空間計量視角下不同政府科技資助方式對企業(yè)研發(fā)投入的影響

摘要：基于空間計量視角，選取我國部分省區(qū)2011—2015年工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)為樣本，實證研究了政府不同科技資助方式對企業(yè)研發(fā)投入的影響。結(jié)果表明，我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入及政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠存在著顯著的空間自相關(guān)性，主要表現(xiàn)為內(nèi)生交互效應(yīng)。政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投入均有顯著的激勵作用，但間接稅收優(yōu)惠的激勵效果最好，直接稅收優(yōu)惠激勵效果次之，直接補(bǔ)貼資助效果相對最弱。政府對大規(guī)模企業(yè)的研發(fā)投入激勵效果要優(yōu)于小規(guī)模企業(yè);國有產(chǎn)權(quán)比重越高越不利于激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入;企業(yè)績效對于企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向影響;市場競爭會顯著地促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入水平。

關(guān)鍵詞：空間計量;科技資助;研發(fā)投入

中圖分類號：F 061.5文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1672-7312（2019）02-0215-07

0引言

黨的十八大明確提出“科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置?！秉h的十九大再次強(qiáng)調(diào)“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐?！痹诖藙?chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的戰(zhàn)略背景下，我國各級政府部門非常重視科技創(chuàng)新活動，致力于構(gòu)建以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系，進(jìn)而提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。一方面，由于研發(fā)投入具有公共產(chǎn)品性質(zhì)，研發(fā)活動存在市場失靈，市場競爭機(jī)制下企業(yè)對研發(fā)活動的投資規(guī)模可能低于社會的最優(yōu)理想水平[1];另一方面，由于在不同的發(fā)展時期，政府需要對某些重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和符合國家科技發(fā)展方向的研發(fā)活動加以引導(dǎo)，以達(dá)到優(yōu)化和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的目的。這就需要政府發(fā)揮公共科技資源的杠桿功能，對企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)行引導(dǎo)，充分激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入潛能，進(jìn)而擴(kuò)大全社會的研發(fā)投入規(guī)模。但是，政府科技資助能否發(fā)揮預(yù)期的激勵效果，不同學(xué)者的研究結(jié)論卻不盡相同。

Gonzalez[2]、Lee[3]、王俊[4]、白俊紅[5]、廖信林[6]及王剛剛等[7]認(rèn)為，政府科技資助有利于降低企業(yè)研發(fā)成本和風(fēng)險，激發(fā)了技術(shù)創(chuàng)新的乘數(shù)效應(yīng)，能夠刺激企業(yè)進(jìn)行更大的研發(fā)投入，并引導(dǎo)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新方向，從而提升整個產(chǎn)業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力。Wallste[8]，Montmartin和Herrera[9]及肖丁丁等[10]則認(rèn)為，政府科技資助不僅不會刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，反而會因為政府科技資助的刺激導(dǎo)致市場創(chuàng)新要素價格上漲，從而會在一定程度上抑制企業(yè)研發(fā)投入，甚至?xí)娲徊糠制髽I(yè)研發(fā)投入。還有學(xué)者認(rèn)為政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入并不是簡單的線性杠桿或擠出效應(yīng)，而是存在非線性關(guān)系。如吳曉曉和蘇朝暉[11]指出，政府科技強(qiáng)度與企業(yè)研發(fā)投入之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，即隨著政府資助強(qiáng)度的提高，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)。張輝等[12]認(rèn)為，政府補(bǔ)貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在雙重門檻效應(yīng)，即當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度在某個區(qū)間時，補(bǔ)貼效率最高。

上述結(jié)論大多是在考慮單一的政府科技資助方式得出的，很少考慮到政府不同科技資助方式的差異性，近幾年有學(xué)者開始關(guān)注此問題的研究。如周海濤[13]等通過研究發(fā)現(xiàn)，政府直接資助方式對企業(yè)研發(fā)資金投入更易產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，間接資助方式對企業(yè)研發(fā)資金投入更易產(chǎn)生“杠桿效應(yīng)”;馬文聰[14]等進(jìn)一步地將政府科技資助分為直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠3種，研究發(fā)現(xiàn)：3種科技資助方式對企業(yè)研發(fā)投入均有顯著激勵效應(yīng)，且直接稅收的優(yōu)惠最強(qiáng)。再者，已有文獻(xiàn)很少考慮各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入之間以及政府科技助之間的空間交互影響。事實上，現(xiàn)實中由于研發(fā)資本在空間上的自由流動，以及區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)日趨成熟，區(qū)域間的創(chuàng)新活動相互依賴是客觀存在的。傳統(tǒng)的不考慮區(qū)域創(chuàng)新活動的空間交互作用，則很有可能忽略了模型設(shè)定中的一些重要因素，從而導(dǎo)致模型分析結(jié)果缺乏有效的解釋力。

鑒于以上分析，引入空間計量模型，探討不同的政府科技資助方式對企業(yè)研發(fā)投入的影響。研究結(jié)果不僅可以評估政府以往科技資助政策的實施效果，也可以作為政府未來制定更加細(xì)致的科技資助政策體系的參考依據(jù)。

第2期劉明廣：空間計量視角下不同政府科技資助方式對企業(yè)研發(fā)投入的影響1模型建立、變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.1空間計量模型建立

在研究政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響時，大多文獻(xiàn)是將企業(yè)研發(fā)投入作為被解釋變量，將政府科技資助作為解釋變量構(gòu)建回歸模型[15-17]，其基本回歸模型形式如下

ERD=c+α·X+β·Z+μ（1）

式中ERD為企業(yè)自身的研發(fā)投入;c為常數(shù)項;X為政府科技資助;Z為其它影響企業(yè)研發(fā)投入的控制變量;μ為隨機(jī)誤差項;α和β為模型回歸系數(shù)，表示政府科技資助及其它控制變量對企業(yè)研發(fā)投入的影響。如果α和β顯著為正時，表示政府科技資助和其它控制變量對企業(yè)研發(fā)投入具有激勵效應(yīng);如果α和β顯著為負(fù)時，表示政府科技資助和其它控制變量對企業(yè)研發(fā)投入具有擠出效應(yīng);如果α和β不顯著時，表示政府科技資助和其它控制變量對企業(yè)研發(fā)投入影響關(guān)系尚不明確[18]。

傳統(tǒng)的政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入回歸模型沒有考慮相鄰地區(qū)間由于創(chuàng)新要素的流動會導(dǎo)致各地區(qū)發(fā)生聯(lián)系，從而使各地區(qū)某些觀測變量或?qū)傩灾抵g具有空間相關(guān)性。這種空間相關(guān)性通常在空間計量經(jīng)濟(jì)模型中表現(xiàn)為內(nèi)生交互效應(yīng)、外生交互效應(yīng)或誤差交互效應(yīng)[19]。內(nèi)生交互效應(yīng)是指一個地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入受到臨近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入的影響;外生交互效應(yīng)則是指一個地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入會受到臨近地區(qū)解釋變量的影響;而誤差交互效應(yīng)是指模型某些遺漏的影響因素是空間相關(guān)的，或者不可觀測的測量誤差項是空間相關(guān)的。根據(jù)Halleck和Elhorst的研究，以上3種空間效應(yīng)至少可以組合成7種空間計量模型，但在實際應(yīng)用中，通常采用空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）或空間杜賓模型（SDM），這3種空間計量模型形式如式（2）、式（3）和式（4）所示。

ERDit=c+ρ·W·ERDit+α·X+β·Zit+εit，εit=N（0，σ2）（2）

ERDit=c+α·Xit+β·Zit+（I-λW）-uit，uit=N（0，σ2）（3）

ERDit=c+ρ·W·ERDit+α·X+θ·W·X+β·Zit+εit，εit=N（0，σ2）（4）

式（2）、式（3）和式（4）中，i和t分別為第i個地區(qū)和第t年;ρ為被解釋變量的空間滯后系數(shù);θ為解釋變量的空間滯后系數(shù);λ為空間誤差系數(shù);W為空間權(quán)重矩陣;εit和uit為隨機(jī)誤差向量，其它符號意義同前。

1.2變量說明

1.2.1被解釋變量

對于企業(yè)研發(fā)投入（ERD）的測量，本文選取《中國科技統(tǒng)計年鑒》各地規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的企業(yè)自籌資金作為企業(yè)研發(fā)投入的替代指標(biāo)。企業(yè)研發(fā)投入還涉及流量指標(biāo)和存量指標(biāo)的測量問題，在實證研究中2種方法均有采用。存量指標(biāo)通常采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，由于在核算的過程中需要人為設(shè)定若干參數(shù)，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入存量核算結(jié)果不夠準(zhǔn)確。因此，鑒于無法客觀地核算企業(yè)研發(fā)投入的存量指標(biāo)，本研究采用企業(yè)研發(fā)投入的流量指標(biāo)作為存量指標(biāo)的替代指標(biāo)。

1.2.2解釋變量

政府對企業(yè)科技資助的方式多種多樣，如政府財政科技撥款的科學(xué)技術(shù)支出、財政補(bǔ)貼、專項計劃等直接支出，也包括政府的稅收優(yōu)惠、低息貸款及政府采購等間接方式。由于我國各類統(tǒng)計年鑒中很少有專門的政府科技資助統(tǒng)計數(shù)據(jù)，導(dǎo)致大多文獻(xiàn)采用的是企業(yè)研發(fā)總投入中政府資金作為替代指標(biāo)，還有的將政府財政撥款中的科技撥款作為替代指標(biāo)。借鑒馬文聰?shù)热说难芯糠椒ǎ瑢⒅袊豆I(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》中的“使用來自政府部門的研發(fā)資金”“高新技術(shù)企業(yè)減免稅”和“研究開發(fā)費(fèi)用加計扣除減免稅”作為解釋變量，并分別記作政府直接補(bǔ)貼資助（GDS）、直接稅收優(yōu)惠（GDT）和間接稅收優(yōu)惠（GIT）。

1.2.3控制變量

為了分離政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響，大部分文獻(xiàn)是將一些因素加以控制。常見的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)類型、金融機(jī)構(gòu)貸款、企業(yè)績效、國際化、吸收能力、市場規(guī)模及市場競爭等?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性和控制變量采用的頻次，采用企業(yè)規(guī)模（S）、產(chǎn)權(quán)類型（O）、企業(yè)績效（P）和競爭程度（M）作為控制變量。被解釋變量、解釋變量和控制變量的具體定義及說明見表1.

1.3數(shù)據(jù)來源

由于我國西藏、香港、澳門以及臺灣4個省級行政區(qū)的大部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失。因此，本文以除了上述4個省級行政區(qū)以外，選取我國30個省級地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究對象，并將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)簡稱為企業(yè)。盡管從2009年開始，中國《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》開始記載“使用來自政府部門的科技活動資金”“高新技術(shù)企業(yè)減免稅”和“研究開發(fā)費(fèi)用加計扣除減免稅”數(shù)據(jù)，但考慮到2010年以前的數(shù)據(jù)口徑為大中型工業(yè)企業(yè)，而2011年以后數(shù)據(jù)口徑為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)，因此，將研究時段設(shè)為2011—2015年。按照表1的變量定義及說明，企業(yè)研發(fā)投入、政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠、間接稅收優(yōu)惠和市場競爭數(shù)據(jù)直接來源于2012—2016年的中國《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》，而企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)類型和企業(yè)績效數(shù)據(jù)通過采集2012—2016年《中國科技統(tǒng)計年鑒》相關(guān)指標(biāo)換算而來。為了消除異方差影響，對除了產(chǎn)權(quán)類型和企業(yè)績效以外的變量進(jìn)行對數(shù)處理。之所以未對產(chǎn)權(quán)類型和企業(yè)績效取對數(shù)是因為兩變量數(shù)值較小，而且企業(yè)績效極個別數(shù)據(jù)為負(fù)值。

2實證分析

2.1變量的空間自相關(guān)檢驗

在建立空間計量模型之前，需要對數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗，通?？梢圆捎肕orans I指數(shù)、Gearys比率、廣義G統(tǒng)計量等進(jìn)行檢驗。其中，應(yīng)用最多的方法是全局Morans I指數(shù)，其計算公式如下

I=ni=1nj=1wij（xi-）（xj-）S2ni=1nj=1wij（5）

式中，I為全局Morans I指數(shù);wij為二進(jìn)制的空間權(quán)重矩陣，分為Bishop相鄰、Rook相鄰、Queen鄰接及k最近鄰接等;xi和xj為研究單元的觀察值;為各研究單元觀察值的均值;S為研究單元觀察值的標(biāo)準(zhǔn)差;n為研究單元總數(shù)。全局Morans I指數(shù)在[-1，1]之間取值，此值大于0表示正相關(guān)，小于0表示負(fù)相關(guān)，等于0 表示不相關(guān)[20]。

采用Rook空間權(quán)重矩陣，根據(jù)全局Morans I指數(shù)計算公式，以我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入（ERD）及政府直接補(bǔ)貼資助（GDS）、直接稅收優(yōu)惠（GDT）和間接稅收優(yōu)惠（GIT）為指標(biāo)，利用GeoDA軟件計算出我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入、政府3種科技資助方式的Morans I檢驗結(jié)果，具體見表2.由表2可知，我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入各年的Morans I值均大于0，并且通過了顯著性檢驗;政府直接補(bǔ)貼資助的Morans I值在2013年和2015年沒有通過顯著性檢驗，但在2011年、2012年和2014年通過了顯著性檢驗，而且其Morans I值為正;政府直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠各年的Morans I值均為正，并且通過了顯著性檢驗。這說明我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入具有很強(qiáng)的空間相關(guān)性，鄰近地區(qū)企業(yè)在研發(fā)投入上存在著明顯的空間聚集效應(yīng);同樣，政府直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠也存在著顯著的全局空間自相關(guān)特性，鄰近地區(qū)政府在直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠上存在著明顯的空間聚集效應(yīng);與企業(yè)研發(fā)投入、政府直接補(bǔ)貼資助和直接稅收優(yōu)惠相比，政府直接補(bǔ)貼資助的空間相關(guān)性相對來說比較弱，也就是說一個地區(qū)政府的直接補(bǔ)貼資助受臨近地區(qū)政府直接補(bǔ)貼資助的影響較小。綜合來看，在研究政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入影響時，應(yīng)當(dāng)考慮能夠描述空間因素的空間計量模型，否則會導(dǎo)致模型的設(shè)定偏差和參數(shù)估計結(jié)果的有偏性。

2.2模型形式選擇

面板數(shù)據(jù)模型根據(jù)參數(shù)設(shè)置的不同可以分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型。一般而言，如果僅以樣本自身效應(yīng)為條件進(jìn)行推論，適宜采用固定效應(yīng)模型;如果以樣本對總體效應(yīng)進(jìn)行推論，則可采用隨機(jī)效應(yīng)模型[21]。研究政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響，所考察的截面單位是我國30個省級地區(qū)總體企業(yè)的所有單位，因此應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。事實上，豪斯曼檢驗值為27.771 6，相應(yīng)的概率值為0.000 2，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，也進(jìn)一步驗證了采用固定效應(yīng)模型的準(zhǔn)確性。

前文的Morans I指數(shù)檢驗已經(jīng)表明，傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)模型很難較好地擬合樣本數(shù)據(jù)。在此情形下，就需要通過運(yùn)用納入空間交互效應(yīng)的計量經(jīng)濟(jì)模型來研究政府科技資助對企業(yè)研發(fā)投入影響。Morans I檢驗只能判定我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入及政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠是否存在空間相關(guān)性，卻不能判定模型到底是采用何種空間計量模型形式。Elhorst提出了從具體到一般，再從一般到具體的空間計量模型選擇方法。從具體到一般方法通過估計非空間計量模型來判定是SAR模型還是SEM模型，通常采用拉格朗日乘子LM檢驗及其穩(wěn)健形式檢驗決定采用SAR模型還是SEM模型。拉格朗日乘子LM檢驗及其穩(wěn)健形式檢驗分別記為LMLAG，Robust LMLAG，LMERR和Robust LMERR.Anselin指出，如果LMLAG檢驗顯著而LMERR檢驗不顯著，則選取SAR模型;反之，如果LMERR檢驗顯著而LMLAG檢驗不顯著則選取SEM模型;如果LMLAG檢驗和LMERR檢驗都顯著時，選擇穩(wěn)健形式檢驗顯著性比較高的模型[22-23]。從一般到具體方法則判定SDM模型能否簡化為SAR模型或SEM模型，通常采用LR檢驗。如果2種空間計量模型選擇方法都指向了SAR模型或SEM模型，則選擇相應(yīng)的模型比較穩(wěn)妥;如果2種空間計量模型選擇方法的結(jié)論不一致，則選擇SDM模型。依據(jù)以上模型選擇方法，采用普通最小二乘法對模型（1）進(jìn)行參數(shù)估計，并進(jìn)行拉格朗日乘子LM及其穩(wěn)健形式檢驗，具體結(jié)果見表3.

由表3可知，當(dāng)采用拉格朗日乘子LM檢驗時，無固定、地區(qū)固定和時間固定模型均支持SAR模型，而雙固定模型的LMLAG和LMERR均通過了顯著性檢驗，要看穩(wěn)健形式的LM檢驗，穩(wěn)健形式的LM檢驗則支持SEM模型。因此，采用何種形式的效應(yīng)模型成為決定SAR或SEM的關(guān)鍵。首先進(jìn)行地區(qū)固定效應(yīng)的F檢驗，原假設(shè)為無地區(qū)固定效應(yīng)，F(xiàn)值等于26.5，相應(yīng)的概率P值為0，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為存在地區(qū)固定效應(yīng);其次進(jìn)行時間固定效應(yīng)的F檢驗，原假設(shè)為無時間固定效應(yīng)，F(xiàn)值等于0.66，相應(yīng)的概率P值為0.624 2，故接受原假設(shè)，即認(rèn)為不存在時間固定效應(yīng)，可能因為本研究的時間跨度較短，不存在明顯的時間變動趨勢;最后，由于沒有時間固定效應(yīng)，只有地區(qū)固定效應(yīng)，沒有必要進(jìn)行雙固定效應(yīng)檢驗。因此，從具體到一般的選擇方法看，應(yīng)該采用地區(qū)固定效應(yīng)的SAR模型比較適宜。LRspatiallag值為5.178 4，相應(yīng)的P值為0.159 2，說明可以將SDM簡化為SAR模型;LRspatialerror值為35.588 4，相應(yīng)的P值接近0，說明不能將SDM簡化為SEM模型。從一般到具體的選擇方法看，同樣支持SAR模型，這進(jìn)一步驗證了選擇SAR模型的合理性。

2.3模型估計結(jié)果分析

前文的分析表明，最佳模型為具有空間固定效應(yīng)的SAR模型，有很多文獻(xiàn)將非空間計量模型與空間計量模型進(jìn)行參數(shù)對比分析，但這樣做往往是無效的，因為非空間計量模型的系數(shù)估計可以表示解釋變量變化對被解釋變量變化的邊際效應(yīng)，而空間計量模型由于存在反饋效應(yīng)導(dǎo)致解釋變量的直接效應(yīng)與其系數(shù)的估計值有時并不相同。因此，本文沒有將空間計量模型與非空間計量模型參數(shù)系數(shù)進(jìn)行對比，而是輸出了具有地區(qū)固定效應(yīng)的SAR模型參數(shù)估計及相應(yīng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，同時輸出了地區(qū)固定效應(yīng)的SEM模型和SDM模型的參數(shù)估計結(jié)果，具體見表4.根據(jù)表4的結(jié)果，可以進(jìn)一步分析政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠及控制變量對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

2.3.1政府直接補(bǔ)貼資助效果

政府直接補(bǔ)貼資助的系數(shù)估計和直接效應(yīng)分別為0.030 1和0.032 1，反饋效應(yīng)為0.002，之所以存在反饋效應(yīng)是因為政府直接補(bǔ)貼資助對本地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入的影響會傳遞到臨近地區(qū)企業(yè)，且把臨近地區(qū)企業(yè)的影響反饋到這個地區(qū)。政府直接補(bǔ)貼資助的系數(shù)估計和直接效應(yīng)均在5%的顯著性水平上顯著異于為0，這說明政府直接補(bǔ)貼資助對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向影響，其直接激勵效應(yīng)為0032 1，即政府直接補(bǔ)貼資助每增加1%，本地企業(yè)研發(fā)投入就會相應(yīng)的增加 0.032 1%，表明政府的直接補(bǔ)貼資助對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的杠桿作用。政府直接補(bǔ)貼資助的間接效應(yīng)為0.022 9，也在5%的顯著性水平上顯著異于為0，說明在全國范圍內(nèi)，政府直接補(bǔ)貼資助不僅會促進(jìn)本地企業(yè)研發(fā)投入的增長，而且對臨近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增長具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即政府直接補(bǔ)貼資助每增加1%，將帶動臨近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增加0.022 9%.政府直接補(bǔ)貼資助的總效應(yīng)為0.055 1，也在5%的顯著性水平上顯著異于為0，說明政府直接補(bǔ)貼資助每增加1%，將對所有地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入貢獻(xiàn)達(dá)到0.055 1%.

2.3.2政府稅收優(yōu)惠效果

政府直接稅收優(yōu)惠的系數(shù)估計、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.055 9，0.059 1，0.044 4和0.103 5，且各估計值均通過了顯著性水平檢驗，同樣說明在全國范圍內(nèi)，政府直接稅收優(yōu)惠不僅促進(jìn)本地企業(yè)研發(fā)投入增長，而且對臨近地區(qū)研發(fā)投入增長具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即政府直接稅收優(yōu)惠每增加1%，將促進(jìn)本地企業(yè)研發(fā)投入增加 0.059 1%，帶動鄰近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增加0.044 4%，對所有地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增長貢獻(xiàn)達(dá)到0.103 5%.政府間接稅收優(yōu)惠的系數(shù)估計、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.081 9，0.086 8，0065 8和0.152 6，且各估計值也顯著地異于0，同樣說明在全國范圍內(nèi)，政府間接稅收優(yōu)惠不僅促進(jìn)本地企業(yè)研發(fā)投入增長，而且對臨近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增長也具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即政府間接稅收優(yōu)惠每增加1%，將促進(jìn)本地企業(yè)研發(fā)投入增加 0.086 8%，帶動鄰近地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增加0065 8%，對所有地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增長貢獻(xiàn)達(dá)到0.152 6%.

2.3.3控制變量效果

除了政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投入具有重要影響以外，其他一些控制變量對企業(yè)研發(fā)投入的影響也值得關(guān)注。企業(yè)規(guī)模、績效和市場競爭對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向影響，而產(chǎn)權(quán)類型對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的負(fù)向影響。該結(jié)果說明，隨著企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模也隨之?dāng)U大，這可能因為大企業(yè)資金雄厚、承擔(dān)研發(fā)風(fēng)險能力更強(qiáng)，更有利于企業(yè)擴(kuò)大研發(fā)投入;當(dāng)企業(yè)績效提高了，企業(yè)由于具有充足的資金會增加在研發(fā)方面的投入;市場競爭程度越激勵，企業(yè)為了生存以及獲得超額利潤，就會不斷地增加研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而推出新產(chǎn)品或新服務(wù);由于在國有股權(quán)比重較高的企業(yè)中，經(jīng)營管理者往往是由上級主管部門任命的，他們關(guān)注的是企業(yè)短期的財務(wù)利潤，而對需要長期投資且風(fēng)險較高的研發(fā)活動熱情不高，因此，國有產(chǎn)權(quán)比重高的企業(yè)不愿意在研發(fā)上進(jìn)行過多的投資[24]。

另外，表4的SAR模型、SEM模型和SDM模型的GDS，GDT，GIT，S，O，P和M系數(shù)符號完全一致，這說明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。SEM模型的主要擬合效果指標(biāo)R2，Logl，AIC和BIC均劣于SAR模型，盡管SDM模型擬合效果指標(biāo)LogL和AIC稍優(yōu)于SAR模型，但R2和BIC卻劣于SAR模型，最主要的是SDM模型解釋變量GDS和GIT的空間滯后項系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，SDM模型不能很好地擬好樣本數(shù)據(jù)。因此，以具有地區(qū)固定效應(yīng)SAR模型回歸結(jié)果為分析依據(jù)是非?？煽亢涂尚诺摹?/p>

3研究結(jié)論與建議

1）Morans I指數(shù)、拉格朗日乘子LM及LR檢驗表明，我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投及政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠存在著顯著的空間自相關(guān)性，在模型形式上主要表現(xiàn)為內(nèi)生交互效應(yīng)，即空間滯后模型（SAR）形式。另外，還可以觀察到，政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠3個解釋變量間接效應(yīng)顯著地不為0.這說明，各地區(qū)政府要激勵本地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入，除了關(guān)注本地政府科技資助政策體系以外，還應(yīng)該高度關(guān)注其他地方政府的科技資助情況，充分發(fā)揮政府科技資助的空間溢出效應(yīng)，創(chuàng)造有利于地區(qū)間技術(shù)與知識學(xué)習(xí)、交流、分享的平臺環(huán)境，從而進(jìn)一步促成我國各地區(qū)企業(yè)研發(fā)活動聯(lián)動發(fā)展格局。

2）政府直接補(bǔ)貼資助、直接稅收優(yōu)惠和間接稅收優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投入均有顯著的激勵作用，這與馬文聰?shù)热说难芯拷Y(jié)論基本一致，但也存在一些細(xì)微差別。間接稅收優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效果最好，直接稅收優(yōu)惠激勵效果次之，直接補(bǔ)貼資助效果相對最弱，而馬文聰?shù)热苏J(rèn)為直接稅收優(yōu)惠激勵效應(yīng)最強(qiáng)，政府直接補(bǔ)貼資助次之，間接稅收優(yōu)惠最弱;另外，周海濤等人也認(rèn)為稅收優(yōu)惠資助方式對于企業(yè)研發(fā)投入的影響大于政府直接補(bǔ)貼資助方式。本研究結(jié)論的政策啟示在于：首先，政府科技資助對于緩解企業(yè)研發(fā)投入資金壓力，降低企業(yè)研發(fā)風(fēng)險具有重要的促進(jìn)作用，今后政府應(yīng)該繼續(xù)保持對企業(yè)研發(fā)投資的科技資助;其次，政府應(yīng)該進(jìn)一步完善以項目研發(fā)、科技計劃及直接科技撥款等直接補(bǔ)貼資助的政策體系，堅決杜絕政府直接補(bǔ)貼行為所引致的道德風(fēng)險和逆向選擇;最后，政府還應(yīng)該將有限的資金更多地傾向于研究開發(fā)費(fèi)用加計扣除減免稅及高新技術(shù)企業(yè)減免稅等優(yōu)惠政策上，將企業(yè)研發(fā)投入資助重點(diǎn)由事前補(bǔ)助向事后補(bǔ)助傾斜。

3）政府對大規(guī)模企業(yè)的研發(fā)投入激勵效果要優(yōu)于小規(guī)模企業(yè)。這說明規(guī)模較大企業(yè)在吸收政府科技資助方面更具有優(yōu)勢，而中小企業(yè)由于承擔(dān)風(fēng)險能力較弱且融資困難，往往在研發(fā)活動方面處于劣勢。因此，應(yīng)該鼓勵企業(yè)跨地區(qū)、跨行業(yè)、跨所有制兼并重組，重點(diǎn)培育若干大型骨干企業(yè)，充分激發(fā)大規(guī)模企業(yè)的內(nèi)生創(chuàng)新動力與潛能。國有產(chǎn)權(quán)比重越高越不利于激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入。因此，政府應(yīng)該對國有產(chǎn)權(quán)比重較低的民營企業(yè)給予較高的科技資助。企業(yè)績效對于企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向影響。企業(yè)應(yīng)該根據(jù)自身的盈利能力，科學(xué)評估研發(fā)活動的預(yù)期收益及風(fēng)險性，根據(jù)績效水平制定企業(yè)長遠(yuǎn)的研發(fā)投入戰(zhàn)略。市場競爭會促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入水平。這表明，政府應(yīng)該努力營造市場化水平較高的競爭環(huán)境，形成以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向的研發(fā)投入提升機(jī)制。

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（責(zé)任編輯：張江）