白恩來 馮 帆（通訊作者）

內(nèi)蒙古財經(jīng)大學

一、引言

對于財政投入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系，學術界普遍認為科學的財政投入機制與產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向相關關系，政府在引導社會需求方面擁有天然優(yōu)勢，應該通過合理的支出政策和產(chǎn)業(yè)政策，改善不合理的需求結構，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。本文著重分析產(chǎn)業(yè)升級中技術創(chuàng)新的中介效應，目的是為政府部門構建創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構升級的體制機制提供一定的參考依據(jù)，進而對全國范圍內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級產(chǎn)生促進作用。

二、機理分析

財政通過生產(chǎn)補貼等直接資金投入促進創(chuàng)新研發(fā)與技術擴散進而推動產(chǎn)業(yè)升級。技術創(chuàng)新在應用于產(chǎn)業(yè)實踐過程中仍然面臨著一次“死亡飛躍”，一項創(chuàng)新的技術或工藝需要做產(chǎn)業(yè)化的改造才能真正地轉變?yōu)楝F(xiàn)實的生產(chǎn)力，其中需要巨大的投入。

一方面，政府資金的介入可以降低技術創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)化過程中的風險，補貼政策為研究主體提供創(chuàng)新資金的支持，抵消一部分阻力增強產(chǎn)業(yè)化的成功率，鼓勵市場中的微觀個體積極從產(chǎn)品、工藝、技術多種角度進行創(chuàng)新從而驅動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級；

另一方面，由于創(chuàng)新技術具有正的外部效應，新的技術得以應用后能夠直接帶來經(jīng)濟效益，但無法排除被他人模仿與利用，難以避免非付費用戶使用的問題，使得企業(yè)的創(chuàng)新成本并不能完全由市場價格反映出來，企業(yè)自發(fā)進行創(chuàng)新活動并不是最優(yōu)選擇，而財政投入的直接介入彌補了企業(yè)的部分成本，鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)活動。

三、研究設計

（一）模型構建

通過上述理論基礎，本文建立如下模型：

設定方程（1）用以檢驗財政投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的總效應；模型（2）檢驗財政投入對技術創(chuàng)新水平的影響；模型（3）表示在控制中介變量技術創(chuàng)新后，財政支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效果，與模型（1）、（2）結合以檢驗技術創(chuàng)新的中介作用。在模型（1）、（2）（3）中，若模型（2）中β1顯著、模型（3）中Y2 顯著，加之模型（3）中系數(shù)Y1 顯著且小于模型（1）中系數(shù)α1，則技術創(chuàng)新在財政投入賦能產(chǎn)業(yè)結構升級過程中起到了中介作用。

（二）變量和數(shù)據(jù)

1.變量選取

財政投入。本文選取財政支出總額/GDP 作為測算財政投入規(guī)模（Fi）的代理指標。

產(chǎn)業(yè)結構升級。本文借鑒李中翹（2022）的方法，將產(chǎn)業(yè)結構升級定義如下：

其中Ind 表示各省份產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)，Yimt 表示i省份第t 期內(nèi)m產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的大小，（1≤indit≤3）。

技術創(chuàng)新。本文使用報告期內(nèi)每萬人均專利授權來衡量技術創(chuàng)新水平（Inn）。

控制變量。本文選取對外開放水平（Open）、經(jīng)濟發(fā)展水平（Pgdp）、城鄉(xiāng)收入差距（Gap）、金融危機虛擬變量（Fin)、稅收優(yōu)惠政策虛擬變量（Tax）作為控制變量。其中，將2009-2010 的金融危機取值為1，其余年份取值為0；將2008 年及以后年份的稅收優(yōu)惠設定為1，其余取值為0。

2.數(shù)據(jù)來源

本文選取2001—2020 年全國30 個省份作為研究樣本（西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，不予考慮）進行面板數(shù)據(jù)分析，所使用的數(shù)據(jù)來源于EPS 平臺、《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒，各變量描述統(tǒng)計如下：

表1 基本統(tǒng)計結果

四、實證分析與結果討論

（一）實證結果分析

表2 中列（1）表示在不包含中介變量技術創(chuàng)新的情況下，對有關經(jīng)濟環(huán)境變量進行控制后，財政投入對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級存在激勵作用，且在5%水平下顯著，說明總體上財政投入規(guī)模擴大有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。列（2）表明在控制了其他社會經(jīng)濟變量后，財政投入對技術創(chuàng)新同樣產(chǎn)生正向影響，且在5%水平下顯著，財政投入每增加1%，技術創(chuàng)新水平能夠提升2.694%。列（3）表示在加入了中介變量后，財政投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用系數(shù)減小，以上結論可以說明，以技術創(chuàng)新為中介變量時，存在“財政投入-技術創(chuàng)新-產(chǎn)業(yè)結構升級”的中介傳導機制，政府財政投入能夠通過提升技術創(chuàng)新水平間接促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。間接效應系數(shù)為0.05，效應占比為25.5%。

表2 中介效應檢驗結果

（二）拓展研究

根據(jù)以上分析可知，財政投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響可通過技術創(chuàng)新進行傳導，那么財政投入對于創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)升級是否存在一個最優(yōu)閾值？為了對此進行驗證，本文依次進行三重、雙重和單一門限效應檢驗。通過“Bootstrap”反復抽樣300 次，得到檢驗結果如表3。財政投入單門檻、雙門檻的F 統(tǒng)計量分別在5%、1%水平下顯著，而三門檻F 統(tǒng)計量并不顯著，財政投入存在雙重門限效應。雙重門檻值分別為：0.1684、0.2372。

表3 門限效應檢驗

由表4 所示的門限回歸結果可知，不同強度下的財政投入、技術創(chuàng)新均對產(chǎn)業(yè)轉型升級有促進作用。當財政投入強度小于0.1684 時，財政投入通過技術創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用系數(shù)為0.0097，當財政投入強度增加時，影響系數(shù)增加至0.0172，財政投入強度進一步增加至0.2372 時，對產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)擴大為0.0298。財政投入強度可以劃分為三個區(qū)間，隨著財政投入規(guī)模擴大，產(chǎn)業(yè)結構升級的估計系數(shù)依次增加，技術創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構升級的影響依賴于財政投入，把握合理的財政投入強度，可以充分發(fā)揮技術創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)結構升級的效果。

表4 門限回歸結果

五、主要結論和建議

（一）主要結論

第一，新發(fā)展格局下“有為政府”存在著“財政投入-技術創(chuàng)新-產(chǎn)業(yè)結構升級”的中介傳導機制。

第二，從財政投入支持下，創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)升級的效應占比來看，直接效應占比較大而中介效應占比較小。

第三，技術創(chuàng)新驅動產(chǎn)業(yè)升級依賴于財政投入強度。

（二）研究建議

第一，以創(chuàng)新要素優(yōu)化產(chǎn)業(yè)質量和結構，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新轉型，整合創(chuàng)新資源。要推動產(chǎn)學研組織深入合作，創(chuàng)新活動必須在組織方式、供給方式等方面進行嘗試，突破以往科研機構與市場脫節(jié)的現(xiàn)象，促進企業(yè)、研發(fā)機構之間的合作交流。

第二，以創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)政策引導產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新鏈，構建產(chǎn)業(yè)新體系。以“有為政府”提高“有效市場”發(fā)展水平，各級政府應利用好財政支出這一手段?？萍紕?chuàng)新離不開優(yōu)良的制度環(huán)境，為了更好發(fā)揮技術創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的支撐和促進作用，政府還應圍繞技術創(chuàng)新來完善金融、稅收、財政、知識產(chǎn)權等管理機制。

第三，以全球化的視野，提升創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)競爭力。在新發(fā)展階段，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新轉型，還需要構建開放型經(jīng)濟體系開展新一輪高水平對外合作，在合作中提升本土創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。