麥均洪

摘要： 本文運(yùn)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(yīng)進(jìn)行了實(shí)證考察。研究表明，經(jīng)濟(jì)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(jìn)作用，不同因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng)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(yīng)在東部更為強(qiáng)烈。與此同時，本文還基于倍差法檢驗(yàn)了“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)這一戰(zhàn)略的實(shí)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(yīng) 倍差法

中圖分類號：F27644文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1009-055X（2014）03-0009-09

在經(jīng)濟(jì)全球化的浪潮下，科技進(jìn)步帶來的新變化已影響到經(jīng)濟(jì)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(jì)實(shí)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(jìn)步。但是，由于我國幅員遼闊，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，近年來，為了推動中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(shí)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(shí)現(xiàn)可持續(xù)性發(fā)展提供決策參考。

一、相關(guān)文獻(xiàn)述評

目前，已有大量文獻(xiàn)對影響高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的因素進(jìn)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(fēng)險投資機(jī)構(gòu)等內(nèi)外部主體，因而大部分文獻(xiàn)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(qiáng)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(shí)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(xiàng)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(yīng)當(dāng)因企業(yè)而異［2］?？紤]到這一點(diǎn)，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(yīng)，結(jié)論表明一些歐盟國家的支持政策并沒有發(fā)揮出預(yù)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(jìn)行研究，認(rèn)為早期階段政府的主要功能是為新生企業(yè)提供商機(jī)，并從商業(yè)支持、資本支持以及創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)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(jìn)行了分析［4］。Aydalot et al（1988）和Blonigen et al（2000）認(rèn)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(shí)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(xué)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(shí)證分析，也有基于某一理論進(jìn)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(yīng)和作用機(jī)制。從已有研究來看，多數(shù)認(rèn)為政府政策、風(fēng)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(fēng)（2006）等[8-9]。鄒德文（2005）則認(rèn)為，基礎(chǔ)設(shè)施水平、行業(yè)準(zhǔn)入、市場準(zhǔn)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(shí)現(xiàn)路徑，認(rèn)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(shí)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(shí)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(rèn)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(shí)。他們實(shí)證檢驗(yàn)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(qiáng)的創(chuàng)業(yè)激勵和環(huán)境營造力度、以競爭為導(dǎo)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(jìn)作用［13］。李新春等（2004）運(yùn)用我國27個省市、53個國家級開發(fā)區(qū)的企業(yè)樣本，認(rèn)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(shí)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(jì)發(fā)展水平及地方政策等因素，并認(rèn)為政策因素要重要于技術(shù)因素［15］。

根據(jù)已有文獻(xiàn)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(jìn)行了廣泛深入的探討，但是現(xiàn)有文獻(xiàn)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(yīng)并沒有給出令人信服的解釋，以規(guī)范的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型為基礎(chǔ)的實(shí)證研究仍較為缺乏。與已有文獻(xiàn)相比，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：從影響效應(yīng)、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(shí)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(jìn)行分析?；谝延形墨I(xiàn)的研究基礎(chǔ)，筆者將實(shí)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(yīng)，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，腳標(biāo)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(jìn)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(jì)發(fā)展水平，以人均GDP進(jìn)行衡量。經(jīng)濟(jì)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?yàn)槲镔|(zhì)資本和人力資本的流入創(chuàng)造有利的條件，進(jìn)而促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因而預(yù)期經(jīng)濟(jì)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(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出進(jìn)行衡量。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，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(yù)期研發(fā)投入越大，對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)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(jìn)程不斷推進(jìn)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(dāng)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(jìn)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(biāo)均為名義值，我們以1995年為基期，通過去除價格因素對其進(jìn)行了調(diào)整。人均GDP和市場需求以GDP平減指數(shù)進(jìn)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(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(yīng)模型的估計結(jié)果，（5）-（8）為隨機(jī)效應(yīng)模型的估計結(jié)果。為了對結(jié)果進(jìn)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(yīng)。為了對估計結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們還對不包含產(chǎn)品市場要求（mark）模型進(jìn)行估計，分別對應(yīng)（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(yīng)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(yīng)的模型。②但是，究竟選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，是值得注意的另一個問題。為了確定應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，我們進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)假定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪请S機(jī)效應(yīng)模型，并采用2統(tǒng)計量對此進(jìn)行檢驗(yàn)。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(yīng)當(dāng)設(shè)定固定效應(yīng)模型。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，不含時間效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計量的值為11301，相應(yīng)的p值為0000，表明可以拒絕原假設(shè)，即設(shè)定固定效應(yīng)模型更恰當(dāng)。

與此同時，盡管趙玉林(2010)［16］和張同斌（2012）［18］證實(shí)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(shí)這一點(diǎn)，且mark這一變量的參數(shù)估計值也均為負(fù)，與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論不符。同時，根據(jù)模型（3）、（4）、（7）和（8）對應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)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(fèi)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(yīng)，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(rèn)為在模型中引入時間效應(yīng)并無必要。

表2模型的估計結(jié)果

固定效應(yīng) 隨機(jī)效應(yīng)

（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(yīng) 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(yīng)模型對應(yīng)F統(tǒng)計量，隨機(jī)效應(yīng)模型對應(yīng)wald統(tǒng)計量，p值表示相應(yīng)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(jìn)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(jì)學(xué)解釋，并且至少在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。

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(yīng)為0569，這證實(shí)了

本文前一部分的預(yù)期，經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)發(fā)展水平更高，其傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)也更為發(fā)達(dá)，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(jì)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(xué)習(xí)國內(nèi)外高新技術(shù)的機(jī)會，知識和技術(shù)的外溢效應(yīng)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(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力”。從兩者的作用機(jī)制來看，更高的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出往往意味著更多的技術(shù)創(chuàng)新，推動產(chǎn)學(xué)研結(jié)合和科技成果的轉(zhuǎn)化，從而促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步。Romer（1990）將技術(shù)進(jìn)步視為經(jīng)濟(jì)增長的一個重要原因，技術(shù)改造和革新能夠顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［19］，我們的結(jié)論與之保持一致。有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)人力資本對經(jīng)濟(jì)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(yīng)為0029，說明通過影響企業(yè)技術(shù)進(jìn)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(shí)了人力資本積極影響效應(yīng)的存在，但是這一效應(yīng)卻較微弱，我們認(rèn)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(jìn)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(yù)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(shí)現(xiàn)促進(jìn)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(jìn)行了分析，但是，由于我國幅員遼闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)形成了東部發(fā)達(dá)、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(shí)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(yīng)存在地區(qū)差異。例如，經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的地區(qū)，由于存在發(fā)達(dá)的科技服務(wù)體系、研發(fā)中心以及成果轉(zhuǎn)化中心等，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應(yīng)在發(fā)達(dá)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(jìn)行檢驗(yàn)。必須指出的是，對這一問題進(jìn)行研究一般可采取兩種方法，其一是分地區(qū)對模型進(jìn)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(xiàng)，交叉項(xiàng)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(xiàng)，導(dǎo)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(jìn)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(yīng)，同時，由于前文證實(shí)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(yīng)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(yīng)的估計結(jié)果明顯不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jìn)行解釋。

總體來看，經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展水平為例，在三個地區(qū)其影響效應(yīng)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(jì)發(fā)展水平對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長率的影響效應(yīng)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(jī)制，但是，從東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(wù)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(jìn)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(jì)發(fā)達(dá)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(jì)落后地區(qū)吸引外資的能力較弱，因而導(dǎo)致其高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也要滯后于發(fā)達(dá)地區(qū)。

研發(fā)投入和人力資本影響效應(yīng)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(jìn)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(yīng)。事實(shí)上，從中、西部的發(fā)展實(shí)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(dá)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(dǎo)致研發(fā)投入和人力資本的促進(jìn)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(yīng)分析

我國從2006年正式開始實(shí)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(shí)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(yīng)用示范工程”，參見《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)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(shí)施了一些促進(jìn)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(yàn)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(shí)施是否促進(jìn)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(shí)施相當(dāng)于在我國進(jìn)行了一項(xiàng)政策試驗(yàn)，中部地區(qū)是這項(xiàng)試驗(yàn)的處理組（treatment group），而東、西部地區(qū)則是控制組（control group），政策的實(shí)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(yàn)證“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)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(xiàng)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(shí)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(dāng)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(shí)施前 實(shí)施后 戰(zhàn)略實(shí)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(shí)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(shí)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(shí)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(shí)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(yīng)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(shí)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(xiàng)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(jìn)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(diǎn)。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(shí)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(shí)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(jìn)作用。

四、結(jié)論及啟示

本文運(yùn)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(yīng)進(jìn)行了考察。從估計結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(yīng)并不顯著。我們還檢驗(yàn)了不同因素對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響效應(yīng)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(yīng)在東部更為強(qiáng)烈。本文還基于倍差法檢驗(yàn)了“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施效果，研究結(jié)果證實(shí)，這一戰(zhàn)略的實(shí)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(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級，進(jìn)而實(shí)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(jì)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(xué)的產(chǎn)學(xué)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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［10］鄒德文. 創(chuàng)業(yè)者如何評價和應(yīng)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(jì)，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(yàn)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，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(yàn)證據(jù)［J］.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)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(xué)，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(jì)，2011(7)：9-16.

［16］趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長［M］.北京：中國經(jīng)濟(jì)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(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)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(xué)數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)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(yīng)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(jì)，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(yàn)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，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(yàn)證據(jù)［J］.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)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(xué)，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(jì)，2011(7)：9-16.

［16］趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長［M］.北京：中國經(jīng)濟(jì)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(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)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(xué)數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)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(yīng)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(jì)，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(yàn)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，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(yàn)證據(jù)［J］.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)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(xué)，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(jì)，2011(7)：9-16.

［16］趙玉林. 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長［M］.北京：中國經(jīng)濟(jì)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(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)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(xué)數(shù)量與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)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