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      中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素地區(qū)差異和政策效應分析*

      2014-09-01 22:10:03麥均洪
      關(guān)鍵詞:高新技術(shù)效應因素

      麥均洪

      摘要: 本文運用我國2003~2011年29個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素、地區(qū)差異和政策效應進行了實證考察。研究表明,經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)投入和人力資本對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有積極的促進作用,不同因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響效應存在地區(qū)差異,與中、西部地區(qū)相比,這些因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應在東部更為強烈。與此同時,本文還基于倍差法檢驗了“中部崛起”戰(zhàn)略的實施效果,發(fā)現(xiàn)這一戰(zhàn)略的實施使中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度要顯著高于其他地區(qū)。

      關(guān)鍵詞:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè) 影響因素 地區(qū)差異 政策效應 倍差法

      中圖分類號:F27644文獻標志碼:A

      文章編號:1009-055X(2014)03-0009-09

      在經(jīng)濟全球化的浪潮下,科技進步帶來的新變化已影響到經(jīng)濟社會的方方面面,國與國之間的競爭已經(jīng)演變成以高新技術(shù)為特征的綜合國力競爭,世界各國也紛紛將發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為提升經(jīng)濟實力的一個重要內(nèi)容,并為此制定了一系列的發(fā)展戰(zhàn)略。

      改革開放以來,由于各級政府的重視,我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展得到了長足的進步。但是,由于我國幅員遼闊,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡,近年來,為了推動中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展,我國政府先后出臺了“西部大開發(fā)”和“中部崛起”戰(zhàn)略,這些戰(zhàn)略的實施對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有影響嗎?高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到哪些因素的影響?影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素是否存在差異?本文采用我國省際面板數(shù)據(jù),圍繞以上問題展開分析。通過對這些問題的研究,對于我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、縮小地區(qū)發(fā)展差異具有重要的意義,將為我國各級政府制定推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的政策,實現(xiàn)可持續(xù)性發(fā)展提供決策參考。

      一、相關(guān)文獻述評

      目前,已有大量文獻對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的因素進行了分析。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展主要涉及政府、科研院所、企業(yè)以及風險投資機構(gòu)等內(nèi)外部主體,因而大部分文獻主要從內(nèi)外部主體功能出發(fā),對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素展開研究。

      Sternberg(1996)首先強調(diào)了政府對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要作用,并著重從政府政策、市場需求、基礎(chǔ)設(shè)施以及地區(qū)研發(fā)水平等幾個層面探討了對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響[1]。Levie & Muzyka(1996)的研究也發(fā)現(xiàn)了政府政策對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要性,他們還證實支持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策還具有異質(zhì)性,即同一項政策對新企業(yè)建立和發(fā)展的影響存在差異,因而,政府在制定具體的扶持政策時應當因企業(yè)而異[2]??紤]到這一點,Storey & Tether(1998)以歐盟對高新技術(shù)企業(yè)的支持政策為研究對象,探討了其影響效應,結(jié)論表明一些歐盟國家的支持政策并沒有發(fā)揮出預期效果,其原因在于沒有考慮到政策影響所存在的異質(zhì)性[3]。與此同時,一些研究還從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展階段出發(fā),考慮了不同時期政府政策的差異。Stevenson & Lundstrom(2001)以6個歐洲國家和4個非歐國家作為樣本進行研究,認為早期階段政府的主要功能是為新生企業(yè)提供商機,并從商業(yè)支持、資本支持以及創(chuàng)業(yè)培訓等幾個方面提出了具體的政策措施。除此之外,一些研究也從其它方面對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素進行了分析[4]。Aydalot et al(1988)和Blonigen et al(2000)認為,企業(yè)研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新對于高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展具有重要意義[5-6]。而Gullen & Gordon(2002)的研究證實了稅收政策對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極影響,如果個人所得稅稅率高于公司所得稅稅率,那么人們傾向于選擇創(chuàng)業(yè)[7]。

      國內(nèi)一些學者也對此展開了廣泛的研究和有益的探索,這些研究即有規(guī)范的實證分析,也有基于某一理論進行的定性闡述。定性闡述主要從內(nèi)、外部環(huán)境出發(fā),考察了這些因素的影響效應和作用機制。從已有研究來看,多數(shù)認為政府政策、風險投資、人力資本、稅收政策以及市場結(jié)構(gòu)等是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素,如呂軍(2010)、張杰,尚長風(2006)等[8-9]。鄒德文(2005)則認為,基礎(chǔ)設(shè)施水平、行業(yè)準入、市場準入等也是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素[10]。一些研究還從高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化的過程出發(fā),分析了影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制約因素,白云(2004)基于產(chǎn)業(yè)組織理論考察了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化的實現(xiàn)路徑,認為創(chuàng)新人才以及成果轉(zhuǎn)化等是制約我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要因素[11]。

      從實證研究來看,史丹和李曉斌(2004)采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)和問卷調(diào)查的方式,分析了資本投入、人力資源、企業(yè)規(guī)模等因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響,證實了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在空間聚集現(xiàn)象,并認為制度因素是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的最重要因素[12]。制度因素對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要作用也得到了歐湛穎和汪弘(2013)的證實。他們實證檢驗了政府的制度安排對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響,發(fā)現(xiàn)更強的創(chuàng)業(yè)激勵和環(huán)境營造力度、以競爭為導向的市場安排力度,對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有明顯的促進作用[13]。李新春等(2004)運用我國27個省市、53個國家級開發(fā)區(qū)的企業(yè)樣本,認為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的本質(zhì)在于企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)精神[14]。蔡曉珊等(2011)以廣東省21市作為樣本,探究了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素,也證實了企業(yè)家精神是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根本性力量,其他影響因素還包括資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平及地方政策等因素,并認為政策因素要重要于技術(shù)因素[15]。

      根據(jù)已有文獻來看,可以發(fā)現(xiàn)影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素很多,也對這些影響因素進行了廣泛深入的探討,但是現(xiàn)有文獻對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的深層次原因、地區(qū)發(fā)展差異及政策效應并沒有給出令人信服的解釋,以規(guī)范的計量經(jīng)濟學模型為基礎(chǔ)的實證研究仍較為缺乏。與已有文獻相比,本文的主要貢獻體現(xiàn)在:從影響效應、地區(qū)差異和政策評價三個角度系統(tǒng)全面地檢視了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的決定因素;采用倍差法(difference-in-differences)分析了“中部崛起”戰(zhàn)略的實施,對中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

      二、模型、變量和數(shù)據(jù)

      (一)模型設(shè)定和變量說明

      我們將選擇來自中國省際層面的數(shù)據(jù),對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的因素進行分析?;谝延形墨I的研究基礎(chǔ),筆者將實證研究的基本計量模型設(shè)定如下:

      htechit=α0+Xβ+fi+μit(1)

      其中,fi表示不可觀測的固定效應,μit為隨機誤差項,腳標i和t分別表示截面?zhèn)€體和時間。X是控制變量向量,所包含的解釋變量及其定義和衡量方法如下所示:

      htech:高新技術(shù)發(fā)展水平。由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重可以反映一個國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的構(gòu)成,進而反映高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在整個工業(yè)中所處的地位,因而我們采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的增長速度衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。

      pgdp:各省經(jīng)濟發(fā)展水平,以人均GDP進行衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)源泉,能夠為物質(zhì)資本和人力資本的流入創(chuàng)造有利的條件,進而促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,因而預期經(jīng)濟發(fā)展水平對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展有積極影響。

      rd:研發(fā)投入,以各省份的研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出進行衡量。根據(jù)發(fā)達國家的發(fā)展經(jīng)驗,研發(fā)投入越高的國家其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也越高,因而我們預期研發(fā)投入越大,對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進作用也越大。

      mark:與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)的產(chǎn)品市場需求。在我國工業(yè)化和城市化進程不斷推進的過程中,對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中部分行業(yè)的產(chǎn)品產(chǎn)生了巨大的需求,仿照趙玉林(2010)[16]的處理方法,我們以各省份第二產(chǎn)業(yè)人均增加值衡量產(chǎn)品的市場需求程度。

      h:人力資本投入。科技研發(fā)與高新技術(shù)企業(yè)的經(jīng)營管理均離不開科技人才,人力資本的積累是推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個重要因素,本文采用各省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)活動人員折合全時當量衡量與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)的人力資本投入。

      (二)數(shù)據(jù)來源及其描述性統(tǒng)計

      本文采用2003-2011年的省際面板數(shù)據(jù)對基本計量模型進行估計。由于在相關(guān)年份西藏和新疆的數(shù)據(jù)缺失較多,因而截面?zhèn)€體只包含大陸的29個省份,數(shù)據(jù)主要來源于相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于人均GDP(pgdp)、研發(fā)投入(rd)和市場需求(mark)的衡量指標均為名義值,我們以1995年為基期,通過去除價格因素對其進行了調(diào)整。人均GDP和市場需求以GDP平減指數(shù)進行了調(diào)整,研發(fā)投入以張同斌和范慶泉(2010)[17]提出的研發(fā)支出價格指數(shù)為基礎(chǔ)進行了調(diào)整。①變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

      表1變量的描述性統(tǒng)計

      變量 觀測值 均值 標準差 最大值 最小值

      htech(%)

      pgdp(萬元/人)

      rd(萬元)

      mark(萬元/人)

      h(千人年) 261

      261

      261

      261

      261 0027

      2410

      2116

      1128

      8770 0285

      1700

      4865

      0778

      1961 0170

      8521

      460

      4375

      1671 0080

      0370

      0000

      0147

      0005

      三、模型估計結(jié)果分析

      (一)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素

      以基本計量模型為基礎(chǔ),我們做了8組回歸,估計結(jié)果如表2所示。在該表中,模型(1)-(4)為固定效應模型的估計結(jié)果,(5)-(8)為隨機效應模型的估計結(jié)果。為了對結(jié)果進行比較,我們還在模型(2),(4),(6)和(8)中控制了不可觀測的時間效應。為了對估計結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗,我們還對不包含產(chǎn)品市場要求(mark)模型進行估計,分別對應(3),(4),(7),(8)。

      根據(jù)估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),是否包含不可觀測的時間效應對估計結(jié)果并無重大影響,因而最后我們選擇不含時間效應的模型。②但是,究竟選擇固定效應模型和隨機效應模型,是值得注意的另一個問題。為了確定應當采用固定效應模型還是隨機效應模型,我們進行了Hausman檢驗。Hausman檢驗的原假設(shè)假定檢驗模型是隨機效應模型,并采用2統(tǒng)計量對此進行檢驗。如果根據(jù)樣本計算得到的統(tǒng)計值大于臨界值,則拒絕原假設(shè),說明應當設(shè)定固定效應模型。從檢驗結(jié)果來看,不含時間效應的Hausman檢驗統(tǒng)計量的值為11301,相應的p值為0000,表明可以拒絕原假設(shè),即設(shè)定固定效應模型更恰當。

      與此同時,盡管趙玉林(2010)[16]和張同斌(2012)[18]證實在我國快速城市化和工業(yè)化能夠?qū)Ω咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出能力和創(chuàng)新能力產(chǎn)生積極影響,有效帶動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,但是從模型(1)、(2)、(5)和(6)的估計結(jié)果來看,本文的研究結(jié)論并未證實這一點,且mark這一變量的參數(shù)估計值也均為負,與經(jīng)濟學理論不符。同時,根據(jù)模型(3)、(4)、(7)和(8)對應的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果,當不包含產(chǎn)品市場需求這一變量時,其他變量的估計結(jié)果也沒有發(fā)生大的變

      化,說明就本文所使用的樣本而言,從基本計量模型中剔除產(chǎn)品市場需求這一變量是允許的。

      ①張同斌和范慶泉(2010)提出的研發(fā)支出價格指數(shù)形式如下:研發(fā)支出價格指數(shù)=055*居民消費價格指數(shù)+045*固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。

      ②本文采用年度虛擬變量控制不可觀測的時間效應,從估計結(jié)果來看,不同情形下大部分虛擬變量并不顯著,因而我們認為在模型中引入時間效應并無必要。

      表2模型的估計結(jié)果

      固定效應 隨機效應

      (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)

      pgdp 0532***

      (311) 0501**

      (204) 0569**

      (329) 0524***

      (294) 0630***

      (455) 0548***

      (396) 0681***

      (4 17) 0572***

      (329)

      rd 0320**

      (213) 0317**

      (251) 0346**

      (247) 0332**

      (239) 0231***

      (268) 0245**

      (216) 0259***

      (301) 0238***

      (347)

      mark -0028

      (124) -0037*

      (165)

      -0085

      (064) -0062

      (065)

      h 0023***

      (327) 0041**

      (210) 0029**

      (225) 0047***

      (317) 0032***

      (310) 0034***

      (324) 0039**

      (204) 0041***

      (371)

      constant 0087

      (081) 0097

      (097) 0101*

      (185) 0109

      (158) -0172*

      (175) -0213*

      (197) -0169

      (148) -0194**

      (206)

      時間效應 無 有 無 有 無 有 無 有

      觀測值

      R2

      Wald(F)統(tǒng)計量

      p值 261

      0327

      1080

      0024 261

      0360

      4336

      0004 261

      0498

      3592

      0011 261

      0385

      3784

      0009 261

      0319

      1077

      0029 261

      0321

      4272

      0000 261

      0476

      4012

      0010 261

      0481

      4024

      0003

      注:(1)括號內(nèi)為t統(tǒng)計量的絕對值,*、**和***表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

      (2)固定效應模型對應F統(tǒng)計量,隨機效應模型對應wald統(tǒng)計量,p值表示相應的相伴概率。

      因此,基于以上分析,本文將主要基于模型(3)對最后的結(jié)果進行解釋。除了產(chǎn)品市場需求(mark)這一變量之外,模型(3)其他變量的估計結(jié)果基本符合經(jīng)濟學解釋,并且至少在5%的水平上通過了顯著性檢驗。

      模型(3)的估計結(jié)果表明,人均GDP對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的影響效應為0569,這證實了

      本文前一部分的預期,經(jīng)濟發(fā)展水平是影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個重要因素,通過保持經(jīng)濟的可持續(xù)增長是提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的有效途徑。由于經(jīng)濟發(fā)展水平更高,其傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)也更為發(fā)達,傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展自然帶動了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。除此之外,經(jīng)濟發(fā)展水平更高,企業(yè)在發(fā)展過程中對外交流也更多,擁有更多接觸和學習國內(nèi)外高新技術(shù)的機會,知識和技術(shù)的外溢效應更為顯著,從而激發(fā)其研發(fā)積極性,為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。

      研發(fā)投入對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的積極影響再次說明“科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。從兩者的作用機制來看,更高的研發(fā)經(jīng)費支出往往意味著更多的技術(shù)創(chuàng)新,推動產(chǎn)學研結(jié)合和科技成果的轉(zhuǎn)化,從而促進生產(chǎn)技術(shù)的進步。Romer(1990)將技術(shù)進步視為經(jīng)濟增長的一個重要原因,技術(shù)改造和革新能夠顯著地促進經(jīng)濟增長[19],我們的結(jié)論與之保持一致。有關(guān)經(jīng)濟增長的實證文獻已經(jīng)證實人力資本對經(jīng)濟增長的正向影響。從研究結(jié)果來看,對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應為0029,說明通過影響企業(yè)技術(shù)進步和自主創(chuàng)新能力,人力資本間接地對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了積極影響。值得注意的是,盡管本文證實了人力資本積極影響效應的存在,但是這一效應卻較微弱,我們認為可能的原因在于人力資本對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還受到其它因素的制約,例如高新技術(shù)人才培養(yǎng)政策、人力資本的積累程度等。如果沒有一個完善的人才培養(yǎng)體系和環(huán)境,并不能充分激發(fā)員工的創(chuàng)新熱情,人力資本也只有積累到一定程度,才能取得顯著的技術(shù)創(chuàng)新成果。進一步,即使企業(yè)和員工擁有較高的科技研發(fā)熱情、科技研發(fā)成果水平高(這意味著與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相關(guān)的人力資本積累程度也較高),但是,如果沒有足夠的財政金融支持,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也不能取得預期效果,即如何建立合適的科技金融制度,更好地發(fā)揮其他因素的作用,以最終實現(xiàn)促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的目的。

      (二)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平影響因素的地區(qū)差異

      上一部分對不同因素與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平之間的關(guān)系進行了分析,但是,由于我國幅員遼闊,經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)形成了東部發(fā)達、中部次之、西部落后的格局。由于不同地區(qū)的制度環(huán)境、市場環(huán)境以及對外開放等方面存在差異,這可能意味著影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的因素存在地區(qū)差異。事實上,張同斌、范慶泉(2010)[17]便指出,不同因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應存在地區(qū)差異。例如,經(jīng)濟更發(fā)達的地區(qū),由于存在發(fā)達的科技服務體系、研發(fā)中心以及成果轉(zhuǎn)化中心等,使得經(jīng)濟發(fā)展水平對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應在發(fā)達地區(qū)更為顯著。

      接下來我們以基本計量模型為基礎(chǔ),對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平影響因素的地區(qū)差異進行檢驗。必須指出的是,對這一問題進行研究一般可采取兩種方法,其一是分地區(qū)對模型進行估計,其二是在模型中引入地區(qū)虛擬變量和相關(guān)變量的交叉項,交叉項的系數(shù)便衡量了不同影響因素的地區(qū)差異。前者的不足之處在于,我們并不能確定根據(jù)參數(shù)估計量計算得到的地區(qū)差異是否顯著。但是,由于本文包含兩個虛擬變量,例如,如果以西部地區(qū)為參照組,則需引入東部和中部兩個虛擬變量。 如果要考察不同影響因素的地區(qū)差異,需要引入8個交叉項,導致待估參數(shù)急劇增加。因此,我們?nèi)圆捎梅值貐^(qū)(東、中和西部)的方法,對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展因素重新進行了估計,估計結(jié)果如表3所示。

      表3 分地區(qū)的估計結(jié)果

      東部地區(qū) 中部地區(qū) 西部地區(qū)

      (9) (10) (11) (12) (13) (14)

      pgdp 0617***

      (423) 0593**

      (398) 0524***

      (367) 0512***

      (439) 0428***

      (521) 0399***

      (498)

      rd 0431***

      (326) 0119**

      (203) 0357***

      (293) 0294***

      (276) 0301***

      (377) 0300***

      (328)

      mark-0037*

      (160)0085*

      (194)0043*

      (191)

      h 0137***

      (457) 0145***

      (296) 0059***

      (389) 0061***

      (395) 0052***

      (447) 0049***

      (423)

      constant -0758*

      (181) 0246**

      (199) 0222

      (152) 0324**

      (205) 0543***

      (305) -0689***

      (269)

      觀測值

      R2

      F統(tǒng)計量

      p值 90

      0338

      2027

      0001 90

      0412

      2316

      0001 81

      0298

      2038

      0001 81

      0321

      1926

      0001 90

      0417

      1143

      0001 90

      0436

      1258

      0001

      注:(1)括號內(nèi)為t統(tǒng)計量的絕對值,*,**和***表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

      在表3中,我們并沒有控制時間效應,同時,由于前文證實市場需求對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不顯著,因而對每一個地區(qū)我們做了兩組回歸,對應包含市場需求和不含市場需求兩種情形。從估計結(jié)果來看,盡管市場需求在三個模型中均在10%的水平上顯著,但是,從其估計值的符號來看,東部地區(qū)對應的估計結(jié)果明顯不符合經(jīng)濟學直覺。因而,接下來我們將基于不含市場需求變量的模型對結(jié)果進行解釋。

      總體來看,經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)投入和人力資本三個因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的影響呈現(xiàn)一種從東部、中部到西部地區(qū)遞減的趨勢,說明不同因素對高新技術(shù)發(fā)展水平的影響存在明顯的地區(qū)差異。以經(jīng)濟發(fā)展水平為例,在三個地區(qū)其影響效應分別為0617、0524和0428,東部地區(qū)和中、西部地區(qū)的差異分別為0093和0189,經(jīng)濟發(fā)展水平對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長率的影響效應在東部地區(qū)要更大。盡管根據(jù)表3我們并不能確定這種差異的產(chǎn)生機制,但是,從東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的特征來看,由于中、西部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)、成果轉(zhuǎn)化中心和創(chuàng)業(yè)服務中心更少,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平也更差,吸引資本投資和要素流入的能力較弱,進而制約了這些地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。與此同時,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)國外直接投資也更多,從我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展來看,國外直接投資是其主要的投資主體,由于經(jīng)濟落后地區(qū)吸引外資的能力較弱,因而導致其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也要滯后于發(fā)達地區(qū)。

      研發(fā)投入和人力資本影響效應的地區(qū)差異說明,這些因素必須與其他因素共同作用才能促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由于中、西部地區(qū)的市場化程度要顯著落后于東部地區(qū),適合高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制度環(huán)境和資本市場也不完善,其產(chǎn)業(yè)構(gòu)成仍以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主,削弱了研發(fā)投入和人力資本在中、西部地區(qū)對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應。事實上,從中、西部的發(fā)展實踐來看,這些地區(qū)不乏高新技術(shù)培育和人才培養(yǎng)大省,但是由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)向發(fā)達地區(qū)的聚集和高新技術(shù)人才的向外流動,使得這些地區(qū)對高新技術(shù)研發(fā)和人力資本的投資不僅沒有為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供有效支持,反而增加了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)業(yè)成本。其原因便在于,這些地區(qū)還沒有建立適合高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制度環(huán)境和人才培養(yǎng)體系,導致研發(fā)投入和人力資本的促進作用未能得到充分釋放。

      (三)“中部崛起”對中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策效應分析

      我國從2006年正式開始實施“中部崛起”戰(zhàn)略,這一戰(zhàn)略明確指出,中部六省要“以掌握核心技術(shù)為突破口,培育發(fā)展電子信息、生物醫(yī)藥、新能源、新材料等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè),大力實施重大產(chǎn)業(yè)發(fā)展創(chuàng)新工程和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成果應用示范工程”,參見《中共中央國務院關(guān)于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》(中發(fā)(2006)10號)。 并從2006年開始,逐步實施了一些促進中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)惠政策。例如,2007年長株潭城市群獲批為全國資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會建設(shè)綜合配套改革試驗區(qū),2009年武漢東湖新技術(shù)開發(fā)區(qū)被設(shè)立為國家自主創(chuàng)新示范區(qū)。 “中部崛起”戰(zhàn)略的實施是否促進了中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?從政策評價的角度來看,“中部崛起”戰(zhàn)略的實施相當于在我國進行了一項政策試驗,中部地區(qū)是這項試驗的處理組(treatment group),而東、西部地區(qū)則是控制組(control group),政策的實施效果可采用倍差法(difference-in-differences)加以評價。因而,在接下來的分析中,為了驗證“中部崛起”戰(zhàn)略的實施是否顯著地加快了中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,我們將基本計量模型轉(zhuǎn)換為如下形式:

      htechit=α0+Xβ+α1dmed+α2d2006+α3dmed*d2006+fi+μit(2)

      轉(zhuǎn)換模型(2)與基本計量模型的不同之處在于,我們引入了一個時間虛擬變量d2006、一個地區(qū)虛擬變量dmed及二者的交叉項dmed*d2006,其中d2006在2006年以前取值為0,之后取值為1,用以控制實施“中部崛起”戰(zhàn)略后時間趨勢對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的影響。dmed以東、西部地區(qū)為參照,中部地區(qū)取1。當不考慮模型轉(zhuǎn)換(2)中其他控制變量時,相關(guān)參數(shù)的含義及其關(guān)系如表4所示。

      表4參數(shù)含義及其關(guān)系(不考慮控制變量)

      實施前 實施后 戰(zhàn)略實施前后差異

      東西部地區(qū) α0 α0+α2 α2

      中部地區(qū) α0+α1 α0+α1+α2+α3 α2+α3

      中部與東西部地區(qū)差異 α1 α1+α3 α3

      根據(jù)表4,模型轉(zhuǎn)換(2)中的α1反映了中部和東、西部地區(qū)不隨時間變化的差異,即地區(qū)差異;α2則反映了在實施“中部崛起”戰(zhàn)略的情形下高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展差異,即時間差異;α3是倍差估計量,反映了“中部崛起”戰(zhàn)略的政策效果,表示在實施“中部崛起”戰(zhàn)略后中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是否與其他地區(qū)存在差異,等價于“中部崛起”戰(zhàn)略實施前后,中部地區(qū)的內(nèi)部差異與東西部地區(qū)內(nèi)部差異之差。如果α3>0,意味著實施“中部崛起”戰(zhàn)略顯著地推動了中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。轉(zhuǎn)換模型(2)的估計結(jié)果如表5所示。

      表5倍差法估計結(jié)果

      (15) (16)

      pgdp 0429***

      (422) 0431***

      (348)

      rd 0227***

      (3 39) 0264**

      (237)

      mark 0054

      (128)

      h 0141***

      (469) 0098***

      (510)

      dmed -0017

      (127) 0089*

      (167)

      d2006 0016

      (128) 0028

      (134)

      dmed* d2006 0037***

      (296) 0034***

      (378)

      觀測值

      R2

      F統(tǒng)計量

      p值 261

      0310

      1736

      0000 261

      0423

      2349

      0001

      注:(1)括號內(nèi)為t統(tǒng)計量的絕對值,*,**和***表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

      在表5中我們同樣做了兩組回歸,分別對應包含市場需求和不含市場需求兩種情形。表5的估計結(jié)果證實市場需求對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響并不顯著,其他變量的估計結(jié)果也與前文保持一致。表5中我們最關(guān)心的是交叉項dmed*d2006的系數(shù),即α3的參數(shù)估計值。從其估計值在看,無論在模型(15)還是在模型(16)中,α3的參數(shù)估計值均在1%的水平上顯著,且大于0,這說明“中部崛起”戰(zhàn)略對中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的促進作用。

      根據(jù)模型(16)的估計結(jié)果,“中部崛起”戰(zhàn)略使中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度要比東、西部地區(qū)高34個百分點。如果以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平,在2006-2011年間東、西部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的平均增長速度為515%,同時期中部地區(qū)的增長速度則為748%,中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度要明顯高于其他地區(qū)。平均發(fā)展速度為筆者根據(jù)搜集的數(shù)據(jù)自行計算得出。 但是,如果不考慮“中部崛起”戰(zhàn)略對中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的影響,中部地區(qū)的平均增長速度為748%-37%=378%,這意味著如果沒有“中部崛起”戰(zhàn)略的實施,中部地區(qū)在2006-2011年間高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均發(fā)展速度(378%)要低于東、西部地區(qū)的平均發(fā)展速度(515%),這一戰(zhàn)略的實施對于我國中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的促進作用。

      四、結(jié)論及啟示

      本文運用我國29個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素、地區(qū)差異和政策效應進行了考察。從估計結(jié)果來看,經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)投入和人力資本對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有積極的促進作用,但是與部分研究不同的是,我們發(fā)現(xiàn)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)的產(chǎn)品市場需求的影響效應并不顯著。我們還檢驗了不同因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響效應的地區(qū)差異,結(jié)果表明與中、西部地區(qū)相比,這些因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應在東部更為強烈。本文還基于倍差法檢驗了“中部崛起”戰(zhàn)略的實施效果,研究結(jié)果證實,這一戰(zhàn)略的實施使得中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度要顯著高于我國其他地區(qū)。

      高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于促進我國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級,進而實現(xiàn)創(chuàng)新型國家的發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義。本文的研究結(jié)論表明,提升區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展速度、加大研發(fā)和人力資本的投入力度,是提升我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必要手段。同時,從制度層面來看,要使這些因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠充分發(fā)揮效果,還需要建立科學的產(chǎn)學研結(jié)合體系和完善的政策支撐體系,為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造一個良好的外部發(fā)展環(huán)境。

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      [13]歐湛穎,汪弘. 政府支持的制度結(jié)構(gòu)與高科技創(chuàng)業(yè)——來自中國省域高新區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報,2013(3):50-57.

      [14]李新春,宋宇,蔣年云. 高科技創(chuàng)業(yè)的地區(qū)差異[J].中國社會科學,2004(3):17-29.

      [15]蔡曉珊,陳和,林海. 高科技企業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異研究——基于廣東省的數(shù)據(jù)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2011(7):9-16.

      [16]趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長[M].北京:中國經(jīng)濟出版社,2010.

      [17]張同斌,范慶泉.中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展水平的梯度變遷與影響因素[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2010(11):52-65.

      [18]張同斌. 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其影響因素研究[D].大連:東北財經(jīng)大學數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟學院,2012.

      [19]Romer PM. Endogenous Technological Change, Journal of Political Economy[J]. 1990(1):71-100.

      [20]Ashenfelter Orley, Card David. Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs [J]. Review of Economics and Statistics, 1985(4): 648-660.

      [21]Meyer BD. Natural and Quasi-experiments in Economics[M]. NBER Technical Working Paper, 1994, No.170.

      [22]Jeffrey M. Wooldridge. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data [M].Cambridge,Massachusetts:The MIT Press, Edition 1, 2001.

      The Determinants, Regional Difference

      and Policy Effect of Chinese

      High-tech Industry:An Empirical Study Based on Provincial Panel Data

      MAi JunHong

      (1. Research Center of Financial Engineering, South China University of Technology, Guangzhou 510640, Guangdong, China)

      Abstract:

      This paper employs the panel data from 29 provinces of China and studies the determinants, regional differences and policy effect of high-tech industry The conclusion indicates that the level of economic development, R & D and human capital have positive effects on high-tech industry It also establishes that the effect on high-tech industry has regional difference Specially, compared to that of central region and western region, the effect on eastern region is more intense Meanwhile, the paper evaluates the policy effect of Rising the Central Region Program based on difference-in-differences method It shows that this program has significantly promoted the developing pace of high-tech industry in central region

      Keywords:

      High-tech industry, Determinants, Regional differences, Policy effect, Difference-in-differences method

      [10]鄒德文. 創(chuàng)業(yè)者如何評價和應對創(chuàng)業(yè)環(huán)境[J].科技創(chuàng)業(yè),2005(1):77-77.

      [11]白云. 論高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的制約因素及相關(guān)對策[J].特區(qū)經(jīng)濟,2004(12):53-55.

      [12]史丹,李曉斌. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素及其數(shù)據(jù)檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2004(12):32-39.

      [13]歐湛穎,汪弘. 政府支持的制度結(jié)構(gòu)與高科技創(chuàng)業(yè)——來自中國省域高新區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報,2013(3):50-57.

      [14]李新春,宋宇,蔣年云. 高科技創(chuàng)業(yè)的地區(qū)差異[J].中國社會科學,2004(3):17-29.

      [15]蔡曉珊,陳和,林海. 高科技企業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異研究——基于廣東省的數(shù)據(jù)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2011(7):9-16.

      [16]趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長[M].北京:中國經(jīng)濟出版社,2010.

      [17]張同斌,范慶泉.中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展水平的梯度變遷與影響因素[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2010(11):52-65.

      [18]張同斌. 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其影響因素研究[D].大連:東北財經(jīng)大學數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟學院,2012.

      [19]Romer PM. Endogenous Technological Change, Journal of Political Economy[J]. 1990(1):71-100.

      [20]Ashenfelter Orley, Card David. Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs [J]. Review of Economics and Statistics, 1985(4): 648-660.

      [21]Meyer BD. Natural and Quasi-experiments in Economics[M]. NBER Technical Working Paper, 1994, No.170.

      [22]Jeffrey M. Wooldridge. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data [M].Cambridge,Massachusetts:The MIT Press, Edition 1, 2001.

      The Determinants, Regional Difference

      and Policy Effect of Chinese

      High-tech Industry:An Empirical Study Based on Provincial Panel Data

      MAi JunHong

      (1. Research Center of Financial Engineering, South China University of Technology, Guangzhou 510640, Guangdong, China)

      Abstract:

      This paper employs the panel data from 29 provinces of China and studies the determinants, regional differences and policy effect of high-tech industry The conclusion indicates that the level of economic development, R & D and human capital have positive effects on high-tech industry It also establishes that the effect on high-tech industry has regional difference Specially, compared to that of central region and western region, the effect on eastern region is more intense Meanwhile, the paper evaluates the policy effect of Rising the Central Region Program based on difference-in-differences method It shows that this program has significantly promoted the developing pace of high-tech industry in central region

      Keywords:

      High-tech industry, Determinants, Regional differences, Policy effect, Difference-in-differences method

      [10]鄒德文. 創(chuàng)業(yè)者如何評價和應對創(chuàng)業(yè)環(huán)境[J].科技創(chuàng)業(yè),2005(1):77-77.

      [11]白云. 論高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的制約因素及相關(guān)對策[J].特區(qū)經(jīng)濟,2004(12):53-55.

      [12]史丹,李曉斌. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素及其數(shù)據(jù)檢驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2004(12):32-39.

      [13]歐湛穎,汪弘. 政府支持的制度結(jié)構(gòu)與高科技創(chuàng)業(yè)——來自中國省域高新區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報,2013(3):50-57.

      [14]李新春,宋宇,蔣年云. 高科技創(chuàng)業(yè)的地區(qū)差異[J].中國社會科學,2004(3):17-29.

      [15]蔡曉珊,陳和,林海. 高科技企業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異研究——基于廣東省的數(shù)據(jù)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2011(7):9-16.

      [16]趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長[M].北京:中國經(jīng)濟出版社,2010.

      [17]張同斌,范慶泉.中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展水平的梯度變遷與影響因素[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2010(11):52-65.

      [18]張同斌. 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其影響因素研究[D].大連:東北財經(jīng)大學數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟學院,2012.

      [19]Romer PM. Endogenous Technological Change, Journal of Political Economy[J]. 1990(1):71-100.

      [20]Ashenfelter Orley, Card David. Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs [J]. Review of Economics and Statistics, 1985(4): 648-660.

      [21]Meyer BD. Natural and Quasi-experiments in Economics[M]. NBER Technical Working Paper, 1994, No.170.

      [22]Jeffrey M. Wooldridge. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data [M].Cambridge,Massachusetts:The MIT Press, Edition 1, 2001.

      The Determinants, Regional Difference

      and Policy Effect of Chinese

      High-tech Industry:An Empirical Study Based on Provincial Panel Data

      MAi JunHong

      (1. Research Center of Financial Engineering, South China University of Technology, Guangzhou 510640, Guangdong, China)

      Abstract:

      This paper employs the panel data from 29 provinces of China and studies the determinants, regional differences and policy effect of high-tech industry The conclusion indicates that the level of economic development, R & D and human capital have positive effects on high-tech industry It also establishes that the effect on high-tech industry has regional difference Specially, compared to that of central region and western region, the effect on eastern region is more intense Meanwhile, the paper evaluates the policy effect of Rising the Central Region Program based on difference-in-differences method It shows that this program has significantly promoted the developing pace of high-tech industry in central region

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