科技金融政策对我国区域经济国际竞争力的影响:基于科技和金融结合试点政策的评估.pdf
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1、青海社会科学12 0 2 3年第3期科技金融政策对我国区域经济国际竞争力的影响:基于科技和金融结合试点政策的评估姚战琪李蕊摘要:科技和金融结合试点能显著提升我国区域经济国际竞争力。以2 0 0 5一2 0 2 1年我国2 92 个地级市作为研究对象,利用三重差分法和中介效应分析法系统研究科技和金融结合试点在科技服务业高质量发展中的角色和地位,及其如何影响我国区域经济国际竞争力。研究发现:科技和金融结合试点对中部地区国际竞争力的促进作用显著大于其他地区;科技和金融结合试点对产业国际竞争力的促进作用在非农产业发展较快的地区相对更大;科技和金融结合试点能通过促进产业结构高级化、增加研发资本和提升技术
2、创新水平对我国区域经济国际竞争力提升产生积极影响;本地国际竞争力指数会受到周边地区国际竞争力指数的显著影响。因此,应促进科技与金融的加快融合,各地需进一步推进二、三产业融合发展,不断提升国际竞争力。关键词:科技金融;产业结构高级化;创新能力;区域经济国际竞争力中图分类号:F127.67改革开放以来,我国区域经济国际竞争力不断提升。党的十九届四中全会审议通过的中共中央关于坚持和完善中国特色社会主义制度推进国家治理体系和治理能力现代化若干重大问题的决定提出,建设更高水平开放型经济新体制,实施更大范围、更宽领域、更深层次的全面开放。可见,提升我国区域经济国际竞争力是实现我国经济高质量发展的内在要求。
3、产业国际竞争力取决于企业自主创新能力和经济发展水平,而科技和金融结合试点直接影响企业自主创新能力,也间接提升经济发展水平。因此,科技和金融结合试点是提升我国区域经济国际竞争力的重要因文献标识码:A文章编号:10 0 1-2 338(2 0 2 3)0 3-0 0 6 0-12素。当前,中国整体行业的GVC(全球价值链)地位指数始终为负,仍处于较低水平。通过实施科技和金融结合试点来提升我国区域经济国际竞争力,具有重要的理论意义和实践价值。一、文献回顾与本文主题相关的研究分为四类:一是科技金融政策对我国国际竞争力的影响研究。学者们对科技金融政策与国际竞争力的关系进行研究,认为科技金融政策与国际竞争
4、力存在正相关关系,科技金融政策对国有企业竞争力的基金项目:国家自然科学基金面上项目“生产网络视角下服务业技术进步影响因素、机制及路径优化研究”(7 2 0 7 3139)。作者简介:姚战琪,中国社会科学院财经战略研究院研究员、中国社会科学院大学商学院教授、博导、海南大学经济与管理学院外聘教授,中国社会科学院旅游研究中心特约研究员;李蕊,中国社会科学院财经战略研究院副研究员。-60-QINGHAI SOCIAL SCIENCES|经济学研究促进作用大于其对民营企业竞争力的促进作新能力,从而能提高企业国际竞争力。因此,用-2 。二是国际竞争力的影响因素研究。除提出假设1:科技和金融结合试点能够提升
5、了政治因素,很多学者开始关注人口老龄化、我国区域经济国际竞争力。市场需求、生产要素投人、汇率波动等因素对快速发展的非农产业能够通过产业集聚来国际竞争力的影响3-5。三是提升我国国际竞争提升出口竞争力。首先,非农产业集聚不但能力的研究。多数学者认为,高技术企业的服务直接提升出口竞争力,也能通过不断发展的地化与企业的出口竞争力显著正相关,信息与科区信息化和逐渐下降的国内中间投入品总成本技服务要素的投入对企业出口竞争力有正向影来提升我国产业国际竞争力12 。根据产业集聚响,颠覆性创新是快速提升我国国际竞争力的程度的高低可以将我国非农产业集聚度分为高、有效途径6-7 ,战略引资也是提升我国国际竞争中、
6、低三大类,只有高集聚程度的非农产业集力的重要途径。四是对国际竞争力的影响路聚才能显著提升我国区域经济国际竞争力,虽径研究,既有研究主要探讨技术创新等因素在然中集聚程度的非农产业集聚对我国区域经济技术标准9、产业集聚10 、生产者服务进口国际竞争力的影响也为正,但不显著,而低集等领域对我国国际竞争力影响的中介效应。聚程度的非农产业集聚不能促进我国区域经济与相关研究相比,本文的边际贡献主要在国际竞争力提升。其次,非农产业发展与制造于:一是使用三重差分法研究了科技和金融结业全要素生产率存在内在关联,中国非农产业合试点对我国区域经济国际竞争力的影响在二、发展能显著提高中国制造业全要素生产率13。三产业
7、占比低的城市和二、三产业占比高的城当制造业全要素生产率较高时,不断成熟的非市是否表现出系统差异;二是从空间视角对科农产业发展就能促进我国制造业参与度的提升;技和金融结合试点和我国区域经济国际竞争力当制造业全要素生产率较低时,不成熟的服务进行分析,通过引入时间虚拟变量与政策虚拟化就不利于中国制造业参与度的提升,也不能变量的空间交互项,将临近地区的科技金融试提升区域经济国际竞争力。因此,提出假设2:点和国际竞争力考虑进来,可以更加清晰、全科技和金融结合试点能够促进非农产业发展较面地分析科技和金融结合试点的影响效果和作快的地区提升区域经济国际竞争力,而对非农用程度;三是使用双重差分方法(PSM-DI
8、D)产业发展较慢的地区的区域经济国际竞争力影分析科技和金融结合试点对我国区域经济国际响不大。竞争力的影响。科技和金融结合试点能通过促进产业结构升级和提升技术创新水平对我国区域经济国际二、研究假设竞争力提升产生积极影响。首先,科技和金融结合试点能通过优化资源配置效率、推进技术(一)科技和金融结合试点与国际竞争力进步等渠道来促进产业结构升级14,并且科技当前,科技和金融结合试点对区域经济和金融结合试点对东部和中部地区的产业结构国际竞争力的影响可以从试点实施前和试点高级化具有显著的促进作用,但对西部地区产实施后各地区的企业面临的约束进行分析。业结构高级化的促进作用较弱。同时,政府制在科技和金融结合试
9、点实施前,政府对科技定的促进行业竞争的产业政策不但能提高生产金融的扶持政策较少,那些急需科技金融扶率,还能够通过财政补贴和税收减免来提高企持政策的企业面临着严峻的研发投人压力。业国际竞争力15。随着产业结构的升级,企业而在试点实施以后,政府的目的在于通过科会从低附加值端的“组装生产”向研发和品牌技与金融的相互融合来提高企业自主创新能等高附加值端转化升级,会使得企业获得更高力,发挥金融创新对技术创新的助推作用,利润,并提高企业的盈利能力,从而会增强企地方企业得以在更宽松的环境中提高自主创业国际竞争力。其次,科技和金融结合试点能-61 青海社会科学12 0 2 3年第3期显著提升地区创新水平,能够
10、通过弥补企业科技创新的金融资源、引导金融资源支持优质科创企业、建立有效的科技创新风险防范机制来提升企业创新水平16 。尤其是数字金融能够通过提高企业技术创新的数量和质量来提升企业国际竞争力17 ,技术创新是数字金融提升企业国际竞争力的重要中介渠道。因此,提出假设3:科技和金融结合试点能通过促进产业结构升级、提升技术创新水平间接促进我国区域经济国际竞争力提升。(二)科技和金融结合试点、空间溢出与国际竞争力科技和金融结合试点可能提升周边城市的国际竞争力。首先,科技和金融结合试点能够通过技术扩散影响周边城市,科技和金融结合试点的外部性使得周边城市能获得技术上的溢出效应,从而提升周边城市的国际竞争力。
11、其次,政府对研发项目的资助是一种重要的创新补贴政策,具有显著的“挤人”效应而非“挤出”效应特征,因为政府对一行业或公司研发项目的资助会导致该行业或公司研发资金的显著增加,所以政府对研发项目的资助具有显著的空间溢出效应,政府资助的研发资金增加10%,私人资助的研发资金投入将增加5%至6%18 。同时,政府对研发项目的资助能促进国际技术溢出,一国政府对特定行业的研发资助也会促进其他国家同一行业的私人研发增长。因此,提出假设4:科技和金融结合试点对周边城市国际竞争力存在空间溢出效应,效应的方向取决于科技和金融结合试点对周边城市国际竞争力的缩减作用与拉大作用两种力量的大小。三、研究设计(一)样本选取与
12、数据来源为了考察科技和金融结合试点如何影响我国区域经济国际竞争力,本文围绕2 0 0 5一2 0 2 1年我国不断扩大科技和金融结合试点范围这一自然试验,选取2 0 0 5一2 0 2 1年CEIC(司尔亚司数据信息有限公司)全球经济数据库中的2 92 个地级市作为研究对象。专利申请受理数(Pate)来自CNRDS(中国研究数据服务平台),外商直接投资额占我国GDP比重(Fdip)不含农户的固定资产投资额(Lnfix)高校在校生人数占总人数之比(Huma)、人均GDP的对数值(Lnperg)、三产占比(Tert)来自中经网数据库、中国统计年鉴、Wind数据库。(二)变量定义被解释变量为区域经济
13、国际竞争力。参考姚战琪和熊琪颜19 的研究指标,从10 个二级指标、47个测度指标着手,构建区域经济国际竞争力的评价指标体系,从而最终得到我国2 92 个地级市的区域经济国际竞争力综合评价指数,包括使用熵值法计算国际竞争力综合评价指数(Intect)使用Topsis法(优劣解距离法)得到区域经济国际竞争力综合评价指数(Intecr)。解释变量包括科技和金融结合试点政策虚拟变量(Treat)与时间虚拟变量(Time)的交互项。控制变量包括外商直接投资额占我国GDP比重、不含农户的固定资产投资额、高校在校生人数占总人数之比、人均GDP的对数值、三产占比、专利申请受理数。另外,为了检验科技和金融结合
14、试点对我国区域经济国际竞争力的影响在制度环境方面的差异,本文引人产业非农化虚拟变量(Nonag)。(三)模型构建本文以双重差分法PSM-DID模型为主分析科技和金融结合试点对我国区域经济国际竞争力的影响。在2 0 11一2 0 16 年,我国先后有50 个城市成为科技和金融结合试点城市,实验组由这50个城市组成,对照组为其他2 42 个城市。+M+2+8限于篇幅,此处未报告区域经济国际竞争力的评价指标体系的47 个测度指标,若有需要,可联系作者索取。包括北京、天津、上海、重庆、南京、无锡、连云港、淮安、盐城、徐州、常州、南通、苏州、镇江、扬州、宿迁、泰州、杭州、温州、宁波高新区、湖州、合肥、芜
15、湖、蚌埠、广州、佛山、东莞、深圳、西安、渭南、商洛、铜川、宝鸡、咸阳、成都、绵阳、武汉、长沙、大连、青岛、天水、郑州、厦门、宁波、济南、南昌、贵阳、银川、包头和沈阳。-62-QINGHAI SOCIAL SCIENCES|经济学研究Intec为我国区域经济国际竞争力,包括法拒绝原假设(控制组与处理组没有系统性的差Intect和Intecr。T r e a t 为科技和金融结合试点虚异),因此通过了平衡性检验。拟变量,启动科技和金融结合试点的城市为1,进一步使用PSM-DID方法研究科技和金融未启动科技和金融结合试点的城市为0。Time结合试点对我国区域经济国际竞争力的影响。从为时间虚拟变量,2
16、 0 11年前为0,2 0 11年后为PSM-DID模型估计结果(见表1)可看到,在1,T im e 与Treat的交互项系数为双重差分估计表1的列(1)列(3)、列(4)和列(6)中,系数,若该系数为正,则表明科技和金融结合TreatTime 的系数估计值为正,并通过了1%的试点促进我国提升国际竞争力。Control为控制显著性检验,因此DID的估计结果是稳健的,验变量。证了假设1。从控制变量的系数估计值来看,所为了处理自选择偏误,也使用倾向得分匹配有控制变量的系数估计值都通过了至少10%的法(PSM)研究科技和金融结合试点对我国区域显著性检验,因此外商直接投资额占我国GDP经济国际竞争力的
17、影响,使用匹配后的处理组和比重、不含农户的固定资产投资额、高校在校生控制组进行DID回归:人数占总人数之比、人均GDP的对数值、三产占比、专利申请受理数都能显著提升我国区域经+u+2,+8济国际竞争力。具体来说,外商直接投资、各城为了研究科技和金融结合试点影响我国区域市固定资产投资、各城市人力资本水平、各城市经济国际竞争力的作用机理,从各城市产业非农经济发展水平、三产占比、各城市技术创新能力化的差异性切入,构建三重差分模型来研究科技与我国各城市国际竞争力显著正相关。和金融结合试点对我国区域经济国际竞争力的影使用各城市显示性比较优势指数代替区域经响是否表现出差异性。加入各城市“二、三产业济国际竞
18、争力综合评价指数,从表1的列(7)可增加值占GDP比重是否大”虚拟变量(Nonag)看到,TreatTime 的系数估计值仍为正,并通过的DDD模型:了1%的显著性检验。考虑到双重固定效应方式Intec,=+,Treat,xTime,Nonagn+,Treat,Timen(TWFE)的偏误问题,因此就使用两阶段回归法+,TreatyNonagw+0TimenxNonag,+,Timen(3)+0gxTreatu+0,Nonagu+0gControl+u+,+n四、实证结果分析(一)科技和金融结合试点对我国区域经济国际竞争力的影响:双重差分法使用外商直接投资额占我国GDP比重、不含农户的固定资产
19、投资额、高校在校生人数占总人数之比、人均GDP的对数值、三产占比、专利申请受理数作为匹配使用的协变量。从倾向评分匹配与协变量平衡检验结果可看到:首先,匹配前后6 个变量的均值之间没有明显差异;其次,与匹配前相比,匹配后样本组与控制组的所有变量的标准偏差绝对值最大值为5.2%,小于10%,因此可以接受匹配的平衡性;最后,从p值和t值来看,T统计量小于1.9 6,p值大于0.0 5,无(T w o-s t a g e D I D)进行稳健性检验,从表1的列(2)和列(5)可看到,核心解释变量TreatTime的系数估计值仍显著为正(分别为3.912 和14.8 8 3),并高于基准回归的系数(分别
20、为1.45和12.39)(二)稳健性检验1.平行趋势检验。从图1和图2 可看到,在科技和金融结合试点政策实施前,试点政策虚拟变量的回归系数不显著,这说明在科技和金融结合试点政策实施前,处理组和对照组的国际竞争力(包括使用熵值法得到的国际竞争力和使用Topsis法得到的国际竞争力)并无显著差异,而政策实施后,试点政策虚拟变量的回归系数显著为正,因此政策实施后,处理组的国际竞争力显著大于对照组。2.Logistic回归分析。表2 为Logistic回归分析结果。使用Logistic限于篇幅,此处未报告倾向评分匹配与协变量平衡检验结果,若有需要,可联系作者索取。-63-表1PSM-DID模型估计结果
21、青海社会科学12 0 2 3年第3期PSM-DID(1)Treat x Time1.208*(0.100)FdipLnfixHumaLnpergTertPate常数项年份效应个体效应NR2注:括号中数字为标准误,*、*、*分别表示通过1%、5%、10%的显著性检验,下同。替换被解释IntectIntecrTwo-stagePSM-DID(2)(3)3.912*1.372*(0.259)(0.096)0.600*(0.051)0.567*(0.030)0.529*(0.107)1.928*(0.088)0.781*(0.080)1.295*(0.077)26.381*1.558*(0.377)(
22、0.947)是是是是394139410.336否变量PSM-DIDTwo-stage(4)(5)12.200*14.883*(0.859)(4.080)38.817*(3.969)是是是是394139410.6840.271PSM-DID(6)13.281*(0.831)6.357*(0.449)4.378*(0.266)1.815*(0.936)5.915*(0.782)5.663*(0.696)3.505*(0.819)-46.416*(9.280)是是是是39413941否0.379(7)1.796*(0.085)0.662*(0.044)0.6472*(0.026)0.345*(0.0
23、95)1.191*(0.074)0.851*(0.064)0.512*(0.070)1.806*(0.827)是是3941否0.2010.0110.100.01操当印回0.010.00-0.01t-3科技和金融结合试点实施前后时间99%95%90%80%70%图1因变量为使用熵值法得到的国际竞争力的平行趋势图回归分析方法,设立各城市的Intecr是否多(Ya)和各城市的Intect是否多两个被解释变量(Yb)。如果各城市Intecr的均值排名前146 位,则Ya为0;如果各城市Intecr的均值排名后146 位,-64-豫当印回0.00-0.10-0.201t-2t-1tt+1t+2t+3t-
24、3,.t-2t-1tt+1t+2t+3科技和金融结合试点实施前后时间99%95%90%80%170%图2因变量为使用Topsis法得到的国际竞争力的平行趋势图则Ya为1。同时,如果各城市Intect的均值排名前146 位,则Yb为0;如果各城市Intect的均值排名后146 位,则Yb为1。从表2 可看到,当被解释变量为Ya和Yb时,TreatTime的系QINGHAI SOCIAL SCIENCESI经济学研究数估计值显著为正,并至少通过了5%的显著性促进Intecr和Intect超过均值,科技和金融结合检验,因此,开展科技和金融结合试点的城市会试点能促进我国区域经济国际竞争力提升。表2 L
25、ogistic回归分析结果Ya(1)2.043*Treat Time(0.154)FdipLnfixHumaLnpergTertPate常数NCox&Snell R?Nagelkerke R?3.使用不同试验区的检验结果。2011年,科技和金融结合试点第一批入选试点城市包括41个城市,2 0 16 年科技和金融结合试点第二批人选试点城市包括9个城市,此处分别使用第一批人选试点城市和第二批入选试点城市的数据分析科技和金融结合试点政策实施的异质性。采用逐年匹配的方法,分别为科技和金融结合试点第一批人选城市、科技和金融结合试点第二批入选城市情形下的处理组找到对照组。从表3可看到,科技和金融结合第一批
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