補(bǔ)貼強(qiáng)度具有顯著的空間異質(zhì)性，東部地區(qū)補(bǔ)貼強(qiáng)度依次低于中部和西部地區(qū)，表明政府R&D 補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵作用在東部地區(qū)較為有效，而西部地區(qū)則相對較差。（4）2007 年以后，民營經(jīng)濟(jì)比重處于合理區(qū)間。整體來看，民營經(jīng)濟(jì)比重過低的省份僅有7 個；分區(qū)域來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)民營經(jīng)濟(jì)比重較高，西部地區(qū)相對較低，表明政府R&D 補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵作用在東部和中部地區(qū)較為明顯，而在西部地區(qū)則未得到充分顯現(xiàn)。（5）補(bǔ)貼強(qiáng)度和民營經(jīng)濟(jì)均處于合理區(qū)間的有北京、天津、河北等14 個省份，而兩者均處于不合理區(qū)間的有山西、江西、湖北等5 個省份。

基于以上研究結(jié)果，提出如下建議：（1）選擇適當(dāng)?shù)难a(bǔ)貼強(qiáng)度。只有適當(dāng)?shù)恼a(bǔ)貼強(qiáng)度才有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，而高強(qiáng)度的政府補(bǔ)貼往往會降低產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績效，因此應(yīng)設(shè)定適當(dāng)?shù)恼a(bǔ)貼強(qiáng)度。具體而言，對企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼之前要充分考察企業(yè)的整體狀況，如財(cái)務(wù)狀況、發(fā)展前景，同時考慮企業(yè)的實(shí)際需求，選擇適度的補(bǔ)貼方式和補(bǔ)貼額度，避免過高強(qiáng)度的補(bǔ)貼。近年來，高強(qiáng)度的補(bǔ)貼仍然存在，比如不少地方政府對新能源汽車等高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了高額度補(bǔ)貼。假如不考慮政府補(bǔ)貼收入，那么該行業(yè)的業(yè)績就會大幅下降甚至面臨虧損。其原因之一就是，高額度補(bǔ)貼會誘使企業(yè)進(jìn)行“尋租”，企業(yè)為了獲得補(bǔ)貼會產(chǎn)生一些非生產(chǎn)性支出，這樣就會減少企業(yè)的創(chuàng)新投入，降低企業(yè)研發(fā)、創(chuàng)新等能力，使得企業(yè)的競爭力不足，并最終導(dǎo)致整個行業(yè)創(chuàng)新效果不明顯。（2）政府補(bǔ)貼應(yīng)該更具有針對性。必須深入貫徹習(xí)近平總書記在2018 年民營企業(yè)座談會上的講話重要精神，對于國有企業(yè)和民營企業(yè)應(yīng)一視同仁。要進(jìn)一步增加對民營企業(yè)自主創(chuàng)新的財(cái)政補(bǔ)貼，鼓勵其進(jìn)行高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，對符合創(chuàng)新要求的企業(yè)，給予資金支持，對企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目給予減免稅優(yōu)惠。同時，需要完善金融擔(dān)保體系和信用擔(dān)保體系，運(yùn)用財(cái)稅政策鼓勵商業(yè)銀行為民營企業(yè)融資，提高融資效率并擴(kuò)大信貸總量。只有這樣，更多的真正需要政府補(bǔ)貼的企業(yè)才能參與進(jìn)來，才更有利于企業(yè)運(yùn)用政府補(bǔ)貼進(jìn)行創(chuàng)新。（3）制定合理的補(bǔ)貼方案。在民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的地區(qū)，政府可以減少直接補(bǔ)貼，增加間接補(bǔ)貼（比如稅費(fèi)優(yōu)惠）。從之前的研究結(jié)論來看，民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高的地區(qū)，其政府補(bǔ)貼對企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效的正向作用越顯著。因此，政府應(yīng)加大對這類地區(qū)企業(yè)的補(bǔ)貼力度，建立長效的創(chuàng)新補(bǔ)貼機(jī)制，激勵民營企業(yè)不斷地進(jìn)行創(chuàng)新活動。未來應(yīng)該采取多元化的補(bǔ)貼方式，不僅要調(diào)整補(bǔ)貼的強(qiáng)度，還要注重補(bǔ)貼形式的多樣性。堅(jiān)決摒棄那些效果不好的補(bǔ)貼方式方法，充分發(fā)揮稀缺的補(bǔ)貼資源的作用，推動民營經(jīng)濟(jì)將創(chuàng)新成果快速轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)力。

由于受到某些因素影響，本研究仍存在一些不足之處。一是未對樣本在行業(yè)上進(jìn)行細(xì)分，無法挖掘出研究結(jié)果可能在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)中存在的異質(zhì)性；二是在門檻效應(yīng)基礎(chǔ)上，未考慮不同省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新績效之間可能存在的空間關(guān)聯(lián)。因此，在后續(xù)研究中，將對樣本按行業(yè)進(jìn)行細(xì)分，并加入空間關(guān)聯(lián)，以期得出更為豐富和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論。