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:F27644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 0027
2410
2116
1128
8770 0285
1700
4865
0778
1961 0170
8521
460
4375
1671 0080
0370
0000
0147
0005
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11301,相應的p值為0000,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)=055*居民消費價格指數(shù)+045*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 0532***
(311) 0501**
(204) 0569**
(329) 0524***
(294) 0630***
(455) 0548***
(396) 0681***
(4 17) 0572***
(329)
rd 0320**
(213) 0317**
(251) 0346**
(247) 0332**
(239) 0231***
(268) 0245**
(216) 0259***
(301) 0238***
(347)
mark -0028
(124) -0037*
(165)
-0085
(064) -0062
(065)
h 0023***
(327) 0041**
(210) 0029**
(225) 0047***
(317) 0032***
(310) 0034***
(324) 0039**
(204) 0041***
(371)
constant 0087
(081) 0097
(097) 0101*
(185) 0109
(158) -0172*
(175) -0213*
(197) -0169
(148) -0194**
(206)
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
0327
1080
0024 261
0360
4336
0004 261
0498
3592
0011 261
0385
3784
0009 261
0319
1077
0029 261
0321
4272
0000 261
0476
4012
0010 261
0481
4024
0003
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0569,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0029,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 0617***
(423) 0593**
(398) 0524***
(367) 0512***
(439) 0428***
(521) 0399***
(498)
rd 0431***
(326) 0119**
(203) 0357***
(293) 0294***
(276) 0301***
(377) 0300***
(328)
mark-0037*
(160)0085*
(194)0043*
(191)
h 0137***
(457) 0145***
(296) 0059***
(389) 0061***
(395) 0052***
(447) 0049***
(423)
constant -0758*
(181) 0246**
(199) 0222
(152) 0324**
(205) 0543***
(305) -0689***
(269)
觀測值
R2
F統(tǒng)計量
p值 90
0338
2027
0001 90
0412
2316
0001 81
0298
2038
0001 81
0321
1926
0001 90
0417
1143
0001 90
0436
1258
0001
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0617、0524和0428,東部地區(qū)和中、西部地區(qū)的差異分別為0093和0189,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 0429***
(422) 0431***
(348)
rd 0227***
(3 39) 0264**
(237)
mark 0054
(128)
h 0141***
(469) 0098***
(510)
dmed -0017
(127) 0089*
(167)
d2006 0016
(128) 0028
(134)
dmed* d2006 0037***
(296) 0034***
(378)
觀測值
R2
F統(tǒng)計量
p值 261
0310
1736
0000 261
0423
2349
0001
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34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515%,同時期中部地區(qū)的增長速度則為748%,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748%-37%=378%,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(378%)要低于東、西部地區(qū)的平均發(fā)展速度(515%),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。
參考文獻:
[1]Sternberg Rolf Reasons for the Genesis of High-tech Regions- Theoretical Explanation and Empirical Evidence [J].Geoforum, 1996 (2): 205-207.
[2]Levie J, Muzyka D. New Venture Growth in France: Do Local Government Policies Make a Difference?[M].Wellesley,Massachusetts:Bobson College Press,1996.
[3]Storey D J, Tether B S. Public Policy Measures to Support New Technology-Based Firms in the European Union [J]. Research Policy, 1998 (3):1037-1057.
[4]Stevenson L, Lundstrom A. Towards a Framework for the Development of Entrepreneurship Policy and Practice[M]. Babson College:Frontiers of Entrepreneurship Research, 2001.
[5]Aydalot p, Keeble D. High Technology Industry and Innovative Environments: The European Experience[M]. London: Routledge Press, 1988.
[6]Blonigen Bruce A, Taylor Christopher T. R & D Intensity and Acquisitions in High-technology Industries: Evidence from the US Electronic and Electrical Equipment Industries[J]. The Journal of Industrial Economics, 2000 (1): 47-50.
[7]Gullen J B. Gordon R H. Taxes and Entrepreneurial Activity: Theory and Evidence for the US[M], NBER Working Paper, 2002.
[8]呂軍. 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化的制約因素研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究.2001(5):93-93.
[9]張杰,尚長風. 資本結(jié)構(gòu)、融資渠道與小企業(yè)融資困境——來自中國江蘇的實證分析[J].經(jīng)濟科學,2006(3):35-46.
[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 JunHong
(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 JunHong
(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 JunHong
(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