政府科技資助、技術創新與產業結構升級

□文/許 晴

（蘭州大學經濟學院 甘肅·蘭州）

［提要］ 本文利用2009～2019 年省級面板數據實證研究了政府科技資助、技術創新與產業結構升級之間的關系。研究表明，政府科技資助對技術創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新作為媒介，對產業結構升級產生積極作用，政府科技資助對于產業結構升級的間接影響先增加再減少的門檻效應。基于此，地方政府應該審慎把握科技資助強度，以期最大限度地發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，我國經濟工作的重點目標是“推動高質量發展”，而實現經濟高質量發展和達到經濟體系優化升級的重要路徑就是產業結構升級。創新驅動毋庸置疑已經成為區域經濟蓬勃增長以及實現產業結構合理化、高級化的重要源動力。為了貫徹落實經濟高質量發展的戰略目標，搶抓新一輪科技革命的機遇，作為研發主體的企業在創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，對企業研發活動進行引導促進，從而推動企業創新進程。

目前，關于政府科技資助與技術創新關系的研究主要呈現出三類觀點。第一種觀點認為，政府對于企業的科技資助會對外界釋放正向的信號，降低企業融資約束等作用，進而有效激發企業進行創新。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的尋租行為，通過實證分析得出當企業研發補貼強度高于門檻值后，企業進行創新行為的決策中，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新的作用效果是復雜的，可能出現波動。如，黃奇等通過實證檢驗得到政府對于企業的研發補貼會對工業企業的技術創新行為造成“U”型影響。

總而言之，研究政府科技資助、技術創新、產業結構升級三者之間關系的研究中，多數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，探究其對于產業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新的協同作用效果，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、企業技術創新以及兩者的交叉項對于產業結構升級的影響，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

政府對于企業的科技資助，是企業的重要創新資金來源之一，能夠正向激發企業技術創新。正如中國企業家調查系統所示，在企業家眼里，創新資金引進渠道不暢已經成為可能阻礙企業成功創新的第二大因素。政府對于企業進行創新投入資助，則可以降低企業創新投入的私人收益和收益之間的差距，激勵企業產出更多創新成果。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“大眾創業、萬眾創新”的良好社會風氣。除了上述的作用外，不當的科技資助也有可能會擠出企業本身的研發投入，增加企業自身研發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業結構升級，可能通過技術創新來影響產業結構升級。處在適宜的區間內政府科技資助對于技術創新起到正向促進作用，促進產業結構升級。但是，過量的政府科技資助的結果會導致企業將原本應該利用在研發的內部經費轉移到其他部門，不利于創新活動的開展，從而抑制對產業的優化升級。

通過上述分析，提出如下假設：

假設1：政府對于工業企業的科技資助與企業的技術創新是非線性的關系，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創新產出的波動

假設2：政府科技資助通過技術創新的傳導機制來間接促進產業結構升級

假設3：政府科技資助和技術創新共同作用于產業結構，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技術創新的門檻效應

（一）模型構建與分析。本文基于上述理論機制分析提出模型，模型借鑒了經典的Hansen 面板門檻模型，被解釋變量為工企創新水平，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；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和選定的門檻值；GOV 表示政府科技資助水平；TECH 指代工業企業技術創新（此處為成果）；gov 為政府科技資助強度；BANK 為金融發展指數；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，為了使得數據更加平滑，對TECH、GOV 進行取對數的數據處理方式。

（二）變量選擇與數據來源

1、選取變量。被解釋變量（Y）技術創新用TECH 表示，本文考慮了數據可得性和本文的研究視角，認為利用創新產出這一指標衡量技術創新比較合理，因此采用2009～2019 年中國除西藏外的30 個省（區、市）的規模以上工業企業的專利申請量這一指標來代表技術創新水平。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《中國科技統計年鑒》上的相關統計數據，即規模以上工業企業R&D 經費內部支出中根據來源進行劃分時的政府資金，來指代政府對于工業企業的科技資助份額，同時使用政府資金除以規模以上工業企業R&D 經費內部支出的百分比來衡量gov。除此之外，本文采用地區金融發展指數（BANK）來反映地區金融發展水平，使用各地區金融機構存貸款余額和地區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、數據來源。本文的樣本數據來源是2009～2019 年中國30 個省（區、市）的年度面板數據，剔除了缺失問題比較嚴重的西藏地區。其中，各省（區、市）的年度專利申請受理量、工業企業內部研發經費支出等均來自于《中國科技統計年鑒》，其他數據來自于《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》等。各個變量的描述性統計，如表1 所示。（表1）

表1 變量描述性統計一覽表

（三）實證結果分析。本文利用stata16.0 對政府科技資助和企業技術創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，在政府研發資助強度（gov）處于不同區間水平時，GOV 對于TECH 均具有正向促進作用。首先在第一區間內，即gov≤0.0254 時，GOV 對TECH 的相關系數處于在三個區間范圍的最高水平。當 gov 達到（0.0254，0.0429）時，此時系數降至 0.7675578，相較于第一區間有所下降，說明此時政府科技資助對于企業創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技術創新產出的影響因子降至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、技術創新和產業結構升級

（一）模型的構建。本文構建政府科技資助、技術創新與產業結構升級的模型時，引入政府科技資助與技術創新的交叉變量，來研究兩者對于產業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；σ、ρ、φ、δ 表示待估參數；SR 表示產業結構升級水平；lnGOV×lnTECH 表示政府科技資助與技術創新的協同作用；除此之外，本文所采用的其他指標名稱及其數據基本與上文保持一致。

為了驗證假設2 的真偽，即政府但對于工業企業的研發補貼不是直接作用于產業結構升級的，而是借助技術創新這一中介，來間接促進產業轉型升級。因此，本文加入政府科技資助和企業創新產出的交叉項來創建模型，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、工業技術創新與產業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，其他的變量所表示的含義不變。

（二）變量說明。模型2、3 中，被解釋變量產業結構變遷指數SR 借鑒干春暉的文章對產業結構合理化的測度，采用泰爾指數來表現產業結構的扭曲程度，若指數越大，則表現產業結構越發不合理。由于產業結構升級還可能受到其他外部因素的影響，本文根據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業結構升級，首先單獨驗證GOV 對于SR 的影響，發現政府對于工業企業的研發補貼對于產業結構升級存在正向的顯著的作用；隨后將技術創新產出水平引入模型中，發現其對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，發現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新的中介對于產業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業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的技術創新行為來實現的。因此，假設2 得到驗證。

接下來，對政府科技資助、技術創新、產業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，該數據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研發活動的補貼對于企業的創新行為，呈現出顯著的非線性的數量關系。lnGOV×lnTECH 即“政府科技資助、技術創新水平的交叉項”和產業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技術創新水平的乘積與產業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，技術創新和政府研發資助的交叉項對于泰爾指數均存在顯著的負向作用，但是不同區間范圍內，作用系數不盡相同。當gov 處于0.0222≤gov≤0.0431 之間時，此時的系數達到最大的0.0088771，說明處于第二區間范圍內，政府科技資助和技術創新協同作用于產業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新對產業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業結構升級的作用是間接的，通過企業的技術創新行為來實現。

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 年的省級面數據據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新對于產業結構升級的影響。

政府對于工業企業研發活動的補貼可以激發企業不斷實現研發產出，且對于技術創新存在雙重門檻效應，具體表現為，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的技術創新的促進作用在不斷減弱。政府科技資助通過企業的技術創新活動進而間接且正向影響產業結構升級。政府科技資助和技術創新的協同作用對于產業結構的影響存在雙重門檻效應，呈現先上升再下降的“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業變革機遇，加速產業變革演進，提出一些建議：（1）為了更大地發揮政府財政對于企業創新活動的促進作用，選取恰當的科技資助方式和強度；（2）規范政府的科技資助方面的政策環境，頒布政策條款來完善研發資助領域的管理漏洞；（3）引導工業向創新型和高質量發展轉變。發展高質量創新，進一步完善技術創新體系和資源配置的體制機制，努力營造良好的創新創業環境和人才引進制度，從而提升區域創新能力，為產業高質量發展注入新動力。