洪霞 梅德平

摘 要：發(fā)揮民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在生產(chǎn)效率上的引領(lǐng)和輻射作用，有利于我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施和經(jīng)濟高質(zhì)量增長的實現(xiàn)。利用2003～2013年民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的城市面板數(shù)據(jù)，使用動態(tài)空間杜賓模型研究了財政補貼、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的影響和空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)論顯示：財政補貼對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率具有顯著的促進作用，但對技術(shù)進步的影響不顯著，且只對技術(shù)效率有顯著為正的空間溢出效應(yīng);產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對生產(chǎn)效率各項指數(shù)的影響都顯著為正并存在空間溢出效應(yīng)，且空間溢出效應(yīng)遠大于直接效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：

生產(chǎn)效率;財政補貼;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化;民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)

文章編號：2095-5960（2022）04-0011-11;中圖分類號：F064.1，F(xiàn)222.1

;文獻標識碼：A

一、引言

改革開放以來，我國開創(chuàng)了世界經(jīng)濟增長的“奇跡”，進入21世紀以后，隨著貿(mào)易、人口、資源“紅利”的邊際效益遞減，中國經(jīng)濟的增速逐漸放緩，近年來我國經(jīng)濟總體進入了中速增長的“新常態(tài)”階段。民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)擁有強勁的技術(shù)創(chuàng)新能力，活躍的競爭氛圍成為帶動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提升整體經(jīng)濟效率，實現(xiàn)長期可持續(xù)增長的關(guān)鍵。全要素生產(chǎn)率是衡量民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)投入要素的綜合生產(chǎn)率[1]，反映了民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長所表現(xiàn)出來的能力，而這種能力與技術(shù)效率、技術(shù)進步密切相關(guān)。所謂技術(shù)效率，指相同技術(shù)水平下，不同民營高新技術(shù)企業(yè)對技術(shù)的有效利用程度不同而產(chǎn)生的效率差異，導(dǎo)致同一技術(shù)條件下等量投入的最優(yōu)產(chǎn)出量不同。技術(shù)進步則是指所有民營高新技術(shù)企業(yè)所處的整體技術(shù)水平不斷更新的過程，在這個過程中，部分企業(yè)處在技術(shù)水平的前沿，代表技術(shù)的最優(yōu)水平，而另一部分企業(yè)的技術(shù)水平則與前沿水平存在著差距，即技術(shù)進步差距。

財政補貼能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資壓力，增加資本投入，促進企業(yè)創(chuàng)新效率和生產(chǎn)效率的提升[2]，還對生產(chǎn)效率具有一定的空間溢出效應(yīng)[3]。民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對資本的需求程度更甚于一般產(chǎn)業(yè)，財政補貼可有效補充其資本量，緩解資金壓力，充實研發(fā)投入，提升生產(chǎn)效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是處于不斷演變進程中的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物。Grossman and Helpman，以及Lucas都強調(diào)了結(jié)構(gòu)變化對生產(chǎn)率增長的重要性[4] [5]，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對全要素生產(chǎn)率具有重要的促進作用[6][7]，同時還存在空間溢出效應(yīng)，即鄰近區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整將會對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。[8][9]

本文研究的是城市層面民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率（全要素生產(chǎn)率及其分解指數(shù)：技術(shù)效率和技術(shù)進步），一是鑒于該產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域研究薄弱的現(xiàn)狀，目前細化到城市層面的系統(tǒng)性統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏，故涉及城市層面的研究也相對較少。本文通過對“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”信息的有效利用獲得民營高新技術(shù)企業(yè)城市層面的數(shù)據(jù)，可算作一種新的合理嘗試，突破了數(shù)據(jù)的限制，相關(guān)研究和探討也在一定程度彌補了研究薄弱的現(xiàn)狀。二是民營企業(yè)是城市中最活躍的主體，從民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展效率可以窺見一個城市經(jīng)濟的創(chuàng)新發(fā)展情況和潛力，因而關(guān)于城市民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的研究，對于城市創(chuàng)新型經(jīng)濟的發(fā)展、城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化布局具有一定的參考意義。

二、理論分析

（一）財政補貼與民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率

借鑒張同斌、高鐵梅的觀點[10]，結(jié)合本文實際分析發(fā)現(xiàn)，理論上財政補貼通過作用于邊際收益和邊際成本，以及通過空間溢出效應(yīng)來影響民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率。

財政補貼中的直接資金補償相當于直接增加了民營高新技術(shù)企業(yè)的投資水平，投資的增加將對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營效率和產(chǎn)出水平產(chǎn)生較大的影響。如圖1，財政補貼之前，企業(yè)的邊際收益曲線MR與邊際成本曲線MC相交于點E，由E點確定的生產(chǎn)平衡點對應(yīng)的投資水平為i，獲得的收益為r。獲得財政補貼之后，企業(yè)的邊際收益增加，邊際收益曲線向上移動至新的邊際收益曲線MR1，與邊際成本曲線相交于F點，此時新的生產(chǎn)平衡點F對應(yīng)了一個比i更高的投資水平i1，同時也獲得更高的收益水平r1。收益增加意味著企業(yè)可觀的盈利水平和寬松的資金環(huán)境，推動企業(yè)加大技術(shù)的引進和革新，帶來生產(chǎn)效率的新一輪改進，最終追求技術(shù)和效率紅利下的超額利潤。

財政補貼中的稅費返還等優(yōu)惠政策對民營高新技術(shù)企業(yè)而言，相當于降低了其成本，成本的降低一定程度上減輕了企業(yè)的負擔(dān)，等量的資金可更多用于投資而不是用于成本開銷，使得企業(yè)的投資水平相對上升，企業(yè)更加注重技術(shù)創(chuàng)新、生產(chǎn)效率的提升和長遠可持續(xù)發(fā)展。圖2中，在稅收優(yōu)惠之前，企業(yè)的邊際成本曲線MC處于一個較高的水平，并與企業(yè)的邊際收益曲線MR相交于平衡點E，同樣對應(yīng)較低的投資水平i和較高的成本c。當企業(yè)獲得稅收優(yōu)惠后，邊際成本曲線向下移動到MC1與曲線MR相較于新的生產(chǎn)平衡點G，與E點相比，G點對應(yīng)了一個更高的投資水平i2和更低的成本c2。事實上，大多數(shù)民營高新技術(shù)企業(yè)是同時享受直接資金補償和稅費返還等優(yōu)惠政策的，因此企業(yè)的實際投資水平和成本狀況往往由新的收益曲線MR1和新的邊際成本曲線MC1決定，E′點為新的生產(chǎn)平衡點對應(yīng)更高的投資水平i3和稍高的成本水平c3（或收益水平r3）。

其次，財政補貼通過改變邊際收益和邊際成本對企業(yè)的生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響，這種影響累積到產(chǎn)業(yè)層面的結(jié)果是帶來整個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的不同變化程度，造成區(qū)域間民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的非平衡狀態(tài)，產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，表現(xiàn)為鄰近區(qū)域的財政補貼對本區(qū)域生產(chǎn)效率的影響。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率

首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化促進技術(shù)效率改善。第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，技術(shù)、知識密集型高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模越大，產(chǎn)業(yè)的空間集聚程度越明顯，形成多樣化的細分行業(yè)類型和專業(yè)化的分工協(xié)作，促進技術(shù)合作開發(fā)，提高技術(shù)的使用效率和高新技術(shù)從業(yè)人員的工作效率，加大技術(shù)的產(chǎn)出和轉(zhuǎn)化效率。第二，產(chǎn)業(yè)規(guī)模優(yōu)勢帶來包括基礎(chǔ)設(shè)施、生產(chǎn)維修、信息系統(tǒng)協(xié)同在內(nèi)的更低的服務(wù)獲取成本，產(chǎn)生規(guī)模效益，而綜合技術(shù)效率等于純技術(shù)效率×規(guī)模效率，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化通過提升民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效率來提升其綜合技術(shù)效率。

其次，合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將促進技術(shù)進步和技術(shù)效率進一步提高。[11]第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)的某些新的特征和優(yōu)化升級的方向誘發(fā)技術(shù)創(chuàng)新，從而決定了技術(shù)進步和改進的方向、規(guī)模和速度等。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級效應(yīng)將帶來更多資源的流入，包括研發(fā)投入和人力投入，促進技術(shù)的革新和進步。第三，隨著區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和穩(wěn)定，產(chǎn)業(yè)內(nèi)、產(chǎn)業(yè)間和不同區(qū)域間技術(shù)水平的高差逐漸明顯，形成技術(shù)的空間溢出和擴散效應(yīng)，最終輻射和帶動區(qū)域內(nèi)整體技術(shù)水平的進步。

三、生產(chǎn)效率的測算

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)來源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，該數(shù)據(jù)庫針對工業(yè)企業(yè)的統(tǒng)計覆蓋范圍較廣，2013年統(tǒng)計的所有規(guī)模以上國有及非國有企業(yè)數(shù)量達到34萬多家。經(jīng)過計算和對比，發(fā)現(xiàn)“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中按城市加總的工業(yè)企業(yè)數(shù)量與《中國城市統(tǒng)計年鑒》中入統(tǒng)的城市工業(yè)企業(yè)數(shù)量的平均出入較小，故本文采用該數(shù)據(jù)庫中高新技術(shù)企業(yè)的城市加總數(shù)據(jù)作為研究樣本是合理且可行的（2010年的數(shù)據(jù)存在嚴重缺失和統(tǒng)計錯誤，予以剔除）。

關(guān)于高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)的來源，本文借鑒并擴展了羅雨澤、羅來軍等的方法。[12]首先，按照兩位數(shù)的行業(yè)分類標準從“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中篩選出通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)三個二位數(shù)代碼的高新技術(shù)行業(yè)作為高新技術(shù)企業(yè)主體數(shù)據(jù)。其次，對屬于高新技術(shù)行業(yè)但歸類于其他二位數(shù)行業(yè)大類的企業(yè)樣本進行深入篩選，根據(jù)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)分類和國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準①①參見《GB/T 4754—2011 國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》。 ，按照四位數(shù)行業(yè)分類篩選出：手術(shù)器械制造，醫(yī)療診斷、監(jiān)護及治療設(shè)備制造，實驗室及醫(yī)用消毒設(shè)備和器具制造，醫(yī)療、外科及獸醫(yī)用器械制造，其他醫(yī)療設(shè)備制造，航標器材及其他浮動裝置制造，航天器制造，航空、航天及其他專用設(shè)備制造，飛機制造及修理，其他飛行器制造，信息化學(xué)品制造作為數(shù)據(jù)補充，盡可能保證數(shù)據(jù)覆蓋范圍更加全面。

對于企業(yè)所有制屬性的確定，依據(jù)陳林和聶輝華、江艇等利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對民營企業(yè)的界定標準[13] [14]，首先，根據(jù)統(tǒng)計指標中的“控股情況”篩選出“私人控股”的高新技術(shù)企業(yè);其次，選取“個人資本”占“實收資本”比例大于50%的高新技術(shù)企業(yè)。匯總兩個篩選標準下的企業(yè)樣本作為民營高新技術(shù)企業(yè)的研究數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)篩選的基礎(chǔ)上，加總得到218個地級及以上城市的民營高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)。

（二）效率測算方法與指標選取

本文使用全局參比的DEA-Malmquist模型[15]測算民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，全局Malmquist指數(shù)具備可傳遞性、可累乘的優(yōu)勢，便于利用計算出來的生產(chǎn)效率值進行更深入的研究。利用該方法計算生產(chǎn)效率，需要選擇合適的投入與產(chǎn)出指標：

1. 產(chǎn)出指標，使用工業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標。“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中一些年份的工業(yè)增加值是缺乏的，對于既沒有工業(yè)總產(chǎn)值又沒有工業(yè)增加值的年份（2004年），利用“工業(yè)增加值=固定資產(chǎn)折舊+勞動者報酬+生產(chǎn)稅凈額+營業(yè)盈余”進行計算，參考任曙明、孫飛的做法[16]，固定資產(chǎn)折舊用“固定資產(chǎn)本年折舊額”表示，勞動者報酬用“應(yīng)付工資（薪酬）總額”表示，生產(chǎn)稅凈額用“應(yīng)交增值稅+營業(yè)稅金及其附加+管理費用-補貼收入”表示，營業(yè)盈余用“營業(yè)利潤”表示，由此得到工業(yè)增加值，再利用公式：工業(yè)總產(chǎn)值=工業(yè)增加值-應(yīng)交增值稅+工業(yè)中間投入，計算出工業(yè)總產(chǎn)值。由于2008～2009年應(yīng)付工資（薪酬）等數(shù)據(jù)缺乏，任曙明、孫飛工業(yè)增加值計算的方式不再適用，考慮到2008～2009年工業(yè)總產(chǎn)值和應(yīng)交增值稅等指標數(shù)據(jù)齊全，只要計算出或者近似估計出“工業(yè)中間投入”，就可以通過公式：工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值+應(yīng)交增值稅-工業(yè)中間投入，來得到工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，于是通過：工業(yè)總產(chǎn)值×（上一年工業(yè)中間投入/上一年工業(yè)總產(chǎn)值）來得到當年的工業(yè)中間投入的估計值，近似求出2008～2009年的工業(yè)增加值。

2.投入指標，選用從業(yè)人員數(shù)和固定資產(chǎn)凈額分別作為勞動力投入指標和資本投入指標。關(guān)于固定資產(chǎn)凈額，2003～2007年采用“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”來表示，而2008-2013年，固定資產(chǎn)凈額的數(shù)據(jù)缺失，于是采用：固定資產(chǎn)原價-當年固定資產(chǎn)折舊，來得到當年的固定資產(chǎn)凈額的估計值，其中當年固定資產(chǎn)折舊=當年固定資產(chǎn)合計×（上一年固定資產(chǎn)折舊/上一年固定資產(chǎn)合計）。

為消除物價因素的影響，以上工業(yè)增加值和工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，利用城市所在省份的生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進行平減，固定資產(chǎn)凈額則利用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減。

（三）效率測算結(jié)果

利用規(guī)模報酬不變（CRS）和產(chǎn)出導(dǎo)向的全局Malmqiust指數(shù)方法計算民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率。表1為測算結(jié)果，包括全要素生產(chǎn)率（ctfp）、技術(shù)效率（ec）和技術(shù)進步（tc）?？傮w上，2003～2013年中國民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率效率都大于1，其中技術(shù)效率對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻要大于技術(shù)進步。

四、實證分析

（一）模型構(gòu)建與空間效應(yīng)

1.空間計量模型的構(gòu)建。在研究區(qū)域經(jīng)濟問題時，傳統(tǒng)的計量方法往往忽略變量的空間相關(guān)性，造成回歸結(jié)果的偏誤，地理學(xué)第一定律顯示“任何事物之間均相關(guān)，而離得較近的事物總比離得較遠的事物相關(guān)性要高”[17]。民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為高研發(fā)強度、高人力資本集聚、高技術(shù)依賴性的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)，其生產(chǎn)效率在區(qū)域間并不是相互獨立的，某個城市的生產(chǎn)效率會受到鄰近城市生產(chǎn)效率的影響，同樣其自身的生產(chǎn)效率水平也會對鄰近城市產(chǎn)生影響，形成生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)。這種空間相關(guān)性常常與財政補貼強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平關(guān)聯(lián)在一起。從計量模型上來看，cliff and ord在1973年就提出了空間自回歸模型（SAR）來研究廠商定價策略[18]，Anselin進一步提出空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）[19]。此外，Baltagi et al.構(gòu)建了動態(tài)空間面板模型，并對動態(tài)面板數(shù)據(jù)的參數(shù)估計方法進行了探討。[20]結(jié)合本文的研究實際，以上空間計量模型可以寫成如下形式：

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）式分別為SAR、SEM和SDM，其中被解釋變量為民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)（ctfp），本文還將同時檢驗財政補貼、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對技術(shù)效率（ec）、技術(shù)進步（tc）的影響和空間效應(yīng)，同樣利用上述模型對ec和tc進行空間回歸分析。核心解釋變量sub和str分別表示財政補貼和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，X為一組控制變量，ρ和γk為空間效應(yīng)系數(shù)，本文對所有變量進行對數(shù)變換處理。

2.空間效應(yīng)的計算與表達?？臻g效應(yīng)可分為直接效應(yīng)（direct）和間接效應(yīng)（indirect）和總效應(yīng)（total），直接效應(yīng)指變量對本區(qū)域的影響程度，間接效應(yīng)也就是空間溢出效應(yīng)，衡量鄰近區(qū)域的變量指標對本區(qū)域的影響程度，總效應(yīng)則是直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的和。根據(jù)LeSage和白俊紅、王鉞等的思想[21] [22]，將SDM寫為更簡化和一般的形式得到：

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

（4）式可轉(zhuǎn)化為：

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

令G（W）=（In-ρW）-1，則（5）式可轉(zhuǎn)換為：

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

再令Fk（W）=G（W）·（αk+γkW），則得到：

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

將（7）寫成矩陣的形式：

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表示區(qū)域數(shù)量，m表示解釋變量個數(shù)，以Fm（W）nn表示的矩陣稱為偏微分矩陣，該矩陣對角線上的元素F1（W）11、F2（W）22…Fm（W）nn反映了解釋變量對本區(qū)域的直接效應(yīng)，非對角線上的元素反映了其他區(qū)域的相應(yīng)解釋變量對本區(qū)域的影響程度，即空間溢出效應(yīng)。根據(jù)（8）式，三種空間效應(yīng)可表示為：

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個區(qū)域和第j個區(qū)域，i=1，2…n，j=1，2…n，k表示第k個解釋變量，k=1，2…m。

（二）空間權(quán)重矩陣

空間計量模型與傳統(tǒng)計量模型的區(qū)別在于使用空間權(quán)重矩陣（Wij）來描述變量的空間效應(yīng)，擬合出包含空間信息的值。最常用到的空間矩陣是鄰接矩陣，它是將相鄰的區(qū)域設(shè)置為：Wij=1，不相鄰的區(qū)域設(shè)置為：Wij=0。但本文采用的是城市層面的數(shù)據(jù)，更適合使用空間距離矩陣，同時為了遵循“單元間的空間相關(guān)性隨著距離增加而逐漸遞減”的地理學(xué)第一定律，即距離越遠，影響權(quán)重越小，距離越近，影響權(quán)重越大，此處使用空間地理距離的倒數(shù)構(gòu)造矩陣。設(shè)dij為城市之間的最短距離，反距離矩陣可表示為：

Wij= d - 1ij ，i≠j0，i = j

當i=j時，表示城市與本身的距離為0，即對角線上的空間權(quán)重為0，當i≠j時，表示城市與其他城市之間的空間權(quán)重為d - 1ij 。

（三）變量選取

1.變量指標的選取 。在前文理論分析和效率計算的基礎(chǔ)上，對于變量指標的選取安排如下：

（1）被解釋變量，選取民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率指標，包括全要素生產(chǎn)率（ctfp）、技術(shù)效率（ec）和技術(shù)進步（tc）作為被解釋變量。

（2）核心解釋變量，核心解釋變量包括兩個，財政補貼（sub）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（str）。利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中“補貼收入”作為財政補貼指標。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化這一指標通常以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重或者第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來表示，但由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分布于各個產(chǎn)業(yè)層次之中，傳統(tǒng)的指標構(gòu)造并不合適。本文利用民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占城市工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值之比表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。

（3）控制變量，選取資本強度、城市人力資本水平、基礎(chǔ)設(shè)施、城市信息化水平作為控制變量。借鑒羅偉、葛順奇的做法[23]，利用“固定資產(chǎn)/從業(yè)人員數(shù)”表示資本強度（資本密集度）。利用“城市職工平均工資×2”來衡量民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的人力資本水平。借鑒張先鋒、陳玉林等的做法[24]，使用城市“人均公路里程數(shù)”來表示基礎(chǔ)設(shè)施。信息化水平則按照劉生龍、胡鞍鋼的做法[25]，利用城市“人均郵電業(yè)務(wù)量”來表示。

2.變量描述性統(tǒng)計。使用2003～2013年民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)218個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)來研究財政補貼、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的影響及空間效應(yīng)。實證部分所有數(shù)據(jù)來源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”、《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。表2對變量指標進行了統(tǒng)計描述，各變量進行了取對數(shù)處理。

（四）實證結(jié)果分析

1.空間相關(guān)性檢驗。在進行空間計量回歸之前，要對被解釋變量進行空間相關(guān)性檢驗，本文采用莫蘭指數(shù)（Moran's I）進行空間相關(guān)性檢驗。結(jié)果表明，被解釋變量lnctfp和lnec有一半年份的Moran's I指數(shù)都至少在10%的水平上顯著，即存在空間相關(guān)性，且都是正相關(guān)關(guān)系，表示民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的城市全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率存在“高-高”或“低-低”集聚的趨勢，lntc大部分年份的檢驗結(jié)果都在5%的置信水平上顯著，同樣出現(xiàn)“高-高”或“低-低”集聚的趨勢，驗證了民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的空間溢出效應(yīng)和空間輻射帶動作用。

2.基準回歸結(jié)果分析。利用極大似然法（MLE）進行回歸分析，Hausman檢驗結(jié)果表明更適合使用固定效應(yīng)模型（所有模型p值都為0.000），固定效應(yīng)不僅能夠更好體現(xiàn)個體特征，還可在一定程度上降低內(nèi)生性偏誤?；貧w結(jié)果顯示無論使用何種模型，其空間效應(yīng)系數(shù)ρ和λ都非常顯著，表明了空間相關(guān)性的存在，進一步說明了使用空間計量模型進行估計的必要性。

在表3中，（1）-（3）和（4）-（6）以及（7）-（9）是分別利用SAR、SEM和SDM三種空間計量模型對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率（ctfp）、技術(shù)效率（ec）和技術(shù)進步（tc）進行回歸分析的結(jié)果。ctfp、ec的回歸結(jié)果顯示，無論是財政補貼（sub），還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（str）的系數(shù)都為正且至少在5%的水平上顯著，符合理論預(yù)期。而在對tc的回歸結(jié)果中，三種模型都顯示sub對于tc的影響不顯著，只有str的系數(shù)顯著為正，即對tc形成正的影響。從核心解釋變量系數(shù)的顯著性和符號上看，三種模型的估計結(jié)果差別不大，但是SDM能夠進一步衡量出財政補貼、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與空間權(quán)重矩陣的交互項W×lnsub、W×lnstr的系數(shù)對因變量是否有影響，表中W×lnsub對ctfp、ec和tc的影響并不顯著，而W×lnstr對ec和tc有顯著的影響，且W×lnstr對tc的影響系數(shù)為負，可能的原因在于鄰近城市對本城市在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上存在“虹吸效應(yīng)”，即鄰近城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度高于本城市，導(dǎo)致對本城市相關(guān)資源如資本、人才等的“倒吸”效應(yīng)，最終將不利于本城市生產(chǎn)效率的提升?？梢姡褂肧DM對空間效應(yīng)具備更細致的解釋能力。

為進一步對模型進行選擇和判斷，使用LR檢驗和wald檢驗對SDM的擬合效果進行分析，表4是LR和wald檢驗的結(jié)果，對于模型（1）-（3）和模型（7）-（9）無論是LR檢驗還是wald檢驗都顯著拒絕原假設(shè)，即SDM不能退化為SAR和SEM，表明SDM具有更好的擬合效果。模型（4）-（6）的檢驗結(jié)果稍有不同，LR檢驗結(jié)果顯示，SDM不能退化為SEM，wald檢驗結(jié)果顯示SDM不能退化為SAR。綜合來看，SDM不能等價轉(zhuǎn)換為SAR和SEM，說明SDM對因變量的兩種解釋傳導(dǎo)機制具有其他模型無可比擬的優(yōu)勢，因此，本文選用SDM進行分析。

3.動態(tài)空間杜賓模型估計結(jié)果。考慮到民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率“可能存在時間上的路徑依賴特征，即時間滯后效應(yīng)”[26]，也就是上一期生產(chǎn)效率可能對本期生產(chǎn)效率存在正向或負向的影響，因此本文進一步利用動態(tài)空間杜賓模型（DSDM）進行回歸分析。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）

以上只寫出了民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率（ctfp）的動態(tài)空間杜賓模型，技術(shù)效率（ec）和技術(shù)進步（tc）的DSDM與（9）式相似，只需對被解釋變量和時間滯后項進行替換即可。表5是利用DSDM回歸的結(jié)果。

根據(jù)DSDM的回歸結(jié)果，空間滯后系數(shù)ρ仍然在1%的水平上顯著，證明對SDM進行動態(tài)處理后，仍然能夠很好地反映研究變量的空間相關(guān)性。此外，與SAR、SEM和SDM相比，核心解釋變量的符號和顯著性基本不變，財政補貼力度提升1%，能夠分別帶動民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率上升約3.39%、2.89%，但財政補貼對技術(shù)進步的影響不顯著。另外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度提高1個百分點，全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進步分別提高約0.19、0.17、0.02個百分點。

盡管W×lnsub和W×lnstr的系數(shù)體現(xiàn)了鄰近城市財政補貼和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對本城市生產(chǎn)效率的影響，DSDM和SDM中W×lnstr對tc的影響系數(shù)在符號上也存在差異，但此項系數(shù)并不能更具體地反應(yīng)解釋變量對被解釋變量的影響程度，后文將進一步討論自變量對因變量的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)來進行更具體的分析。

民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的滯后一期系數(shù)顯著，說明生產(chǎn)效率存在時間滯后效應(yīng)以及使用動態(tài)空間杜賓模型的必要性，這一結(jié)果也與朱俏俏、孫慧的研究結(jié)果一致。[27]而系數(shù)為負說明是一種負向的“時間慣性”，表現(xiàn)為前一期的生產(chǎn)率增長會對當期產(chǎn)生負向的影響。為更進一步說明，本文利用動態(tài)空間杜賓模型對累乘的生產(chǎn)效率指數(shù)進行回歸，發(fā)現(xiàn)經(jīng)過累乘處理后，被解釋變量滯后1期的系數(shù)顯著為正，表明負向“時間慣性”的影響是短期的，而非長期的影響。

4.空間效應(yīng)分析。根據(jù)Elhorst，動態(tài)空間杜賓模型還可以將空間效應(yīng)細分為長期效應(yīng)和短期效應(yīng)。[28]表6中（10）-（12）分別得到長期和短期內(nèi)財政補貼和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)。

通過表6可知，長期和短期內(nèi)，財政補貼（sub）對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的直接效應(yīng)都是顯著為正的，說明財政補貼對本城市民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用明顯。但從空間溢出效應(yīng)來看，財政補貼只對技術(shù)效率有顯著為正的空間溢出效應(yīng)，對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)并不顯著，說明加大財政補貼力度對于促進區(qū)域間技術(shù)使用效率，充分挖掘技術(shù)潛能具有積極的推動作用，但對于技術(shù)創(chuàng)新和進步的促進作用不明顯。此外，若存在空間溢出效應(yīng)，空間溢出效應(yīng)要遠大于直接效應(yīng)，根據(jù)計算，財政補貼的空間溢出效應(yīng)的影響都在80%以上。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（str）來看，其對因變量的空間溢出效應(yīng)要比財政補貼明顯。無論是長期還是短期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的全要生產(chǎn)率、技術(shù)效應(yīng)和技術(shù)進步的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都存在顯著的正向影響。同樣，空間溢出效應(yīng)的影響大于直接效應(yīng)。例如，長期內(nèi)str對ctfp的空間溢出效應(yīng)的影響系數(shù)占總效應(yīng)系數(shù)的比值為65.82%，其余占比更是大于該比值，可見民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升更多是得益于區(qū)域要素的流動和整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

五、穩(wěn)健性檢驗

前文的估計模型可能會受到內(nèi)生性問題的影響導(dǎo)致回歸結(jié)果存在偏誤。借鑒邵帥、張可等的做法[26]，使用空間系統(tǒng)GMM方法進行參數(shù)估計以降低內(nèi)生性問題的影響，也進一步檢驗MLE估計結(jié)果的穩(wěn)健性。采用SAR進行穩(wěn)健性檢驗，如表7所示，與前文的估計結(jié)果相比，空間GMM估計的模型（16）—（18）的空間滯后項系數(shù)都非常顯著，核心解釋變量的系數(shù)在符號方向和顯著性上也基本與前文保持一致，表明了模型的穩(wěn)健性。

另外，考慮到不同生產(chǎn)效率計算方法可能會導(dǎo)致實證結(jié)果的偏差，本文還進一步采用了隨機前沿模型（SFA）對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率（s-ec）進行了計算，并以此替換原被解釋變量（ec），再分別利用空間GMM和MLE方法進行回歸估計，結(jié)果如表7中模型（19）、（20）所示，兩種方法回歸結(jié)果的系數(shù)在符號方向和顯著性上與前文的結(jié)果相比并無根本性改變。最后將反地理距離矩陣更換為地理距離矩陣使用動態(tài)空間杜賓模型（DSDM）進行回歸，系數(shù)也基本與前文的結(jié)果保持一致，進一步說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策建議

本文將財政補貼、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率置于一個統(tǒng)一的框架，在理論分析的基礎(chǔ)上，利用2003～2013年218個城市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了動態(tài)空間杜賓模型進行實證檢驗和分析。得出以下主要結(jié)論：

第一，財政補貼對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率各項指數(shù)的平均影響存在差異，對全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率具有顯著而積極的推動作用，但對技術(shù)進步的影響不顯著。長短期內(nèi)，財政補貼對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的直接效應(yīng)都是顯著為正的，但只對技術(shù)效率有顯著為正的空間溢出效應(yīng)，對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)并不顯著。此外若存在空間溢出效應(yīng)，則空間溢出效應(yīng)要遠大于直接效應(yīng)。

第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率各項指數(shù)的平均影響都顯著為正。長短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都存在顯著而積極的影響，其空間效應(yīng)要比財政補貼更明顯，且空間溢出效應(yīng)大于直接效應(yīng)，可見民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升更多得益于區(qū)域間要素的流動和整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

基于以上結(jié)論，采取有針對性的財政和產(chǎn)業(yè)政策有利于促進區(qū)域民營高新技術(shù)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。首先，要加大財政補貼力度，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展和生產(chǎn)效率提升。包括加大稅收優(yōu)惠力度，降低企業(yè)負擔(dān)，加強對經(jīng)濟類活動以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的補貼力度，切實改善民營高新技術(shù)企業(yè)生產(chǎn)條件和經(jīng)營環(huán)境。其次，合理安排補貼制度，發(fā)揮財政政策的協(xié)調(diào)誘導(dǎo)功能。要明確補貼對象，按照需求度和必要性，形成行業(yè)補貼梯度，誘導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位。同時合理掌控財政補貼方向，協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展平衡。再次，緊跟前沿產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。打破制造業(yè)領(lǐng)域限制，打造尖端產(chǎn)業(yè)類型，促進民營高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。最后，打造產(chǎn)業(yè)集群優(yōu)勢，重視空間溢出效應(yīng)。要積極規(guī)劃高新技術(shù)區(qū)，形成規(guī)模效應(yīng)和集群優(yōu)勢，進一步壯大和培育龍頭企業(yè)，帶動輻射區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)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

責(zé)任編輯：吳錦丹