■王業(yè)斌

政府投入、所有制結構與技術創(chuàng)新
——來自高技術產(chǎn)業(yè)的證據(jù)

■王業(yè)斌

一、引言

技術創(chuàng)新是提高一國或地區(qū)競爭力的重要手段，是推動經(jīng)濟增長的重要決定性因素。各國政府對技術創(chuàng)新高度重視,我國政府也明確提出把增強自主創(chuàng)新能力作為科學技術發(fā)展的戰(zhàn)略基點和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構、轉變經(jīng)濟增長方式的中心環(huán)節(jié)。為此，我國政府對技術創(chuàng)新的投入力度不斷加大，2000年我國中央和地方財政應用于科學技術的財政支出為575.62億元，2010年則達到了3250.18億元。在國家對技術創(chuàng)新政府投入不斷增加的背景下，一個隨之而來的問題是：政府投入對技術創(chuàng)新的影響如何，是促進還是抑制了技術創(chuàng)新，還是對技術創(chuàng)新沒有影響？同時，現(xiàn)有研究（周黎安和羅凱，2005；陳林和朱衛(wèi)平，2011等）指出，所有制結構對技術創(chuàng)新具有重要影響，那么政府投入對技術創(chuàng)新的影響與所有制結構是否具有關系？如果有，又具有何種關系？對這些問題的回答，顯然有助于理清政府投入如何才能對技術創(chuàng)新發(fā)揮出最佳的資源配置效率，因而對于我國加快技術進步和促進經(jīng)濟發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

由于高技術產(chǎn)業(yè)是將高新技術轉化為實際生產(chǎn)力的承載體，是一國技術創(chuàng)新的重要體現(xiàn)。特別是近年來，中國高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，2000年至2010年，高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值由10411億元增加到74709億元，出口交貨值由3396億元增加到37002億元，專利申請數(shù)量由2245件增加到59683件。因此，本文選取高技術產(chǎn)業(yè)，從行業(yè)層面來考察政府投入對技術創(chuàng)新的影響，并由此探究這種影響與所有制結構的關系，對于加強對政府投入與技術創(chuàng)新之間關系的理解具有重要意義。和本文直接相關的現(xiàn)有研究中，武鵬、余泳澤和季凱文(2010)利用隨機前沿方法測算了全國20個省份1996-2007年高技術產(chǎn)業(yè)的R&D全要素生產(chǎn)率增長情況，并分析了市場化和政府投入對中國高技術產(chǎn)業(yè)R&D全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)市場化程度對我國高技術產(chǎn)業(yè)R&D全要素生產(chǎn)率的增長有著顯著的正向影響，而政府投入有著顯著的負向影響。余泳澤和周茂華（2010）則利用 1996-2007年省級面板數(shù)據(jù)，通過隨機前沿分析法分析了中國高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率，研究結果顯示：制度環(huán)境、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)在技術消化吸收經(jīng)費上的支出對高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)效率有正向影響，而政府投入沒有使研發(fā)效率得到有效提高。武鵬、余泳澤和季凱文(2010)、余泳澤和周茂華（2010）討論的是制度環(huán)境（市場化）、政府投入對高技術產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率與研發(fā)效率的影響，雖然全要素生產(chǎn)率、研發(fā)效率與技術創(chuàng)新相關，但他們并不是直接分析制度環(huán)境（市場化）、政府投入對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的影響。同時，二者都只是單獨分析制度環(huán)境（市場化）與政府投入的影響，卻沒有討論政府投入對技術創(chuàng)新的影響與制度環(huán)境（市場化）之間的關系。因此，研究政府投入對技術創(chuàng)新的影響，并分析這種影響對所有制結構的依賴程度，是對上述文獻的有益補充。

本文運用1999-2008年高技術產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)，檢驗考察了政府投入、所有制結構與技術創(chuàng)新之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，政府投入顯著促進了我國高技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，但同時政府投入的技術創(chuàng)新效應顯著依賴于行業(yè)的所有制結構，其隨著行業(yè)中國有經(jīng)濟比重的提高而降低。本文以下部分的結構安排如下:第二部分為變量選取、數(shù)據(jù)來源及簡單的數(shù)據(jù)描述。第三部分為估計結果與相應的分析討論。第四部分為結論與政策含義。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）變量的選取

一般來說，技術創(chuàng)新水平可以用新產(chǎn)品銷售收入占產(chǎn)品銷售收入比重和專利申請數(shù)來衡量。新產(chǎn)品銷售收入雖然并不是對創(chuàng)新成果的直接測度，但它體現(xiàn)了技術創(chuàng)新最終實現(xiàn)的價值，因而對技術創(chuàng)新成果有很好的代表性。而專利作為技術創(chuàng)新實現(xiàn)的直接可衡量的結果，大量的研究采用專利申請數(shù)作為技術創(chuàng)新的衡量指標。但考慮到分析中數(shù)據(jù)的完備性，本文選取新產(chǎn)品銷售收入占產(chǎn)品銷售收入比重而不是專利申請數(shù)來衡量技術創(chuàng)新水平（CX）。

在自變量的選取上，政府投入(ZFZJ)用行業(yè)的科技活動經(jīng)費籌集額中的政府資金比例來衡量，所有制結構(GYBZ)用國有經(jīng)濟比重即行業(yè)中國有及國有控股企業(yè)產(chǎn)值占行業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示。為了考查政府投入對技術創(chuàng)新的影響與所有制結構的關系，本文引入了政府投入與所有制結構的交互項（GYZF）。而在控制變量中，本文考慮了可能影響技術創(chuàng)新的其他兩個因素：（1）科技經(jīng)費(KJJF)，用科技活動經(jīng)費籌集總額占產(chǎn)品銷售收入比重來表示；（2）科技人力(KJRL)，用科技活動人數(shù)占從業(yè)人員比重來表示。

此外，由于蔣殿春和夏良科（2005）分析了外商直接投資對國內(nèi)高技術行業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響及其作用的途徑，研究發(fā)現(xiàn)：FDI引發(fā)的競爭加劇不僅沒有激發(fā)國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新動力,反而因吞噬后者的市場空間而打擊了它們的創(chuàng)新積極性。趙國慶和張中元（2010）通過行業(yè)面板數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)FDI沒有促進高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率、技術變化和技術效率變化，同時FDI的外溢效應存在門檻效應。因此，參考蔣殿春和夏良科 （2005）、 趙國慶和張中元（2010）等人的分析，為了進一步檢驗FDI對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的影響，本文在控制變量中還引入了外商直接投資（FDI）,其用三資企業(yè)總產(chǎn)值占行業(yè)總值的比重來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒(2005)》、《 中 國 高 技 術 產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒 (2008)》、《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒(2009)》 中1999-2008年共10年的行業(yè)數(shù)據(jù)?！吨袊呒夹g產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中包含了5個兩位碼行業(yè)和17個三位碼行業(yè)，根據(jù)數(shù)據(jù)的齊備性,我們選取了數(shù)據(jù)較為完整的12個三位碼行業(yè)，這些行業(yè)包括：化學藥品制造、中成藥制造、生物與生化制品的制造、通信設備制造、雷達及配套設備制造、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設備制造、電子計算機整機制造、電子計算機外部設備制造、醫(yī)療設備及器械制造、儀器儀表制造。

對各行業(yè)的主要變量：技術創(chuàng)新、國有經(jīng)濟比重、政府投入按樣本期求均值，并進行排序，結果如表1所示。從表1中可以知道，技術創(chuàng)新水平最高的行業(yè)為家用視聽設備制造、通信設備制造、雷達及配套設備制造，最低的行業(yè)為中成藥制造、生物與生化制品的制造、醫(yī)療設備及器械制造；行業(yè)中國有經(jīng)濟比重最高的行業(yè)為雷達及配套設備制造、化學藥品制造、家用視聽設備制造，最低的行業(yè)為醫(yī)療設備及器械制造、電子元件制造、電子計算機外部設

表1 各行業(yè)主要變量樣本期均值及排

數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計量描述如表2所示：備制造；政府投入最高的行業(yè)為儀器儀表制造、生物與生化制品的制造、電子器件制造，最低的行業(yè)為電子計算機外部設備制造、雷達及配套設備制造、電子計算機整機制造。

表2 變量描述性統(tǒng)計

三、模型設定與回歸結果

根據(jù)以上分析，我們建立政府投入與高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的基本模型如下：

（注：變量下標i代表不同行業(yè)，下標t代表不同的年份，CTRD表示控制變量，μit表示殘差項）

在上述方程中，政府投入前的系數(shù)以及政府投入與所有制結構的交互項（GYZF）前的系數(shù)，是本文著重考慮的對象。如果政府投入前的系數(shù)為正，說明政府投入促進了高技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，反之則抑制了技術創(chuàng)新。而如果交互項前的系數(shù)為負，說明政府投入對高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的影響隨著行業(yè)中國有經(jīng)濟比重的提高而減弱；反之，則說明了政府投入對技術創(chuàng)新的影響隨著行業(yè)中國有經(jīng)濟比重的提高而增強。

運用上面的回歸方程，對政府投入與高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新之間關系進行回歸分析,為了消除可能存在的聯(lián)立性偏誤，對政府投入、科技經(jīng)費、科技人力都取滯后一期?；貧w時，分別應用固定效應模型與隨機效應模型，回歸結果見表3。表3中的模型1、模型2沒有考慮政府投入的平方項，而模型3、模型4則考慮了政府投入的平方項。表3中的回歸結果顯示，Hausman檢驗不支持隨機效應，因此下文的分析將圍繞模型1和模型3的估計結果展開。

表3 回歸估計結果（被解釋變量：CX）

由模型1估計結果可知，政府投入顯著促進了高技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，政府投入增加一個單位，技術創(chuàng)新水平則上升0.516431個單位。同時，政府投入對技術創(chuàng)新的影響顯著依賴于行業(yè)的所有制結構，行業(yè)中國有經(jīng)濟比重越高，政府投入對技術創(chuàng)新的影響則越?。环粗?，行業(yè)中國有經(jīng)濟比重越低，政府投入對技術創(chuàng)新的影響則越大。而由上文的分析可知，國有經(jīng)濟比重最高的行業(yè)為雷達及配套設備制造、化學藥品制造、家用視聽設備制造，最低的行業(yè)為醫(yī)療設備及器械制造、電子元件制造、電子計算機外部設備制造。因此，在醫(yī)療設備及器械制造、電子元件制造、電子計算機外部設備制造行業(yè)中政府投入對技術創(chuàng)新的影響最大，而在雷達及配套設備制造、化學藥品制造、家用視聽設備制造行業(yè)，政府投入對技術創(chuàng)新的影響最小。在模型1的控制變量中，外商直接投資對技術創(chuàng)新存在負但不顯著的影響，這與蔣殿春和夏良科（2005）、趙國慶和張中元（2010）的分析結論基本吻合；而科技經(jīng)費存在顯著為正影響，科技人力存在正影響但不顯著。

我們還在模型3中加入了政府投入的平方項，以進一步考察政府投入對技術創(chuàng)新的影響。此時，單從政府投入前的系數(shù)符號來看，政府投入對技術創(chuàng)新同樣存在顯著的正的影響，并顯著依賴于行業(yè)的國有經(jīng)濟比重，行業(yè)中國有經(jīng)濟比重越高，政府投入對技術創(chuàng)新的影響則越小。政府投入的平方項前的系數(shù)也顯著為正，說明政府投入與技術創(chuàng)新之間呈“U”型關系，但樣本中各行業(yè)的政府投入的數(shù)值都處于“U”型曲線最低點的右邊，因此樣本中政府投入對技術創(chuàng)新的影響都為正。而模型3的控制變量中，與模型1的估計結果一樣，科技經(jīng)費對技術創(chuàng)新存在顯著為正的影響，科技人力存在正的影響但不顯著，外商直接投資存在負但不顯著的影響。

四、結論與含義

上文以高技術產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)實證檢驗了政府投入對技術創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，政府投入顯著促進了高技術產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，同時政府投入對技術創(chuàng)新的影響又顯著依賴于行業(yè)的所有制結構，所有制結構中國有經(jīng)濟比重越高，政府投入對技術創(chuàng)新的影響越小。而控制變量中，科技經(jīng)費對技術創(chuàng)新存在顯著為正的影響，科技人力存在正的影響但不顯著，外商直接投資存在負但不顯著的影響。研究結果表明，政府投入對技術創(chuàng)新作用的發(fā)揮要以一定的所有制特征為前提。從這個意義上說，政府在加大對技術創(chuàng)新的財政投入時，應將資源配置在國有經(jīng)濟比重較低的行業(yè)，并在加大投入的同時進行相應的所有制配套改革以促進政府投入技術創(chuàng)新效應的充分發(fā)揮。

中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院/廣西財經(jīng)學院經(jīng)濟與貿(mào)易學院）

（本欄目責任編輯：阮靜）