稅收優(yōu)惠如何影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率
——基于SFA與中介變量法的研究

姬中洋

(蘭州大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，甘肅 蘭州 730000)

一、引言

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為一種科技含量高的產(chǎn)業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅可以直接促進我國的經(jīng)濟增長，還可以通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性帶動其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。隨著我國經(jīng)濟逐漸向高質(zhì)量發(fā)展階段邁進，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)逐漸彌補人口紅利消失帶來的經(jīng)濟增長動能真空，成為經(jīng)濟保持中高速增長的新引擎。據(jù)統(tǒng)計，2016年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入規(guī)模繼續(xù)擴大，突破了15萬億元，占制造業(yè)比重達到14.7%，其中內(nèi)資企業(yè)的全國占比繼續(xù)保持增長趨勢，達到54.9%，比2015年提升近4個百分點。

然而，與發(fā)達的創(chuàng)新型國家相比，我國的創(chuàng)新能力還不夠強[1]。雖然中國的制造業(yè)有了快速的發(fā)展，甚至有超過美國等發(fā)達國家的勢頭，但是美國的高技術(shù)制造業(yè)卻遠高于中國。世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)全球創(chuàng)新指數(shù)顯示：2016年我國的綜合排名首次進入前25名，2017年又升至第22位，成為唯一躋身全球創(chuàng)新型國家行列的發(fā)展中國家。但我國高技術(shù)企業(yè)的制度環(huán)境、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、專利成果的市場轉(zhuǎn)化率以及經(jīng)營績效和發(fā)達國家相比仍然有很大差距。以北京為例，《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)顯示：2016年北京市高技術(shù)企業(yè)中內(nèi)資企業(yè)數(shù)量所占比例75%以上，就業(yè)人數(shù)所占的比重也在60%以上，但內(nèi)資企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入所占比例僅有大約40%。為了促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，我國每年也對高技術(shù)企業(yè)實施了高額的稅收優(yōu)惠，如對企業(yè)的研發(fā)活動采取了研發(fā)費用加計扣除的優(yōu)惠政策?；诖耍芯扛呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)的稅收優(yōu)惠與其技術(shù)效率的關(guān)系，厘清二者之間影響傳導(dǎo)的內(nèi)在機理，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實施相關(guān)支持政策具有重要的現(xiàn)實意義。

Czarnitzki等(2011)采用傾向得分匹配(PSM)方法進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠能夠提高企業(yè)的研發(fā)參與度并增加創(chuàng)新產(chǎn)出[2]。Lokshin等(2013)認為，由于研發(fā)成本主要用于固定支出，小企業(yè)的固定成本比例更高。為降低研發(fā)失敗的風(fēng)險，小企業(yè)會加大研發(fā)努力程度，稅收激勵對小企業(yè)會產(chǎn)生更大效果[3]。Hiroyuki等(2014)的研究同樣發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠政策能夠顯著促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動[4]。一般認為，稅收優(yōu)惠能夠降低R&D成本，而Rao(2016)對美國的研究發(fā)現(xiàn)，R&D用戶成本降低10%，將會使研發(fā)強度提高10.4%[5]。

張同斌等(2012)通過構(gòu)建可計算一般均衡模型考察政府政策對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，研究結(jié)果表明財政激勵政策促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長的效果相對稅收優(yōu)惠政策更顯著，但對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值率的提高和內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，稅收優(yōu)惠政策更為顯著[6]。李林木等(2014)基于全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)減免稅能夠有效促進企業(yè)研發(fā)投入的增加[7]。水會莉等(2015)以中國2011-2013年的制造業(yè)上市公司為研究樣本進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策能夠促進企業(yè)研發(fā)投入[8]。熊維勤(2011)利用中國1995-2008年14個高技術(shù)行業(yè)年面板數(shù)據(jù)對稅收和補貼政策對R&D效率的影響進行分析，結(jié)果表明稅收的存在不利于企業(yè)的R&D效率[9]。李彥龍(2018)根據(jù)中國的省級面板數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果表明稅收優(yōu)惠對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)效率具有顯著促進作用，對市場轉(zhuǎn)化效率的促進作用相對更小一些[10]。張玉等(2017)根據(jù)2009-2014年中國工業(yè)企業(yè)科技活動的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行研究，研究結(jié)果表明研發(fā)活動的加計扣除減免與研發(fā)效率呈負相關(guān)關(guān)系，高新技術(shù)企業(yè)稅收減免與研發(fā)效率則為正相關(guān)關(guān)系[11]。范碩等(2018)則發(fā)現(xiàn)減免稅并沒有促進高新區(qū)的創(chuàng)新效率[12]。有的研究表明政府投入對創(chuàng)新效率具有顯著負影響或者無影響[13]。對政府投入的效果暫時存在不一致的看法，但稅收優(yōu)惠的效果基本觀點卻是一致的，這也可能是由于稅收優(yōu)惠的效果相比財政補貼更為有效。

二、模型設(shè)定

(一)稅收優(yōu)惠影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的理論分析

稅收優(yōu)惠可通過企業(yè)規(guī)模、R&D經(jīng)費外部支出與非研發(fā)創(chuàng)新、出口等渠道影響企業(yè)創(chuàng)新。第一，如果稅收越高，企業(yè)需要承擔(dān)的負擔(dān)越重，由于繳納了較多的稅費，企業(yè)的可支配收入和以后的投資都會受到限制，很可能不利于企業(yè)的發(fā)展。特別是對于小企業(yè)而言，小企業(yè)往往處于規(guī)模經(jīng)濟的階段，擴大企業(yè)規(guī)模會使其由于規(guī)模經(jīng)濟而受益，但稅收顯著影響小企業(yè)規(guī)模的擴張。因此稅收優(yōu)惠可通過促使企業(yè)擴大規(guī)模進而影響到企業(yè)的技術(shù)效率，這也是我國對小企業(yè)實施稅收優(yōu)惠的重要原因。

第二，購買設(shè)備和技術(shù)是常見的非研發(fā)創(chuàng)新活動，特別是自主研發(fā)能力較弱的企業(yè)，引進技術(shù)、技術(shù)改造、消化吸收等非研發(fā)創(chuàng)新經(jīng)費支出是影響企業(yè)從事研發(fā)活動的重要因素，可以提高自身的創(chuàng)新績效。企業(yè)通過外部支出如與外部企業(yè)開展技術(shù)合作，也可以提高企業(yè)的創(chuàng)新進而提升企業(yè)績效。如Yamakawa等(2011)的研究表明企業(yè)進行探索性合作聯(lián)盟可以有效促進其經(jīng)營績效水平[14]。Barge-Gil等(2011)的研究結(jié)論表明非研發(fā)創(chuàng)新顯著影響了企業(yè)的創(chuàng)新[15]。儲德銀等(2013)采用面板誤差修正模型進行的研究同樣表明技術(shù)引進支出對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的促進效果逐漸顯現(xiàn)[16]。但稅負的增加會使企業(yè)的可支配資金減少，可用于R&D經(jīng)費外部支出和非研發(fā)創(chuàng)新支出就會減少，因此稅收優(yōu)惠可以通過增加企業(yè)的可支配資金用于R&D經(jīng)費外部支出和非研發(fā)創(chuàng)新支出，進而提高企業(yè)技術(shù)效率。

第三，出口是影響企業(yè)績效的重要因素。出口本身可以擴大企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入，使企業(yè)獲得更多的利潤，從而提高企業(yè)績效。另一方面，由于“出口學(xué)習(xí)”效應(yīng)，企業(yè)通過出口可以獲得新技術(shù)，激發(fā)了本土企業(yè)的自主創(chuàng)新從而提高生產(chǎn)率。然后出口稅等稅負的存在會減少企業(yè)的出口額，進而降低高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)效率，目前來看，我國高技術(shù)企業(yè)尤其是內(nèi)資高技術(shù)企業(yè)的出口強度很低。因此，出口稅等方面的稅收優(yōu)惠可通過擴大企業(yè)出口，擴大企業(yè)的利潤、可支配收入和新技術(shù)進而促進企業(yè)績效的提升。

綜上可知，稅收優(yōu)惠通過影響企業(yè)規(guī)模、R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)創(chuàng)新支出以及出口進而影響到了企業(yè)的技術(shù)效率，即企業(yè)規(guī)模、R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)創(chuàng)新支出以及出口是稅收優(yōu)惠影響技術(shù)效率的中介變量，下文將在隨機前沿模型基礎(chǔ)上，采用中介變量法對此中介效應(yīng)進行檢驗。

(二)隨機前沿模型

在測度投入產(chǎn)出效率時采用的方法主要包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)和隨機前沿分析方法(SFA)。在采用DEA方法時并沒有考慮到隨機擾動項的影響，缺乏一定的經(jīng)濟基礎(chǔ)，而且DEA方法無法同時實證研究各影響因素對技術(shù)效率水平和方差的影響。本文通過構(gòu)建隨機前沿模型測度各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率。設(shè)定的隨機前沿模型如下：

Yit=ALitαKitβexp(vit-uit)

(1)

對(1)式兩邊同時取自然對數(shù)可得：

lnYit=lnA+αlnLit+βlnKit+vit-uit

(2)

模型(2)是一個典型的隨機前沿模型。其中Yit表示地區(qū)i在時期t的產(chǎn)出，Lit和Kit分別表示地區(qū)i在t期的勞動投入和資本投入。εit=vit-uit為復(fù)合誤差，其中vit～N(0，σv2),表示一般意義上的隨機干擾項。uit為技術(shù)非效率項，服從非負截斷型的正態(tài)分布，即uit～N+(μ，σu2)，并且假定uit和vit相互獨立。那么地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率可以通過公式TEit=exp(-uit)求得。

但為了研究稅收優(yōu)惠等因素對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響，假設(shè)uit～N+(wit，σu2)對技術(shù)無效率項uit的異質(zhì)性設(shè)置如下：

wit=b0+zitTδ

(3)

其中b0為常數(shù)項，zit為影響非技術(shù)效率的影響因素。

(三)改進的隨機前沿模型

上述設(shè)定實際為傳統(tǒng)的Battese 等(1995)設(shè)定方法[17]。本文在設(shè)定模型和分析時主要做了如下三個方面的修改或改進：

1.在投入變量中增加了知識產(chǎn)出變量。除了勞動投入和資本投入外，創(chuàng)新也會顯著影響企業(yè)的績效[18]。企業(yè)在研發(fā)上的投入也很多，因此知識資本投入也是一個重要的投入變量；

2.對技術(shù)無效率項的方差進行了異質(zhì)性設(shè)定。公式(3)只針對技術(shù)無效率水平的異質(zhì)性作了設(shè)定，然而不同類型企業(yè)從事生產(chǎn)活動的風(fēng)險不同，技術(shù)無效率項的方差也存在異質(zhì)性。本文對此假設(shè)uit～N+(wit，σit2)，在假設(shè)(3)式的情況下，參考Wang(2003)的設(shè)定方法，進一步對技術(shù)無效率項的方差作如下假設(shè)[19]：

(4)

綜合公式(3)和公式(4)可知，在這種設(shè)定下，影響技術(shù)無效率水平的因素也會影響技術(shù)無效率項的方差，反映在實際中這些因素會影響企業(yè)的技術(shù)風(fēng)險。然而，并不要求各因素對技術(shù)無效率項和技術(shù)風(fēng)險有相同的符號，甚至可以有相反的符號。

公式(1)-公式(4)構(gòu)成了本文所要分析的隨機前沿模型，在上述設(shè)定下，地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率可通過如下公式[20]計算得到：

(5)

3.采用中介變量法分析稅收優(yōu)惠影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響機制。第一步，公式(3)和公式(4)中影響技術(shù)無效率項的因素只引入稅收變量(Tax)，檢驗稅收對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的總體影響；第二步，構(gòu)建模型檢驗稅收對各中介變量的影響，模型表達式為Medit=θ0+θ1Taxit+εit，其中Med為各中介變量;第三步，將稅收變量和中介變量一起引入，如果稅收變量的系數(shù)仍然顯著，則為部分中介效應(yīng)，否則可以認為是全部中介效應(yīng)。

(四)變量說明

各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出(Y)即為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的實際產(chǎn)出，包括主營業(yè)務(wù)收入和非主營業(yè)務(wù)收入，但考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及主營業(yè)務(wù)收入在企業(yè)收入中占到絕對比重，本文采用各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入(根據(jù)工業(yè)品出廠價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2009年不變價)。

投入變量包括勞動投入(L)、資本投入(K1)和知識資本(K2)。勞動投入L采用當(dāng)年各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均就業(yè)人數(shù)衡量。資本投入K1采用永續(xù)盤存法核算，具體計算公式為：K1it=Eit+(1-δ)K1it-1，其中K1it是地區(qū)i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在時期t的資本存量，δ為折舊率，Eit為地區(qū)i高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在時期t的固定資產(chǎn)投資額。基期資本存量的計算公式為：K1i0=Ei0/(gi+δi)，gi為地區(qū)i固定資產(chǎn)投資的年平均增長率。折舊率δ的取值，參考相關(guān)數(shù)文獻中的做法，取值為9.6%。但在計算資本存量之前，需要剔除價格因素的影響，因此本文根據(jù)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)將名義固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)換成2009年不變價。知識資本K2也是一項重要投入，而研發(fā)的直接產(chǎn)出很大程度上由專利申請數(shù)來體現(xiàn)，因此本文采用當(dāng)年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)衡量衡量知識資本K2的投入。

本文的核心解釋變量為稅收變量(Tax)，參考熊維勤(2011)的做法，采用(利稅-利潤)/主營業(yè)務(wù)收入來衡量[9]，該變量越低，則表明稅收負擔(dān)越低，稅收優(yōu)惠程度則越高。各年份東中西三大地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的平均稅負情況(見表1)。由表1可以看出，東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的稅負最低，西部地區(qū)最高，雖然在2016年西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的稅負低于東部和中部地區(qū)，但長期以來，西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的稅負整體處于較高水平。

表1 各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的稅負

控制變量包括R&D經(jīng)費外部支出(x1)、非研發(fā)創(chuàng)新支出(x2)、企業(yè)規(guī)模(Scale)、出口(Export)。在本文中，R&D經(jīng)費外部支出根據(jù)R&D經(jīng)費支出價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2009年不變價，R&D經(jīng)費支出價格指數(shù)采用0.55*消費價格指數(shù)+0.45*固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行計算。非研發(fā)創(chuàng)新支出采用采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費、引進技術(shù)經(jīng)費、消化吸收經(jīng)費和購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費的總和(按GDP縮減指數(shù)調(diào)整為2009年不變價)來表示。關(guān)于企業(yè)規(guī)模對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響的文獻有許多，企業(yè)規(guī)模的影響不可忽視，本文采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入(按工業(yè)品出廠價格指數(shù)折算為2009年不變價)與企業(yè)個數(shù)的比例衡量。出口采用當(dāng)年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口額(根據(jù)工業(yè)品出廠價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2009年不變價)表示。

(五)數(shù)據(jù)來源與說明

本文所分析的數(shù)據(jù)為2009-2016年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的省級面板數(shù)據(jù)，所使用的數(shù)據(jù)主要來自于2010-2017年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，由于新疆、西藏和青海的數(shù)據(jù)缺失較多，本文分析對象不包括這三個省和港澳臺，最終本文所使用的樣本個數(shù)為224個。所用到的工業(yè)品出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、消費價格指數(shù)和GDP縮減指數(shù)來源于2010-2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

三、實證分析

(一)SFA模型估計結(jié)果

采用極大似然估計方法對本文所構(gòu)建的隨機前沿模型進行估計，所得到的估計結(jié)果如表2所示。其中模型(1)是在無效率項中僅引入稅收變量的估計結(jié)果，模型(2)-模型(4)為依次引入各中介變量后的隨機前沿模型估計結(jié)果。

根據(jù)表2可以看出：

1.由前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果可知，模型(1)-模型(4)各投入變量的系數(shù)均顯著為正。其中勞動投入變量的系數(shù)最大，資本投入的變量最小。根據(jù)經(jīng)濟理論，當(dāng)生產(chǎn)要素的投入相對較低時，該生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出將會較大，因此可推斷出相對資本投入而言，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)勞動投入規(guī)模相對較低。這是由于長期以來我國是一個投資增長型國家，以往的投入規(guī)模較大，雖然我國也是一個勞動力大國，但相對投資增長速度來講，仍表現(xiàn)出資本投入規(guī)模更大的狀況。

2.由技術(shù)無效率項的影響因素估計系數(shù)可以看出，模型(1)中稅收變量Tax的系數(shù)顯著為正，這表明該變量對技術(shù)無效率項的影響為正，即稅收優(yōu)惠對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率的綜合影響為顯著正影響，這也是中介變量法第一步所得出的結(jié)論。

表2 隨機前沿模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

然后根據(jù)中介變量法的第二步，以稅收負擔(dān)作為解釋變量，以各中介變量作為解釋變量分別進行回歸，得到的結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，模型(5)-模型(8)中稅收變量的系數(shù)均顯著為負。這表明稅收優(yōu)惠會促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)擴大R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)經(jīng)費支出和出口額，并且也會對高技術(shù)企業(yè)的規(guī)模造成顯著促進作用。

最后根據(jù)中介變量法的第三步，在模型中加入中介變量進行分析。由模型(2)和模型(3)的估計結(jié)果可知，在加入lnx1、lnx2和變量lnScale后，稅收變量的系數(shù)仍然顯著為正，表明稅收通過R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)創(chuàng)新支出和企業(yè)規(guī)模進而影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率只表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。但是由模型(4)的估計結(jié)果可知，在模型中進一步加入中介變量lnExport后，稅收變量的系數(shù)仍然為正，但沒有通過顯著性檢驗，這表明稅收通過抑制高技術(shù)企業(yè)的出口進而影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率是一個重要的影響渠道。這可能是由于出口稅優(yōu)惠會顯著提升高技術(shù)企業(yè)的出口，提高由出口帶來的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，從而顯著提升高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)效率。

表3 稅收負擔(dān)對各中介變量的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

3.由技術(shù)風(fēng)險(技術(shù)無效率項的方差)函數(shù)估計結(jié)果可知，模型(1)-模型(4)中稅收變量Tax的估計系數(shù)整體來看沒有通過顯著性檢驗，這表明稅收對高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)風(fēng)險影響并不顯著。但是由模型(4)中各控制變量的系數(shù)可以看出，lnx1、lnx2的系數(shù)均顯著為負，這表明R&D經(jīng)費外部支出和非研發(fā)創(chuàng)新支出可以有效降低高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)風(fēng)險。變量lnExport的系數(shù)為負但不顯著，表明出口對技術(shù)風(fēng)險具有降低效果，但不顯著。與直覺不同的是，變量lnScale的系數(shù)為正且顯著，表明企業(yè)規(guī)模越大，技術(shù)風(fēng)險越高。這可能是由于，大規(guī)模企業(yè)的技術(shù)效率雖然較高，但是對于高產(chǎn)出的大規(guī)模企業(yè)來說，產(chǎn)出的波動相對來說也會更大，小規(guī)模企業(yè)雖然整體產(chǎn)出水平較低，但其在市場中的競爭力本身不是特別強，波動性相對也較低。

(二)技術(shù)效率的地區(qū)差異與演變軌跡

1.2009-2016年東中西三大地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的變化趨勢如圖1所示。

由圖1可知，近年來，東中西三大地區(qū)的技術(shù)效率都呈現(xiàn)了明顯的上升趨勢。東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率從2009年的0.58逐漸上升到了2016年的0.82，中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率從2009年的0.26逐漸上升到了2016年的0.60，而西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率從2009年的0.25逐步上升到了2016年的0.55。從圖1也可以看出，中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率上升速度是最快的，其次是西部，最后是東部。由此可知，近年來，中西部與東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率差距在縮小，中部和西部地區(qū)之間的差距略微有所擴大，但基本上技術(shù)效率差距是比較穩(wěn)定的。

圖1 三大地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的變化趨勢

2.圖1雖然從整體上可以看出三大地區(qū)之間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率差距的變化趨勢，但沒有經(jīng)過實證模型的嚴(yán)格檢驗，另外，東中西三大地區(qū)內(nèi)部高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的差距是如何變化的也無法從圖1中看出。本文采用絕對β收斂檢驗方法對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率收斂性進行檢驗。所使用的檢驗?zāi)Ｐ捅磉_式為：

△lnTEit=β0+β1lnTEi0+λi

(6)

其中，△lnTEit表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的年均增長率，TEi0表示樣本初期的效率值，λi表示隨機干擾項。若β1顯著為負，則說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率存在絕對β收斂，否則則不存在絕對β收斂。收斂性的檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的絕對收斂檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

由表4可知，表4第二列中變量lnTEi0的估計系數(shù)為負且顯著，說明初期技術(shù)效率水平較低的地區(qū)具有較高的技術(shù)效率增長率，即從全國層面看，地區(qū)間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率存在顯著的收斂性。從第三列至第五列可以看出，東中西部地區(qū)的收斂性檢驗結(jié)果中變量lnTEi0的系數(shù)均為負，但只有中部地區(qū)的系數(shù)通過了顯著性檢驗，這表明只有中部地區(qū)內(nèi)部的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率存在收斂性。我國地區(qū)間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率存在明顯的差異，并且地區(qū)間技術(shù)效率差距的變化也存在著顯著差別。全國整體的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率存在顯著的收斂性，一是由于中西部和東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率在縮小，二是由于中部地區(qū)內(nèi)部之間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率在縮小，東部和西部地區(qū)內(nèi)部之間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率并沒有表現(xiàn)出明顯的收斂性。

四、結(jié)論與政策含義

主要結(jié)論如下：第一，勞動投入變量的系數(shù)最大，資本投入變量的估計系數(shù)最小。這是由于長期以來我國是一個投資增長型國家，以往的投入規(guī)模較大，雖然我國也是一個勞動力大國，但相對投資增長速度來講，仍表現(xiàn)出資本投入規(guī)模更大的狀況，知識資本也可以促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長，但系數(shù)目前來看較低。第二，稅收優(yōu)惠會增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)經(jīng)費支出和出口額，并且也會對規(guī)模擴張造成顯著促進作用。其中通過R&D經(jīng)費外部支出、非研發(fā)創(chuàng)新支出和企業(yè)規(guī)模進而影響技術(shù)效率只表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，通過抑制出口進而影響其技術(shù)效率是一個重要的影響渠道。第三，稅收對高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)風(fēng)險影響并不顯著。但是各控制變量對技術(shù)風(fēng)險具有不同程度的影響，其中R&D經(jīng)費外部支出和非研發(fā)創(chuàng)新支出可以降低高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)風(fēng)險。出口對技術(shù)風(fēng)險具有降低效果但不顯著。企業(yè)規(guī)模越大，技術(shù)風(fēng)險越高。第四，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率整體為顯著上升趨勢，但不同地區(qū)上升幅度存在較大差異。全國整體的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率存在顯著的收斂性，一是由于中西部和東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率在縮小，二是由于中部地區(qū)內(nèi)部之間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率在縮小，東部和西部地區(qū)內(nèi)部之間的技術(shù)效率差距并沒有得到顯著縮小。

相關(guān)政策建議如下：第一，完善教育制度，夯實人力資源儲備。雖然我國勞動力資源豐富，但高技術(shù)人才相對稀缺，特別是對于中西部地區(qū)而言，難以支撐高技術(shù)產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展。因此需要重視高技術(shù)人才成長的環(huán)境，加大高技術(shù)人力資本投入和高技術(shù)人才培養(yǎng)的政策支持力度。第二，轉(zhuǎn)變投資拉動經(jīng)濟增長模式，提高高技術(shù)企業(yè)資本投資效率，實現(xiàn)向人工智能高精尖產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的發(fā)展。資本投入的產(chǎn)出彈性較小，這是由于長期以來我國增長模式導(dǎo)致，因此應(yīng)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的投資拉動型增長模式，實現(xiàn)向高精尖產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變。第三，強化知識產(chǎn)權(quán)運用和保護，促進知識成果向商業(yè)產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化。在新技術(shù)和新商業(yè)模式不斷涌現(xiàn)過程中，高技術(shù)企業(yè)需要更為清晰和完善的法律指導(dǎo)，可為高技術(shù)企業(yè)的發(fā)展提供政策上的支撐和法律上的保護。第四，實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，適度提高西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)稅收優(yōu)惠支持力度。西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率最低，并且西部地區(qū)高技術(shù)企業(yè)的稅收優(yōu)惠也更少。因此，需要合理提高西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)稅收優(yōu)惠，促進西部地區(qū)的發(fā)展。第五，加大關(guān)稅等的優(yōu)惠力度，擴大高技術(shù)企業(yè)出口。稅收優(yōu)惠通過促進出口進而影響其技術(shù)效率是一個重要影響渠道，而我國高技術(shù)企業(yè)尤其是內(nèi)資企業(yè)的出口強度極低。因此應(yīng)合理減少高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)品出口的稅負，提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在國際市場上的價格競爭力，促進國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。