劉勝?gòu)?qiáng)，常丹丹

（重慶工商大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，重慶 400067）

一、引 言

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的崛起和全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的不斷加速，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于一個(gè)國(guó)家或企業(yè)的重要性已被普遍認(rèn)可和接受。由于技術(shù)創(chuàng)新是一種準(zhǔn)公共產(chǎn)品，存在市場(chǎng)失靈現(xiàn)象，加上技術(shù)創(chuàng)新具有投資風(fēng)險(xiǎn)高、周期長(zhǎng)、收益不確定等特點(diǎn)，企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新的積極性一般都不高。這就客觀上需要政府拿出一定的財(cái)政資金來(lái)支持和激勵(lì)企業(yè)。關(guān)于政府支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的合理性早在20世紀(jì)60年代Arrow（1962）就從理論層面進(jìn)行了闡述。Arrow指出，自主創(chuàng)新所需要的資金如果完全由市場(chǎng)“看不見(jiàn)的手”來(lái)籌集的話，創(chuàng)新投入就會(huì)遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展需求的水平［1］。即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)無(wú)法使技術(shù)創(chuàng)新達(dá)到最優(yōu)水平，政府只有支付一定的財(cái)政資金來(lái)支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)才能實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu)效應(yīng)。之后的學(xué)者Barro（1990）等從內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的角度證實(shí)，政府可采取向從事技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)或技術(shù)創(chuàng)新行為本身提供財(cái)政補(bǔ)貼的方式激勵(lì)更多的社會(huì)生產(chǎn)要素投入到技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)中來(lái)［2］。政府財(cái)政科技投入是技術(shù)進(jìn)步的物質(zhì)保障和動(dòng)力，它主要是向從事技術(shù)基礎(chǔ)性的科技服務(wù)活動(dòng)以及將科技成果的產(chǎn)業(yè)化開(kāi)始階段提供啟動(dòng)資金。即在技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵環(huán)節(jié)及階段提供資金和政策的支持。

重慶作為中國(guó)西部唯一的直轄市和國(guó)家中心城市、長(zhǎng)江上游地區(qū)經(jīng)濟(jì)和金融中心，盡管近年來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直處于高速發(fā)展時(shí)期，2013年重慶已經(jīng)實(shí)現(xiàn)GDP12 656.69億元，增速達(dá)到12.3%，較全國(guó)平均水平高出4.6個(gè)百分點(diǎn)；人均GDP達(dá)到42 978元，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的效率低下、產(chǎn)業(yè)附加值不高、產(chǎn)業(yè)急需轉(zhuǎn)型升級(jí)等結(jié)構(gòu)性問(wèn)題依然嚴(yán)重，所有這些問(wèn)題的解決都需要政府增加財(cái)政科技投入來(lái)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。本文利用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，對(duì)1997-2012年重慶市財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，期望能對(duì)重慶市財(cái)政科技投入效果的評(píng)價(jià)及創(chuàng)新支持政策的制定提供一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧及評(píng)述

關(guān)于財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系的研究。Schumpeter（1942）認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新是“創(chuàng)造性破壞”轉(zhuǎn)化到“創(chuàng)造性積累”并最終形成進(jìn)入壁壘的過(guò)程，如果沒(méi)有外部力量（政府）的干預(yù)，必將導(dǎo)致市場(chǎng)失靈［3］。Arrow（1962）指出，自主創(chuàng)新所需要的資金如果完全由市場(chǎng)“看不見(jiàn)的手”來(lái)籌集的話，創(chuàng)新投入就會(huì)遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展需求的水平，即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)無(wú)法使技術(shù)創(chuàng)新達(dá)到最優(yōu)水平［1］。政府只有支付一定的財(cái)政資金來(lái)支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)才能實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu)效應(yīng)。我國(guó)學(xué)者李長(zhǎng)江、潘孝珍（2010）從我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新不足和國(guó)外政府在技術(shù)創(chuàng)新的作用兩個(gè)方面解釋了財(cái)政支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的必要性［4］。

進(jìn)入20世紀(jì)80年代，由于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)獲取的便捷性提高和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的快速發(fā)展，相關(guān)研究可歸納為宏觀和微觀兩個(gè)層面。微觀層面，主要集中在研究財(cái)政政策對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響上。Holemans和Sleuwaegen（1988）、王俊（2010）認(rèn)為財(cái)政政策對(duì)于大多數(shù)企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的正向激勵(lì)作用是十分顯著的［5-6］。張東紅等（2009）通過(guò)博弈模型分析政府科技投入激勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)理［7］。鄧子基、楊志宏（2010）認(rèn)為三種財(cái)政政策（財(cái)政支持、稅收優(yōu)惠和政府采購(gòu)）對(duì)處在不同階段（研發(fā)階段、成果轉(zhuǎn)化階段和產(chǎn)業(yè)化階段）的技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)作用是不一樣的［8］。安同良等（2009）認(rèn)為稅收優(yōu)惠能降低研發(fā)的進(jìn)入成本，有利于企業(yè)購(gòu)買(mǎi)設(shè)備、引進(jìn)技術(shù)和與外部科研機(jī)構(gòu)建立合作關(guān)系［9］。喬天寶（2010）發(fā)現(xiàn)，所得稅優(yōu)惠有利于研究資金的投入，增值稅優(yōu)惠有利于研發(fā)人數(shù)的增加。除上述研究外，也有學(xué)者認(rèn)為，政府財(cái)政政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新也存在一定的消極作用［10］。Wallsten（2000）認(rèn)為，政策對(duì)創(chuàng)新項(xiàng)目的選擇可能導(dǎo)致嚴(yán)重的官僚主義和腐敗行為，財(cái)政扶持政策的不均衡也加劇了企業(yè)間的不公平競(jìng)爭(zhēng)［11］。杜文獻(xiàn)和吳林海（2007）認(rèn)為，政府的參與還可能會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有一定的擠出效應(yīng)。與微觀層面研究不同的是，宏觀層面主要從產(chǎn)業(yè)或國(guó)家的角度研究財(cái)政科技投入對(duì)國(guó)家整體創(chuàng)新能力的影響和研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系［12］。Levin and Reiss（1984）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)資助對(duì)不同產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)作用不同，其中，對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的拉動(dòng)作用明顯大于傳統(tǒng)制造業(yè)［13］。Dominique等（2003）從國(guó)家層面的角度研究OECD17個(gè)國(guó)家1981-1996年政府資助對(duì)企業(yè)研發(fā)行為的影響發(fā)現(xiàn)，政府資助和稅收優(yōu)惠將刺激企業(yè)加大研發(fā)投入［14］。李翠芝、林洲鈺（2013）研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政政策支持力度越高的地區(qū)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平越高，與國(guó)有企業(yè)和大型企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)和中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新對(duì)財(cái)政刺激的靈敏度更高［15］。吳金光、胡小梅（2013）利用協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政科技投入促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，但對(duì)前期專(zhuān)利成果的產(chǎn)出有正向促進(jìn)作用，對(duì)后期科研成果的轉(zhuǎn)化有負(fù)向阻礙作用［16］。蔡承彬（2006）認(rèn)為應(yīng)從政府采購(gòu)、稅收優(yōu)惠、公共投資和財(cái)政補(bǔ)貼與合作等角度激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新［17］。陳實(shí)、孫曉芹（2013）分析了2007年以后我國(guó)財(cái)政收支分類(lèi)體系改革后的RD支出數(shù)據(jù)的合理性［18］。戴晨和劉怡（2008）、陳永偉和徐冬林（2010）、朱石歡和張明喜（2010）分析了稅收優(yōu)惠與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系［19-21］。

由此可見(jiàn)，由于研究角度、研究方法和研究對(duì)象的不同，現(xiàn)有研究并未得出相同的結(jié)論?，F(xiàn)有研究有如下特點(diǎn)：一是現(xiàn)有研究較多限定在研究財(cái)政支出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的單向影響上，并且在研究中對(duì)于數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性考慮不足，可能存在偽回歸問(wèn)題；二是大多數(shù)研究由于沒(méi)有考慮通貨膨脹因素而未對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行必要的轉(zhuǎn)換；三是部分采用向量自回歸模型和協(xié)整檢驗(yàn)的研究對(duì)于滯后階數(shù)的選擇比較隨意，對(duì)于是否存在協(xié)整關(guān)系也未做必要的判定；四是研究對(duì)象主要以東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)為主，西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)如重慶的研究較少。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

考慮到重慶1997年才從四川省獨(dú)立出來(lái)成為中國(guó)第四個(gè)也是西部唯一一個(gè)直轄市，本文選取1997-2012年重慶市地區(qū)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（Pa）作為衡量技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)，選取同期重慶市地方財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（Fexp，單位：萬(wàn)元）作為度量重慶市財(cái)政科技投入的指標(biāo)，樣本數(shù)據(jù)共15個(gè)（見(jiàn)表1）。專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站（http：//www.sipo.gov.cn/tjxx/）手工收集并整理而得。重慶市地方財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出數(shù)據(jù)來(lái)源于1997-2012年間的《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除物價(jià)上漲因素對(duì)實(shí)際數(shù)值的影響，本文以1978年不變價(jià)格為基礎(chǔ)，先對(duì)財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出的名義值（Fexp）進(jìn)行調(diào)整，然后對(duì)調(diào)整的實(shí)際財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（PFexp）和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)取自然對(duì)數(shù)，得到實(shí)際財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出的自然對(duì)數(shù)（lnPFexp）和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)的自然對(duì)數(shù)（lnPa）。這樣處理不僅可以避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，還能消除異方差的可能影響，這種變換也不會(huì)影響變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表1 1997-2012年重慶市財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出與專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)

需要說(shuō)明的是，本文選擇專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)而不是專(zhuān)利授權(quán)數(shù)作為度量技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)，原因主要有：一是專(zhuān)利授權(quán)數(shù)同專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)之間存在較強(qiáng)的線性相關(guān)，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)所包含的信息在很大程度上已經(jīng)覆蓋了專(zhuān)利授權(quán)數(shù)的信息；二是與專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)相比，專(zhuān)利授權(quán)數(shù)存在較長(zhǎng)的滯后性，更易引起信息失真；三是專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)與授權(quán)數(shù)之間的缺口，在很大程度上是由于專(zhuān)利申請(qǐng)時(shí)本身技術(shù)還不成熟、專(zhuān)利申請(qǐng)中介組織功能不完善、專(zhuān)利授權(quán)機(jī)關(guān)辦事效率低下等方面的原因所致，隨著中介機(jī)構(gòu)功能的不斷完善以及政府工作效率的提高，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)和授權(quán)數(shù)之間的缺口將會(huì)減小，專(zhuān)利授權(quán)數(shù)與申請(qǐng)數(shù)之比將不斷提高。

圖1和圖2分別是財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出的自然對(duì)數(shù)（lnPFexp）和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)的自然對(duì)數(shù)（lnPa）的時(shí)間序列圖，從圖1和圖2可以看出，lnPFexp和lnPa變動(dòng)方向一致，并且步調(diào)基本一致，說(shuō)明兩者之間可能存在較強(qiáng)的長(zhǎng)期關(guān)系。

圖1 lnPFexp的時(shí)間序列

圖2 lnPa的時(shí)間序列

四、模型及結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系主要用來(lái)反映兩個(gè)及以上變量間存在的某種長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，經(jīng)濟(jì)學(xué)中，可以通過(guò)改變一個(gè)變量來(lái)度量其對(duì)另一變量的影響，單獨(dú)看其中任何一個(gè)變量的變化都沒(méi)有規(guī)律性，但變量與變量之間的關(guān)系類(lèi)似于人和所牽的狗一樣總保持“一根繩”的距離，即滿足協(xié)整關(guān)系的經(jīng)濟(jì)變量間的距離既不能太近，也不能太遠(yuǎn)，一次沖擊只能使其在短期內(nèi)偏離均衡位置，長(zhǎng)期內(nèi)又會(huì)自動(dòng)恢復(fù)到均衡位置。由于傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列不適用，因此在進(jìn)行協(xié)整分析之前，應(yīng)先檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，如果變量不平穩(wěn)，就可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。早期廣泛使用的DF檢驗(yàn)由于無(wú)法保證方程中的殘差項(xiàng)是白噪聲（white noise）過(guò)程，統(tǒng)計(jì)學(xué)家Dickey和Fuller在DF檢驗(yàn)法的基礎(chǔ)上進(jìn)行了擴(kuò)展形成ADF（Augmented Dickey-Fuller test）檢驗(yàn)，該方法是目前使用最為廣泛的協(xié)整檢驗(yàn)方法。其基本思想是通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行n次差分的方法將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化成平穩(wěn)序列，具體方法是對(duì)下列方程式進(jìn)行回歸分析。

其中，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)；k為滯后階數(shù)（最優(yōu)滯后項(xiàng)）；α1、α2、α3和βt為系數(shù)向量；μt為殘差。假設(shè)原假設(shè)為：H0:α3=0；備擇假設(shè)為H1:α3≠0。如果α3的ADF值大于臨界值則拒絕原假設(shè)H0接受H1，說(shuō)明{Xt}是I(0)，即為零階平穩(wěn)序列。否則存在單位根，即為非平穩(wěn)序列，需要研究下一階的平穩(wěn)性，如此反復(fù)，直至確認(rèn)到向量是n階單整為止，即I(n)序列。加入n個(gè)滯后項(xiàng)目的旨在使殘差擾動(dòng)項(xiàng)μt為白噪聲過(guò)程。

本文利用軟件STATA12.0，采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出的自然對(duì)數(shù)（lnPFexp）和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)的自然對(duì)數(shù)（lnPa）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。具體步驟如下：首先對(duì)lnPFexp和lnPa的原序列進(jìn)行ADF回歸估計(jì)并得到ADF統(tǒng)計(jì)量，然后借助該統(tǒng)計(jì)量判斷序列是否平穩(wěn)。如果ADF值小于給定顯著性水平（通常為5%）下的臨界值，則原序列為平穩(wěn)序列，否則原序列為非平穩(wěn)序列。當(dāng)原序列為非平穩(wěn)序列時(shí)，需要對(duì)其一階差分、二階差分甚至更高階次差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，并最終確定其單整階數(shù)。本文關(guān)于財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出的自然對(duì)數(shù)（lnPFexp）和專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)的自然對(duì)數(shù)（lnPa）ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lnPFexp和lnPa原序列的ADF值大于1%顯著性水平的臨界值，因此原序列是非平穩(wěn)的，它們的一階差分的ADF值也都大于1%顯著性水平的臨界值，因此一階差分也是非平穩(wěn)的，但它們的二階差分的ADF值都小于5%顯著性水平的臨界值，根據(jù)協(xié)整理論，如果研究變量是非平穩(wěn)序列，但它們的同階差分都是平穩(wěn)的，并且它們的某種線性組合也是平穩(wěn)的，則稱(chēng)這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此可以初步認(rèn)定lnPFexp和lnPa達(dá)到了平穩(wěn)，即lnPFexp和lnPa都是二階單整序列，可進(jìn)一步檢驗(yàn)兩變量間的協(xié)整關(guān)系。

（二）最佳滯后階數(shù)

一般來(lái)講，在進(jìn)行協(xié)整分析之前，先要判斷VAR模型的最佳滯后階數(shù)。本文將根據(jù)無(wú)約束（Unrestricted）水平時(shí)的VAR模型來(lái)確定協(xié)整階數(shù)n，確定最佳滯后階數(shù)n的方法從較大滯后階數(shù)開(kāi)始，通過(guò)對(duì)應(yīng)的LR值、FPE值、AIC值、HQIC值和SBIC值確定。如表3所示，上述5個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)有3個(gè)認(rèn)為最佳滯后階數(shù)應(yīng)選擇2階，因此，本文隨后的研究將基于VAR（2）模型進(jìn)行。

表3 VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整方程的個(gè)數(shù)確定

協(xié)整分析前，除需確定最佳滯后階數(shù)外，還應(yīng)確定變量間是否存在協(xié)整關(guān)系以及存在協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。表4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系所對(duì)應(yīng)的軌統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平下顯著，表明lnPFexp和lnPa之間至少存在一個(gè)協(xié)整向量。即1997-2012年間，lnPFexp和lnPa之間存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整方程變量個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用E-G（Engle-Granger）兩步法檢驗(yàn)重慶市財(cái)政科技投入（lnPFexp）與專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（lnPa）間的協(xié)整關(guān)系。通過(guò)以上的分析，lnPFexp和lnPa滿足E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)協(xié)整變量必須是同階平穩(wěn)的要求。即lnPa和lnPFexp均通過(guò)了同階平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，反映兩變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程及各自的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系方程如下：

協(xié)整方程下面括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為參數(shù)的t檢驗(yàn)值，**表示1%的水平下顯著，*表示5%的水平下顯著，由估計(jì)結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.976 431，AIC和SC的值均比較小，表明總體上看，估計(jì)方程的可靠性程度以及擬合度都比較好，方程系數(shù)估計(jì)的可靠性程度也比較高。同時(shí)殘差項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，殘差的ADF檢驗(yàn)值為-4.437 85，其對(duì)應(yīng)的5%顯著水平臨界值為-4.251 2，拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此，殘差項(xiàng)是穩(wěn)定的。由此可見(jiàn)，重慶專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（技術(shù)創(chuàng)新）與財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（財(cái)政科學(xué)投入）之間存在協(xié)整關(guān)系，兩變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的“均衡”關(guān)系。兩者以1∶0.927 143的比例發(fā)生變動(dòng)。

2018年5月28日每個(gè)小區(qū)于對(duì)角線處選擇3個(gè)點(diǎn)，每個(gè)點(diǎn)選擇有代表性的0.1 m2，調(diào)查有效穗數(shù)(剔除5粒以下的小穗)，折算成1 hm2有效穗數(shù)；樣點(diǎn)內(nèi)從根部隨機(jī)取20個(gè)麥穗(剔除5粒以下的小穗)，調(diào)查穗粒數(shù)，計(jì)算每穗粒數(shù)，千粒質(zhì)量按該品種常年千粒質(zhì)量(39.3 g)計(jì)算，產(chǎn)量計(jì)算公式如下：

在lnPa的方程中，lnPa的調(diào)整速度為-0.163 579，并且在5%水平下顯著，說(shuō)明當(dāng)專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（lnPa）比較低（偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)）的時(shí)候，它會(huì)向迅速地朝著財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（lnPFexp）的均值方向向上調(diào)整；在lnPFexp的方程中，lnPFexp的調(diào)整速度為0.330 235，但不顯著，說(shuō)明在lnPFexp和lnPa構(gòu)成的協(xié)整關(guān)系中，lnPFexp居于主導(dǎo)地位，財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（lnPFexp）不受專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（lnPa）的調(diào)整所影響。

（五）脈沖反映圖像

關(guān)于在lnPFexp和lnPa構(gòu)成的協(xié)整關(guān)系中，lnPFexp居于主導(dǎo)地位，lnPFexp不受lnPa的調(diào)整所影響的規(guī)律在其各自的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中有更為清晰的描述。圖3為lnPFexp對(duì)lnPa實(shí)施沖擊，其脈沖影響首先逐漸上升，到第四期達(dá)到最高點(diǎn)約“0.175”，然后逐漸下降至第八期在“0.145”附近趨于平穩(wěn)，說(shuō)明lnPFexp的增長(zhǎng)會(huì)引起后面時(shí)期lnPa的增長(zhǎng)，且彈性系數(shù)呈現(xiàn)穩(wěn)定規(guī)律。圖4為lnPa對(duì)lnPFexp實(shí)施沖擊，其脈沖影響首先逐漸下降，到第一期約“-0.095”逐漸上升，至第五期達(dá)到最高點(diǎn)約“0.120”，然后逐漸下降至第八期開(kāi)始在“0.078”附近趨于平穩(wěn)，說(shuō)明lnPa的增長(zhǎng)會(huì)引起lnPFexp的減少，且彈性系數(shù)呈現(xiàn)穩(wěn)定規(guī)律。這可能是由于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)及產(chǎn)業(yè)化程度不高有關(guān)，當(dāng)然，從數(shù)字來(lái)看，這種影響并不大。

圖3 lnPFexp對(duì)lnPa的脈沖響應(yīng)圖

圖4 lnPa對(duì)lnPFexp的脈沖響應(yīng)圖

（六）革蘭氏（Granger）因果檢驗(yàn)

上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，重慶市財(cái)政科學(xué)事業(yè)支出（ln-PFexp）與專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（lnPa）之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但是，由于協(xié)整檢驗(yàn)并不能確定變量間是否具備統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，只能說(shuō)明lnPFexp與lnPa之間有存在Granger因果關(guān)系的可能性。但是這種均衡關(guān)系是否能構(gòu)成因果關(guān)系以及變量間“誰(shuí)是因，誰(shuí)是果”還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。就本文的研究來(lái)說(shuō)：①盡管lnPFexp與lnPa間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否能構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步檢驗(yàn)；②假設(shè)它們能構(gòu)成因果關(guān)系，但到底是lnPFexp是因、lnPa是果，還是lnPa是因、lnPFexp是果？也需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。即檢驗(yàn)是重慶市財(cái)政科技投入的增加促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新，還是技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了重慶市財(cái)政科技投入。本文采用基于VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)lnPFexp與lnPa之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表5所示。

表5 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表5可知，至少在95%的置信水平下，在滯后期為1年和2年時(shí)，重慶市技術(shù)創(chuàng)新（lnPa）不是財(cái)政科技投入（lnPFexp）增加的Granger原因，技術(shù)創(chuàng)新并沒(méi)有使財(cái)政科技投入增加。但重慶市財(cái)政科技投入（lnPFexp）是技術(shù)創(chuàng)新（lnPa）提高的Granger原因，財(cái)政科技投入的增加促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新的增長(zhǎng)。在滯后三期時(shí)，重慶市財(cái)政科技投入（lnPFexp）與技術(shù)創(chuàng)新（lnPa）互為Granger原因。

五、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文利用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)1997-2012年重慶市財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，盡管重慶市財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新的原序列及一階差分是非平穩(wěn)的，但是它們的二階差分是平穩(wěn)的。長(zhǎng)期來(lái)看，重慶市財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新之間構(gòu)成了長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系表現(xiàn)為：財(cái)政科技投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的彈性系數(shù)為0.927 143，對(duì)應(yīng)的調(diào)整速度為-0.163 579，說(shuō)明重慶市財(cái)政科技投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有極大的促進(jìn)作用。②Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)滯后期為1年和2年時(shí)，重慶財(cái)政科技投入是技術(shù)創(chuàng)新的Granger原因，但技術(shù)創(chuàng)新不是重慶財(cái)政科技投入的Granger原因；當(dāng)滯后期為3年時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新與重慶財(cái)政科技投入互為彼此的Granger原因，重慶財(cái)政科技投入的增加將會(huì)推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的加速，技術(shù)創(chuàng)新的加速反過(guò)來(lái)也會(huì)對(duì)重慶財(cái)政科技投入產(chǎn)生明顯的拉動(dòng)作用。重慶財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新之間可形成“財(cái)政科技投入增加、創(chuàng)新加速、財(cái)政科技投入繼續(xù)增加、創(chuàng)新進(jìn)一步加速”的互相促進(jìn)的良性循環(huán)機(jī)制。

（二）建議

考慮到重慶財(cái)政科技投入和技術(shù)創(chuàng)新長(zhǎng)期看兩者互為Granger因（結(jié)論二），本文認(rèn)為，首先，應(yīng)建立相關(guān)制度保證重慶財(cái)政科技投入的可持續(xù)性，不僅體現(xiàn)在存量上，更體現(xiàn)在增量上。其次，應(yīng)完善市場(chǎng)體系，加大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，并遵行“誰(shuí)投資，誰(shuí)受益”的基本原則，以提高企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性；最后，應(yīng)加大人才培養(yǎng)、提高稅收優(yōu)惠（政府采購(gòu)）、完善金融政策支持等手段，從人、財(cái)、物多方面為從事技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)提供便捷，營(yíng)造出良好的創(chuàng)新環(huán)境。

通過(guò)以上方法，最終建立由政府、企業(yè)和民間機(jī)構(gòu)等構(gòu)成的多元化的投入主體，以保證重慶財(cái)政科技投入與技術(shù)創(chuàng)新之間的長(zhǎng)期相互促進(jìn)的良性循環(huán)機(jī)制能夠發(fā)揮其應(yīng)有的作用。

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