我國政府R＆D補助對技術創新的影響

劉怡芳，吳國萍（東北師范大學商學院，長春130117）

我國政府R＆D補助對技術創新的影響

劉怡芳，吳國萍
（東北師范大學商學院，長春130117）

技術創新是實現我國經濟持續、健康發展的核心動力，我國政府R＆D補助對技術創新具有顯著的影響，政府R＆D補助激勵效應隨著R＆D補助投入水平的提升而不斷增強。政府應大力增加R＆D補助投入力度，繼續采取多種手段引導社會各界提高R＆D資助總量和強度。同時，在政府R＆D補助投入政策的制定上，應當更為關注改善政府R＆D補助的投入結構。

政府R＆D補助；技術創新；經濟增長

一、引 言

技術創新對經濟增長的影響日益凸顯，被普遍認為是實現一個國家和地區經濟增長、產業升級以及提升核心競爭力的最主要支撐。由于技術創新存在著不確定性、外部性和超過專利保護期之后就成為公共產品等特性，因此其存在市場失靈的可能，這導致企業自主技術創新投入水平可能會低于社會最優水平。

在當前促進技術創新、建設創新型國家的背景下，我國科學研究與試驗發展（R＆D）經費由2003年的1539.6億元上升至2014年的13015.6億元，科技財政投入占國家財政支出的比重也逐年不斷提升；各地政府也相繼出臺了技術創新政策，抓項目、選企業、分資源，直接投入大量資金開展技術創新。政府不斷加大對科技創新的投入，一方面能夠帶來彌補創新資金不足、降低創新風險、引導資金投入技術創新的激勵作用，但另一方面也會導致R＆D價格上升、直接替代企業的R＆D投資、降低競爭企業進行R＆D投資，從而產生擠出效應。隨著我國科技財政投入的逐年增加，我國政府R＆D補助的效果如何？對技術創新是產生了激勵效應還是擠出效應？學者們對此進行了大量的研究。1956年索洛（Solow）論述了均衡增長路徑，技術創新在經濟增長中的作用逐漸受到重視。［1］1980年代以來，內生增長理論成為宏觀經濟研究的一個重要領域，如何提升技術創新水平成為學者們研究的熱門話題。在理論上分析政府R＆D補助對技術創新影響的同時，國內外學者們運用實證方法檢驗了政府R＆D補助對技術創新的影響。利維（Levy）和特萊克（Terleckyj）的研究結果表明：政府R＆D補助對技術創新有顯著的激勵作用，沒有擠出效應。［2］戈爾德貝格（Goldberg）采用NSF面板數據檢驗了政府R＆D補助對技術創新的影響，研究結果表明：在行業層面上，政府R＆D補助對企業的研發投入具有激勵作用。［3］萊文（Levin）和瑞斯（Reiss）通過構建結構方程將政府R＆D補助內生化，用兩階段回歸進行估計，結果表明：政府R＆D補助對技術創新投入具有顯著的激勵作用，該研究指出：每增加1美元的政府R＆D補助會增加7～74美分的企業技術創新投入。［4］然而，部分國外學者的研究表明：政府R＆D補助對技術創新也具有顯著的擠出作用或不存在顯著影響。同樣是基于NSF的面板數據，沃斯特（Wallsten）［5］、González和Pazó［6］、克勞森（Clausen）［7］等的研究結果均表明，政府R＆D補助對技術創新具有一定的擠出效應。

國內關于政府R＆D補助與技術創新的研究相對較晚。在借鑒國外學者的研究成果上，結合我國的經濟社會發展現狀，關于政府R＆D補助與技術創新的實證研究在宏觀層面、行業層面，以及企業層面均取得了一些成果。許治、師萍等的實證分析表明：政府R＆D補助顯著地激勵了技術創新。［8］雖然大部分學者的研究支持政府R＆D補助對技術創新的激勵作用，但是仍然有部分學者的研究得出了不一致的結論。程華等利用中國1999～2005年29個省市（不包括海南、西藏）的大中型工業企業的面板數據，實證分析了政府R＆D補助對企業研發產出的影響，他們發現在中部地區政府R＆D補助對企業研發產出有激勵作用，但在東部和西部地區政府R＆D補助對企業研發產出的激勵作用不顯著。［9］余泳澤和馮宗憲等的研究也同樣認為，政府R＆D補助不會對技術創新產生激勵作用。［10］［11］

縱觀國內外研究成果，學者們對于政府R＆D補助對技術創新的影響關注已久，并在理論研究和實證研究上均取得了一定的研究成果。但是由于數據統計口徑、時間選取區間、研究方法等方面的差異，研究結果存在著激勵效應和擠出效應的爭議。［12］因此，本文利用我國31個地區2003～2014年的面板數據，運用面板門限回歸方法驗證我國政府R＆D補助對技術創新的影響，能為政府R＆D補助政策的制定及政府R＆D補助效果的提升提供理論支持。

二、模型構建與數據選取

1.模型設定

本文運用2003～2014年我國31個地區的面板數據進行分析，主要考察政府R＆D補助對技術創新產出的影響。面板門限模型根據納入了政府R＆D補助的擴展的柯布－道格拉斯知識生產函數模型y＝構建。其中，y為科技創新產出，K為非政府R＆D補助投入，L為技術創新人力投入，GOV為政府R＆D補助；α、β、k分別為相應標量的產出彈性。將知識生產函數模型兩邊取自然對數可得到基本的回歸方程：

考慮到政府R＆D補助對技術創新存在激勵效應和擠出效應兩種不同的效應，政府R＆D補助對技術創新的影響可能是非線性的?；谡甊＆D補助對技術創新的非線性影響，本文在普通面板回歸的基礎上，設置如下面板門限回歸模型。在由普通面板模型（1）擴展的面板門限模型（2）中，i表示地區，t表示年份，Innovationit表示技術創新代理變量，GOVit代表政府R＆D補助，也是模型中的門限變量，γ為門限值。Xit分別為技術創新投入中的非政府R＆D補助投入Not GOVit（包括企業資金、國外資金和其他資金）和技術創新人力投入Staffit，θ為相應的系數向量。從計量角度來看，可能會出現多個門限，多重門限模型可以根據模型（2）類推。

門限效果存在與否，需要進行檢驗，在原假設H0成立時，此時系數α1＝α2，回歸方程式退化成一般單條回歸式，故門限效果并不存在；若備擇假設H1成立時，此時系數α1≠α2，即此系數α1與α2在兩區間會有不同的解釋現象，表明政府科技財政補貼GOVit對于衡量上市公司技術創新的變量會存在非線性的門限效果。漢森（Hansen）建議利用F檢定來檢驗上述假說，檢驗原假設的Wald統計量為sup－Wald統計量。［13］檢驗模型如下：

2.變量構造與數據說明

本文選取各地區研究與試驗發展（R＆D）人員全時當量作為技術創新人力投入Staffit的指標。技術創新產出的衡量主要有各地區專利申請數據、專利授權數和技術市場成交額三種方式，本文選取各地區專利申請數據和技術市場成交額作為技術創新的指標。其理由在于：我國的專利從申請到授權一般超過一年的時間，相對于專利授權數，專利申請數更具有時效性；而技術創新的最終目的在于促進經濟的健康穩定發展，技術市場成交額可以較好的體現技術創新的經濟效益轉化程度。關于各地區2003～2014年的政府R＆D補助，出于統計口徑的統一性和數據的可得性考慮，本文選擇各地區按資金來源劃分的研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出中的政府資金作為政府R＆D補助GOVit指標。相比部分學者采用科技活動經費籌集中的政府資金，選取各地區按資金來源劃分的研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出中的政府資金，與各地區科技創新人力投入指標研究與試驗發展（R＆D）人員全時當量，以及技術創新產出的衡量指標——各地區專利申請數據和技術市場成交額更為匹配。非政府R＆D補助Not GOVit由各地區按資金來源劃分的研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出中的企業資金、國外資金和其他資金總額度量。

本文所使用的原始數據中各地區研究與試驗發展人員全時當量、專利申請數、技術市場成交額、各地區按資金來源劃分的研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出中的政府資金、企業資金、國外資金和其他資金均來源于2003～2014年的《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。以專利申請數為技術創新指標時，以我國31個地區2003～2014年為考察期，共計372個樣本觀測值。以技術市場成交額為技術創新指標時，由于西藏的技術市場成交額數據缺失，剔除西藏后共計360個樣本觀測值。本文各變量及其定義如表1所示。

表1 變量說明

三、實證結果與分析

1.數據檢驗

本文所使用數據為各地區2003～2014的面板數據，雖然時間跨度不大，但仍有宏觀經濟數據存在時間趨勢所帶來的偽回歸可能。因此，在回歸估計之前，本文首先對模型（2）中的各變量數據的平穩性進行檢驗。本文采用LLC、Fisher－PP和Hadri LM等檢驗方法對數據的平穩性進行檢驗。所有檢驗方法的原假設均為面板數據存在單位根過程，數據是非平穩的。檢驗結果如表2所示。

表2 變量單位根檢驗

從表2中可知，模型（2）中各變量均為平穩序列，LLC、Fisher－PP和Hadri LM等平穩性檢驗均拒絕了面板數據存在單位根的原假設，可以直接根據模型進行回歸分析。

2.估計結果與分析

對模型（2）進行面板門限估計得到的F統計值和采用Bootstrap得出的P值如表3所示。由表3可知，專利申請數據和技術市場成交額的單一門限效應都顯著，相應的P值為0.070和0.068，而雙重門限和三重門限的效果不顯著。因此，下面將基于單一門限進行相應的分析。

表3 門限效果估計

本文的分析重點在于檢驗政府R＆D補助對技術創新的影響，單一門限模型的參數估計結果如表4所示。門限參數的估計值是似然比檢驗統計量LR為零時的取值，以專利申請數和技術市場成交額為技術創新產出量的門限參數取值分別為13.937和13.951，可以根據門限值將政府R＆D補助分為低政府R＆D補助區間和高政府R＆D補助區間。高政府R＆D補助區間的省份較少，至2014年也僅有北京、上海、江蘇、廣東、四川、陜西六省份處于高政府R＆D補助區間。

表4中列（1）是以專利申請數為技術創新產出的面板單一門限估計結果，列（2）是以市場成交額為技術創新產出的面板單一門限估計結果。列（1）顯示，政府R＆D補助lnCOV≤13.937時的系數顯著為正，表明政府R＆D補助對技術創新專利申請數有顯著的正向影響，其激勵效應為0.2314，即政府R＆D補助增加1%，技術創新會相應的增加約0.2314%；政府R＆D補助lnGOV＞13.937時的系數同樣顯著為正，且激勵效果更大，政府R＆D補助增加1%，技術創新會相應的增加約0.2699%。在列（2）中，政府R＆D補助lnCOV≤13.951和lnGOV＞13.951的系數均為正，分別為0.2238和0.2629，且均在1%的水平下顯著，表明政府R＆D補助對技術創新技術市場成交額有顯著的正向影響，且lnGOV＞13.951時的激勵效應更大。

表4 模型參數估計結果

估計結果均表明我國政府R＆D補助具有明顯的激勵效應，能夠顯著地提高技術創新產出水平；政府R＆D補助的激勵效應具有顯著的門限效應，在高政府R＆D補助區間對技術創新產出的激勵作用更大，不存在倒U型的曲線影響路徑。

四、研究結論與對策建議

有效地安排政府R＆D補助對我國建設創新性國家，以及我國經濟的健康穩定發展具有重大意義。本文采用2003～2014年各地區數據，運用面板門限模型對我國政府R＆D補助對技術創新的影響進行了檢驗，得出以下結論：

（1）我國政府R＆D補助對技術創新具有顯著影響。低政府R＆D補助區間，對技術創新專利申請數的激勵效應為0.2314，政府R＆D補助增加1%，技術創新會相應的增加約0.2314%；在高R＆D補助區間，對科技創新專利申請數的激勵效應為0.2699，政府R＆D補助增加1%，科技創新會相應的增加約0.2699%。在低政府R＆D補助區間，對技術創新技術市場成交額的激勵效應為0.2238，政府R＆D補助增加1%，技術創新會相應的增加約0.2238%；在高政府R＆D補助區間，對技術創新技術市場成交額的激勵效應為0.2629，政府R＆D補助增加1%，技術創新會相應的增加約0.2629%?，F階段我國政府R＆D補助更多的體現在彌補創新資金不足、降低創新風險、引導資金投入技術創新的激勵作用。［14］

（2）我國政府R＆D補助對技術創新存在激勵效應，且具有顯著的門限效應，激勵效應隨著政府R＆D補助投入水平的提升而不斷增強，不存在倒U型的曲線影響路徑。低政府R＆D補助和高政府R＆D補助區間對技術創新專利申請數的激勵效應分別為0.2314和0.2699，低政府R＆D補助和高政府R＆D補助區間對技術創新技術市場成交額的激勵效應分別為0.2238和0.2629。由低政府R＆D補助區間向高政府R＆D補助區間轉變能夠提高激勵效應。然而，2003年僅北京處于高政府R＆D補助區間，至2014年也僅有北京、上海、江蘇、廣東、四川、陜西六省份處于高政府R＆D補助區間。

基于上述研究結論，本文認為，我國政府R＆D補助投入是卓有成效的，提高了技術創新產出。政府應大力增加R＆D補助投入力度，繼續采取多種手段引導社會各界提高R＆D資助的總量和強度。同時，政府在R＆D補助投入政策的制定上，應當更為關注改善政府R＆D補助的投入結構，不同省份或地區應根據本地區政府R＆D補助激勵效果測算政府R＆D補助的投入強度。

［1］Solow R M.A Contribution to the Theory of Economic Growth［J］.The Quarterly Journal of Economics，1956（2）：65－94.

［2］Levy D M，Terleckyj N E.Effects of Government R＆D on Private R＆D Investment and Productivity：A Macroeconomic Analysis［J］.The Bell Journal of Economics，1983（1）：551－561.

［3］Goldberg L.The Influence of Federal R and D Funding on the Demand for and Returns to Industrial R and D［M］.NTIS，1979.

［4］Levin R C，Cohen W M，Mowery D C.R＆D Appropriability，Opportunity，and Market Structure：New Evidence on Some Schumpeterian Hypotheses［J］.The American Economic Review，1985（2）：20－24.

［5］Wallsten S.Can Government－Industry R＆D Programs Increase Private R＆D？the Case of the Small Business Innovation Research Program［J］.Manuscript，November，1997（2）：71－82.

［6］González X，Pazó C.Do Public Subsidies Stimulate Private R＆D Spending？［J］.Research Policy，2008，37（3）：371－389.

［7］Clausen T H.Do Subsidies have Positive Impacts on R＆D and Innovation Activities at the Firm Level？［J］.Structural Change and Economic Dynamics，2009，20（4）：239－253.

［8］許治，師萍.政府科技投入對企業R＆D支出影響的實證分析［J］.上海：研究與發展管理，2005（3）：22－26.

［9］程華，趙祥，楊華，肖小波.政府科技資助對我國大中型工業企業R＆D產出的影響——基于省際面板數據的研究［J］.天津：科學學與科學技術管理，2008（2）：24－27.

［10］余泳澤.創新要素集聚、政府支持與科技創新效率——基于省域數據的空間面板計量分析［J］.武漢：經濟評論，2011（2）：93－101.

［11］馮宗憲，王青，侯曉輝.政府投入、市場化程度與中國工業企業的技術創新效率［J］.北京：數量經濟技術經濟研究，2011（4）：3－17+33.

［12］王鵬，宋德斌.結構優化、技術創新與區域經濟效率［J］.哈爾濱：商業研究，2014（9）：8－13.

［13］Hansen B E.Threshold effects in non－Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93（2）：345－368.

［14］于洪彥.雙維度市場導向、創新與績效［J］.長春：稅務與經濟，2013（1）：1－8.

責任編輯：蔡強

F810

A

1005－2674（2016）12－078－06

2016－10－20

國家自然科學基金委主任基金項目（71350015）；吉林省教育廳“十三五”社會科學研究項目（2015－545）

劉怡芳（1989－），女，湖南邵陽人，東北師范大學商學院博士研究生，主要從事經濟管理研究；吳國萍（1962－），女，吉林長春人，東北師范大學商學院教授，博士生導師，主要從事經濟管理研究。