財政補貼、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長

【摘 要】 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已成長為各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力。文章采用兩部門模型對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)的外部效應(yīng)進(jìn)行了理論分析和實證研究，并考察了科技活動經(jīng)費籌集額中的政府投入資金與財政補貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外部效應(yīng)的影響。文章認(rèn)為，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長有正相關(guān)關(guān)系；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)有正的外部效應(yīng)，即凈外溢效應(yīng)；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的邊際生產(chǎn)力高于一般產(chǎn)業(yè)。最后在實證分析的基礎(chǔ)上，提出了制定產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略、引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新、建立風(fēng)險投資基金的政策建議。

【關(guān)鍵詞】 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 外部效應(yīng)； 財政補貼

一、引言

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不僅僅擁有較好的市場效益，還能夠?qū)ο嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供技術(shù)支撐，具有一定的外部效應(yīng)。從1980年開始，我國對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的政策扶持使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)迅速規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化。2010年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)總產(chǎn)值74 709億元，占制造業(yè)總產(chǎn)值的12.2%。同年，中央政府出臺了《國務(wù)院關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》，對培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)作出了重大部署。2012年4月，國家發(fā)改委組織實施了70個高技術(shù)產(chǎn)業(yè)化專項，總投資超過4 400億元。

但有的研究認(rèn)為，技術(shù)具有公共產(chǎn)品的特征，技術(shù)創(chuàng)新的外部性在一定程度上挫傷了技術(shù)引進(jìn)和升級的積極性。因此，政府通過財政科技經(jīng)費、財政補貼等方式對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供支持就顯得十分必要。本文著重研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外部效應(yīng)，并引入政府財政科技經(jīng)費和財政補貼指標(biāo)，觀察外部效應(yīng)的變化值，并給出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）把高技術(shù)產(chǎn)業(yè)定義為：研究開發(fā)（RD）經(jīng)費占產(chǎn)品銷售額的比例遠(yuǎn)高于各產(chǎn)業(yè)平均水平的產(chǎn)業(yè)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長具有直接作用和貢獻(xiàn)效應(yīng)，區(qū)別于其他產(chǎn)業(yè)的特點就在于其RD經(jīng)費的高比例，研發(fā)資本累計對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)可以間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（朱有為、徐康寧，2007）。而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)依托強大的研發(fā)實力和技術(shù)創(chuàng)新功能所具有的高效率特征，恰好成為了資源稀缺與經(jīng)濟(jì)增長之間的有效媒介（吳永林，2009）。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外部性的研究，目前學(xué)術(shù)界主要有兩種觀點。第一種觀點認(rèn)為，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)具有負(fù)的外部性，即其本身具有集聚效應(yīng)，這一觀點主要出于空間因素的考慮。空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論認(rèn)為影響制造業(yè)集聚的一個最關(guān)鍵的因子是貿(mào)易成本。馬歇爾的“產(chǎn)業(yè)地方化”理論也支持了這一觀點。在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的形成動因上，胡瓏瑛和葉元勛（2002）分析了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)形成產(chǎn)業(yè)集群的動因，沈金生（2004）在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)發(fā)展現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上分析了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的原因。他們認(rèn)為，聚攏效應(yīng)可能出現(xiàn)在特定要素密集型產(chǎn)業(yè)中，這種效應(yīng)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有重要地位和作用。彭澎和蔡莉（2007）運用協(xié)整理論分析了影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的主要因素，即區(qū)位并附、產(chǎn)業(yè)特性、試產(chǎn)需求、企業(yè)家和機(jī)遇。黃蔚飛（2010）從空間因素上解釋了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡造成的經(jīng)濟(jì)聚攏現(xiàn)象會促進(jìn)生產(chǎn)力的提高，但產(chǎn)業(yè)和區(qū)域中的層層集聚關(guān)系往往會使集聚的作用機(jī)制顯得不明朗，分析結(jié)果顯得有失偏頗。第二種觀點認(rèn)為，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)具有正的外部性，即外溢效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新從某一部門和行業(yè)逐步向其他部門和行業(yè)擴(kuò)散，不斷創(chuàng)造出新的需求，引起生產(chǎn)和生活的新變化，進(jìn)而引導(dǎo)一般產(chǎn)業(yè)的發(fā)展（邵一華、吳敏，2000）。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)依托具有強烈滲透性、超前性和可分享性的技術(shù)創(chuàng)新對原有產(chǎn)業(yè)進(jìn)行技術(shù)改革，使其面貌煥然一新（韓霞，2003）。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與科學(xué)技術(shù)進(jìn)步具有互推互動效應(yīng)，對其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有帶動和促進(jìn)效應(yīng)，對整個社會產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)質(zhì)量的提升具有引領(lǐng)和協(xié)調(diào)效應(yīng)。

研究兩部門經(jīng)濟(jì)中一個部門對其他部門的外部性，通常選用兩種模型進(jìn)行分析。一種是經(jīng)過改進(jìn)的單部門模型。將部門的生產(chǎn)函數(shù)中加入一個獨立的、無內(nèi)生性的要素，研究生產(chǎn)函數(shù)的形式，從而測度并評價該要素的外部性。包群和賴明勇（2002）、姚利民和唐春宇（2005）構(gòu)造時間序列模型，分析了FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的長期作用和短期影響。王美今（2001）、沈坤榮等（2001）分別利用截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)對外商直接投資的經(jīng)濟(jì)溢出效用進(jìn)行了估計。另一種形式是構(gòu)建一個兩部門模型，F(xiàn)eder曾經(jīng)在1983年提出兩部門模型。Feder的兩部門模型被應(yīng)用于許多其他方面的研究，如政府規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的影響（Ram，1986）、發(fā)展中國家金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響（Odedokun，1996）、臺灣金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系（Wang，1999）。Dawson（2005）對Feder模型做了改進(jìn)，在原有模型中又加入了兩個部門，估計了在發(fā)展中國家和地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

根據(jù)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的特性，本文選擇了包含外部效應(yīng)的部門對經(jīng)濟(jì)增長作用模型。國內(nèi)該方面的研究比較晚，并基本沿用外國學(xué)者的研究方法。比較有代表性的研究包括：蔡增正（1999）考察了教育在1965—1990年對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)教育的溢出效應(yīng)具有顯著性；教育部門邊際生產(chǎn)力低于經(jīng)濟(jì)體中其他部門。何潔（2000）分析了內(nèi)部因素對外國直接投資（FDI）在我國工業(yè)部門外溢效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)FDI外溢效應(yīng)的發(fā)揮受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻效應(yīng)制約，單純提高一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放程度對提高FDI的外溢效應(yīng)水平是沒有意義的，甚至有負(fù)面作用。賴明勇、周揚（2005）基于拓展的Feder模型測算了高新技術(shù)產(chǎn)品出口對中國經(jīng)濟(jì)增長的拉動效應(yīng)及外溢效應(yīng)，實證結(jié)果表明，高新技術(shù)產(chǎn)品出口對東部和中西部經(jīng)濟(jì)的拉動效應(yīng)及外溢效應(yīng)均不同。此外，該模型還被運用于能源產(chǎn)業(yè)投資方面（焦兵、張文彬，2010）、銀行業(yè)發(fā)展方面（楊小曉等，2004）等等。

政府支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究，主要集中在政府支持企業(yè)RD投入水平方面。Shrieves（1978）認(rèn)為政府研發(fā)資助對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入有替代效應(yīng)；而Link（1982）則得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為政府資金投入對RD投入有互補效應(yīng)，可以刺激RD研發(fā)成果。在政府稅收和補貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響方面，柳劍平等（2005）運用博弈論的方法，對稅收和補貼加入AJ模型進(jìn)行分析，得出在溢出程度較高的情形下，政府應(yīng)該補貼企業(yè)的產(chǎn)出和RD投入；在溢出程度較低的情形下，政府的最優(yōu)決策是在補貼產(chǎn)出的同時對企業(yè)的RD投入進(jìn)行征稅。

總之，目前學(xué)術(shù)界對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究結(jié)論有較大分歧，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)有聚攏效應(yīng)還是外溢效應(yīng)沒有統(tǒng)一的結(jié)論。另外，在研究政府投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響時，并沒有考慮到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)RD投資的時間依賴性：在技術(shù)研發(fā)前期，政府的投入資金具有高風(fēng)險特性，一旦產(chǎn)品投入市場取得成功，政府對其進(jìn)行補貼，其資金的使用效率就相對較高。

三、經(jīng)驗檢驗

Feder將整個經(jīng)濟(jì)體分為出口部門與非出口部門，建立兩部門模型用于分析出口部門對非出口部門的溢出效應(yīng)，估計出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。本文借鑒Feder的研究思路，并將其拓展到高技術(shù)部門與一般產(chǎn)業(yè)部門的分析研究中來。我們首先假定經(jīng)濟(jì)中存在高技術(shù)部門和一般產(chǎn)業(yè)部門（或國民經(jīng)濟(jì)的其他部門），而高技術(shù)部門對一般產(chǎn)業(yè)部門存在外部效應(yīng)（溢出效應(yīng)或聚攏效應(yīng)）。基于這樣的假設(shè)，本文設(shè)定不同部門之間關(guān)系的方程為：

R=R（LR，KR）（1）

N=N（LN，KN，R）（2）

Y=R+N（3）

L=LR+LN（4）

K=KR+KN（5）

其中，R表示高技術(shù)部門的產(chǎn)出，N表示一般產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出，高技術(shù)部門產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)由該部門勞動LR和資本KR構(gòu)成。一般產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)由一般產(chǎn)業(yè)部門的勞動LN和資本KN構(gòu)成。總產(chǎn)出、總勞動和總資本分別是高技術(shù)部門和一般產(chǎn)業(yè)部門各項的和。

由經(jīng)驗分析知，高技術(shù)是知識密集型技術(shù)，其RD活動尤為集中，產(chǎn)品附加值較高。因此高技術(shù)部門的邊際要素生產(chǎn)力應(yīng)該與一般產(chǎn)業(yè)部門的邊際要素生產(chǎn)力有一定的差異。預(yù)計其符號大于0，但在未做實證檢驗之前我們?nèi)圆荒芘袛嗥湔?fù)。在均衡狀態(tài)下，存在如下關(guān)系：

■=■=1+δ（6）

如果δ小于0，說明經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡狀態(tài)時高技術(shù)部門的邊際要素生產(chǎn)力小于一般產(chǎn)業(yè)部門的邊際要素生產(chǎn)力；如果δ大于0，說明經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡時高技術(shù)部門的邊際要素生產(chǎn)力大于一般產(chǎn)業(yè)部門的邊際要素生產(chǎn)力。如果δ等于0，說明均衡時兩部門的邊際要素生產(chǎn)力相等。

下面對（3）式進(jìn)行全微分，可以得到：

dY=■dLR+■dKR+■dLN+■dKN+■dR（7）

將上述均衡的等式代入，整理得到方程（8）：

■=α■+β■+η■■（8）

其中，α表示除高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外的一般產(chǎn)業(yè)部門勞動的邊際生產(chǎn)力和單位產(chǎn)出所需勞動的乘積；β表示一般產(chǎn)業(yè)部門資本的邊際生產(chǎn)力；η可以理解為高技術(shù)部門對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生命周期一般較短，因此α、β、η這三個彈性系數(shù)在短期內(nèi)都可視為常數(shù)。

為了簡化分析，直接測度出高技術(shù)部門對一般產(chǎn)業(yè)部門的外部效應(yīng)，我們假定高技術(shù)部門對一般產(chǎn)業(yè)部門的外部效應(yīng)是一個常數(shù)：

θ=■=■■

但是這一項的符號同樣不能確定，由經(jīng)驗分析，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)升級具有較為明顯的拉動作用，預(yù)計其外溢效應(yīng)大于聚攏效應(yīng)，總的外部效應(yīng)為正，但仍需通過實證模型來檢驗，因此在這里仍存在兩種可能：當(dāng)θ>0時，說明高技術(shù)部門對一般產(chǎn)業(yè)部門有凈外溢效應(yīng)（即正的外部性）；當(dāng)θ<0時，說明高技術(shù)部門自身具有凈聚攏效應(yīng)（即負(fù)的外部性）。將θ代入式（8）中，可以得到：

■=■■■+■■+（■-θ）■+

θ■+■■（9）

■=■■■+■■+（■-θ）■+

θ■■+θ■■■（10）

由Y=R+N，可以得到：

■=■■■+■■+（■-θ）■+θ■

（11）

令：？滋=■-θ

可以得到：

■=？琢■+？茁■+？滋■■+θ■（12）

通過（12）式，就可以直接估計出高技術(shù)部門對一般產(chǎn)業(yè)部門外部效應(yīng)的結(jié)果，如果將θ代入？滋，就可以得到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于一般產(chǎn)業(yè)的相對邊際生產(chǎn)力的值。

根據(jù)理論分析，建立如下兩個模型：

根據(jù)公式（8），建立回歸形式如方程（13），以考察高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)值。

■=？琢■+？茁■+？濁■■+？著（13）

根據(jù)公式（12），建立回歸形式如方程（14），以測度高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對一般產(chǎn)業(yè)部門的外部性。

■=？琢■+？茁■+？滋■■+θ■+？著（14）

其中，Y為GDP，dL/L為每年就業(yè)人數(shù)增長率，由全國就業(yè)人數(shù)年平均值計算得到，預(yù)期系數(shù)為正；dK/Y為社會固定資產(chǎn)的增長額與GDP之比，其中，固定資產(chǎn)投資額使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減得到，預(yù)期系數(shù)為正；dR/R為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增長率，以1990年為基期進(jìn)行了調(diào)整，預(yù)期系數(shù)為正；RdR/YR為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增長率的乘積，預(yù)期系數(shù)符號不能確定；？著為隨機(jī)擾動項。

本文采用了OLS最小二乘法及面板數(shù)據(jù)分析法兩種方法對上述方程進(jìn)行估計。由于數(shù)據(jù)所限，本文去掉我國臺灣、香港、澳門、新疆、寧夏和西藏等省市，并將重慶市的數(shù)據(jù)并入四川省進(jìn)行估計，共為26個省級行政區(qū)。OLS的樣本區(qū)間為1995—2010年，面板分析法的樣本區(qū)間為2000—2005年的面板數(shù)據(jù)。所有的數(shù)據(jù)都來自各年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》及中經(jīng)網(wǎng)，回歸過程使用EViews6.0進(jìn)行處理。在進(jìn)行面板分析之前，首先需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。

從表1可以看出，各項指標(biāo)在差分一階以后為平穩(wěn)變量，可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。為使分析結(jié)果更加具有穩(wěn)定性，本文還進(jìn)行了OLS回歸，分別引入不同的變量，以確保分析結(jié)果的真實可信。

表2報告了各模型的估計結(jié)果，括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計量。從回歸結(jié)果中可以看出，模型的擬合程度比較好；觀察t值可知，除dL/L外，其余各解釋變量都有較強的顯著性；模型的D-W值均在2左右，可知解釋變量之間不存在明顯的自相關(guān)。四個模型中的dL/L系數(shù)為負(fù)，而且t值的絕對值較低，表明勞動力對總產(chǎn)出的影響不顯著，這與實際不相符。重新核對統(tǒng)計年鑒中的數(shù)據(jù)后，發(fā)現(xiàn)2001年以前（包括2001年）的數(shù)據(jù)是根據(jù)第五次人口普查資料調(diào)整，但是2001年以后的數(shù)據(jù)沒有進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，而是根據(jù)抽查資料推算的，因此本文認(rèn)為可能是這個原因造成了就業(yè)人口數(shù)據(jù)的質(zhì)量存在一些問題。另外，我國在此區(qū)間內(nèi)存在的勞動力相對過剩的情況也可能是造成這一結(jié)果的原因。四個模型中的dK/Y系數(shù)為正，表明社會固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且都通過了t檢驗，具有顯著性。比如，模型一顯示，社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重每提高1%，經(jīng)濟(jì)增長速度提高9.1%。模型一中的（R/Y）（dR/R）這一項的系數(shù)為正（即η的符號為正），表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。高技術(shù)部門的當(dāng)年價總產(chǎn)值每增長1%，總的效應(yīng)（包括直接經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和外部效應(yīng)）帶動GDP增長4.7%。模型二中的dR/R項的系數(shù)為正（即θ的符號為正），這說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對一般產(chǎn)業(yè)有凈溢出效應(yīng)（正的外部效應(yīng)），也就是說，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)當(dāng)年價總產(chǎn)值每增長1%，其他產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增加1.46%。

四、引入考慮政府財政補貼的模型

為了研究政府投入與政府補貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及外部效應(yīng)的影響，本文在兩個基本方程的基礎(chǔ)上分別加入GOI、SUB兩個解釋變量。加入科技活動經(jīng)費籌集額中的政府投入資金與財政補貼的拓展方程，表達(dá)形式如公式（15）和公式（17）所示。

■■=■■-■■-■■+■■+？著

（15）

從而：

■=■■-■■-■■-■■■+

■■+？著（16）

由方程（13）可以得到：

■■=■■-■■-■■+■■+？著

（17）

從而：

■=■■-■■-■■-■■■+

■■+？著（18）

其中，GOI為政府財政科技經(jīng)費，可視作政府在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)RD活動前期投入的啟動資金，數(shù)據(jù)由《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》科技活動經(jīng)費籌集額中的政府投入資金這一項得到；SUB為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)財政補貼，可視作政府在RD產(chǎn)品研發(fā)后期投入市場時提供的補助，數(shù)據(jù)由BvD《中國30萬家企業(yè)財務(wù)分析庫》加工整理得到。模型內(nèi)其他變量的解釋及數(shù)據(jù)來源同基本方程。模型的回歸結(jié)果附于方程下方，括號內(nèi)為t值。

從表3可以看出，政府財政科技經(jīng)費的估計系數(shù)為負(fù)，而政府補貼的系數(shù)卻為正。這表明前期投入科技與研發(fā)RD財政科技經(jīng)費減少了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，政府財政科技經(jīng)費增長率每增加1%，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)減少1.4%；政府補助增長率每增加1%，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)增加4.4%。這可能有兩方面的原因：第一，由于政府財政科技經(jīng)費的目的并不是獲取經(jīng)濟(jì)回報，可能是為了平衡地區(qū)發(fā)展或增強國防實力。現(xiàn)階段政府投入資金的重點領(lǐng)域是中西部涉及國家機(jī)密與安全及受到國家戰(zhàn)略發(fā)展計劃特殊鼓勵的行業(yè)中的部分企業(yè)，對其他企業(yè)的扶植力度比較有限，投資結(jié)構(gòu)上存在一定的不平衡性（于佳寧、范哲遠(yuǎn)，2012，《政府投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響的實證分析》）。第二，由于政府在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品研發(fā)前期投入財政科技經(jīng)費風(fēng)險較大，并非以市場為導(dǎo)向，存在財政資金使用效率不高的情況，所以財政資金反而有可能降低產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。那么，為什么政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的補貼能夠提高經(jīng)濟(jì)效應(yīng)呢？由于財政補貼發(fā)生在高技術(shù)產(chǎn)品已經(jīng)生產(chǎn)出來的市場投入期，而且有一定的針對性，起到了降低風(fēng)險的作用。

加入政府財政科技經(jīng)費與財政補貼這兩個解釋變量后，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對一般產(chǎn)業(yè)部門的溢出效應(yīng)都增加了。這可能是由于加入了前期政府財政科技經(jīng)費和后期財政補貼等同于擴(kuò)大了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，因而外部效應(yīng)也相應(yīng)地增加了。

五、結(jié)論及政策建議

通過模型的回歸過程可以看出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展、規(guī)模的不斷擴(kuò)大逐步體現(xiàn)出來的。通過自身的創(chuàng)新增值，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造新技術(shù)、新信息和新知識，這些都對經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用。理論模型和實證結(jié)果均表明，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有技術(shù)擴(kuò)散、創(chuàng)新擴(kuò)散等特點，滲透、帶動效應(yīng)大。高新技術(shù)的發(fā)展應(yīng)用于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)改造后，能大幅提高生產(chǎn)力，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的升級，其新興產(chǎn)品對其他產(chǎn)業(yè)存在普遍的正外部效應(yīng)。如信息、技術(shù)的發(fā)展，幾乎能影響所有產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。當(dāng)然，實證模型并沒有否認(rèn)聚攏效應(yīng)的存在，而是說溢出效應(yīng)的絕對值大于聚攏效應(yīng)的絕對值，表現(xiàn)出綜合的正外部性。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是知識、技術(shù)、智力高度密集的產(chǎn)業(yè)，其誕生與發(fā)展本身就是最新科技成果的結(jié)晶。在傳統(tǒng)產(chǎn)品進(jìn)入微利之時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品因其蘊藏的技術(shù)成本、智力成本和資金成本而獲得了高附加值，從而獲得了較高的邊際生產(chǎn)力。這也是鼓勵我國大力發(fā)展以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為首的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的動因。從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)RD研發(fā)的兩階段來看，前期政府財政科技經(jīng)費的使用效率要低于后期財政補貼的資金使用效率。在政府資金投放方向上，一些相對低效的研發(fā)會占用研發(fā)資金和其他研發(fā)資源，影響其他高收益高技術(shù)產(chǎn)品的開發(fā)。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚著大量的科學(xué)家工程師和RD人才，并且其技術(shù)引進(jìn)額在全國技術(shù)引進(jìn)額中也占有相當(dāng)大的比例。我國要利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)得天獨厚的優(yōu)勢資源，使其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用得到充分發(fā)揮，就必須在科學(xué)把握客觀規(guī)律、調(diào)查研究、充分論證的前提下，制定符合我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點的產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃。在完善長短期規(guī)劃的基礎(chǔ)上加強政府指導(dǎo)，保證高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正確方向，擴(kuò)大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)的滲透、帶動作用。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的邊際生產(chǎn)力高于經(jīng)濟(jì)體內(nèi)的其他產(chǎn)業(yè)。保持較高的投入產(chǎn)出比，充分發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步的帶動作用，既要有時間緊迫感，更要有科學(xué)的推進(jìn)策略。發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，既要有良好的發(fā)展環(huán)境和政策支持，還需要有科技創(chuàng)新動力和可持續(xù)研發(fā)能力，重點突破最具成長性和爆發(fā)力的核心技術(shù)，避免我國過去曾出現(xiàn)的“技術(shù)創(chuàng)新—落后—再引進(jìn)—再落后”怪圈。制定引導(dǎo)和扶持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、企業(yè)發(fā)展的相關(guān)配套政策，主要包括：資金支持政策、稅收優(yōu)惠政策等。同時對具有自主知識產(chǎn)權(quán)的高技術(shù)產(chǎn)品實行政府采購、政府擔(dān)保和財政資助，有效降低這些產(chǎn)品早期進(jìn)入市場的風(fēng)險，大大加快高技術(shù)產(chǎn)品的市場化進(jìn)程。在政府前期投入財政科技經(jīng)費方面，需充分論證、科學(xué)規(guī)劃，優(yōu)化財政資金撥付流程，確保實現(xiàn)以市場為導(dǎo)向的對口資金的撥付，同時加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的財政補貼力度。對于政策性高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)，可建立風(fēng)險投資基金，聯(lián)合財政資金、企業(yè)資金、社會捐助、金融機(jī)構(gòu)貸款，分階段投資高技術(shù)企業(yè)，充分發(fā)揮企業(yè)自主能動性，提高資金管理能力，強化對資金使用效率的考核。●

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