财政补贴、产业结构高级化与民营高新技术产业的生产效率

洪霞 梅德平

摘 要：发挥民营高新技术产业在生产效率上的引领和辐射作用，有利于我国创新驱动战略的实施和经济高质量增长的实现。利用2003～2013年民营高新技术产业的城市面板数据，使用动态空间杜宾模型研究了财政补贴、产业结构高级化对民营高新技术产业生产效率的影响和空间溢出效应。研究结论显示：财政补贴对民营高新技术产业的全要素生产率、技术效率具有显著的促进作用，但对技术进步的影响不显著，且只对技术效率有显著为正的空间溢出效应;产业结构高级化对生产效率各项指数的影响都显著为正并存在空间溢出效应，且空间溢出效应远大于直接效应。

关键词：

生产效率;财政补贴;产业结构高级化;民营高新技术产业

文章编号：2095-5960（2022）04-0011-11;中图分类号：F064.1，F222.1

;文献标识码：A

一、引言

改革开放以来，我国开创了世界经济增长的“奇迹”，进入21世纪以后，随着贸易、人口、资源“红利”的边际效益递减，中国经济的增速逐渐放缓，近年来我国经济总体进入了中速增长的“新常态”阶段。民营高新技术产业拥有强劲的技术创新能力，活跃的竞争氛围成为带动产业转型升级，提升整体经济效率，实现长期可持续增长的关键。全要素生产率是衡量民营高新技术产业投入要素的综合生产率[1]，反映了民营高新技术产业增长所表现出来的能力，而这种能力与技术效率、技术进步密切相关。所谓技术效率，指相同技术水平下，不同民营高新技术企业对技术的有效利用程度不同而产生的效率差异，导致同一技术条件下等量投入的最优产出量不同。技术进步则是指所有民营高新技术企业所处的整体技术水平不断更新的过程，在这个过程中，部分企业处在技术水平的前沿，代表技术的最优水平，而另一部分企业的技术水平则与前沿水平存在着差距，即技术进步差距。

财政补贴能够在一定程度上缓解企业的融资压力，增加资本投入，促进企业创新效率和生产效率的提升[2]，还对生产效率具有一定的空间溢出效应[3]。民营高新技术产业对资本的需求程度更甚于一般产业，财政补贴可有效补充其资本量，缓解资金压力，充实研发投入，提升生产效率。产业结构是处于不断演变进程中的，产业结构高级化是产业经济发展到一定阶段的产物。Grossman and Helpman，以及Lucas都强调了结构变化对生产率增长的重要性[4] [5]，表现为产业结构高级化对全要素生产率具有重要的促进作用[6][7]，同时还存在空间溢出效应，即邻近区域产业结构的调整将会对本地区产业结构产生影响。[8][9]

本文研究的是城市层面民营高新技术产业的生产效率（全要素生产率及其分解指数：技术效率和技术进步），一是鉴于该产业领域研究薄弱的现状，目前细化到城市层面的系统性统计数据缺乏，故涉及城市层面的研究也相对较少。本文通过对“中国工业企业数据库”信息的有效利用获得民营高新技术企业城市层面的数据，可算作一种新的合理尝试，突破了数据的限制，相关研究和探讨也在一定程度弥补了研究薄弱的现状。二是民营企业是城市中最活跃的主体，从民营高新技术产业的发展效率可以窥见一个城市经济的创新发展情况和潜力，因而关于城市民营高新技术产业生产效率的研究，对于城市创新型经济的发展、城市产业结构的优化布局具有一定的参考意义。

二、理论分析

（一）财政补贴与民营高新技术产业生产效率

借鉴张同斌、高铁梅的观点[10]，结合本文实际分析发现，理论上财政补贴通过作用于边际收益和边际成本，以及通过空间溢出效应来影响民营高新技术产业的生产效率。

财政补贴中的直接资金补偿相当于直接增加了民营高新技术企业的投资水平，投资的增加将对企业的生产经营效率和产出水平产生较大的影响。如图1，财政补贴之前，企业的边际收益曲线MR与边际成本曲线MC相交于点E，由E点确定的生产平衡点对应的投资水平为i，获得的收益为r。获得财政补贴之后，企业的边际收益增加，边际收益曲线向上移动至新的边际收益曲线MR1，与边际成本曲线相交于F点，此时新的生产平衡点F对应了一个比i更高的投资水平i1，同时也获得更高的收益水平r1。收益增加意味着企业可观的盈利水平和宽松的资金环境，推动企业加大技术的引进和革新，带来生产效率的新一轮改进，最终追求技术和效率红利下的超额利润。

财政补贴中的税费返还等优惠政策对民营高新技术企业而言，相当于降低了其成本，成本的降低一定程度上减轻了企业的负担，等量的资金可更多用于投资而不是用于成本开销，使得企业的投资水平相对上升，企业更加注重技术创新、生产效率的提升和长远可持续发展。图2中，在税收优惠之前，企业的边际成本曲线MC处于一个较高的水平，并与企业的边际收益曲线MR相交于平衡点E，同样对应较低的投资水平i和较高的成本c。当企业获得税收优惠后，边际成本曲线向下移动到MC1与曲线MR相较于新的生产平衡点G，与E点相比，G点对应了一个更高的投资水平i2和更低的成本c2。事实上，大多数民营高新技术企业是同时享受直接资金补偿和税费返还等优惠政策的，因此企业的实际投资水平和成本状况往往由新的收益曲线MR1和新的边际成本曲线MC1决定，E′点为新的生产平衡点对应更高的投资水平i3和稍高的成本水平c3（或收益水平r3）。

其次，财政补贴通过改变边际收益和边际成本对企业的生产效率产生影响，这种影响累积到产业层面的结果是带来整个产业生产效率的提升，产业生产效率的不同变化程度，造成区域间民营高新技术产业生产效率的非平衡状态，产生空间溢出效应，表现为邻近区域的财政补贴对本区域生产效率的影响。

（二）产业结构高级化与民营高新技术产业生产效率

首先，产业结构高级化促进技术效率改善。第一，产业结构越优化，技术、知识密集型高新技术产业的规模越大，产业的空间集聚程度越明显，形成多样化的细分行业类型和专业化的分工协作，促进技术合作开发，提高技术的使用效率和高新技术从业人员的工作效率，加大技术的产出和转化效率。第二，产业规模优势带来包括基礎设施、生产维修、信息系统协同在内的更低的服务获取成本，产生规模效益，而综合技术效率等于纯技术效率×规模效率，产业结构高级化通过提升民营高新技术产业的规模效率来提升其综合技术效率。

其次，合理的产业结构将促进技术进步和技术效率进一步提高。[11]第一，产业结构出现的某些新的特征和优化升级的方向诱发技术创新，从而决定了技术进步和改进的方向、规模和速度等。第二，产业结构的优化升级效应将带来更多资源的流入，包括研发投入和人力投入，促进技术的革新和进步。第三，随着区域产业结构的优化和稳定，产业内、产业间和不同区域间技术水平的高差逐渐明显，形成技术的空间溢出和扩散效应，最终辐射和带动区域内整体技术水平的进步。

三、生产效率的测算

（一）数据来源与说明

本文数据来源于“中国工业企业数据库”，该数据库针对工业企业的统计覆盖范围较广，2013年统计的所有规模以上国有及非国有企业数量达到34万多家。经过计算和对比，发现“中国工业企业数据库”中按城市加总的工业企业数量与《中国城市统计年鉴》中入统的城市工业企业数量的平均出入较小，故本文采用该数据库中高新技术企业的城市加总数据作为研究样本是合理且可行的（2010年的数据存在严重缺失和统计错误，予以剔除）。

关于高新技术企业数据的来源，本文借鉴并扩展了罗雨泽、罗来军等的方法。[12]首先，按照两位数的行业分类标准从“中国工业企业数据库”中筛选出通信设备、计算机及其他电子设备制造业，医药制造业，仪器仪表及文化、办公用机械制造业三个二位数代码的高新技术行业作为高新技术企业主体数据。其次，对属于高新技术行业但归类于其他二位数行业大类的企业样本进行深入筛选，根据高新技术产业行业分类和国民经济行业分类标准①①参见《GB/T 4754—2011 国民经济行业分类与代码》。 ，按照四位数行业分类筛选出：手术器械制造，医疗诊断、监护及治疗设备制造，实验室及医用消毒设备和器具制造，医疗、外科及兽医用器械制造，其他医疗设备制造，航标器材及其他浮动装置制造，航天器制造，航空、航天及其他专用设备制造，飞机制造及修理，其他飞行器制造，信息化学品制造作为数据补充，尽可能保证数据覆盖范围更加全面。

对于企业所有制属性的确定，依据陈林和聂辉华、江艇等利用工业企业数据库对民营企业的界定标准[13] [14]，首先，根据统计指标中的“控股情况”筛选出“私人控股”的高新技术企业;其次，选取“个人资本”占“实收资本”比例大于50%的高新技术企业。汇总两个筛选标准下的企业样本作为民营高新技术企业的研究数据。在数据筛选的基础上，加总得到218个地级及以上城市的民营高新技术企业数据。

（二）效率测算方法与指标选取

本文使用全局参比的DEA-Malmquist模型[15]测算民营高新技术产业的生产效率，全局Malmquist指数具备可传递性、可累乘的优势，便于利用计算出来的生产效率值进行更深入的研究。利用该方法计算生产效率，需要选择合适的投入与产出指标：

1. 产出指标，使用工业增加值作为产出指标。“中国工业企业数据库”中一些年份的工业增加值是缺乏的，对于既没有工业总产值又没有工业增加值的年份（2004年），利用“工业增加值=固定资产折旧+劳动者报酬+生产税净额+营业盈余”进行计算，参考任曙明、孙飞的做法[16]，固定资产折旧用“固定资产本年折旧额”表示，劳动者报酬用“应付工资（薪酬）总额”表示，生产税净额用“应交增值税+营业税金及其附加+管理费用-补贴收入”表示，营业盈余用“营业利润”表示，由此得到工业增加值，再利用公式：工业总产值=工业增加值-应交增值税+工业中间投入，计算出工业总产值。由于2008～2009年应付工资（薪酬）等数据缺乏，任曙明、孙飞工业增加值计算的方式不再适用，考虑到2008～2009年工业总产值和应交增值税等指标数据齐全，只要计算出或者近似估计出“工业中间投入”，就可以通过公式：工业增加值=工业总产值+应交增值税-工业中间投入，来得到工业增加值的数据，于是通过：工业总产值×（上一年工业中间投入/上一年工业总产值）来得到当年的工业中间投入的估计值，近似求出2008～2009年的工业增加值。

2.投入指标，选用从业人员数和固定资产净额分别作为劳动力投入指标和资本投入指标。关于固定资产净额，2003～2007年采用“固定资产净值年平均余额”来表示，而2008-2013年，固定资产净额的数据缺失，于是采用：固定资产原价-当年固定资产折旧，来得到当年的固定资产净额的估计值，其中当年固定资产折旧=当年固定资产合计×（上一年固定资产折旧/上一年固定资产合计）。

为消除物价因素的影响，以上工业增加值和工业总产值数据，利用城市所在省份的生产者出厂价格指数进行平减，固定资产净额则利用固定资产价格指数进行平减。

（三）效率测算结果

利用规模报酬不变（CRS）和产出导向的全局Malmqiust指数方法计算民营高新技术产业的生产效率。表1为测算结果，包括全要素生产率（ctfp）、技术效率（ec）和技术进步（tc）。总体上，2003～2013年中国民营高新技术产业的生产率效率都大于1，其中技术效率对全要素生产率增长的贡献要大于技术进步。

四、实证分析

（一）模型构建与空间效应

1.空间计量模型的构建。在研究区域经济问题时，传统的计量方法往往忽略变量的空间相关性，造成回归结果的偏误，地理学第一定律显示“任何事物之间均相关，而离得较近的事物总比离得较远的事物相关性要高”[17]。民营高新技术产业作为高研发强度、高人力资本集聚、高技术依赖性的创新型产业，其生产效率在区域间并不是相互独立的，某个城市的生产效率会受到邻近城市生产效率的影响，同样其自身的生产效率水平也会对邻近城市产生影响，形成生产效率的空间溢出效应。这种空间相关性常常与财政补贴强度、产业结构水平关联在一起。从计量模型上来看，cliff and ord在1973年就提出了空间自回归模型（SAR）来研究厂商定价策略[18]，Anselin进一步提出空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）[19]。此外，Baltagi et al.構建了动态空间面板模型，并对动态面板数据的参数估计方法进行了探讨。[20]结合本文的研究实际，以上空间计量模型可以写成如下形式：

lnctfpit=α0+∑nj=1ρWijlnctfpjt+α1lnsubit+α2lnstrit+∑mk=3αkXitk+μit，μit～N（0，σ2I） （1）

lnctfpit=α0+α1lnsubit+α2lnstrit+∑mk=3αkXitk+μit，μit=∑nj=1λWijμjt+εit，εit～N（0，σ2I） （2）

lnctfpit=∑nj=1ρWijlnctfpjt+α1lnsubit+α2lnstrit+∑mk=3αkXitk+∑nj=1γ1Wijlnsubjt+∑nj=1γ2Wijlnstrjt+∑nj=1∑mk=3γkWijXjtk+μit，μit～N（0，σ2I）（3）

以上（1）-（3）式分别为SAR、SEM和SDM，其中被解释变量为民营高新技术产业的全要素生产率指数（ctfp），本文还将同时检验财政补贴、产业结构高级化对技术效率（ec）、技术进步（tc）的影响和空间效应，同样利用上述模型对ec和tc进行空间回归分析。核心解释变量sub和str分别表示财政补贴和产业结构高级化，X为一组控制变量，ρ和γk为空间效应系数，本文对所有变量进行对数变换处理。

2.空间效应的计算与表达。空间效应可分为直接效应（direct）和间接效应（indirect）和总效应（total），直接效应指变量对本区域的影响程度，间接效应也就是空间溢出效应，衡量邻近区域的变量指标对本区域的影响程度，总效应则是直接效应和间接效应的和。根据LeSage和白俊红、王钺等的思想[21] [22]，将SDM写为更简化和一般的形式得到：

Yn=α0+ρWYn+∑mk=1αkXkn+∑mk=1γkWXkn+μn，μn～N（0，σ2In）（4）

（4）式可转化为：

Yn=（In-ρW）-1τnα0+（In-ρW）-1∑mk=1（αk+γkW）Xkn+（In-ρW）-1μn（5）

令G（W）=（In-ρW）-1，则（5）式可转换为：

Yn=G（W）·τnα0+G（W）·∑mk=1（αk+γkW）Xkn+G（W）·μn （6）

再令Fk（W）=G（W）·（αk+γkW），则得到：

Yn=G（W）·τnα0+∑mk=1Fk（W）Xkn+G（W）·μn （7）

将（7）写成矩阵的形式：

Y1Y2Yn=∑mk=1F1（W）11F1（W）12…F1（W）1nF2（W）21F2（W）22…F2（W）2nFm（W）n1Fm（W）n2…Fm（W）nnX11X22Xmn+G（W）·（τnα0+μn）（8）

（8）式中，n表示区域数量，m表示解释变量个数，以Fm（W）nn表示的矩阵称为偏微分矩阵，该矩阵对角线上的元素F1（W）11、F2（W）22…Fm（W）nn反映了解释变量对本区域的直接效应，非对角线上的元素反映了其他区域的相应解释变量对本区域的影响程度，即空间溢出效应。根据（8）式，三种空间效应可表示为：

direct=YiXki=Fk（W）ii，indirect=YiXkj=Fk（W）ij，total=Fk（W）ii+Fk（W）ij

其中，i，j表示第i个区域和第j个区域，i=1，2…n，j=1，2…n，k表示第k个解释变量，k=1，2…m。

（二）空间权重矩阵

空间计量模型与传统计量模型的区别在于使用空间权重矩阵（Wij）来描述变量的空间效应，拟合出包含空间信息的值。最常用到的空间矩阵是邻接矩阵，它是将相邻的区域设置为：Wij=1，不相邻的区域设置为：Wij=0。但本文采用的是城市层面的数据，更适合使用空间距离矩阵，同时为了遵循“单元间的空间相关性随着距离增加而逐渐递减”的地理学第一定律，即距离越远，影响权重越小，距离越近，影响权重越大，此处使用空间地理距离的倒数构造矩阵。设dij为城市之间的最短距离，反距离矩阵可表示为：

Wij= d - 1ij ，i≠j0，i = j

当i=j时，表示城市与本身的距离为0，即对角线上的空间权重为0，当i≠j时，表示城市与其他城市之间的空间权重为d - 1ij 。

（三）变量选取

1.变量指标的选取 。在前文理论分析和效率计算的基础上，对于变量指标的选取安排如下：

（1）被解释变量，选取民营高新技术产业的生产效率指标，包括全要素生产率（ctfp）、技术效率（ec）和技术进步（tc）作为被解释变量。

（2）核心解释变量，核心解释变量包括两个，财政补贴（sub）和产业结构高级化（str）。利用工业企业数据库中“補贴收入”作为财政补贴指标。产业结构高级化这一指标通常以非农产业产值占总产值的比重或者第三产业与第二产业产值之比来表示，但由于高新技术产业分布于各个产业层次之中，传统的指标构造并不合适。本文利用民营高新技术产业总产值占城市工业企业总产值之比表示产业结构高级化。

（3）控制变量，选取资本强度、城市人力资本水平、基础设施、城市信息化水平作为控制变量。借鉴罗伟、葛顺奇的做法[23]，利用“固定资产/从业人员数”表示资本强度（资本密集度）。利用“城市职工平均工资×2”来衡量民营高新技术产业的人力资本水平。借鉴张先锋、陈玉林等的做法[24]，使用城市“人均公路里程数”来表示基础设施。信息化水平则按照刘生龙、胡鞍钢的做法[25]，利用城市“人均邮电业务量”来表示。

2.变量描述性统计。使用2003～2013年民营高新技术产业218个地级及以上城市的面板数据来研究财政补贴、产业结构高级化对民营高新技术产业生产效率的影响及空间效应。实证部分所有数据来源于“中国工业企业数据库”、《中国城市统计年鉴》以及《中国区域经济统计年鉴》。表2对变量指标进行了统计描述，各变量进行了取对数处理。

（四）实证结果分析

1.空间相关性检验。在进行空间计量回归之前，要对被解释变量进行空间相关性检验，本文采用莫兰指数（Moran's I）进行空间相关性检验。结果表明，被解释变量lnctfp和lnec有一半年份的Moran's I指数都至少在10%的水平上显著，即存在空间相关性，且都是正相关关系，表示民营高新技术产业的城市全要素生产率和技术效率存在“高-高”或“低-低”集聚的趋势，lntc大部分年份的检验结果都在5%的置信水平上显著，同样出现“高-高”或“低-低”集聚的趋势，验证了民营高新技术产业生产效率的空间溢出效应和空间辐射带动作用。

2.基准回归结果分析。利用极大似然法（MLE）进行回归分析，Hausman检验结果表明更适合使用固定效应模型（所有模型p值都为0.000），固定效应不仅能够更好体现个体特征，还可在一定程度上降低内生性偏误。回归结果显示无论使用何种模型，其空间效应系数ρ和λ都非常显著，表明了空间相关性的存在，进一步说明了使用空间计量模型进行估计的必要性。

在表3中，（1）-（3）和（4）-（6）以及（7）-（9）是分别利用SAR、SEM和SDM三种空间计量模型对民营高新技术产业全要素生产率（ctfp）、技术效率（ec）和技术进步（tc）进行回归分析的结果。ctfp、ec的回归结果显示，无论是财政补贴（sub），还是产业结构高级化（str）的系数都为正且至少在5%的水平上显著，符合理论预期。而在对tc的回归结果中，三种模型都显示sub对于tc的影响不显著，只有str的系数显著为正，即对tc形成正的影响。从核心解释变量系数的显著性和符号上看，三种模型的估计结果差别不大，但是SDM能够进一步衡量出财政补贴、产业结构高级化与空间权重矩阵的交互项W×lnsub、W×lnstr的系数对因变量是否有影响，表中W×lnsub对ctfp、ec和tc的影响并不显著，而W×lnstr对ec和tc有显著的影响，且W×lnstr对tc的影响系数为负，可能的原因在于邻近城市对本城市在产业结构上存在“虹吸效应”，即邻近城市的产业结构高级化程度高于本城市，导致对本城市相关资源如资本、人才等的“倒吸”效应，最终将不利于本城市生产效率的提升。可见，使用SDM对空间效应具备更细致的解释能力。

为进一步对模型进行选择和判断，使用LR检验和wald检验对SDM的拟合效果进行分析，表4是LR和wald检验的结果，对于模型（1）-（3）和模型（7）-（9）无论是LR检验还是wald检验都显著拒绝原假设，即SDM不能退化为SAR和SEM，表明SDM具有更好的拟合效果。模型（4）-（6）的检验结果稍有不同，LR检验结果显示，SDM不能退化为SEM，wald检验结果显示SDM不能退化为SAR。综合来看，SDM不能等价转换为SAR和SEM，说明SDM对因变量的两种解释传导机制具有其他模型无可比拟的优势，因此，本文选用SDM进行分析。

3.动态空间杜宾模型估计结果。考虑到民营高新技术产业的生产效率“可能存在时间上的路径依赖特征，即时间滞后效应”[26]，也就是上一期生产效率可能对本期生产效率存在正向或负向的影响，因此本文进一步利用动态空间杜宾模型（DSDM）进行回归分析。DSDM建立如下：

lnctfpit=ηlnctfpit-1+∑nj=1ρWijlnctfpjt+α1lnsubit+α2lnstrit+∑mk=3αkXitk+∑nj=1γ1Wijlnsubjt+∑nj=1γ2Wijlnstrjt+∑nj=1∑mk=3γkWijXjtk+μit，μit～N（0，σ2I）（9）

以上只写出了民营高新技术产业全要素生产率（ctfp）的动态空间杜宾模型，技术效率（ec）和技术进步（tc）的DSDM与（9）式相似，只需对被解释变量和时间滞后项进行替换即可。表5是利用DSDM回归的结果。

根据DSDM的回归结果，空间滞后系数ρ仍然在1%的水平上显著，证明对SDM进行动态处理后，仍然能够很好地反映研究变量的空间相关性。此外，与SAR、SEM和SDM相比，核心解释变量的符号和显著性基本不变，财政补贴力度提升1%，能够分别带动民营高新技术产业全要素生产率、技术效率上升约3.39%、2.89%，但财政补贴对技术进步的影响不显著。另外，产业结构高级化程度提高1个百分点，全要素生产率、技术效率和技术进步分别提高约0.19、0.17、0.02个百分点。

尽管W×lnsub和W×lnstr的系数体现了邻近城市财政补贴和产业结构高级化对本城市生产效率的影响，DSDM和SDM中W×lnstr对tc的影响系数在符号上也存在差异，但此项系数并不能更具体地反应解释变量对被解释变量的影响程度，后文将进一步讨论自变量对因变量的直接效应、空间溢出效应和总效应来进行更具体的分析。

民营高新技术产业生产效率的滞后一期系数显著，说明生产效率存在时间滞后效应以及使用动态空间杜宾模型的必要性，这一结果也与朱俏俏、孙慧的研究結果一致。[27]而系数为负说明是一种负向的“时间惯性”，表现为前一期的生产率增长会对当期产生负向的影响。为更进一步说明，本文利用动态空间杜宾模型对累乘的生产效率指数进行回归，发现经过累乘处理后，被解释变量滞后1期的系数显著为正，表明负向“时间惯性”的影响是短期的，而非长期的影响。

4.空间效应分析。根据Elhorst，动态空间杜宾模型还可以将空间效应细分为长期效应和短期效应。[28]表6中（10）-（12）分别得到长期和短期内财政补贴和产业结构高级化对民营高新技术产业生产效率的直接效应、空间溢出效应和总效应。

通过表6可知，长期和短期内，财政补贴（sub）对民营高新技术产业生产效率的直接效应都是显著为正的，说明财政补贴对本城市民营高新技术产业生产效率的促进作用明显。但从空间溢出效应来看，财政补贴只对技术效率有显著为正的空间溢出效应，对全要素生产率和技术进步的空间溢出效应并不显著，说明加大财政补贴力度对于促进区域间技术使用效率，充分挖掘技术潜能具有积极的推动作用，但对于技术创新和进步的促进作用不明显。此外，若存在空间溢出效应，空间溢出效应要远大于直接效应，根据计算，财政补贴的空间溢出效应的影响都在80%以上。

从产业结构高级化（str）来看，其对因变量的空间溢出效应要比财政补贴明显。无论是长期还是短期，产业结构高级化对民营高新技术产业的全要生产率、技术效应和技术进步的直接效应、间接效应和总效应都存在显著的正向影响。同样，空间溢出效应的影响大于直接效应。例如，长期内str对ctfp的空间溢出效应的影响系数占总效应系数的比值为65.82%，其余占比更是大于该比值，可见民营高新技术产业生产效率的提升更多是得益于区域要素的流动和整体产业结构的升级。

五、稳健性检验

前文的估计模型可能会受到内生性问题的影响导致回归结果存在偏误。借鉴邵帅、张可等的做法[26]，使用空间系统GMM方法进行参数估计以降低内生性问题的影响，也进一步检验MLE估计结果的稳健性。采用SAR进行稳健性检验，如表7所示，与前文的估计结果相比，空间GMM估计的模型（16）—（18）的空间滞后项系数都非常顯著，核心解释变量的系数在符号方向和显著性上也基本与前文保持一致，表明了模型的稳健性。

另外，考虑到不同生产效率计算方法可能会导致实证结果的偏差，本文还进一步采用了随机前沿模型（SFA）对民营高新技术产业的技术效率（s-ec）进行了计算，并以此替换原被解释变量（ec），再分别利用空间GMM和MLE方法进行回归估计，结果如表7中模型（19）、（20）所示，两种方法回归结果的系数在符号方向和显著性上与前文的结果相比并无根本性改变。最后将反地理距离矩阵更换为地理距离矩阵使用动态空间杜宾模型（DSDM）进行回归，系数也基本与前文的结果保持一致，进一步说明本文的研究结果是稳健的。

六、结论与政策建议

本文将财政补贴、产业结构高级化和民营高新技术产业生产效率置于一个统一的框架，在理论分析的基础上，利用2003～2013年218个城市的面板数据，构建了动态空间杜宾模型进行实证检验和分析。得出以下主要结论：

第一，财政补贴对民营高新技术产业生产效率各项指数的平均影响存在差异，对全要素生产率、技术效率具有显著而积极的推动作用，但对技术进步的影响不显著。长短期内，财政补贴对民营高新技术产业生产效率的直接效应都是显著为正的，但只对技术效率有显著为正的空间溢出效应，对全要素生产率和技术进步的空间溢出效应并不显著。此外若存在空间溢出效应，则空间溢出效应要远大于直接效应。

第二，产业结构高级化对民营高新技术产业生产效率各项指数的平均影响都显著为正。长短期内产业结构高级化对民营高新技术产业生产效率的直接效应、间接效应和总效应都存在显著而积极的影响，其空间效应要比财政补贴更明显，且空间溢出效应大于直接效应，可见民营高新技术产业生产效率的提升更多得益于区域间要素的流动和整体产业结构的升级。

基于以上结论，采取有针对性的财政和产业政策有利于促进区域民营高新技术经济的协调发展。首先，要加大财政补贴力度，促进产业发展和生产效率提升。包括加大税收优惠力度，降低企业负担，加强对经济类活动以及基础设施建设的补贴力度，切实改善民营高新技术企业生产条件和经营环境。其次，合理安排补贴制度，发挥财政政策的协调诱导功能。要明确补贴对象，按照需求度和必要性，形成行业补贴梯度，诱导产业定位。同时合理掌控财政补贴方向，协调区域发展平衡。再次，紧跟前沿产业发展，促进产业结构升级。打破制造业领域限制，打造尖端产业类型，促进民营高新技术产业结构升级。最后，打造产业集群优势，重视空间溢出效应。要积极规划高新技术区，形成规模效应和集群优势，进一步壮大和培育龙头企业，带动辐射区域经济协调发展。

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Financial Subsidies，Advanced Stage of Industry Structure and the Production Efficiency

of Private High-Tech Industries

- An Empirical Study Based on the Durbin Model of Dynamic Space

HONG Xia，MEI De-ping

（College of Big Data Statistics， Guizhou University of Finance and Economic，Guiyang，Guizhou 550025，China;School of Economics and Business Administration，Central China Normal University，Wuhan，Hubei 430079，China）

Abstract：

The leading and leading role of private high-tech industries in production efficiency is conducive to the implementation of my country's innovation-driven strategy and the realization of high-quality economic growth.This paper uses the urban panel data of private high-tech industries from 2003 to 2013， and uses the dynamic spatial Dubin model to study the direct impact and spatial spillover effects of financial subsidies and advanced stage of industry structure on the production efficiency of private high-tech industries.The research conclusions show that： financial subsidies have a significant promotion effect on the total factor productivity and technical efficiency of private high-tech industries， but the impact on technological progress is not significant， and only has a significant positive spatial spillover effect on technical efficiency.Advanced stage of industry structure has a significant positive impact on all indicators of production efficiency， and also has a spatial spillover effect on production efficiency，and if there is a spatial spillover effect， the spatial spillover effect is much greater than the direct effect.

Key words：

production efficiency;financial subsidies;advanced stage of industry structure;private high-tech industries

责任编辑：吴锦丹