馬宗國,王 旭

(山東師范大學 商學院,山東 濟南 250358)

0 引言

2021年國務院《政府工作報告》中明確提出要堅持科技創(chuàng)新,發(fā)展以創(chuàng)新為驅動力的現(xiàn)代產業(yè)體系,加快產業(yè)轉型升級步伐。國家自主創(chuàng)新示范區(qū)(簡稱“國家自創(chuàng)區(qū)”)是推進創(chuàng)新驅動、新興產業(yè)發(fā)展的前沿陣地。自2022年4月長春高新技術產業(yè)開發(fā)區(qū)、長春凈月高新技術產業(yè)開發(fā)區(qū)獲批建設國家自創(chuàng)區(qū)后,國家自創(chuàng)區(qū)數(shù)量已達22家。國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級是指以創(chuàng)新驅動代替要素驅動,促使國家自創(chuàng)區(qū)內各產業(yè)向全球價值鏈上游攀升。政府創(chuàng)新補貼通過緩解企業(yè)資金約束、降低企業(yè)研發(fā)風險、提升企業(yè)研發(fā)投入等方式,增強國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新能力,驅動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)向高層次發(fā)展。國外發(fā)展成熟的科技園區(qū),如美國硅谷、日本筑波科學城、瑞典基斯塔科技園等,均對此提供了充分印證。然而,在政府創(chuàng)新補貼實施過程中,由于政府與企業(yè)雙方信息不對稱以及政府監(jiān)督與評價機制不完善,極易造成企業(yè)與政府之間的多重博弈,阻礙產業(yè)轉型升級。具體來說,主要表現(xiàn)為兩點:一是政府創(chuàng)新補貼可能對國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)研發(fā)投入產生“擠出效應”,即企業(yè)因獲得政府補貼而不愿額外追加研發(fā)投入;二是在政府激勵國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)創(chuàng)新過程中,容易產生道德風險,即企業(yè)可能進行“逆向選擇”,產生“為補貼而創(chuàng)新”的尋租行為。如曾轟動全國的“新能源汽車騙補事件”,不僅給政府帶來超十億元人民幣的損失,而且嚴重阻礙我國新能源汽車產業(yè)發(fā)展。

政府創(chuàng)新補貼已經(jīng)在國家自創(chuàng)區(qū)實施了10多年,如何精確評價其實施效果?政府創(chuàng)新補貼促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的效果如何?政府創(chuàng)新補貼能否通過促進技術進步對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級產生影響?對以上問題目前還缺乏深入系統(tǒng)的探討。鑒于此,本文將政府創(chuàng)新補貼引入國家自創(chuàng)區(qū)生產模型,推導政府創(chuàng)新補貼通過技術創(chuàng)新強度影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級路徑,基于2010-2020年21個國家自創(chuàng)區(qū)面板數(shù)據(jù),構建兼顧時間與個體的雙向固定效應模型和中介模型,實證檢驗政府創(chuàng)新補貼在技術創(chuàng)新強度的中介作用下對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的影響。

本文邊際貢獻如下:一是深入剖析國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級概念定義,從產業(yè)結構高級化和合理化兩個維度測度國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平;二是以內生技術能力和創(chuàng)新價值理論為基礎,構建數(shù)理模型,揭示政府創(chuàng)新補貼通過技術創(chuàng)新影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的理論機制;三是以國家自創(chuàng)區(qū)為研究對象,將政府創(chuàng)新補貼、技術創(chuàng)新強度和產業(yè)轉型升級納入同一分析框架,實證檢驗政府創(chuàng)新補貼在技術創(chuàng)新強度的中介作用下對產業(yè)轉型升級的作用效果,同時兼顧區(qū)域異質性探討。

1 文獻綜述與理論分析

1.1 政府創(chuàng)新補貼與產業(yè)轉型升級

新結構經(jīng)濟學認為,在市場主導資源配置的機制下,政府應當發(fā)揮因勢利導作用,通過制定相關產業(yè)政策實施精準干預,助力產業(yè)高級化和合理化發(fā)展[1]。創(chuàng)新補貼作為政府實施產業(yè)政策的重要手段,對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級具有重要影響,主要體現(xiàn)在以下3個方面:一是選擇效應,即自創(chuàng)區(qū)政府通過實施傾斜式產業(yè)扶持政策,給予價值鏈上游產業(yè)創(chuàng)新補貼傾斜,有助于推動自創(chuàng)區(qū)高端產業(yè)發(fā)展,優(yōu)化自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構[2];二是集聚效應,即自創(chuàng)區(qū)政府實施創(chuàng)新補貼政策,有助于吸引優(yōu)秀企業(yè)、高端人才等創(chuàng)新要素聚集,從而加快自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級[3];三是信號傳遞效應,即政府給予創(chuàng)新型企業(yè)研發(fā)補貼會向其它企業(yè)釋放積極信號,有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新熱情,從而驅動企業(yè)革新技術,達到產業(yè)升級的目的[4]。

現(xiàn)有文獻多以省市或某個行業(yè)為研究對象,驗證政府創(chuàng)新補貼對產業(yè)轉型升級的推動作用。如袁航等[5]以中國省份為研究對象,發(fā)現(xiàn)政府創(chuàng)新補貼顯著促進中國產業(yè)轉型升級但具有明顯區(qū)域異質性;Yeh等[6]研究發(fā)現(xiàn),政府創(chuàng)新補貼通過提升IT行業(yè)實質性創(chuàng)新產出推動其產業(yè)升級。

1.2 政府創(chuàng)新補貼與技術創(chuàng)新強度

作為一種政策激勵手段,政府創(chuàng)新補貼可促進國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)技術創(chuàng)新強度提升[7]。其作用主要有以下兩個方面:一是政府創(chuàng)新補貼能夠降低企業(yè)研發(fā)風險,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新熱情。研發(fā)活動具有投入大、周期長、不確定性強等特點,會阻礙企業(yè)進行主動創(chuàng)新[8]。政府創(chuàng)新補貼通過給予企業(yè)研發(fā)活動現(xiàn)金補償降低企業(yè)風險,激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情,有助于提升企業(yè)技術創(chuàng)新產出。二是政府創(chuàng)新補貼能夠降低企業(yè)資金約束。資金投入不足是限制企業(yè)創(chuàng)新的重要原因之一,政府創(chuàng)新補貼為企業(yè)提供資金,為企業(yè)開展研發(fā)活動提供支持[9]。

學界對政府創(chuàng)新補貼與技術創(chuàng)新強度間關系的研究頗豐,但未有統(tǒng)一定論。第一種觀點認為創(chuàng)新補貼作為政府“干預”企業(yè)的手段,顯著提升企業(yè)創(chuàng)新能力。如Howell[10]對美國能源部資助的企業(yè)進行研究,發(fā)現(xiàn)政府資助在企業(yè)發(fā)展的多個階段均具有重要作用,原因在于政府資助可為企業(yè)研發(fā)提供部分原始資金,降低企業(yè)研發(fā)風險,激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情;童馨樂等[11]以2001-2017年中國A股非金融類上市企業(yè)為研究對象,從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出兩個角度出發(fā),研究政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)創(chuàng)新間關系,發(fā)現(xiàn)政府補貼顯著促進企業(yè)創(chuàng)新投入和投入轉換效率。第二種觀點認為政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新具有負向作用[12-13]。如Boeing[14]研究2001—2006年中國上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),政府創(chuàng)新補貼未對企業(yè)創(chuàng)新產生動態(tài)促進作用,并且會對企業(yè)研發(fā)投入產生“擠出效應”。第三種觀點認為政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新沒有顯著正向或負向作用[15-16]。

1.3 技術創(chuàng)新強度與產業(yè)轉型升級

技術創(chuàng)新對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級具有復雜且重要的影響。一方面,技術進步可以引發(fā)生產方式變革,實現(xiàn)由要素驅動向創(chuàng)新驅動的轉換,促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級[17]。另一方面,技術進步可以加速創(chuàng)新要素流動,加強各主體創(chuàng)新合作,促進自創(chuàng)區(qū)建立完善的創(chuàng)新網(wǎng)絡,實現(xiàn)技術創(chuàng)新對產業(yè)轉型升級的持續(xù)促進作用[18]。

針對技術創(chuàng)新強度與產業(yè)轉型升級間關系,學者們從不同角度進行了深入探討。Lahorgue等[19]認為企業(yè)技術進步對推動地區(qū)產業(yè)轉型升級具有重要作用,中小企業(yè)技術提升尤為重要,同時分析了大型企業(yè)通過技術外溢效應帶動中小企業(yè)技術進步的機制;陶長琪等(2017)以中國內地30個省份為研究對象,從經(jīng)濟集聚視角研究技術創(chuàng)新強度對地區(qū)產業(yè)轉型升級的影響,結果表明技術創(chuàng)新強度顯著促進東、中部省份產業(yè)轉型升級,且東部創(chuàng)新效率高于中部。部分研究認為相較于單一個體的創(chuàng)新,合作創(chuàng)新通過搭建創(chuàng)新網(wǎng)絡、集聚創(chuàng)新資源、降低創(chuàng)新成本提升創(chuàng)新效率,對地區(qū)產業(yè)轉型升級具有更大影響[20]。

綜上,有文獻基于企業(yè)微觀視角探析政府創(chuàng)新補貼與技術創(chuàng)新間關系,也有文獻基于省市宏觀視角研究技術創(chuàng)新對區(qū)域產業(yè)轉型升級的影響,但鮮有文獻就政府創(chuàng)新補貼與國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級間因果關系及作用機制進行系統(tǒng)探究。

2 理論模型

作為我國科技創(chuàng)新的前沿陣地,國家自創(chuàng)區(qū)擁有包含開展股權激勵、深化科技金融改革、實施創(chuàng)新補貼在內的一系列功能。其中,創(chuàng)新補貼政策是國家自創(chuàng)區(qū)在原高新區(qū)相關政策基礎上的延續(xù)和深化,是推動創(chuàng)新發(fā)展、優(yōu)化產業(yè)結構的重要舉措。政府通過對企業(yè)創(chuàng)新活動提供直接資助,期望增大企業(yè)研發(fā)力度,激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情,提升企業(yè)創(chuàng)新成果產出,從而為國家自創(chuàng)區(qū)積累技術勢能,推動產業(yè)轉型升級。

本文借鑒孫海波等[21]的研究,考慮到各種不可控的現(xiàn)實因素會導致補貼政策實施效果與政策補貼預期效果產生一定程度偏離,故設定創(chuàng)新補貼政策效率因子φ,評估創(chuàng)新補貼政策實施效果與預期效果的契合度,0≤φ≤1。創(chuàng)新補貼政策效率因子越靠近0,表明政策執(zhí)行效率越低,實施效果與預期偏差越大;創(chuàng)新補貼政策效率因子越趨近于1,表明政策執(zhí)行效率越高,實施效果與預期偏差越小。在此基礎上,本文參考余泳澤[22]提出的內生技術能力假設條件和創(chuàng)新價值理論,設定國家自創(chuàng)區(qū)生產模型如式(1)。

F(X,I)=AeatXβI(h1,h2,…,hn)·φ

(1)

其中,F表示總產出,A表示生產條件,a表示外生技術創(chuàng)新,X表示生產要素投入,β表示要素投入彈性,I表示內生技術創(chuàng)新,h表示內生技術創(chuàng)新投入要素,φ表示創(chuàng)新補貼政策效率因子。不難看出,政策實施效率越高,國家自創(chuàng)區(qū)經(jīng)濟總產出越大。

參考孟浩等[23]的研究,技術創(chuàng)新強度提升實質是增加創(chuàng)新“投入—產出—轉化”3個階段的要素投入,促進技術創(chuàng)新產出水平提升。設定國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新產出水平與技術創(chuàng)新強度具有函數(shù)關系:I(h1,h2,…,hn)=(θInn)λ,其中,Inn表示國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度,θ表示轉換系數(shù),λ表示技術創(chuàng)新產出彈性。故生產模型可轉換為:

F(X,I)=AeatXβ(θlnn)λ·φ

(2)

根據(jù)技術創(chuàng)新技術水平內生化研究,將國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)部門分為高級和普通兩種。高級部門處于價值鏈上游,即微笑曲線兩端,其生產具有低投入、低損耗、高產出和高附加值等特點。普通部門處于價值鏈中下游,即微笑曲線中部,其產品不追求高效率和高附加值。設定高級部門的產出為Fc,技術轉換系數(shù)為θc,技術創(chuàng)新產出彈性為λc;普通部門的產出為Fd,技術轉換系數(shù)為θd,彈性為λd。高級部門追求產出的高效率和高附加值,故高級部門的技術創(chuàng)新強度高于國家自創(chuàng)區(qū)平均水平,普通部門產品具有低效率和低附加值的特點,其技術創(chuàng)新強度低于國家自創(chuàng)區(qū)平均水平。據(jù)此,得到:0<θd<θ<θc<1,0<λd<λ<λc<1。依據(jù)價值鏈理論,產業(yè)轉型升級過程即產業(yè)向價值鏈上游攀升、向微笑曲線兩端轉移的過程,本文以國家自創(chuàng)區(qū)高級部門產出占比衡量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級,得到如下模型:

(3)

其中,IS表示國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平。設定mc為高級部門的要素價格,md為普通部門的要素價格,Xo為普通部門的要素投入。高級部門為獲取相對競爭優(yōu)勢,傾向于比普通部門支付更高的要素價格,即mc

(4)

(5)

據(jù)式(5)對創(chuàng)新補貼政策效率因子求偏導,得:

(6)

據(jù)式(6)得出?ISi/?φi(c)>0,故當國家自創(chuàng)區(qū)其它條件不變時,政府創(chuàng)新補貼實施效率越大,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平越高。

據(jù)式(5)對技術創(chuàng)新強度求偏導,得:

(Inni)λc-λ-1(λc-λ)·φi(c)

(7)

據(jù)式(7)得到?ISi/?Inni>0,故在其它條件不變的情況下,國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度越大,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平越高。

據(jù)式(5)對政府創(chuàng)新補貼效率和技術創(chuàng)新強度求混合偏導,得:

(Inni)λc-λ-1(λc-λ)

(8)

據(jù)式(8)得出?ISi/?φi(c)?Inni>0,表明政府創(chuàng)新補貼實施效率越高,國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度越大;國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度越大,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平越高。

綜上,據(jù)式(6)—式(8),提出命題:政府創(chuàng)新補貼在國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級過程中發(fā)揮積極作用;技術創(chuàng)新會驅動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級;政府創(chuàng)新補貼通過提升技術創(chuàng)新強度加速國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級。

3 研究設計

3.1 計量模型構建

3.1.1 政府創(chuàng)新補貼與產業(yè)轉型升級

根據(jù)上文理論分析,構建兼顧時間和個體的雙向固定效應模型,以論證政府創(chuàng)新補貼可以推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級。

isit=α0+βinsit+∑rjcontroljit+ui+λi+εit

(9)

其中,isit表示i國家自創(chuàng)區(qū)t年的產業(yè)轉型升級水平,使用產業(yè)結構高級化(iss)和產業(yè)結構合理化(isr)兩個維度進行衡量。α0表示常數(shù)項,insit表示i國家自創(chuàng)區(qū)t年的創(chuàng)新補貼投入,β為其系數(shù)。control表示一系列控制變量,rj為第j項控制變量的系數(shù)。ui和λi分別表示時間固定效應和個體固定效應,εit為擾動項。本文主要考察insit的系數(shù)β,若其系數(shù)顯著為正,則說明政府創(chuàng)新補貼能推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級。

3.1.2 作用機制檢驗:技術創(chuàng)新強度的中介效應

為進一步探究政府創(chuàng)新補貼推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的作用機制,參考溫忠麟等[24]的做法,在式(9)的基礎上建立中介模型。

innit=α1+β1insit+Σpjcontroljit+ui+λi+εit

(10)

isit=α2+β2insit+φinnit+Στjcontroljit+ui+λi+εit

(11)

式(10)中,β1為政府創(chuàng)新補貼(ins)對國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度(inn)的系數(shù),若β1顯著為正,則表明政府創(chuàng)新補貼促進國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度提升。式(11)中,β2、φ分別為政府創(chuàng)新補貼、國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的影響系數(shù)。在式(10)—式(11)中,主要考察β1、β2和φ,若β1、φ同時顯著為正,則表明政府創(chuàng)新補貼與國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級間存在中介效應,同時,若β2顯著則為部分中介效應,若β2不顯著則為完全中介效應。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級是指自創(chuàng)區(qū)生產要素得到有效配置,各產業(yè)向全球價值鏈上游攀登,包括生產效率提升和生產要素合理配置兩個方面。參考干春暉等(2015)的研究,本文從產業(yè)結構高級化(iss)和產業(yè)結構合理化(isr)兩個維度,衡量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級。

(1)產業(yè)結構高級化(iss)。主要參考付凌暉[25]的方法,測量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化。利用夾角余弦法,定義國家自創(chuàng)區(qū)第一、二、三產業(yè)各自增加值占GDP比重,作為空間向量中的一個分量,構建一個三維向量H0=(h1,0,h2,0,h3,0)。然后,計算三維向量H0與第一產業(yè)順序排列的向量H1=(1,0,0)之間的夾角θ1,H0與第二產業(yè)順序排列向量H2=(0,1,0)之間的夾角θ2,以及H0與第三產業(yè)順序排列向量H3=(0,0,1)之間的夾角θ3。計算公式如下:

j=1,2,3

(12)

其次,計算產業(yè)高級化指數(shù)iss,iss值越高表明國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構越高級。

(13)

(2)產業(yè)結構合理化(isr)。產業(yè)結構合理化主要評估國家自創(chuàng)區(qū)各產業(yè)要素配置與產出匹配的合理程度,isr值越大表明各產業(yè)要素使用效率越高、產業(yè)結構越合理。主要借鑒田新民等[26]的研究成果,利用結構偏離程度指標和Hamming貼近度方法度量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化水平。

(14)

其中,mi/m為i產業(yè)的產值比,ni/n為i產業(yè)的就業(yè)比重。

3.2.2 解釋變量

政府創(chuàng)新補貼為核心解釋變量。參考相關研究[27-28],本文采用國家自創(chuàng)區(qū)科技財政支出中用于企業(yè)部分的對數(shù)衡量政府創(chuàng)新補貼力度。

3.2.3 中介變量

技術創(chuàng)新強度為中介變量,本文采用國家自創(chuàng)區(qū)年專利申請量的對數(shù)測度。作為研發(fā)活動的最終產出,專利是評價新知識和新技術成果豐富與否的重要指標。采用專利申請量評估國家自創(chuàng)區(qū)創(chuàng)新氛圍,不僅可以避免政府部門人為的主觀認定,而且沒有較大的周期滯后性。

3.2.4 控制變量

參考張秀峰等[29]的研究,本文從國家自創(chuàng)區(qū)內外兩個角度選取相關控制變量。首先是國家自創(chuàng)區(qū)內,使用國家自創(chuàng)區(qū)內信息從業(yè)人數(shù)(萬人)的對數(shù)衡量國家自創(chuàng)區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平(dig),使用國家自創(chuàng)區(qū)內金融從業(yè)人數(shù)(萬人)的對數(shù)衡量國家自創(chuàng)區(qū)金融發(fā)展水平(fin),使用國家自創(chuàng)區(qū)外資合同數(shù)量的對數(shù)衡量國家自創(chuàng)區(qū)對外開放程度(opn),使用國家自創(chuàng)區(qū)內?？萍耙陨蠈W歷從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)衡量國家自創(chuàng)區(qū)人力資本存量(hum)。其次是自創(chuàng)區(qū)外,選取國家自創(chuàng)區(qū)所處城市相關指標。城市經(jīng)濟發(fā)展質量(tfp)使用城市全要素生產率進行度量,城市綠色化發(fā)展水平(gde)使用污水處理投入費用的對數(shù)衡量,城市教育水平(edu)使用中學數(shù)量的對數(shù)衡量。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

長春國家自主創(chuàng)新示范區(qū)于2022年4月批復,這是我國第22個國家自創(chuàng)區(qū)。但由于批復時間較短,難以體現(xiàn)政府創(chuàng)新補貼的作用效果,因此,未將其納入研究范圍。本文基于2010-2020年我國21個國家自創(chuàng)區(qū)數(shù)據(jù)進行實證分析,運用Stata17.0,采用插值法對相關變量缺失值進行補齊。產業(yè)轉型升級水平、政府創(chuàng)新補貼、技術創(chuàng)新強度、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、人力資本存量以及對外開放程度的指標數(shù)據(jù)來源于《中國火炬統(tǒng)計年鑒》、各市統(tǒng)計年鑒(公報)、各國家自創(chuàng)區(qū)官網(wǎng)數(shù)據(jù)統(tǒng)計部分以及中國高新區(qū)研究中心公布的相關數(shù)據(jù)。對涉及多個城市的國家自創(chuàng)區(qū),城市層面的控制變量采用相關城市指標加和求均值的數(shù)據(jù)表征。城市全要素生產率參考Battese &Coelli的模型,采用最新的SFA方法計算。全要素生產率、綠色化發(fā)展水平和教育水平的指標數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、CSMAR數(shù)據(jù)庫以及各省份統(tǒng)計年鑒。

對各主要變量進行描述性統(tǒng)計,結果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結果Tab.1 Descriptive statistics of main variables

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸分析

本文逐步加入控制變量進行回歸估計,檢驗政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的影響,同時,考察國家自創(chuàng)區(qū)內外相關因素的作用,結果如表2所示。模型(1)、模型(4)是未加入控制變量時的回歸結果,其中,模型(1)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.177 5,且在1%的水平下顯著為正;模型(4)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.072 0,且在1%的水平下顯著為正。模型(2)、模型(5)是加入國家自創(chuàng)區(qū)內相關控制變量后的回歸結果,其中,模型(2)顯示政府創(chuàng)新補貼對產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.166 2,且在1%的水平下顯著為正,表明在控制國家自創(chuàng)區(qū)數(shù)字經(jīng)濟水平、人力資本水平、對外開放水平和金融發(fā)展水平的條件下,政府創(chuàng)新補貼每提高1%,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化提升0.166 2%;模型(5)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.066 4,且在1%的水平下顯著,表明政府創(chuàng)新補貼每提高1%,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化提升0.066 4%。模型(3)、模型(6)是進一步加入國家自創(chuàng)區(qū)外相關控制變量后的回歸結果,其中,模型(3)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.157 6,且在1%的基礎上顯著為正,表明在控制國家自創(chuàng)區(qū)內外相關因素的基礎上,政府創(chuàng)新補貼每提升1%,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化提升0.157 6%;模型(6)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.063 1,且在1%的水平下顯著為正,表明在控制國家自創(chuàng)區(qū)內外相關因素的條件下,政府創(chuàng)新補貼每提升1%,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化提升0.063 1%。模型(1)—模型(3)結果表明,無論是否加入控制變量,政府創(chuàng)新補貼均在相同顯著水平下促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化,表現(xiàn)出較強的穩(wěn)健性。模型(4)—模型(6)結果表明,無論是否加入控制變量,政府創(chuàng)新補貼均在相同顯著水平下提升國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化水平。綜上,模型(1)～模型(6)結果表明,政府創(chuàng)新補貼有效促進了國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構轉型升級。

表2 政府創(chuàng)新補貼影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的回歸結果Tab.2 Regression results of government innovation subsidies influencing industrial transformation and upgrading in NIIDZs

4.2 穩(wěn)健性檢驗

(1)替換核心變量。首先,使用替換核心變量的方法檢驗政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級作用的穩(wěn)健性。參考高燕[30]的研究,從產業(yè)轉型升級方向和產業(yè)轉型升級速率兩個維度評價國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級水平。具體而言,使用產業(yè)結構超前系數(shù)(IAS)衡量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級方向,使用產業(yè)結構層次系數(shù)(IAA)衡量國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級速率?；貧w結果如表3中列(1)和列(2)所示,列(1)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)第三產業(yè)超前系數(shù)的系數(shù)為0.135 6,且在1%的水平下顯著為正。列(2)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構層次系數(shù)的系數(shù)為0.014 3,且在1%的水平下顯著為正。列(1)和列(2)表明更換核心變量后,政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級依舊表現(xiàn)出促進作用,基準回歸結果得到進一步檢驗。

(2)更換模型估計方法。使用混合OLS對政府創(chuàng)新補貼的作用進行重新估計,結果如表3中列(3)和列(4)所示。列(3)顯示政府創(chuàng)新補貼在1%的水平下顯著促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化。列(4)顯示在1%的顯著性水平下,政府創(chuàng)新補貼每增加1%,國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化將提升0.016 0%。結果表明,基準回歸具有穩(wěn)健性。

(3)改變樣本容量?？紤]到接受補貼政策較早和較晚都會對政府創(chuàng)新補貼效果產生影響,本文剔除北京中關村、武漢東湖和上海張江3家成立較早的自創(chuàng)區(qū)以及寧溫、蘭白、烏昌石和鄱陽湖4家成立時間較晚的自創(chuàng)區(qū),對研究樣本進行重新估計。結果如表3中列(5)和列(6)所示,剔除相關樣本后,政府創(chuàng)新補貼依舊在1%的顯著性水平下促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化和合理化,所得結論與基準回歸一致。

表3 政府創(chuàng)新補貼影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的穩(wěn)健性檢驗回歸結果Tab.3 Regression results of robustness test of government innovation subsidies affecting industrial transformation and upgrading in NIIDZs

4.3 異質性檢驗

為探究政府創(chuàng)新補貼對不同區(qū)位國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構轉型升級的影響是否具有異質性,在基準回歸的基礎上進一步開展異質性檢驗。將21個國家自創(chuàng)區(qū)劃分為東、中、西部3組:東部包括中關村、上海張江、深圳、蘇南、天津、杭州、珠三角、山東半島、沈大、福廈泉、寧溫國家自創(chuàng)區(qū);中部包括武漢東湖、鄭洛新、長株潭、合蕪蚌、鄱陽湖國家自創(chuàng)區(qū);西部包括成都、西安、重慶、蘭白、烏昌石國家自創(chuàng)區(qū)?；貧w結果如表4所示,列(1)—列(3)為政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的異質性檢驗結果。其中,列(1)顯示政府創(chuàng)新補貼對東部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.103 7,且在1%的水平下顯著為正;列(2)顯示政府創(chuàng)新補貼對中部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.184 2,且在1%的水平下顯著為正;列(3)顯示政府創(chuàng)新補貼對西部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.045 3,且在1%的水平下顯著為正。綜上,政府創(chuàng)新補貼顯著促進全國國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化,且不具有區(qū)域異質性。列(4)—列(6)為政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的異質性檢驗結果,其中,列(4)顯示政府創(chuàng)新補貼對東部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.045 3,且在1%的水平下顯著為正;列(5)顯示政府創(chuàng)新補貼對中部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.068 7,結果不顯著;模型(6)顯示政府創(chuàng)新補貼對西部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.087 2,未通過顯著性檢驗。綜上,政府創(chuàng)新補貼顯著促進東部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化,對中、西部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化影響不顯著,表明政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的影響存在區(qū)域異質性。

究其原因,主要是相較于東部國家自創(chuàng)區(qū),中西部國家自創(chuàng)區(qū)投入的資源要素較少且產業(yè)發(fā)展較慢,因此,中西部國家自創(chuàng)區(qū)往往選擇優(yōu)先發(fā)展重點產業(yè)以帶動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)整體發(fā)展,如武漢東湖國家自創(chuàng)區(qū)率先打造光伏產業(yè),鄭洛新國家自創(chuàng)區(qū)明確優(yōu)先發(fā)展物聯(lián)網(wǎng)、電子信息等智慧產業(yè),蘭白國家自創(chuàng)區(qū)優(yōu)先發(fā)展冶金有色、新材料產業(yè)。中西部國家自創(chuàng)區(qū)全力培育、發(fā)展重點產業(yè)時容易造成資源配置不合理問題,從而出現(xiàn)重點產業(yè)資源過剩、其它產業(yè)資源不足的現(xiàn)象。資源要素配置效率較低,阻礙國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化發(fā)展。

表4 政府創(chuàng)新補貼影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的區(qū)域異質性檢驗結果Tab.4 Test results of the regional heterogeneity of government innovation subsidies affecting industrial transformation and upgrading in NIIDZs

4.4 技術創(chuàng)新強度的中介效應檢驗

政府創(chuàng)新補貼通過提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度,促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構轉型升級的回歸結果如表5所示。列(1)顯示政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度的系數(shù)為0.624 7,且在1%水平下顯著為正,表明政府創(chuàng)新補貼有效提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度。列(2)顯示技術創(chuàng)新強度對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.071 9,且在1%的水平下顯著為正,政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化的系數(shù)為0.110 8,且在1%的水平下顯著為正。列(3)顯示技術創(chuàng)新強度對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.026 4,且在1%的水平下顯著為正,政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化的系數(shù)為0.046 3,且在1%的水平下顯著為正。結合表2的基準回歸結果,由表5中列(1)、列(2)結果可知,政府創(chuàng)新補貼通過促進國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度提升推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化,且國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度發(fā)揮部分中介作用;列(3)表明政府創(chuàng)新補貼通過提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化,且國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度發(fā)揮部分中介作用。綜上,政府創(chuàng)新補貼通過促進國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構轉型升級。

表5 政府創(chuàng)新補貼影響國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級的中介傳導機制回歸結果Tab.5 Regression results of the mediated transmission mechanism of government innovation subsidies influencing industrial transformation and upgrading in NIIDZs

究其原因,主要包括3個方面:一是政府創(chuàng)新補貼可減少企業(yè)研發(fā)成本。國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)充分使用政府創(chuàng)新補貼,通過更新研發(fā)設備、實行研發(fā)激勵等方式,提升技術知識產出。二是政府創(chuàng)新補貼產生“杠桿效應”。在政府創(chuàng)新補貼的支持下,企業(yè)在原研發(fā)預算的基礎上追加研發(fā)投入,從而提升技術產出數(shù)量和質量。三是政府創(chuàng)新補貼產生信號傳遞效應。政府通過給予創(chuàng)新型企業(yè)研發(fā)補貼,向其它企業(yè)釋放積極信號,有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新熱情,驅動企業(yè)開展技術革新。企業(yè)技術創(chuàng)新強度提升有利于國家自創(chuàng)區(qū)完成由要素驅動向創(chuàng)新驅動的轉變,達到傳統(tǒng)產業(yè)升級的目的。

5 結論與啟示

5.1 結論

本文以21個國家自創(chuàng)區(qū)為研究對象,基于2010—2020年國家自創(chuàng)區(qū)相關數(shù)據(jù),建立兼顧時間和個體的雙向固定效應模型,探究政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化和合理化的影響作用,并進一步構建中介效應模型,探析政府創(chuàng)新補貼通過提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度,對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化和合理化產生影響的傳導路徑。實證結果表明:總體來看,政府創(chuàng)新補貼顯著推動國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化和合理化發(fā)展;分區(qū)域看,政府創(chuàng)新補貼顯著促進東、中和西部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化,以及東部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化,對中、西部國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構合理化作用不顯著;政府創(chuàng)新補貼能夠提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度,并且通過提升國家自創(chuàng)區(qū)技術創(chuàng)新強度促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)結構高級化和合理化發(fā)展。

5.2 啟示

政府創(chuàng)新補貼對國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級具有重要推動作用。基于研究結論,本文提出如下建議:

(1)加大政府創(chuàng)新補貼力度。研究發(fā)現(xiàn),政府創(chuàng)新補貼總體上顯著促進國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級,這為政府創(chuàng)新補貼政策有效性提供了經(jīng)驗證據(jù)。因此,應進一步增加政府創(chuàng)新補貼投入,持續(xù)調動國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)研發(fā)熱情,助力企業(yè)提升創(chuàng)新能力,進而為國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)轉型升級積累技術勢能。中、西部國家自創(chuàng)區(qū)在實行傾斜式補貼政策時,應當注重資源配置效率,避免出現(xiàn)重點產業(yè)過度補貼而其它產業(yè)補貼不足的問題。

(2)完善政府創(chuàng)新激勵政策監(jiān)督與評價機制。首先,在補貼對象篩選方面,政府需要優(yōu)先補貼具有創(chuàng)新基礎、能夠真正開展創(chuàng)新活動的企業(yè),需要辨別具有投機行為的“騙補”企業(yè),以提升資源配置效率。其次,完善創(chuàng)新評價體系。對接受政府創(chuàng)新補貼的國家自創(chuàng)區(qū)企業(yè)進行定期考核和評價,獎勵具有杰出技術成果的單位,同時,對創(chuàng)新產出不合格的企業(yè)進行處罰,解決“重投入不重產出”的問題。

(3)規(guī)劃布局國家自創(chuàng)區(qū)產業(yè)研究聯(lián)合體。研究聯(lián)合體是多方相關主體以共同利益為導向,通過資源整合形成的研發(fā)聯(lián)盟,具有集中研發(fā)、共擔風險、成果共享等特點。研究聯(lián)合體相比政府創(chuàng)新激勵政策具有以下優(yōu)點:一是研究聯(lián)合體依靠市場的調節(jié)作用,由利益相關企業(yè)自愿組成,不僅可以降低企業(yè)研發(fā)成本和研發(fā)風險,而且能夠減輕企業(yè)創(chuàng)新對政府的依賴程度;二是研究聯(lián)合體能夠避免政府補助造成的“尋租行為”和“擠出效應”,一定程度上提升企業(yè)技術創(chuàng)新產出;三是相較于針對個體企業(yè)的政府補助行為,研究聯(lián)合體更容易產生集聚效應,對國家自創(chuàng)區(qū)技術進步和產業(yè)轉型升級產生更大影響。