財政支持、技術(shù)獲取與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展
——基于我國30 個省份面板數(shù)據(jù)的實證分析

師修繁

（鄭州工商學(xué)院，河南鄭州 451400）

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是指利用先進(jìn)技術(shù)生產(chǎn)具有科技含量產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)，具有投資大、知識技術(shù)密集等特點［1］。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變以及加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級中發(fā)揮著不可替代的引領(lǐng)作用，是我國從工業(yè)大國向工業(yè)強國邁進(jìn)的重要支撐。進(jìn)入“十四五”后，我國規(guī)模以上高技術(shù)制造業(yè)增加值同比增長14.7%［2］，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)取得了顯著發(fā)展，然而總體來說行業(yè)分布不夠合理、相關(guān)產(chǎn)品科技含量仍然較低。為促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，我國推出了諸如降低高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)所得稅、提升對高技術(shù)企業(yè)直接撥款補貼力度等政策措施，這些財政政策對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所起到的作用及其內(nèi)在影響機(jī)制，以及我國區(qū)域分化下的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀和存在問題值得研究探討。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系主要在于三大方面：第一，財政支持有利于促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第二，財政支持不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)的發(fā)展，反而會使企業(yè)產(chǎn)生依賴和創(chuàng)新惰性；第三，財政支持政策有利也有弊，應(yīng)該辯證看待。首先，大量研究表明政府財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極作用，如有研究認(rèn)為財政支持能夠促進(jìn)企業(yè)前期的創(chuàng)新投入、增加產(chǎn)出［1］；能夠促進(jìn)前期科研成果轉(zhuǎn)化［3］；能夠推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與發(fā)展［4］；能夠提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D效率［5］；能夠通過財政分權(quán)促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［6］；能夠提升區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)份額［7］。還有研究認(rèn)為政府增加研發(fā)投入可以促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展［8］。然而，有研究發(fā)現(xiàn)政府財政支持會在一定程度上對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到阻礙作用，如有研究認(rèn)為在市場失靈的情況下，財政支持的促進(jìn)作用會受到影響［9］；認(rèn)為政府的事前補貼不會產(chǎn)生提高努力程度的激勵［10］；認(rèn)為政府財政支持對企業(yè)的創(chuàng)新效率具有負(fù)向影響［11］；發(fā)現(xiàn)減免稅對于初創(chuàng)企業(yè)銷售的成果轉(zhuǎn)化在某些情況下為負(fù)作用［12］；認(rèn)為財政補貼政策甚至抑制企業(yè)創(chuàng)新［13］。此外，有部分研究認(rèn)為應(yīng)辯證看待政府財政的政策作用，如有研究認(rèn)為政府應(yīng)該在一定程度上支持企業(yè)創(chuàng)新，而不是毫無節(jié)制和原則［14］。在具體政策分析中，有研究認(rèn)為現(xiàn)有的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)支持政策在實施過程中存在直接投入不足、資金分散和使用率低等問題［15］；認(rèn)為對于不同的企業(yè)創(chuàng)新活動要采取差異化的金融支持政策［16］。在政策效應(yīng)方面，有研究發(fā)現(xiàn)隨著政府財政補貼強度的上升，財政正效應(yīng)會逐漸減弱［17］；認(rèn)為政府補貼具有明顯的區(qū)域局限性［18］。

1.2 財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響機(jī)制研究

已有研究表明，財政支持對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展分為直接與間接兩種影響途徑，在間接作用中，財政支持通過影響政府的福利性支出進(jìn)而影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展［19］。有研究注意到區(qū)域R&D 投入在財政補貼對專利產(chǎn)出過程中起中介作用，且人員投入中介作用大于經(jīng)費投入［20］；同時有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新經(jīng)費投入在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出中起到中介作用［21］。此外，也有研究發(fā)現(xiàn)，政府支持通過提升主體創(chuàng)新能力、主體創(chuàng)新意愿以及成果市場化程度影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成果轉(zhuǎn)化［22］。

綜上，從實證的角度研究財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的范式比較成熟，但是多數(shù)研究僅選取單個指標(biāo)測量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行完整準(zhǔn)確評價以及對財政支持影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制的研究均仍存在不足，而且部分研究將技術(shù)獲取作為影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的自變量，如有研究以制度環(huán)境作為切入點分析技術(shù)獲取對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響［23］，忽視了政府支持在影響過程中的中介作用。對此，本研究將從理論上歸納財政支持對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制，建立高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的評估體系并進(jìn)行實證檢驗。

2 財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的因果關(guān)系分析

2.1 財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響

通過劃分不同的財政支持類型，可以梳理得到不同政策工具對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用，進(jìn)而為優(yōu)化政策建議提供理論基礎(chǔ)。在熊璞等［24］、胡麗娜［25］的研究基礎(chǔ)上，選擇政府科技投入作為分析變量。政府科技投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有以下影響：一是降低技術(shù)創(chuàng)新的投入風(fēng)險。技術(shù)創(chuàng)新投入具有很高的風(fēng)險，再加上負(fù)外部性的存在，企業(yè)之間關(guān)于技術(shù)層面的激烈競爭也會導(dǎo)致技術(shù)效益的損失，阻礙高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而政府的稅收激勵政策會降低技術(shù)創(chuàng)新的投入風(fēng)險，鼓勵企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動。二是提高產(chǎn)業(yè)預(yù)期收益。企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新活動的主要目的是獲取高回報，收益率的提高促進(jìn)了企業(yè)對科技創(chuàng)新的投入，而稅收激勵政策通過提高企業(yè)收益來提高企業(yè)對技術(shù)投入的積極性，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新效率［26］，推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。三是降低企業(yè)生產(chǎn)成本。政府對科技創(chuàng)新的補貼能夠促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化、提高科技經(jīng)濟(jì)效率［27］；對于投入周期長的創(chuàng)新活動，企業(yè)存在較大的資金缺口，政府補貼則可以降低企業(yè)的創(chuàng)新成本、減少負(fù)外部性［28］，鼓勵研發(fā)主體創(chuàng)新。因此，提出以下假設(shè)：

H1：財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。

2.2 內(nèi)在影響機(jī)制分析

隨著現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不僅要融合內(nèi)部技術(shù)也要獲取新的外部技術(shù)以增強技術(shù)創(chuàng)新活力［29］。技術(shù)獲取的本質(zhì)在于技術(shù)分享、轉(zhuǎn)移，企業(yè)通過組織活動獲得技術(shù)類知識，促進(jìn)原有技術(shù)更新、加強核心競爭力。技術(shù)獲取在某種程度屬于知識購買，高技術(shù)企業(yè)尤其是初創(chuàng)企業(yè)經(jīng)常會遇到資金匱乏的困境，政府財政對高技術(shù)企業(yè)研發(fā)與創(chuàng)新活動提供補貼、獎勵等能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資壓力，從而增強企業(yè)技術(shù)獲取能力與擴(kuò)大企業(yè)獲取技術(shù)范圍［30］。同時，政府財政支持作為一種精準(zhǔn)的幫扶行為，可以直接滿足單個企業(yè)獲取研發(fā)技術(shù)的需求，充分發(fā)揮財政支出對高技術(shù)企業(yè)及時、有效獲取技術(shù)的促進(jìn)作用。此外，新的外部技術(shù)的應(yīng)用能夠提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)資本集中率以及勞動生產(chǎn)率，同時補齊企業(yè)研發(fā)短板，擴(kuò)展業(yè)務(wù)范圍與知識視野，實現(xiàn)產(chǎn)品與工藝創(chuàng)新，進(jìn)一步提升企業(yè)銷售收入與市場競爭力。因此，提出以下假設(shè)：

H2：在財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，企業(yè)技術(shù)獲取能力發(fā)揮了中介作用，即財政支持可以通過提升企業(yè)技術(shù)獲取能力進(jìn)而促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

本研究的分析框架如圖1 所示。

圖1 研究框架

3 研究設(shè)計

3.1 模型構(gòu)建

為科學(xué)準(zhǔn)確地評 估財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；為控制變量的彈性系數(shù)；Z 為控制

式（1）中：LRit為被解釋變量，表示i區(qū)域第t 年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r；lnCZit為解釋變 量，即i區(qū)域第t 年的財政支出水平；β1是核心解釋變量財政支持的彈性系數(shù)，若β1為正，表明財政支持有助于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，反之則表明財政 支持不利于高變量；proi與yeart分別表示區(qū)域固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，分別反映區(qū)域與年份之間的獨特性；εit表示隨機(jī)誤差項。

在此基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步探究財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制，參考溫忠麟等［31］的研究，采用依次回歸方法檢驗企業(yè)技術(shù)能力在二者之間的中介效應(yīng)，構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

式（2）（3）中，lnTECit為待檢驗的中介變量企業(yè)技術(shù)獲取能力。

若式（2）中l(wèi)nCZit的系數(shù)α1顯著為正，且式（3）中l(wèi)nTECit的系數(shù)β2顯著為正，則可以證明企業(yè)技術(shù)獲取能力在財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間發(fā)揮了中介作用。

3.2 指數(shù)測度

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展內(nèi)涵具有綜合性與豐富性，以往研究中僅使用單一變量對其進(jìn)行評估難以全面反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，如，有研究采用各省份每年的專利授權(quán)數(shù)來衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平［32］，但是專利授權(quán) 數(shù)只能反映創(chuàng)新成果；有研究將高技術(shù)企業(yè)當(dāng)年的專利申請量與前1 年的研發(fā)投入之比衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率［24］，但缺乏創(chuàng)新的總體數(shù)量分析；有研究將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利潤作為衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)［8］，但財務(wù)會計觀念的利潤僅補償了生產(chǎn)經(jīng)營成本，卻未完全補償資本經(jīng)營成本；而有研究選擇新產(chǎn)品銷售收入衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展［13］，但忽視了高技術(shù)發(fā)展的投入成本與效率。由此可見，采用相關(guān)單一變量雖然突出了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的某一方面，但均難以全面反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。因此，本研究將創(chuàng)新質(zhì)量與成果轉(zhuǎn)化作為2 個一級指標(biāo)，并綜合上述研究分別采用的4個單一變量，將其作為二級指標(biāo)，構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展評價指標(biāo)體系（見表1）。此外，應(yīng)用熵權(quán)法判斷指標(biāo)的無序程度以及離散程度，因為該方法可以保障評價結(jié)果的穩(wěn)健性，最大限度地尊重了數(shù)據(jù)的特征，確保了指標(biāo)對大部分原始信息的準(zhǔn)確反映，從而可提升賦權(quán)效果［33］。如表1 所示，二級指標(biāo)中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)與上年研發(fā)投入之比的權(quán)重最大，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利潤的權(quán)重最小。

表1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展評價指標(biāo)體系

3.3 變量說明與數(shù)據(jù)來源

3.3.1 變量說明

（1）被解釋變量：高技術(shù) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展。考慮到單一變量的限制，依據(jù)以上所構(gòu)建的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展評價指標(biāo)體系測算出高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)，作為對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的綜合評估。

（2）解釋變量：財政支持。由于財政支持通常包括政府科技投入、政府補貼和稅收優(yōu)惠等多個方面，并且政府補貼和稅收優(yōu)惠的涉及范圍極其廣泛，很難選取一個指標(biāo)來綜合反映財政支持的力度并獲取相關(guān)數(shù)據(jù)，因此僅選擇地方財政科技支出以反映地方政府財政支持的力度。

（3）中介變量：企業(yè)技術(shù)獲取能力。考慮到財政支持可能會通過提升企業(yè)的技術(shù)獲取能力促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，企業(yè)為獲取技術(shù)而在國內(nèi)外市場進(jìn)行的投入在一定程度上可以反映企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的追逐，且一般而言，投入與效應(yīng)成正比，因此以企業(yè)的技術(shù)獲取投入（引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費支出與購買境內(nèi)技術(shù)經(jīng)費支出之和）衡量企業(yè)技術(shù)獲取能力。

（4）控制變量。考慮到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平可能不止受到財政支持的影響，在參考章曉英等［8］、王曼怡等［34］、倪嘉成等［35］研究的基礎(chǔ)上，選取以下控制變量：1）企業(yè)科研經(jīng)費支出，以企業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費支出來衡量；2）外商直接投資，以外商投資企業(yè)投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）比重來衡量；3）貿(mào)易開放度，以進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP 比重來衡量；4）人力資本水平，以普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诒戎貋砗饬浚?）市場規(guī)模，以地區(qū)人口來衡量。

3.3.2 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)主要來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的分省宏觀年度數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》?？紤]到2008 年金融危機(jī)可能影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展并干擾財政支持的凈效應(yīng)，而當(dāng)前最新數(shù)據(jù)僅更新到2020 年，且西藏和港澳臺地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，對其予以剔除，因此最終選取了2009—2020 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本。

為提高回歸結(jié)果的可靠性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下清理：首先，對涉及貨幣金額的變量利用消費者價格指數(shù)（CPI）進(jìn)行處理，以盡可能地消除通貨膨脹所帶來的干擾；其次，對財政支持、企業(yè)技術(shù)獲取能力、企業(yè)科研經(jīng)費支出、市場規(guī)模這4 個變量進(jìn)行對數(shù)化處理，以減小異方差可能帶來的影響；最后，對于某些樣本在某些變量處的缺失值，采用向前/向后填補與回歸填補的方法進(jìn)行模擬補充。主要變量的描述統(tǒng)計情況如表2 所示。

4 實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表3 顯示了采用固定效應(yīng)模型對各變量之間的假設(shè)關(guān)系進(jìn)行驗證的結(jié)果。其中，模型1 的結(jié)果反映了未添加控制變量、未控制年份和省域時，財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用；模型2在模型1 的基礎(chǔ)上加入控制變量，結(jié)果表明此時財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有抑制作用；模型3 的結(jié)果反映只控制年份未控制省份時，財政支持在1%水平上顯著促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；模型4 在模型3的基礎(chǔ)上加入控制變量，結(jié)果表明此時財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生抑制作用；模型5 的結(jié)果反映控制年份和省域后，財政支持在1%的水平上顯著促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；模型6 是在模型5 的基礎(chǔ)上加入控制變量，結(jié)果表明此時財政支持仍舊可以在1%的水平上顯著促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明，只控制年份不控制省份時，添加控制變量反而會降低財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用；在控制省份和年份固定效應(yīng)后，不論是否添加控制變量，財政支持的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明不進(jìn)行完全固定效應(yīng)控制會導(dǎo)致系數(shù)估計的偏差?？傮w而言，財政支持的回歸系數(shù)基本穩(wěn)健，且隨著控制變量與固定效應(yīng)的不斷加入，其凈效應(yīng)逐漸得以顯露，財政支持每增長1%，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展隨著增長2.429 個單位，財政支持既可以降低高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投入風(fēng)險、減少高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不確定性，對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動起到激勵作用，又能夠助力高科技成果轉(zhuǎn)化、填補企業(yè)資金缺口、減少外部性，因此，H1成立。此外，回歸結(jié)果還表明，提升企業(yè)自主創(chuàng)新投入、外商直接投資以及市場規(guī)模的水平均能有效促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平提升，人力資本水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平有抑制作用，而貿(mào)易開放度則并未對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平產(chǎn)生顯著影響。

表3 2009—2020 年我國財政支持對30 個省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 地區(qū)異質(zhì)性分析

我國不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有較大差異，不同地區(qū)的高技術(shù)企業(yè)分布也并不均衡，因此不同地區(qū)的政府財政支持對本地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng)可能存在一定的差異。本研究將30 個省份劃分為東部、中部和西部1），并分別應(yīng)用基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行回歸，以檢驗影響效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性（見表4）?？梢钥吹?，財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的顯著促進(jìn)效應(yīng)只在東部地區(qū)存在，并遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果中全樣本影響效應(yīng)的平均值，對于中部與西部地區(qū)沒有顯著影響。

表4 2009—2020 年我國分區(qū)域的財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響回歸結(jié)果

通過觀察三大區(qū)域的財政支持情況發(fā)現(xiàn)，中部與西部地區(qū)財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)分別為0.647 和0.530，相較于東部地區(qū)6.601 的系數(shù)來說，兩者比較接近，且都處于一個較低的水平上，與東部地區(qū)相差甚大（見表5）。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，東部的區(qū)位優(yōu)勢使得政府具備充分的財政收入，能夠通過增加對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投入推動其發(fā)展；而中西部地區(qū)則受限于經(jīng)濟(jì)體量以及財政壓力，難以給予高技術(shù)產(chǎn)業(yè)足夠的財政支持，導(dǎo)致財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)僅存在于東部。

表5 2009—2020 年我國分區(qū)域的財政支持描述統(tǒng)計

以財政支持的均值（94.97）為界限，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行高低分組和回歸檢驗，結(jié)果如表6 所示?？梢?，低水平財政支持的系數(shù)為正且不顯著，而高水平財政支持的系數(shù)顯著為正，表明只有高水平財政支持才能對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著促進(jìn)效應(yīng)。為進(jìn)一步增強該檢驗結(jié)果的說服力，又以財政支持的對數(shù)值（3.992）進(jìn)行高低分組，結(jié)果一致，反映了財政支持在不同地區(qū)之間的異質(zhì)性效應(yīng)結(jié)果是由于中西部地區(qū)的財政支持遠(yuǎn)低于東部地區(qū)的財政支持。

表6 2009—2020 年我國財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的分組回歸結(jié)果

4.3 影響機(jī)制分析

表7 展示了中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷幕貧w結(jié)果?？梢娯斦С诛@著提升了企業(yè)的技術(shù)獲取能力，財政支持每增長1%，企業(yè)的技術(shù)獲取能力就會提升0.584%，而加入企業(yè)技術(shù)獲取能力后財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)降低至2.299，反映了財政支持的直接效應(yīng)；企業(yè)技術(shù)獲取能力的回歸系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，證明企業(yè)技術(shù)獲取能力在財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)（間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的比值）達(dá)到了5.65%，H2得以驗證。隨著市場競爭的日益激烈，技術(shù)獲取所需要的經(jīng)費投入日益增長，技術(shù)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的高度融合已成為發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵［36］。面臨高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)獲取的資金困境，財政支持將為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供創(chuàng)新激勵，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行技術(shù)的研發(fā)和引進(jìn)，從而提升技術(shù)獲取能力［37］。技術(shù)作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的核心，正是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的“助推器”與驅(qū)動力，在技術(shù)迅猛發(fā)展的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，企業(yè)只有不斷提升自身的技術(shù)獲取能力才能滿足日新月異的市場需求，保持市場競爭力，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展［38］。

表7 2009—2020 年我國財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響中企業(yè)技術(shù)獲取能力的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

由于基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能受到回歸樣本質(zhì)量、變量測量誤差等因素的干擾，因此分別從優(yōu)化樣本選擇以及用因子分析法計算的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平替換熵權(quán)法計算的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平兩個層面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。鑒于《2018 中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》的有關(guān)數(shù)據(jù)缺失，2017 年的相關(guān)數(shù)據(jù)都由填補而得，這可能造成回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此將2017 年的樣本予以剔除，以提升樣本的可信性；同時，鑒于直轄市雖然在行政上屬于省級單位，但畢竟僅是一個較大的城市，與其他省份樣本相混合可能會對回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾，因此將4 個直轄市予以剔除以保障樣本的同質(zhì)性。此外，考慮到僅僅依據(jù)熵權(quán)法所得的權(quán)重對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)評估可能也存在偏差，因此考慮采用因子分析法重新測量，結(jié)果得到公共因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到96.13%，KMO 指數(shù)值也達(dá)到了0.624，證明了因子分析法的適用性高。檢驗結(jié)果顯示（見表8），無論是優(yōu)化樣本選擇或是替換高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平計算方法，財政支持的回歸系數(shù)仍然顯著為正，相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果并沒有太大的變化，充分證明了以上所得基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠穩(wěn)定，有效支撐了研究結(jié)論。

表8 我國財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

5 結(jié)論與政策建議

本研究得到主要結(jié)論如下：（1）財政支持顯著促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展但其影響具有地區(qū)異質(zhì)性，由于財政支持的水平差異，財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正向促進(jìn)效應(yīng)僅存在于東部地區(qū)，而并不存在于中西部地區(qū)；（2）企業(yè)技術(shù)獲取能力在財政支持與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮了中介作用，財政支持通過提升企業(yè)的技術(shù)獲取能力進(jìn)而推動了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

基于以上結(jié)論，提出以下政策建議：

（1）繼續(xù)保持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的財政支持，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)穩(wěn)步發(fā)展。財政支持既可以降低企業(yè)的科技投資風(fēng)險，又可以減輕企業(yè)的融資壓力，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了有效物質(zhì)保障，因此，應(yīng)當(dāng)將財政支持作為促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本政策，充分釋放財政支持對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)。

（2）加大對中西部地區(qū)的財政支持，統(tǒng)籌區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。由于中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及財政收入相對有限，財政支持難以有效擴(kuò)大，導(dǎo)致中西部地區(qū)財政支持的積極效應(yīng)難以顯現(xiàn)，因此，必須加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，根據(jù)中西部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要，注入更多的財政支持，發(fā)揮財政支持的積極效應(yīng)，促進(jìn)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

（3）重視技術(shù)創(chuàng)新能力提升，夯實高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根基。技術(shù)創(chuàng)新能力是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的立足之本，要促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，就必須注重技術(shù)開發(fā)效率和技術(shù)引入效率，因此，政府在為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供財政支持的同時，尤其應(yīng)當(dāng)更多支持那些具備較好技術(shù)創(chuàng)新水平的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，通過財政支持撬動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)獲取能力的提升，最大化實現(xiàn)財政支持的社會效益。

注釋：

1）東部包含：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包含：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包含四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、重慶。