遼寧財(cái)政科技支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)研究

閆婷　王嘉　王風(fēng)

[摘? 要]梳理近十年遼寧財(cái)政科技支出數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，與我國(guó)大多數(shù)省市不同的是，遼寧近年來逐漸將財(cái)政資源向非科技領(lǐng)域傾斜。通過構(gòu)建數(shù)據(jù)模型并對(duì)遼寧財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)遼寧財(cái)政科技支出對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用有限，但財(cái)政科技支出的邊際產(chǎn)量處于遞增區(qū)間。

[關(guān)鍵詞]遼寧;財(cái)政科技支出;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);邊際產(chǎn)量

[中圖分類號(hào)]F061.5? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A? [文章編號(hào)]1672-2426（2020）08-0055-08

一、引言

改革開放以來，我國(guó)相繼提出“科教興國(guó)戰(zhàn)略”“科技強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略”“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略”等一系列強(qiáng)化科技驅(qū)動(dòng)發(fā)展的戰(zhàn)略規(guī)劃，加大科技經(jīng)費(fèi)投入力度，持續(xù)增加研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)，不斷加快財(cái)政科技支出增速，各地方政府紛紛加強(qiáng)對(duì)科技領(lǐng)域的扶持。

在學(xué)界，“技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力”已達(dá)成共識(shí)。例如，20世紀(jì)60年代在原有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中引入技術(shù)進(jìn)步的新古典增長(zhǎng)理論以及80年代將技術(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)生變量的內(nèi)生增長(zhǎng)理論，均認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)進(jìn)步密不可分。特別是內(nèi)生增長(zhǎng)理論對(duì)我國(guó)實(shí)施積極財(cái)政科技政策具有指導(dǎo)意義，為政府直接或間接介入人力資本的培育、推動(dòng)科技進(jìn)步起到重要作用。目前，世界各國(guó)政府早已視科技為“第一生產(chǎn)力”，并把科技看作是增強(qiáng)國(guó)家實(shí)力的關(guān)鍵和大國(guó)競(jìng)爭(zhēng)的制高點(diǎn)，對(duì)科技發(fā)展進(jìn)行全方位支持。但是科技進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用大小仍是人們關(guān)注的焦點(diǎn)，學(xué)者們難以形成統(tǒng)一答案。

企業(yè)和政府是科技投入的兩大主體，企業(yè)科技投入所帶來的顯著的正面效應(yīng)，已被企業(yè)的發(fā)展歷程和學(xué)者們的跟蹤研究所證明[1]，但政府對(duì)科技領(lǐng)域的扶持所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)還處于爭(zhēng)議之中。爭(zhēng)議主要表現(xiàn)為財(cái)政科技支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)“強(qiáng)弱”上：持“強(qiáng)”經(jīng)濟(jì)效應(yīng)觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為加大財(cái)政科技支出能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且財(cái)政科技支出是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因之一。例如，史季青[2]采用1996-2005年全國(guó)30個(gè)省、市財(cái)政科技支出與GDP數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，得出財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)是明顯的。李永剛[3]提出財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的正向作用，尤其是基礎(chǔ)研究投入的影響最為顯著。梁長(zhǎng)來[4]采用1980-2012年全國(guó)數(shù)據(jù)建立VAR模型，得出增加的財(cái)政科技支出是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因。主張財(cái)政科技支出具有較弱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的學(xué)者認(rèn)為財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用有限，如胡欣然、雷良海[5]選擇1980-2011年全國(guó)相關(guān)數(shù)據(jù)建立內(nèi)生增長(zhǎng)模型，得出財(cái)政科技支出并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要原因，財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)低于勞動(dòng)和資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。其他大部分學(xué)者是以地方數(shù)據(jù)為研究樣本，例如，趙雯[6]對(duì)1995-2012年云南省財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出財(cái)政科技支出的彈性系數(shù)較小，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用有限。王曉芳[7]研究1990-2013年廣東省財(cái)政科技支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)雖然二者間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向作用不顯著。鐵衛(wèi)等[8]以1986-2009年陜西省財(cái)政科技支出數(shù)據(jù)為樣本，采用協(xié)整檢驗(yàn)等方法，得出財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較小。張偉霖[9]使用協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)福建省近36年的財(cái)政科技支出數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，得出財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低。趙敏[10]對(duì)江蘇省財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不明顯。這些學(xué)者選取各地方財(cái)政科技支出數(shù)據(jù)，依據(jù)不同理論建立各自模型，但得出的結(jié)論基本一致——地方財(cái)政科技支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)較弱。

伴隨國(guó)家“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略”的不斷推進(jìn)，各級(jí)地方政府對(duì)科技領(lǐng)域的投入理應(yīng)加強(qiáng)，但近些年遼寧財(cái)政對(duì)科技領(lǐng)域的支持力度卻下降。為此，本文選擇相關(guān)數(shù)據(jù)，從實(shí)證層面對(duì)遼寧財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、遼寧財(cái)政科技支出情況統(tǒng)計(jì)性描述

為推進(jìn)地區(qū)科技進(jìn)步、激勵(lì)經(jīng)濟(jì)主體進(jìn)行科技創(chuàng)新與研發(fā)，地方政府一般采取“直接投入”（如資助撥款）和“政策激勵(lì)”（如稅收優(yōu)惠）兩種扶持形式[1]，但由于地方政府“政策激勵(lì)”的直接統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)難以獲取，所以在衡量地方政府科技投入方面，唯有采用地方政府直接用于科技支出的相關(guān)數(shù)據(jù)，即按照2007年后政府收支目錄，選擇科技支出作為遼寧財(cái)政科技投入的數(shù)據(jù)指標(biāo)，且所選數(shù)據(jù)來自歷年遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒。為獲得當(dāng)前遼寧財(cái)政科技支出的基本情況，選擇2009—2018年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性整理與分析。

1.基本情況。如表1所示，本文選取財(cái)政各項(xiàng)支出規(guī)模與財(cái)政各項(xiàng)支出占財(cái)政總支出的比重兩個(gè)指標(biāo)對(duì)2009-2018年遼寧主要財(cái)政支出項(xiàng)目（其中，民生支出包括教育、文化、社會(huì)保障、醫(yī)療衛(wèi)生等支出項(xiàng)目之和）進(jìn)行比較，十年間遼寧財(cái)政科技支出（除國(guó)防外）規(guī)模始終最小、占比最低。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，在遼寧財(cái)政支出中，用于科技領(lǐng)域的投入年均絕對(duì)規(guī)模僅為80.5億元，年均占比不足2%，上述兩個(gè)指標(biāo)均遠(yuǎn)低于其他支出項(xiàng)目。同時(shí)，在上述指標(biāo)的變化趨勢(shì)上，存在明顯的“上升區(qū)間”與“下降區(qū)間”特征，從而將整個(gè)時(shí)間序列分為兩個(gè)區(qū)間：第一個(gè)區(qū)間為2009-2013年，遼寧財(cái)政科技支出無論是規(guī)模還是占比總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但上升幅度較小;第二個(gè)區(qū)間為2014-2018年，指標(biāo)開始發(fā)生轉(zhuǎn)變，大部分年份呈下降趨勢(shì)，下降幅度較小?；谏鲜龇治觯梢园l(fā)現(xiàn)2009-2018年遼寧財(cái)政科技支出基本情況：（1）遼寧財(cái)政科技支出始終是財(cái)政支出中規(guī)模最小和占比最低的項(xiàng)目;（2）相對(duì)于第一區(qū)間，在第二區(qū)間中遼寧對(duì)科技領(lǐng)域的財(cái)政支出在減少。

2.比較分析。為了探究遼寧財(cái)政科技支出這種變化特征是否具有普遍性，本文選取我國(guó)東部地區(qū)、東北地區(qū)（除遼寧外）及中部地區(qū)的18個(gè)省、市（按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的東、中、西部和東北地區(qū)劃分方法，東部地區(qū)包括廣東、江蘇、山東、浙江、福建、上海、北京、海南、天津和河北，東北地區(qū)包括黑龍江、吉林，中部地區(qū)包括江西、河南、安徽、山西、湖北和湖南）財(cái)政科技支出數(shù)據(jù)與遼寧數(shù)據(jù)作以比較。為便于比較，選擇上述地方在兩個(gè)時(shí)間區(qū)間內(nèi)的財(cái)政科技支出規(guī)模及占比的變化情況進(jìn)行觀察。在表2中可見，在規(guī)模方面，選取的18個(gè)省、市中絕大多數(shù)省、市地方財(cái)政科技支出額高于遼寧財(cái)政科技支出額，只有黑龍江、吉林和山西3個(gè)省份小于遼寧。在占比方面，18個(gè)省市中只有河北、黑龍江、吉林、山西4個(gè)省份的支出占比在二個(gè)區(qū)間內(nèi)的變化趨勢(shì)與遼寧相似，而其他省、市則呈現(xiàn)與遼寧特征相反的變化，即在第二個(gè)區(qū)間財(cái)政科技支出占比明顯上升，增加了財(cái)政對(duì)科技領(lǐng)域的支出份額。因此，可得出如下結(jié)論：相對(duì)于全國(guó)大部分省市來說，遼寧在2013年后減少對(duì)科技領(lǐng)域的財(cái)政支出不具有普遍性。眾所周知，遼寧在2013年后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下行壓力較大，在此背景下減少財(cái)政科技支出，這一做法對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響值得我們進(jìn)一步研究。

三、遼寧財(cái)政科技支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的實(shí)證分析

1.模型設(shè)定和數(shù)據(jù)選擇。為了保證測(cè)定結(jié)果的可靠性和誤差的最小化，我們選擇學(xué)者常用的柯布—道格拉斯函數(shù)（簡(jiǎn)稱C-D生產(chǎn)函數(shù)）建立模型。一般來說，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證分析會(huì)引入新的變量，例如羅伯特·巴羅所提出的以財(cái)政支出為中心的AK生產(chǎn)函數(shù)（YI=AKαIL1-αIG1-αI，其中Y代表實(shí)際產(chǎn)出，K代表私人資本，L代表勞動(dòng)力，G代表政府支出）。2005年，學(xué)者馬樹才、孫長(zhǎng)清[11]在分析我國(guó)政府財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系時(shí)拓展了AK生產(chǎn)函數(shù)，將政府支出分為“政府投資支出”與“政府消費(fèi)支出”，同時(shí)依據(jù)我國(guó)國(guó)情剔除了勞動(dòng)力因素，建立了更適合我國(guó)實(shí)際情況的AK生產(chǎn)函數(shù)。在此，我們借鑒學(xué)者馬樹才、孫長(zhǎng)清所拓展的AK生產(chǎn)函數(shù)，將其生產(chǎn)函數(shù)變量“政府投資支出”與“政府消費(fèi)支出”替換為“財(cái)政科技支出”和“財(cái)政非科技支出”，重新構(gòu)造財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系模型。

YI=AKαIGSβIGFγI? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

在（1）式中，Y代表遼寧實(shí)際生產(chǎn)總值，K代表遼寧私人資本，GS代表遼寧財(cái)政科技支出，GF代表遼寧財(cái)政非科技支出。

為避免偽回歸，預(yù)先克服可能存在的異方差現(xiàn)象，我們對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，得到遼寧財(cái)政民生支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的模型公式：

LnGDPT=α0+α1LnKT+α2LnGST+α3LnGFT+μT? ? ? ? ? ? ? ? （2）

在（2）式中，LnGDPT代表遼寧生產(chǎn)總值，LnKT代表遼寧私人資本，LnGST代表遼寧財(cái)政科技支出，LnGFT代表遼寧財(cái)政非科技支出，μT為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

在樣本數(shù)據(jù)的選擇上，以歷年遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒為數(shù)據(jù)源，選取1980-2018年遼寧相關(guān)數(shù)據(jù)，其中GDP為支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，私人資本K為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值構(gòu)成中資本形成總額減去預(yù)算內(nèi)固定資產(chǎn)投資的部分。關(guān)于科技支出GS的數(shù)據(jù)選取，鑒于2007年財(cái)政科目改革，所以2006年前的數(shù)據(jù)使用的是科技三項(xiàng)支出，2006年之后的數(shù)據(jù)為科技支出。財(cái)政非科技支出GF為預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出總額減去財(cái)政科技支出的部分。同時(shí)，為剔除價(jià)格因素影響需將全部原始數(shù)據(jù)變?yōu)檎鎸?shí)數(shù)據(jù)，所以對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行了GDP平減指數(shù)變換。

2.變量檢驗(yàn)。按照經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析將導(dǎo)致虛假回歸（偽回歸）。所以，在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時(shí)，有必要對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。表3和表4分別為單位根檢驗(yàn)和約翰森協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。

從變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，被解釋變量lnGDP的單整階數(shù)等于解釋變量的單整階數(shù)且解釋變量單整階數(shù)相同，所以需要對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以避免偽回歸。本文選擇約翰森協(xié)整檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

從表4中可以看到，原假設(shè)“沒有協(xié)整關(guān)系”的跡統(tǒng)計(jì)量均大于5%顯著水平臨界值，表明四個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，可以直接用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析。

3.回歸結(jié)果。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征分析后，對(duì)上述三個(gè)變量使用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果為：

LnGDPT=3.32+0.22LnKT+0.09LnGST+0.49LnGFT? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

（11.92） （4.23）? ? （1.70）? ? ? ?（6.40）

R2=0.993? ?DW=0.578? ? S.E=0.087? ? F=1918.618? ? T=39

通過回歸結(jié)果（3）式可以得到：K、GS、GF所對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出彈性分別為0.22、0.09和0.49。其中，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性最大的是財(cái)政非科技支出，財(cái)政非科技支出每增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.49%;次之是私人資本，其每增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.22%;最后是財(cái)政科技支出，其每增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)0.09%。

根據(jù)（3）式計(jì)算財(cái)政科技支出對(duì)GDP的邊際產(chǎn)量，即增長(zhǎng)一單位的財(cái)政科技支出所帶動(dòng)GDP的增加值，計(jì)算結(jié)果如圖1所示。

四、結(jié)論與建議

以上分析可看出：1980-2018年間，遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與私人資本、財(cái)政科技支出和財(cái)政非科技支出存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即私人資本、財(cái)政科技支出和財(cái)政非科技支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均呈正相關(guān)關(guān)系。其中，財(cái)政非科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.49，財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.09，私人資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.22。這說明遼寧一直以來依靠增加財(cái)政非科技支出為主要手段的積極財(cái)政政策拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，財(cái)政非科技支出是推動(dòng)遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最主要因素，財(cái)政科技支出對(duì)遼寧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最小，私人資本的作用介于二者之間。

值得注意的是，從遼寧財(cái)政科技支出的邊際產(chǎn)量分析結(jié)果（如圖1）看，在時(shí)間序列期間內(nèi)，遼寧財(cái)政科技支出對(duì)GDP的邊際產(chǎn)量逐年遞增，尤其是2002年后曲線大幅度上揚(yáng)，雖然在2015年有所回落，但是2016年后回升趨勢(shì)明顯，2018年達(dá)到峰值。這說明從2002年開始財(cái)政科技支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用開始增強(qiáng)，一單位財(cái)政科技支出所產(chǎn)生的GDP增加值持續(xù)變大。因此，從資源配置效率的角度看，遼寧在2013年后逐漸減少支持科技領(lǐng)域的財(cái)政支出并不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

遼寧應(yīng)進(jìn)一步調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，增加對(duì)科技領(lǐng)域的投入，以促進(jìn)遼寧經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。一是優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。重點(diǎn)增加財(cái)政對(duì)基礎(chǔ)科技的投入，完善省內(nèi)科技基礎(chǔ)設(shè)施，搭建科技交流平臺(tái)，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研一體化發(fā)展。二是強(qiáng)化財(cái)政科技支出力度。將增加財(cái)政科技支出目標(biāo)納入省級(jí)、市級(jí)政府發(fā)展規(guī)劃中，按實(shí)際情況提高財(cái)政科技支出規(guī)模，確保財(cái)政科技支出增長(zhǎng)率高于同年財(cái)政收入增長(zhǎng)率。三是積極推動(dòng)省內(nèi)科技事業(yè)的發(fā)展。在加強(qiáng)各級(jí)政府對(duì)科技重要性認(rèn)識(shí)的前提下，制定全省統(tǒng)一的科技發(fā)展規(guī)劃和目標(biāo)，建立省內(nèi)科技戰(zhàn)略性研判機(jī)構(gòu)，明確科技發(fā)展方向，同時(shí)健全財(cái)政科技支出評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，形成科學(xué)合理的財(cái)政科技支出績(jī)效評(píng)價(jià)制度。

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責(zé)任編輯? 魏亞男