□文/許 晴

（蘭州大學經(jīng)濟學院 甘肅·蘭州）

［提要］ 本文利用2009～2019 年省級面板數(shù)據(jù)實證研究了政府科技資助、技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系。研究表明，政府科技資助對技術創(chuàng)新的影響存在著基于政府科技資助強度的雙重門檻效應，其影響隨科技資助強度的增加而遞減；政府科技資助以技術創(chuàng)新作為媒介，對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生積極作用，政府科技資助對于產(chǎn)業(yè)結構升級的間接影響先增加再減少的門檻效應?；诖?，地方政府應該審慎把握科技資助強度，以期最大限度地發(fā)揮政府科技資助的激勵效果。

引言

十九屆五中全會提出在“十四五”時期，我國經(jīng)濟工作的重點目標是“推動高質量發(fā)展”，而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展和達到經(jīng)濟體系優(yōu)化升級的重要路徑就是產(chǎn)業(yè)結構升級。創(chuàng)新驅動毋庸置疑已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟蓬勃增長以及實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構合理化、高級化的重要源動力。為了貫徹落實經(jīng)濟高質量發(fā)展的戰(zhàn)略目標，搶抓新一輪科技革命的機遇，作為研發(fā)主體的企業(yè)在創(chuàng)新活動中的地位不容忽視。因此，政府有必要采取適度的財稅手段，對企業(yè)研發(fā)活動進行引導促進，從而推動企業(yè)創(chuàng)新進程。

目前，關于政府科技資助與技術創(chuàng)新關系的研究主要呈現(xiàn)出三類觀點。第一種觀點認為，政府對于企業(yè)的科技資助會對外界釋放正向的信號，降低企業(yè)融資約束等作用，進而有效激發(fā)企業(yè)進行創(chuàng)新。第二種觀點認為，政府科技資助有可能造成負面影響。如，焦翠紅等人著眼于企業(yè)的尋租行為，通過實證分析得出當企業(yè)研發(fā)補貼強度高于門檻值后，企業(yè)進行創(chuàng)新行為的決策中，可能會向外界釋放虛假信息，從而降低政府科技補貼的效率。第三種觀點認為，政府科技資助對于技術創(chuàng)新的作用效果是復雜的，可能出現(xiàn)波動。如，黃奇等通過實證檢驗得到政府對于企業(yè)的研發(fā)補貼會對工業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新行為造成“U”型影響。

總而言之，研究政府科技資助、技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級三者之間關系的研究中，多數(shù)文章的切入點放在兩兩因素之間的研究上，并未過多提及技術創(chuàng)新和政府科技資助之間的相互作用，將兩者的共同作用引入模型中，探究其對于產(chǎn)業(yè)結構升級是否存在促進作用的文章比較少。因此，本文著眼于政府科技資助與技術創(chuàng)新的協(xié)同作用效果，通過構建面板門檻模型和固定效應模型，分析政府科技資助、企業(yè)技術創(chuàng)新以及兩者的交叉項對于產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，并探究在政府科技資助強度不同的情況下，三者之間的傳導路徑差異。

一、理論分析與研究假設

政府對于企業(yè)的科技資助，是企業(yè)的重要創(chuàng)新資金來源之一，能夠正向激發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新。正如中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)所示，在企業(yè)家眼里，創(chuàng)新資金引進渠道不暢已經(jīng)成為可能阻礙企業(yè)成功創(chuàng)新的第二大因素。政府對于企業(yè)進行創(chuàng)新投入資助，則可以降低企業(yè)創(chuàng)新投入的私人收益和收益之間的差距，激勵企業(yè)產(chǎn)出更多創(chuàng)新成果。與此同時，也會向外界釋放一定的有益信號，吸引各類社會投資者的注資，弘揚“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的良好社會風氣。除了上述的作用外，不當?shù)目萍假Y助也有可能會擠出企業(yè)本身的研發(fā)投入，增加企業(yè)自身研發(fā)投入的惰性和尋租行為的風險。政府科技資助可能不是直接作用于產(chǎn)業(yè)結構升級，可能通過技術創(chuàng)新來影響產(chǎn)業(yè)結構升級。處在適宜的區(qū)間內(nèi)政府科技資助對于技術創(chuàng)新起到正向促進作用，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。但是，過量的政府科技資助的結果會導致企業(yè)將原本應該利用在研發(fā)的內(nèi)部經(jīng)費轉移到其他部門，不利于創(chuàng)新活動的開展，從而抑制對產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。

通過上述分析，提出如下假設：

假設1：政府對于工業(yè)企業(yè)的科技資助與企業(yè)的技術創(chuàng)新是非線性的關系，二者之間存在顯著的門檻效應，政府科技資助的強度變化可能引起企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的波動

假設2：政府科技資助通過技術創(chuàng)新的傳導機制來間接促進產(chǎn)業(yè)結構升級

假設3：政府科技資助和技術創(chuàng)新共同作用于產(chǎn)業(yè)結構，且兩者之間關系不是線性的，存在門檻效應，作用的大小取決于政府科技資助的強度

二、政府科技資助與工業(yè)技術創(chuàng)新的門檻效應

（一）模型構建與分析。本文基于上述理論機制分析提出模型，模型借鑒了經(jīng)典的Hansen 面板門檻模型，被解釋變量為工企創(chuàng)新水平，核心解釋變量為政府科技資助水平，門檻變量采取了政府科技資助強度（gov），設定的模型如下：

各變量含義如下：α、β 表示待估參數(shù)；i 和t 分別表示個體和年份；ε 為隨機擾動項；I（·）和γ 分別代表門檻示性函數(shù)和選定的門檻值；GOV 表示政府科技資助水平；TECH 指代工業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新（此處為成果）；gov 為政府科技資助強度；BANK 為金融發(fā)展指數(shù)；OPEN 為對外開放程度；FDI 為引進外資水平；CZ 表示地方財政一般預算收入占GDP 的比重；JS 表示技術市場活躍程度。在模型中，為了使得數(shù)據(jù)更加平滑，對TECH、GOV 進行取對數(shù)的數(shù)據(jù)處理方式。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1、選取變量。被解釋變量（Y）技術創(chuàng)新用TECH 表示，本文考慮了數(shù)據(jù)可得性和本文的研究視角，認為利用創(chuàng)新產(chǎn)出這一指標衡量技術創(chuàng)新比較合理，因此采用2009～2019 年中國除西藏外的30 個?。▍^(qū)、市）的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的專利申請量這一指標來代表技術創(chuàng)新水平。另外，模型（1）中的核心解釋變量和門檻變量分別為政府科技資助（GOV）、政府科技資助強度（gov）。本文參考焦翠紅，采用《中國科技統(tǒng)計年鑒》上的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出中根據(jù)來源進行劃分時的政府資金，來指代政府對于工業(yè)企業(yè)的科技資助份額，同時使用政府資金除以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出的百分比來衡量gov。除此之外，本文采用地區(qū)金融發(fā)展指數(shù)（BANK）來反映地區(qū)金融發(fā)展水平，使用各地區(qū)金融機構存貸款余額和地區(qū)GDP 的比值來衡量。除此之外，還包括引進外資水平（FDI），變量CZ，代表地方財政一般預算收入占GDP 的比重、對外開放程度（OPEN）、變量JS 反映各個省份技術市場活躍水平。

2、數(shù)據(jù)來源。本文的樣本數(shù)據(jù)來源是2009～2019 年中國30 個?。▍^(qū)、市）的年度面板數(shù)據(jù)，剔除了缺失問題比較嚴重的西藏地區(qū)。其中，各?。▍^(qū)、市）的年度專利申請受理量、工業(yè)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費支出等均來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其他數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。各個變量的描述性統(tǒng)計，如表1 所示。（表1）

表1 變量描述性統(tǒng)計一覽表

（三）實證結果分析。本文利用stata16.0 對政府科技資助和企業(yè)技術創(chuàng)新是否存在非線性關系進行實證考察，首先是門檻效應的檢驗，由表2 可知，科技資助強度即gov 通過了單一和雙重門檻檢驗。

如表2 所示，在政府研發(fā)資助強度（gov）處于不同區(qū)間水平時，GOV 對于TECH 均具有正向促進作用。首先在第一區(qū)間內(nèi)，即gov≤0.0254 時，GOV 對TECH 的相關系數(shù)處于在三個區(qū)間范圍的最高水平。當 gov 達到（0.0254，0.0429）時，此時系數(shù)降至 0.7675578，相較于第一區(qū)間有所下降，說明此時政府科技資助對于企業(yè)創(chuàng)新水平的促進作用有所減弱。當政府科技資助強度增強到0.0429 之后，此時政府科技資助對于企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因子降至0.724153。于此，假設1得到驗證。 除此之外，本文選擇的5 個控制變量都對技術創(chuàng)新存在正向的顯著的影響。（表2）

表2 政府科技資助與技術創(chuàng)新水平的門檻模型回歸結果一覽表

三、政府科技資助、技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級

（一）模型的構建。本文構建政府科技資助、技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級的模型時，引入政府科技資助與技術創(chuàng)新的交叉變量，來研究兩者對于產(chǎn)業(yè)結構升級的共同作用。本文設計了如下計量模型來驗證假設2：

其中，μ 為常數(shù)；σ、ρ、φ、δ 表示待估參數(shù)；SR 表示產(chǎn)業(yè)結構升級水平；lnGOV×lnTECH 表示政府科技資助與技術創(chuàng)新的協(xié)同作用；除此之外，本文所采用的其他指標名稱及其數(shù)據(jù)基本與上文保持一致。

為了驗證假設2 的真?zhèn)?，即政府但對于工業(yè)企業(yè)的研發(fā)補貼不是直接作用于產(chǎn)業(yè)結構升級的，而是借助技術創(chuàng)新這一中介，來間接促進產(chǎn)業(yè)轉型升級。因此，本文加入政府科技資助和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的交叉項來創(chuàng)建模型，并將lnTECH×lnGOV 作為核心解釋變量，面板門檻變量的選擇與上文相同，構建反映政府科技資助、工業(yè)技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級三者之間傳導機制的面板門檻模型。構建面板模型如下：

其中，σ 表示待估參數(shù)，其他的變量所表示的含義不變。

（二）變量說明。模型2、3 中，被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構變遷指數(shù)SR 借鑒干春暉的文章對產(chǎn)業(yè)結構合理化的測度，采用泰爾指數(shù)來表現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的扭曲程度，若指數(shù)越大，則表現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構越發(fā)不合理。由于產(chǎn)業(yè)結構升級還可能受到其他外部因素的影響，本文根據(jù)相關文獻選擇和模型（1）相同的控制變量。（表3）

表3 變量描述性統(tǒng)計一覽表

（三）實證結果分析。本文建立固定效應來考察三者之間的相互關系。為了分析政府科技資助如何影響產(chǎn)業(yè)結構升級，首先單獨驗證GOV 對于SR 的影響，發(fā)現(xiàn)政府對于工業(yè)企業(yè)的研發(fā)補貼對于產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向的顯著的作用；隨后將技術創(chuàng)新產(chǎn)出水平引入模型中，發(fā)現(xiàn)其對SR 也具有正向的顯著影響；進一步將lnGOV×lnTECH 及其他控制變量引入模型，發(fā)現(xiàn)lnGOV×lnTECH 對于SR 具有顯著的正向影響，說明政府科技資助通過技術創(chuàng)新的中介對于產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的正向影響。從回歸結果來分析，政府科技資助對于產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的激勵作用，而且這一激勵作用是通過企業(yè)的技術創(chuàng)新行為來實現(xiàn)的。因此，假設2 得到驗證。

接下來，對政府科技資助、技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級之間進行三重門檻效應檢驗，結果見表4。（表4）

表4 門檻檢驗結果一覽表

由表4 中的檢驗結果可以得知，該數(shù)據(jù)在檢驗過程中分別通過了一重、二重門檻檢驗，這表示在5%、10%的水平下顯著，這表明政府財政對于企業(yè)研發(fā)活動的補貼對于企業(yè)的創(chuàng)新行為，呈現(xiàn)出顯著的非線性的數(shù)量關系。lnGOV×lnTECH 即“政府科技資助、技術創(chuàng)新水平的交叉項”和產(chǎn)業(yè)結構升級存在雙重門檻效應，門檻值分別為0.0222、0.0431。

由于存在門檻效應，對于政府科技資助和企業(yè)技術創(chuàng)新水平的乘積與產(chǎn)業(yè)結構升級的雙重門檻模型效應進行估計，結果見表5。（表5）

由表5 可知，不同政府科技資助強度下，技術創(chuàng)新和政府研發(fā)資助的交叉項對于泰爾指數(shù)均存在顯著的負向作用，但是不同區(qū)間范圍內(nèi)，作用系數(shù)不盡相同。當gov 處于0.0222≤gov≤0.0431 之間時，此時的系數(shù)達到最大的0.0088771，說明處于第二區(qū)間范圍內(nèi)，政府科技資助和技術創(chuàng)新協(xié)同作用于產(chǎn)業(yè)結構升級的效果最好。當政府科技資助強度超過0.0431 時，此時政府科技資助通過技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結構升級造成的間接作用在逐漸減弱。由上述分析可知，政府科技資助對于產(chǎn)業(yè)結構升級的作用是間接的，通過企業(yè)的技術創(chuàng)新行為來實現(xiàn)。

表5 雙重門檻回歸結果一覽表

四、研究結論與政策建議

本文利用2009～2019 年的省級面數(shù)據(jù)據(jù)進行面板門檻模型的實證研究，驗證了政府科技資助與技術創(chuàng)新對于產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。

政府對于工業(yè)企業(yè)研發(fā)活動的補貼可以激發(fā)企業(yè)不斷實現(xiàn)研發(fā)產(chǎn)出，且對于技術創(chuàng)新存在雙重門檻效應，具體表現(xiàn)為，隨著政府科技資助強度的不斷提高，政府科技資助對于企業(yè)的技術創(chuàng)新的促進作用在不斷減弱。政府科技資助通過企業(yè)的技術創(chuàng)新活動進而間接且正向影響產(chǎn)業(yè)結構升級。政府科技資助和技術創(chuàng)新的協(xié)同作用對于產(chǎn)業(yè)結構的影響存在雙重門檻效應，呈現(xiàn)先上升再下降的“倒U”型趨勢。

為進一步迎接全球新一輪科技革命，搶抓新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革機遇，加速產(chǎn)業(yè)變革演進，提出一些建議：（1）為了更大地發(fā)揮政府財政對于企業(yè)創(chuàng)新活動的促進作用，選取恰當?shù)目萍假Y助方式和強度；（2）規(guī)范政府的科技資助方面的政策環(huán)境，頒布政策條款來完善研發(fā)資助領域的管理漏洞；（3）引導工業(yè)向創(chuàng)新型和高質量發(fā)展轉變。發(fā)展高質量創(chuàng)新，進一步完善技術創(chuàng)新體系和資源配置的體制機制，努力營造良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境和人才引進制度，從而提升區(qū)域創(chuàng)新能力，為產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展注入新動力。