關(guān)鍵詞：地方財(cái)政；財(cái)政科技投入；經(jīng)濟(jì)增長；平行面板數(shù)據(jù)

摘 要： 運(yùn)用平行面板數(shù)據(jù)(panel-data)的基本理論，對(duì)1996～2005年我國30個(gè)省市區(qū)的地方財(cái)政科技投入與地方經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果表明：地方財(cái)政科技投入對(duì)不同省市區(qū)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用存在很大差異，在時(shí)間上表現(xiàn)為影響彈性逐年降低，在地域上表現(xiàn)為不均衡。因此，地方財(cái)政應(yīng)保持科技投入的適度增長，不應(yīng)一味強(qiáng)調(diào)超過實(shí)際能力的投入，也可以通過中央財(cái)政投入傾斜來彌補(bǔ)地方財(cái)政的不足，以提高地方財(cái)政科技投入的效率。

中圖分類號(hào)： F127

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)： 1009—4474(2007)05—0022—06

科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有著積極的促進(jìn)作用?？萍纪度胧强萍歼M(jìn)步的動(dòng)力和能源，科學(xué)技術(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)必須有科技投入作保障，科技投入的數(shù)量和使用效果直接影響科技水平和科技競(jìng)爭(zhēng)能力，同時(shí)也影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步。因此，研究科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對(duì)于建立科學(xué)的科技投入機(jī)制，提高科技投入資金的使用效率具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

目前學(xué)界研究中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)比較多，研究財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)相對(duì)較少。如單紅梅等利用不同方法、從不同角度研究了中國科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，唐五湘等研究了有關(guān)省市科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系；呂忠偉等通過對(duì)經(jīng)濟(jì)模型的Granger檢驗(yàn)實(shí)證了我國財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系及傳導(dǎo)機(jī)制，朱春奎利用時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡分析方法，考察了我國財(cái)政科技投入與GDP的關(guān)系。而研究全國地方財(cái)政科技投入與地方經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)則比較少見。

本文則運(yùn)用平行面板數(shù)據(jù)的基本理論研究地方財(cái)政科技投入與地方經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，說明我國各個(gè)地區(qū)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響彈性不一致，可通過政策傾斜提高我國科技資源的使用效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并在一定程度上縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)的差異。

二、數(shù)據(jù)選取

本文研究地方財(cái)政科技投入對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，首先是通過檢驗(yàn)來確定面板數(shù)據(jù)模型的形式，然后對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行橫向和縱向的擬合回歸分析與彈性分析。利用1996～2005年度全國30個(gè)省市區(qū)(港、澳、臺(tái)地區(qū)除外，重慶與四川合并為“川渝”)的有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)地方財(cái)政科技投入與地方經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，計(jì)算相關(guān)度和彈性系數(shù)，考察該時(shí)段內(nèi)我國地方財(cái)政科技投入與該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相互影響。1996～2005年全國各個(gè)地區(qū)(30個(gè)省市區(qū))國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2006》，1996～2005年全國各個(gè)地區(qū)地方財(cái)政科技投入總額(SCI)數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒2006》及國家科技部網(wǎng)站。

三、模型分析

(一)pand-data模型 panel-data模型也稱TS／CS(Time Series／CI'OSS Series)模型，panel-data常被譯成“平行面板數(shù)據(jù)”，是指調(diào)查經(jīng)歷一段時(shí)間相同的橫截面數(shù)據(jù)，包含了時(shí)間序列與橫截面的具有個(gè)體、時(shí)間、指標(biāo)等三維信息的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。簡(jiǎn)單地理解是：在時(shí)間序列上取多個(gè)截面，在這些截面上同時(shí)選取由樣本觀測(cè)值所構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù)以建立模型。與單純的時(shí)間序列或截面數(shù)據(jù)相比，panel—data數(shù)據(jù)為研究人員提供了更大的樣本點(diǎn)，從而有利于改善參數(shù)估計(jì)的有效性和更深入地分析問題。

設(shè)有因變量y_it與1×k維解釋變量向量X_it，滿足線性關(guān)系：

y_it=α_it+βy_itXy_it+μy_it

(1)

其中i=1，2，…，N；t=1，2，…T。模型考慮了k個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在n個(gè)個(gè)體及T個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的變動(dòng)關(guān)系，N表示個(gè)體截面單元的個(gè)數(shù)，T表示每個(gè)截面單元的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)，參數(shù)α表示模型的常數(shù)項(xiàng)，β_it=(β_1t，β_2t…β_kt)表示對(duì)應(yīng)于解釋變量向量X_it=(x_1t，x_2t，…，x_kt的k×l維系數(shù)向量，k表示解釋變量個(gè)數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)μ_it，相互獨(dú)立，且滿足零均值、等方差為σ²_μ的假設(shè)。

相對(duì)于只利用截面數(shù)據(jù)或只利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析而言，平行面板數(shù)據(jù)模型具有許多優(yōu)點(diǎn)。首先，它通常提供給研究者大量的數(shù)據(jù)點(diǎn)，這樣就增加了自由度并減少了解釋變量之間的共線性，從而增進(jìn)了計(jì)量經(jīng)濟(jì)估計(jì)的有效性。其次，也是比較重要的一點(diǎn)，就是利用平行面板數(shù)據(jù)模型可以多層面分析經(jīng)濟(jì)問題。再次，截面變量和時(shí)間變量的結(jié)合信息能夠顯著地減少缺省變量所帶來的問題。

模型常有如下三種情形：(1)α_i=α_j，β_i=β_j，稱為等截距等系數(shù)模型，在橫截面上無個(gè)體影響，無結(jié)構(gòu)變化，則普通最小二乘法給出α和β的一致有效估計(jì)，相當(dāng)于多個(gè)截面數(shù)據(jù)放在一起作為樣本數(shù)據(jù)。(2)α_i≠α_j，β_i=β_j，稱為變截距模型，在橫截面上個(gè)體影響不同，表現(xiàn)為模型中被忽略的反映個(gè)體差異的變量影響，又分為固定影響和隨機(jī)影響兩種情況。(3)α_i=α_j，β_i≠β_j，稱為變系數(shù)模型，除了存在個(gè)體影響之外，在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，因而結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同橫截面單位上是不同的。

變截距模型是應(yīng)用最廣泛的一種平行面板數(shù)據(jù)模型，當(dāng)橫截面的單位是總體的所有單位時(shí)，固定影響模型是一個(gè)合理的模型。但是我們要研究全國各個(gè)地區(qū)上述兩個(gè)變量的影響差異，就需要通過變系數(shù)模型來描述，因此具體模型設(shè)定為哪一種情形，需要通過簡(jiǎn)單的檢驗(yàn)。

(二)檢驗(yàn)

平行面板數(shù)據(jù)由兩維的數(shù)據(jù)構(gòu)成，如果模型設(shè)定不正確會(huì)造成較大的偏差，估計(jì)結(jié)果與實(shí)際情況將相差甚遠(yuǎn)。因此，利用平行面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析時(shí)應(yīng)首先設(shè)定模型。根據(jù)橫截面單位與整體所有單位的關(guān)系，平行面板數(shù)據(jù)模型分為固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型。由于兩種模型的誤差項(xiàng)結(jié)構(gòu)不同，導(dǎo)致模型設(shè)定方法不同。通常使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

H₁:β₁=β₂=…β_k

H₂:α₁=α₂=…α_k

β₁=β₂=…β_k

可見，如果接受假設(shè)H₂，則可以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合的模型屬于無個(gè)體影響不變系數(shù)的單方程模型，就無須進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H₂，則需要檢驗(yàn)假設(shè)H₁；如果拒絕假設(shè)H₁，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)的單方程模型，反之則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距的單方程模型。

在假設(shè)H₂下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F₂與在假設(shè)H₁下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量FH₁。都服從相應(yīng)自由度下的F分布，計(jì)算公式如下：

根據(jù)沃爾德定理構(gòu)造的統(tǒng)計(jì)量FH₁、FH₂，可以確定需要選取的模型形式。利用平行面板數(shù)據(jù)對(duì)固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，得：

S₁=29.2，S₂=89.8，S₃=51.9，F(xiàn)₁=7.52，F(xiàn)₂=1.88。

查F分布表，給定5％的顯著水平，得到臨界值：F₁(9，300)=2.72，F(xiàn)₂(29，300)=1.64。由此看出F₂遠(yuǎn)大于臨界值，因此可以拒絕原假設(shè)H₂，認(rèn)為用全國各個(gè)地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)不能建立一個(gè)統(tǒng)一的計(jì)量模型。接著繼續(xù)檢驗(yàn)H₁，可以看出F₁也遠(yuǎn)大于臨界值，因此，拒絕H₁，認(rèn)為各個(gè)地區(qū)模型系數(shù)存在差異，可以采取變系數(shù)模型的單方程回歸來擬合，其形式如下：

y_it=α_i+β_iX_it+μ_it(2)

這表明地方財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)在各個(gè)地區(qū)間及年度時(shí)間上都存在著差異。因此，在下面的實(shí)證中分別通過截面和時(shí)間來建立模型，說明各個(gè)地區(qū)地方財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。

四、實(shí)證分析

(一)截面估計(jì)

為消除可能存在的異方差現(xiàn)象，應(yīng)對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不改變?cè)蛄械膬?nèi)在關(guān)系，新的變量為lngdp與lnsci。其變系數(shù)固定效應(yīng)模型為：

lngdp_i=α_i+α^*+β_ilnsci_i

運(yùn)用Eviews對(duì)模型進(jìn)行擬合，結(jié)果見表1。

表1中，3．608929是各個(gè)地區(qū)模型的固定截距，即模型中的，代表地方財(cái)政科技投入以外的經(jīng)濟(jì)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響；Fixed Effects表示模型中的β_i，為模型中固定效應(yīng)部分；Coefficient表示模型中的β_i，代表的變量的變動(dòng)系數(shù)。(i分別表示全國各個(gè)地區(qū))從表1中可以看出，整個(gè)模型擬合較好，說明地方財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著高度相關(guān)性。由于自變量與因變量都是對(duì)數(shù)化后的變量，β實(shí)際上就是地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性。也就是說地方財(cái)政科技投入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模就隨著增加β_i個(gè)百分點(diǎn)。在這里我們重點(diǎn)關(guān)注模型自變量的系數(shù)(coefficient)，系數(shù)越大，說明地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性越大，地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)也就越大。

從表l中還可看出，彈性較高(大于O.9)的有河北、山西、內(nèi)蒙古、云南、陜西、甘肅等6個(gè)省區(qū)，其中甘肅最高，為1．068；彈性較低(小于O，5)的有上海、浙江、湖北、湖南、廣西等省市區(qū)。這表明在全國范圍內(nèi)各個(gè)省市區(qū)的地方財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)存在著很大的差異，因此，可假定在全國各省市區(qū)間重新分配科技資源就會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)的更大發(fā)展。(吉林省的T值和P值都不能通過檢驗(yàn)，查找數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)每一年份地方財(cái)政科技投入并非是增加的，甚至出現(xiàn)極大的波動(dòng)，這是吉林財(cái)政支出的問題，在這里我們不具體討論。)

(二)時(shí)間估計(jì)

從時(shí)間角度估計(jì)就是以每一年的30個(gè)地區(qū)作為一個(gè)序列進(jìn)行估計(jì)。如同上面的估計(jì)一樣，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不改變?cè)蛄械膬?nèi)在關(guān)系，只是經(jīng)濟(jì)含義解釋發(fā)生變化。其變系數(shù)的固定效應(yīng)模型為：

lngdp_i=α_i+α^*+β_ilnsci_i (4)

運(yùn)用Eviews對(duì)模型進(jìn)行擬合，結(jié)果見表2。

表2中，1．856378是各個(gè)年份模型的固定截距，即模型中的α^*，代表地方財(cái)政科技投入以外的經(jīng)濟(jì)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響；Fixed Effects表示模型中的α_t，為模型中固定效應(yīng)部分；Coefficient表示模型中的β_t，代表自變量的變動(dòng)系數(shù)。(t分別表示各個(gè)年份時(shí)間上的數(shù)據(jù))從表2中可以看出，整個(gè)模型擬合較好，說明地方財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著高度的線性相關(guān)性。由于自變量與因變量都是對(duì)數(shù)化后的變量，β_t實(shí)際上是地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性。也就是說地方財(cái)政科技投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模就隨著增加盧，個(gè)百分點(diǎn)。在這里我們重點(diǎn)關(guān)注的是模型自變量的系數(shù)(Coefficient)，系數(shù)越大，說明這一年地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性越大，地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)也就越大。

從表2中還可看出，彈性(自變量系數(shù))最高的是1996年，最低的是2005年，并且從1996年到2005年彈性逐年降低。說明在所有影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素中，地方財(cái)政科技投入的影響力在逐年遞減。地方財(cái)政科技投入增加1％，地方經(jīng)濟(jì)增加比例就從1996年的1.12％降至2005年的O.845％。這也符合邊際經(jīng)濟(jì)效用遞減規(guī)律。固定效應(yīng)α_t+α^*中，α^*恒定不變，α_*隨著時(shí)間的推移在逐漸增大，固定效應(yīng)從1996年的1.19(1.856-O668)增加到2005年的2.553(1.856+0.697)。說明經(jīng)過長期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與積淀，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素中其他因素影響力越來越大，或者說經(jīng)濟(jì)發(fā)展的慣性越來越大，也即某一年即使沒有地方財(cái)政科技投入，經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模仍存在一個(gè)相當(dāng)于固定效應(yīng)的基數(shù)。

綜上所述，我國地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響彈性在逐年降低，但截距項(xiàng)是在逐漸增加。說明我國經(jīng)濟(jì)在健康快速發(fā)展的同時(shí)，所受到的其他影響逐漸增加，而地方財(cái)政科技投入的影響作用相對(duì)降低；并且隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，其發(fā)展慣性也越來越大，受地方財(cái)政科技投入影響以外因素的作用也越來越大。

五、結(jié)論及建議

通過實(shí)證分析可以看出，地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響在各個(gè)地區(qū)及年份存在著很大的差異，在時(shí)間上表現(xiàn)為影響彈性逐年降低，在地域上凸顯了我國長期的先東部后西部、先城市后農(nóng)村的區(qū)域政策帶來的不平衡現(xiàn)象。在全國各個(gè)省市區(qū)之間，地方財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的彈性差異較大，說明我國的財(cái)政科技投入偏向并不能反映市場(chǎng)規(guī)律，不能使資源通過市場(chǎng)配置實(shí)現(xiàn)效率的最大化。例如陜西與甘肅的邊際收益較高卻不能得到更多的財(cái)政科技投入。這種資源配置的不合理現(xiàn)象將會(huì)進(jìn)一步加大我國的地區(qū)貧富差距。

根據(jù)以上的實(shí)證分析結(jié)論，特提出如下建議：

1．保持地方財(cái)政對(duì)科技投入的適度增長

地方財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的推動(dòng)作用，因此應(yīng)不斷加大這種投入。但考慮到地方財(cái)政科技投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)的影響彈性逐年降低，該投入應(yīng)保持在一個(gè)適度增長的規(guī)模內(nèi)，不應(yīng)一味強(qiáng)調(diào)超過實(shí)際能力的投入，以免造成不合理投入帶來的其他問題。

2．中央財(cái)政對(duì)不同地區(qū)科技投入應(yīng)實(shí)行政策傾斜

中央財(cái)政應(yīng)視各地區(qū)財(cái)政投入對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同彈性，重點(diǎn)支持影響彈性較高的地區(qū)，使投入有更大的收益，促使各地區(qū)地方財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響彈性趨于一致，使資源達(dá)到較高的配置，提高總體科技投入使用效率，同時(shí)縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距。