安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

房玲秀

（安徽三聯(lián)學(xué)院，安徽合肥 230601）

1 相關(guān)文獻(xiàn)回顧

學(xué)界對(duì)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系有著一定的研究，也取得了相關(guān)的研究成果。從研究方法來(lái)看，國(guó)內(nèi)學(xué)者目前主要采用時(shí)間序列分析、面板數(shù)據(jù)分析、灰色關(guān)聯(lián)分析法等定量分析法，通過(guò)構(gòu)建相關(guān)模型來(lái)分析財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。從研究范圍來(lái)看，學(xué)者們對(duì)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究主要分為全國(guó)性的和地區(qū)性的。凌江懷、李成、李熙利用我國(guó)1991-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，分析了財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期彈性和長(zhǎng)期彈性，發(fā)現(xiàn)提高財(cái)政科技投入效率，能夠在長(zhǎng)期內(nèi)有效推動(dòng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)。李龍、張志超則運(yùn)用SVAR模型研究我國(guó)財(cái)政科技投入、地方財(cái)政收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技投入比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更能有效帶動(dòng)地方財(cái)政收入的增長(zhǎng)，但這種帶動(dòng)作用在短期內(nèi)具有滯后性。張優(yōu)智通過(guò)運(yùn)用協(xié)整的方法分析了我國(guó)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果表明兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且具有雙向因果關(guān)系。張瑋依據(jù)廣東省2001年-2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)灰色關(guān)聯(lián)分析法研究R&D經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員數(shù)量、地方財(cái)政投入三者與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)度，結(jié)果表明財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著一定的推動(dòng)力。紀(jì)杰利用重慶市1999-2010年數(shù)據(jù)并基于VAR模型分析重慶市財(cái)政科技撥款和地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系，研究結(jié)果表明，重慶市財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。吳松強(qiáng)、陳雅雯、鄭垂勇基于江蘇省1995-2013年的數(shù)據(jù)，分析了財(cái)政科技撥款、科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果表明政府財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的影響。

現(xiàn)有的文獻(xiàn)關(guān)于中國(guó)以及各省市財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，由于數(shù)據(jù)采集、研究方法、研究對(duì)象的不同，所得出的相關(guān)結(jié)論也不同。文章運(yùn)用1999-2015年的數(shù)據(jù)，研究安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，為安徽省優(yōu)化財(cái)政資源配置，提高財(cái)政科技投入效率提出相關(guān)建議。

2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性，文章選取安徽省1999-2015年的數(shù)據(jù)，將安徽省生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被解釋變量，同時(shí)選取安徽省財(cái)政科技投入（KJ）作為解釋變量，為了避免數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和消除異方差的影響，對(duì)實(shí)際的生產(chǎn)總值（GDP）和財(cái)政科技投入（KJ）取自然對(duì)數(shù)，得到LNGDP和LNKJ。所有的數(shù)據(jù)均來(lái)自于2000-2016年間的《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 模型及實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

為了避免模型的偽回歸，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)。文章運(yùn)用Eviews 8.0軟件，對(duì)安徽省生產(chǎn)總值（LNGDP）和安徽省財(cái)政科技投入（LNKJ）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得出ADF統(tǒng)計(jì)量，再將其與給定顯著水平下的值相比較。若所得ADF值小于給定的顯著性水平下的值，則該序列為平穩(wěn)性序列，若大于給定的顯著性水平下的值，則該序列為非平穩(wěn)性序列。對(duì)于非平穩(wěn)性序列，需要對(duì)其進(jìn)行一階差分、二階差分甚至更高階的差分，n階差分后的序列通過(guò)ADF檢驗(yàn)后就稱為n階單整序列。只有選取的變量的階數(shù)相同時(shí)，才可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。文章單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1中，DLNGDP表示LNGDP的一階差分，DLNKJ表示LNKJ的一階差分，△2LNGDP表示LNGDP的二階差分，△2LNKJ表示LNKJ的二階差分，檢驗(yàn)結(jié)果表明，時(shí)間序列LNGDP和LNKJ的ADF值大于5%顯著性水平下的臨界值，所以是非平穩(wěn)性序列，一階差分后仍然是非平穩(wěn)性序列。但是經(jīng)過(guò)二階差分后，序列△2LNKJ和△2LNGDP通過(guò)了5%顯著性水平下單位根檢驗(yàn)，可以認(rèn)為L(zhǎng)NGDP和LNKJ都是二階單整序列。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于非平穩(wěn)性時(shí)間序列而言，只有當(dāng)他們是同階單整序列，才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。LNGDP和LNKJ為二階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。文章選用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)方法的思想是對(duì)回歸方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若回歸方程的殘差是平穩(wěn)序列，則因變量和自變量之間是存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，反之，因變量和解釋變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)步驟如下：

首先，對(duì)LNGDP和LNKJ兩個(gè)變量做普通最小二乘法OLS回歸方程：

R2為0.989，調(diào)整過(guò)后的R2值為0.988，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值為1395.911，括號(hào)里的值為相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的值。通過(guò)回歸方程的結(jié)果可以看出，模型的擬合優(yōu)度比較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值比較大。假設(shè)ecm為模型的殘差，對(duì)殘差進(jìn)行估計(jì)：

ecm=LNGDP-7.444-0.159LNKJ

其次，對(duì)殘差ecm進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，判斷殘差是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，殘差A(yù)DF值為-2.725，小于1%顯著性水平下的臨界值-2.717，因此拒絕存在單位根的原假設(shè)，表示殘差ecm通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，是平穩(wěn)序列。所以，安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由模型結(jié)果可以得出，安徽省財(cái)政科技投入對(duì)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)為0.159，意味著財(cái)政科技投入每增加1%，生產(chǎn)總值將增加0.159%。

3.3 因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)以上協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是二者之間的因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。即是否是因?yàn)樨?cái)政科技投入增加導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，或者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致的財(cái)政科技投入增加還不明確。為此，文章進(jìn)一步采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系。根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，選取滯后期為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在滯后期為2時(shí)且在5%的顯著性水平下，說(shuō)明安徽省財(cái)政科技投入是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，加大財(cái)政科技投入比重，能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，提高生產(chǎn)總值。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

文章以上的分析中，協(xié)整檢驗(yàn)表明了變量之間的相關(guān)性，Granger因果檢驗(yàn)解釋了變量之間的因果關(guān)系，在實(shí)際應(yīng)用中，若分析變量間動(dòng)態(tài)的影響關(guān)系，還需要在VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)的基本思想為當(dāng)模型的誤差項(xiàng)發(fā)生變化時(shí)，或者模型受到新的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)的數(shù)值產(chǎn)生的影響?；贚NGDP和LNKJ的VAR（2）模型，對(duì)安徽省財(cái)政科技投入和GDP進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，如圖1所示。其中，縱軸表示被解釋變量對(duì)自變量的響應(yīng)程度，橫軸表示該響應(yīng)函數(shù)的追蹤器，文章的追蹤器設(shè)為10年。圖中虛線表示響應(yīng)函數(shù)的數(shù)值加上或者減去兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像

由圖1可以看出，安徽省財(cái)政科技投入信息在短期內(nèi)受到一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)GDP的沖擊處于較低的水平，但是這種沖擊是一直處于上升的趨勢(shì)，在第4年后拉動(dòng)作用非常明顯并且趨于平穩(wěn)，這說(shuō)明財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著正向的影響作用。同時(shí)，給安徽省生產(chǎn)總值一個(gè)正的沖擊，財(cái)政科技投入也是上升最終趨于穩(wěn)定。

4 結(jié)論與建議

文章通過(guò)對(duì)安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)安徽省財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且科技投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。安徽省位處中國(guó)中部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然不足，需要依靠科技實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展，政府應(yīng)該加大科技投入，創(chuàng)新科技投入方式，制定相關(guān)稅收政策激勵(lì)企業(yè)增加科技投入，構(gòu)建科研平臺(tái)，提高財(cái)政科技支出效率。