湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)均衡關(guān)系的研究

黃匯

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湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)均衡關(guān)系的研究

黃匯

通過對湖北省的財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀進(jìn)行剖析，了解當(dāng)前態(tài)勢以及存在的問題；選擇湖北省2000-2015年的財政對科技的投入與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，對湖北省財政對科技的投入和經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)均衡關(guān)系進(jìn)行相關(guān)探討，并提出相應(yīng)的建議。

財政科技投入；經(jīng)濟(jì)增長；R&D經(jīng)費(fèi)；動態(tài)分析

一、引言

湖北省位于我國中部地區(qū)，是我國重要的高等教育基地，科教文化實(shí)力位居全國前列，近些年來經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了健康持續(xù)發(fā)展。湖北省的經(jīng)濟(jì)持續(xù)性增長是與財政科技投入密切相關(guān)的。湖北省每年都有較大幅度增加R&D經(jīng)費(fèi)投入，2014年為510.9億元，R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度為1.87%；2015年較上年增加50.84億元，R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度較上年增幅0.03%。根據(jù)湖北2017年預(yù)算草案報告，2017年科學(xué)技術(shù)經(jīng)費(fèi)預(yù)算支出15.9億元，預(yù)計比2016年增長66.5%，以推動科技項目成果向?qū)嶋H應(yīng)用轉(zhuǎn)化。湖北省科技的迅猛發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了巨大的作用，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長也為科技創(chuàng)新提供了強(qiáng)大的物質(zhì)基礎(chǔ)與動力源泉。通過對湖北省科技投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的探討，有利于尋找出推動湖北科技創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的更好路徑。

二、湖北省經(jīng)濟(jì)增長與科技投入現(xiàn)狀

湖北省作為“中三角”區(qū)域重要組成部分，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出了一定的活力。就2000～2016年，湖北省GDP總量規(guī)模呈現(xiàn)出持續(xù)的增長趨勢，由2000年的3545.39億元增長至2016年的32297.91億元，躋身2016年我國GDP總量突破3萬億元的九個省份之一，按可比價格計算，增長幅度達(dá)8.1%，高出全國平均水平1.4個百分點(diǎn)。由此，湖北GDP總量躍居全國第七位。

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)的作用愈發(fā)明顯，湖北省開始加大投入，2005年湖北省科技投入實(shí)現(xiàn)了第一個跨越，規(guī)模增長48.26%,隨后在2009年又實(shí)現(xiàn)了第二個跨越，規(guī)模增長43.20%。2010～2015年基本以較穩(wěn)定的增長速度持續(xù)增長，至2015年已實(shí)現(xiàn)561.74億元的R&D經(jīng)費(fèi)投入。以2000年作為基期，2015年的R&D經(jīng)費(fèi)投入總額為基期的16倍之多，可見16年以來增長之快。

但相對于湖北省經(jīng)濟(jì)總量來說，R&D經(jīng)費(fèi)增長速度卻呈現(xiàn)下滑趨勢，而且下滑幅度較大，見圖1。這說明湖北財政科技投入規(guī)模雖有所擴(kuò)大，但是增長幅度卻是在降低的，科技投入增量在縮小，這在一定程度上不利于湖北省科技創(chuàng)新活動的推進(jìn)。

圖1 2000～2015年湖北省GDP環(huán)比增長率與R&D經(jīng)費(fèi)環(huán)比增長率對比

另外，湖北省財政科技投入強(qiáng)度仍低于全國平均水平，雖然在“中三角”經(jīng)濟(jì)圈里科技投入強(qiáng)度最大，但是同其他省市相比，差距很大，見表1。

表1 2015年部分地區(qū)研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)支出情況

從表1可以看出，相對于陜西、安徽與天津而言，湖北省的科技投入規(guī)模顯然較大，但是從R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度角度而言，湖北省的R&D經(jīng)費(fèi)支出卻顯現(xiàn)出不足，這進(jìn)一步說明，湖北省對于科技創(chuàng)新的重視程度仍然不夠，科技投入相對于經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模較少。

三、實(shí)證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)分析

為了驗證湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)均衡關(guān)系，本文主要選取2000～2015年湖北省R&D經(jīng)費(fèi)以及GDP總量作為樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其中將R&D經(jīng)費(fèi)作為財政科技投入。經(jīng)過對R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)兩者具有同向的趨勢性，都表現(xiàn)為增長的態(tài)勢，見圖2。

圖2 2000～2015年湖北省GDP總量與R&D經(jīng)費(fèi)趨勢圖

另外，對2000～2015年湖北R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)兩變量具有很強(qiáng)的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.996537，很顯然R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量之間存在十分密切的正相關(guān)性。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為了進(jìn)一步說明R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量之間這種關(guān)系，對R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的處理，分別對兩者取對數(shù)，設(shè)定R&D經(jīng)費(fèi)為x，GDxP總量為y，考慮時間變量，取對數(shù)之后分別為lnxt，lnyt。本文選定ADF檢驗對R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，分別取R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量數(shù)據(jù)的對數(shù)形式lnxt與lnyt，對其進(jìn)行取趨勢項與截距項的單位根檢驗，結(jié)果見表2。

表2 R&D經(jīng)費(fèi)與GDP總量數(shù)據(jù)ADF檢驗

從表2可知，分別取lnxt、lnyt二階差分后，D((lnxt,2)與D(lnyt, 2)的t統(tǒng)計量均小于1%、5%以及10%置信水平下臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明D(lnxt,2)與D(lnyt,2)數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列。

（三）協(xié)整檢驗與誤差修正模型

1.協(xié)整檢驗

為了消除非平穩(wěn)序列可能存在“偽回歸”的現(xiàn)象，協(xié)整檢驗可以用來檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文主要采用Engel-Granger兩步法兩變量做協(xié)整檢驗。主要步驟如下：

（1）對lnxt與lnyt進(jìn)行簡單線性回歸。

根據(jù)表2兩變量的ADF檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)lnxt和lnyt為二階單整，可對兩變量構(gòu)建線性回歸：

利用OLS對lnxt與lnyt進(jìn)行簡單線性回歸，得到：

（2）對殘差∈t進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，若殘差∈t序列為平穩(wěn)序列，則說明lnxt與lnyt之間存在協(xié)整關(guān)系。

對于上述所建立的線性回歸方程，需要對其進(jìn)行協(xié)整檢驗，只有檢驗之后才能判定該回歸是否有意義。根據(jù)上述回歸方程，得到殘差公式：

對其進(jìn)行ADF檢驗，見表3。

表3 殘差∈t序列單位根檢驗

從表3可知，殘差∈t序列的t統(tǒng)計量遠(yuǎn)小于在1%、5%、10%的置信水平下所檢驗的臨界值，拒絕原假設(shè)，說明殘差∈t序列具有顯著的平穩(wěn)性。這綜合說明上述所建立的線性回歸方程是有效的，2000-2015年湖北R&D經(jīng)費(fèi)增長率與GDP增長率存在唯一的協(xié)整關(guān)系。

2.誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）與協(xié)整具有等價性，它不僅能夠反映時間序列變量之間存在的長期均衡關(guān)系，同時也能反映短期偏離長期均衡關(guān)系的修正機(jī)制。根據(jù)lnxt與lnyt單位根檢驗結(jié)果可知，lnxt與lnyt為二階單整，因此建立d(2,2)誤差修正模型，經(jīng)過不斷的剔除不顯著的變量，最后得出：

由模型（2）可知，R&D經(jīng)費(fèi)投入與GDP總量之間存在著長期均衡關(guān)系，從長期角度看，R&D經(jīng)費(fèi)投入對GDP總量的彈性為 0.772656，即 R&D經(jīng)費(fèi)投入每增長 1%，GDP增長0.772656%，說明R&D經(jīng)費(fèi)投入對GDP的長期拉動作用非常顯著；從誤差修正模型（4）來看，誤差修正系數(shù)小于0，為0.634173，符合負(fù)反饋修正機(jī)制，短期偏離長期均衡關(guān)系修正幅度偏大，達(dá)到63.4173%，這意味著上一期的R&D經(jīng)費(fèi)投入與GDP總量的非均衡誤差要以63.4173%的幅度對當(dāng)期GDP增長率進(jìn)行調(diào)整。另外，由誤差修正模型（4）可知，R&D經(jīng)費(fèi)投入對GPD總量短期彈性為0.270366，小于長期彈性，說明R&D經(jīng)費(fèi)投入短期對GDP拉動作用不顯著。一方面，這主要是因為R&D經(jīng)費(fèi)投入需要物質(zhì)形態(tài)投入和人力資本投入的均衡配置，而這些資源在短期內(nèi)難以迅速顯現(xiàn)作用；另一方面，科技投入所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)需要較長時間顯現(xiàn)，需要經(jīng)歷投入—消耗—產(chǎn)出過程。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

經(jīng)過上述研究，可知湖北省科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但對于兩變量之間是否存在單向或者雙向的因果關(guān)系的討論，則需要借助Granger因果關(guān)系檢驗。

鑒于湖北省科技投入與經(jīng)濟(jì)增長時間序列都是非平穩(wěn)數(shù)列，則需對兩變量進(jìn)行平穩(wěn)處理，再進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表4。

表4 湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的Granger檢驗結(jié)果

從表4可知，在選定變量滯后1～3階時，發(fā)現(xiàn)當(dāng)原假設(shè)為“財政科技投入增長率不是經(jīng)濟(jì)增長率變化的Granger原因”時，檢驗結(jié)果都不顯著，無法拒絕原假設(shè)，而原假設(shè)為“經(jīng)濟(jì)增長率不是財政科技投入增長率變化的Granger原因”時，檢驗結(jié)果都很顯著，都可以顯著拒絕經(jīng)濟(jì)增長率不是財政科技投入增長率變化的Granger原因，這說明湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間只存在單向的Granger因果關(guān)系，財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的引致影響幾乎不顯著，湖北省的科技投入的增加主要依賴于該省經(jīng)濟(jì)增長。另外，這也同時暴露出一個問題，湖北省的科技發(fā)展還沒有很好轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，科技對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)還未突顯出來。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析時，需對兩變量lnxt與lnyt構(gòu)建VAR模型。在經(jīng)過不斷修正與調(diào)試后，發(fā)現(xiàn)在滯后2階的情況下，VAR(2)模型產(chǎn)生的殘差可以順利通過J-B正態(tài)性檢驗、LM自相關(guān)性檢驗以及異方差檢驗等，因而可以在VAR(2)模型基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

圖3 2000～2015年湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長脈沖效應(yīng)分析

從圖3（a）可以觀察到經(jīng)濟(jì)增長對財政科技投入的脈沖響應(yīng)過程，發(fā)現(xiàn)在前一年財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的脈沖影響為0，對經(jīng)濟(jì)的影響存在一定的滯后期；隨后在第二年以及第三年中，影響有所提升，在之后維持著比較穩(wěn)定的態(tài)勢，這說明財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊較為明顯，長期趨于穩(wěn)態(tài)均衡。

從圖3（b）可以觀察到湖北省財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的脈沖效應(yīng)過程，發(fā)現(xiàn)在前三年，經(jīng)濟(jì)增長對財政科技投入的脈沖響應(yīng)呈現(xiàn)上升趨勢，從第四年開始，經(jīng)濟(jì)增長對財政科技投入呈現(xiàn)出較為穩(wěn)定的正向收斂響應(yīng)。

綜上所述，湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長兩變量之間存在較為明顯的正向效應(yīng)，彼此之間呈現(xiàn)出長期均衡的態(tài)勢，同時也可以得知，湖北省如想采用財政科技投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，需要制定較為長遠(yuǎn)的政策。

（六）實(shí)證結(jié)果分析

依據(jù)協(xié)整以及ECM模型分析，可知湖北省財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長短期均衡關(guān)系；依據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗，可知兩變量之間只存在單向的因果關(guān)系，即湖北省的經(jīng)濟(jì)增長是湖北省財政科技投入的增加的Granger原因；進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析之后，進(jìn)一步證明了湖北省財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低，現(xiàn)階段湖北省科技發(fā)展階段還屬于投入階段，科研成果還未真正轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。

四、提高湖北省科技投入對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的建議

（一）提高科技投入強(qiáng)度

針對于提高湖北省科技投入強(qiáng)度，可以分三步走。第一步，科技投入是支撐科技發(fā)展的重要物質(zhì)保障，湖北省應(yīng)進(jìn)一步加大政府對研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入力度，為創(chuàng)新能力建設(shè)提供強(qiáng)大的物質(zhì)基礎(chǔ)，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供強(qiáng)大的技術(shù)動力。第二步，建立健全金融機(jī)構(gòu)或者風(fēng)險資金參與科技創(chuàng)新活動的進(jìn)入與退出機(jī)制，鼓勵社會資本投入企業(yè)科技創(chuàng)新活動中，為其自主創(chuàng)新活動提供資本。第三步，深化國際合作，建設(shè)國際研發(fā)合作交流信息庫，搭建國際研發(fā)合作和交流平臺，建設(shè)“中三角”經(jīng)濟(jì)圈區(qū)域技術(shù)研發(fā)以及創(chuàng)新示范基地，推動湖北省研發(fā)合作向更高水平、更寬領(lǐng)域拓展。

（二）提升科技成果轉(zhuǎn)化能力

科技支撐發(fā)展，需要將所研發(fā)的科學(xué)技術(shù)轉(zhuǎn)化為實(shí)際的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，提升湖北省科技成果轉(zhuǎn)化能力，是湖北省推動科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要舉措。

第一，完善資本市場，創(chuàng)造良好的金融環(huán)境。市場資本的加入能夠為科技創(chuàng)新事業(yè)的發(fā)展提供強(qiáng)大的資本支持，完善資本市場，能夠推動科技成果轉(zhuǎn)化的步伐。

第二，建設(shè)專門負(fù)責(zé)科技成果轉(zhuǎn)化的專業(yè)團(tuán)隊。鑒于湖北省當(dāng)前的科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低的情況，湖北省應(yīng)該加大科技人員培養(yǎng)力度，大力發(fā)揮省內(nèi)充足的科技資源，建設(shè)專業(yè)的科技成果轉(zhuǎn)化團(tuán)隊，實(shí)現(xiàn)科技成果的轉(zhuǎn)化。

（三）創(chuàng)新科技管理體制

創(chuàng)新科技管理體制能夠激發(fā)社會以及企業(yè)的科技創(chuàng)新活力以及積極性，一個充滿活力以及彈性的科技管理體制，能夠有效地促進(jìn)社會進(jìn)行科技創(chuàng)新活動。

湖北省應(yīng)該建立健全研究機(jī)構(gòu)、教育機(jī)構(gòu)、學(xué)部“三位一體”的組織架構(gòu)和管理體制，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同發(fā)展；建立完善的科技投入評價體系，深化科技項目管理，提升科技創(chuàng)新效率；建立各類人才相互銜接的培養(yǎng)體系，探索科學(xué)研究與人才教育有機(jī)結(jié)合的模式，完善競爭擇優(yōu)、開放流動的用人制度和分配激勵機(jī)制。

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F810.4

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1008-4428（2017）08-156-03

黃匯，女，湖北黃岡人，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：航運(yùn)、物流經(jīng)濟(jì)與金融。