王小平，王雪平

(1.宜春學院經(jīng)濟與管理學院，江西 宜春 336000；2.中國建設銀行江西總審計室，江西 南昌 330006)

基于相對剝奪理論的地方財政科技支出空間非均衡影響研究

王小平1，王雪平2

(1.宜春學院經(jīng)濟與管理學院，江西 宜春 336000；2.中國建設銀行江西總審計室，江西 南昌 330006)

本文利用2001～2013年的中國省際數(shù)據(jù)，利用基于相對剝奪理論的改進的Yitzhaki指數(shù)來測度地方財政科技支出的空間非均衡，在考慮空間因素前提下，采用空間杜賓模型對地方財政科技支出空間非均衡的影響進行實證分析，研究結(jié)果表明，個體相對剝奪與財政科技支出成反比；地方經(jīng)濟發(fā)展水平與本地區(qū)個體相對剝奪之間存在顯著的“倒U型”的直接效應，科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度、科技財政分權(quán)與本地區(qū)個體相對剝奪之間均存在顯著的負向直接效應；與此同時，科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度對相鄰地區(qū)個體相對剝奪產(chǎn)生顯著的負向溢出效應，科技財政分權(quán)對相鄰地區(qū)個體相對剝奪產(chǎn)生顯著的正向溢出效應。

相對剝奪；地方財政科技支出；空間非均衡；空間杜賓模型；空間溢出效應

一、引 言

目前中國財政科技支出總量呈持續(xù)增長趨勢，2014年國家財政科技支出6454.5億元，年均增長7.4%，其中，中央財政科技支出2899.2億元，年均增長5.3%；地方財政科技支出3555.4億元，年均增長9.1%，從2007年開始地方財政科技支出就超過中央財政科技支出，但隨著地方財政科技支出規(guī)模增長的同時，區(qū)域間地方財政科技支出差異整體呈上升趨勢，而目前學者對地方財政科技支出差異的重點主要是區(qū)域間總體差異，而很少關注區(qū)域內(nèi)部個體差異。鑒于此，本次將研究財政科技支出差異的重點由區(qū)域不平等轉(zhuǎn)向個體不平等，并采用個體相對剝奪來度量個體不平等，因此降低地方財政科技支出的個體相對剝奪，為提高各地區(qū)的科技創(chuàng)新水平提供了新的思路。

Runciman在1966年提出了相對剝奪概念(relative deprivation)，認為人們在與參照群體(與自己特征相近的群體)相比較的過程中，當他們覺得自己本應得到的東西而沒有得到，就會產(chǎn)生一定程度的相對剝奪感[1]。Runciman給相對剝奪進行了比較精確的定義，他認為相對剝奪應該要滿足以下四個條件：(1)他本身不擁有X；(2)他希望自己能擁有X；(3)他看到參照群體的某些成員現(xiàn)在擁有X或者估計過去、未來也將擁有X；(4)他認為自己擁有X是理所應當?shù)?。由于相對剝奪的定義是以個體為研究對象，因此被認為是個體的不平等指標。與其他不平等指標的定義研究對象為群體不同，相對剝奪的研究對象是個體，因此相對剝奪被認為是個體的不平等指標。Stark等(1988)將相對剝奪概念引用到了經(jīng)濟學領域之中[2]。根據(jù)國內(nèi)外學者對相對剝奪的研究表明，相對剝奪可以分為客觀相對剝奪和主觀相對剝奪?？陀^相對剝奪指數(shù)主要包括現(xiàn)在比較流行的Yitazhaki指數(shù)和Kakwani指數(shù)等；主觀相對剝奪指數(shù)主要采用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)來測度相對剝奪，通過問卷調(diào)查結(jié)果來反映個體對不平等的感覺，如José M. Labeaga等(2011)通過問卷形式對被訪者進行調(diào)查，采用0-5數(shù)值來分別表示個體對不平等的程度[3]。根據(jù)研究對象的特征，本文個體相對剝奪主要采用個體客觀相對剝奪指標。

目前國內(nèi)外學者專門研究地方財政科技支出空間非均衡的文獻比較少，主要側(cè)重在以下兩個方面：一是采用子群間不平等指標、因子分析方法、比較分析法等方法來度量地方財政科技支出空間非均衡。如劉新同(2009)采用因子分析對R&D強度、R&D經(jīng)費相對規(guī)模、R&D人員相對規(guī)模等指標進行綜合評價，得出各地區(qū)在R&D投入上的差異[4]。二是利用計量經(jīng)濟模型對地方財政科技支出的影響因素進行分析。周克清等(2011)利用1997～2009年省際面板數(shù)據(jù)分析財政分權(quán)對財政科技投入的影響，結(jié)果表明，財政分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府間競爭努力程度、對外開放水平和科技人員規(guī)模對地方財政科技投入均有顯著的影響[5]。孫萍等(2014)運用分位數(shù)回歸模型分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、財政分權(quán)、人力資源的累計對財政科技投入的影響,發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、財政分權(quán)、人力資源的累計對財政科技投入存在動態(tài)關系。

現(xiàn)有的關于地方財政科技支出空間非均衡的研究得到很大的啟示，但是這些研究還不全面。首先，在對地方財政科技支出空間非均衡研究時，主要采用基于子群間不平等的指標來度量，如Mookherjee和Shorrocks(1982)、Dagum(1997)等提出的泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、平均對數(shù)離差，這些測度方法主要從子群間不平等的角度來分析地方財政科技支出區(qū)域間差異，而大部分學者在研究過程中往往將子群間不平等的指標替代個體不平等[6][7]，即認為子群內(nèi)不同個體的相對剝奪是一樣的，而實際情況中不同個體的相對剝奪是有顯著差異的，因此采用子群間相對剝奪來替代個體相對剝奪，得出的結(jié)論與現(xiàn)實是不符的；其次，在對地方財政科技支出的影響因素進行實證分析時，大部分學者假定區(qū)域間是相互獨立的，沒有考慮地方財政科技支出的區(qū)域間空間相關性，得出的結(jié)論中只包含各影響因素對地方財政科技支出的直接效應，而得不出空間溢出效應。

二、數(shù)據(jù)的選擇與度量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文利用2001～2012年中國30個省市區(qū)為研究樣本(由于西藏自治區(qū)的財政科技支出相關數(shù)據(jù)缺失，因此剔除西藏自治區(qū)后選取其余30個省市區(qū))，共360個觀測值，數(shù)據(jù)來源于相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)變量選擇

1.被解釋變量。本文選取30個省市區(qū)地方財政科技支出的個體相對剝奪為被解釋變量。

2.解釋變量。由于現(xiàn)有文獻研究地方財政科技支出個體相對剝奪的文獻比較少，因此，為了確定財政科技支出個體相對剝奪的影響因素，本文主要通過查閱財政科技支出的相關文獻，來確定個體相對剝奪的影響因素。由(4)式的Yitzhaki個體相對剝奪函數(shù)可知，個體客觀相對剝奪是個體財政科技支出的函數(shù)，即個體財政科技支出的影響因素也同時是個體相對剝奪的影響因素。

根據(jù)財政科技支出的相關文獻，本文主要選取以下幾個變量作為個體相對剝奪的影響因素。

(1)地方經(jīng)濟發(fā)展水平。隨著近年來科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長貢獻率的不斷提高，一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對科技創(chuàng)新的依賴程度也逐漸提高，即地方經(jīng)濟發(fā)展水平是地方政府財政科技投入行為中重要的外部變量。本文采用各地區(qū)人均GDP來反映地方經(jīng)濟發(fā)展水平。

(2)科技人員規(guī)模。一個地區(qū)科技人員規(guī)模越大，地方財政支出中進行研究與開發(fā)活動的機構(gòu)和人員的支出就越大，即隨著科技人員規(guī)模的增長，地方政府財政科技投入也會增長。本文采用研發(fā)人員全時當量來衡量科技人員規(guī)模。

(3)地區(qū)競爭程度。在中國現(xiàn)有的財政體制下，各地方政府官員為了追求在任期間的政績，有較強的競爭性動機來加大財政支出中偏向生產(chǎn)的支出份額(如科技支出)，因為加大科技支出(特別是高科技產(chǎn)業(yè)的研發(fā)支出)可以有效提高高科技產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，從而促進地區(qū)經(jīng)濟的增長，而地區(qū)經(jīng)濟的增長可以為地方政府官員獲得更好的政績。本文采用外商直接投資來衡量地區(qū)競爭程度。

(4)對外開放水平。自1978年改革開放30多年來，中國的經(jīng)濟發(fā)展方式已經(jīng)由內(nèi)向型轉(zhuǎn)型為外向型，而轉(zhuǎn)型的一個主要標志是進出口貿(mào)易總額中高科技產(chǎn)品占的比重不斷擴大，即中國對有高技術(shù)含量產(chǎn)品的依賴程度越來越增強，要擺脫對國外高科技產(chǎn)品的依賴，就必須提升本國科技創(chuàng)新水平，而提升本國科技創(chuàng)新水平最直接的辦法增加科技投入。因此，隨著對外開放水平的提升可以引導地方政府增加科技投入。本文用地區(qū)進出口總額占GDP的比重來衡量對外開放水平。

(5)科技財政分權(quán)?？萍钾斦謾?quán)主要反映科技支出在中央和地方政府間進行配置的情況，當反映科技創(chuàng)新三階段的知識創(chuàng)新產(chǎn)出、科研創(chuàng)新產(chǎn)出、成果轉(zhuǎn)化創(chuàng)新產(chǎn)出(如科技論文數(shù)、專利申請量和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入等)出現(xiàn)增長時，表明各個區(qū)域科技財政分權(quán)的效果是顯著的，即科技財政分權(quán)可以促進地方政府增加財政科技投入。林海波、毛程連(2015)構(gòu)建了六個科技財政分權(quán)指標[8]，如表1所示，本文采用表1的指標3來測度科技財政分權(quán)。

表1 科技財政分權(quán)指標

各省市區(qū)財政科技支出、GDP均以1978年為基期用GDP平減指數(shù)做了平減，外商直接投資采用2001年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)做了平減。各變量的統(tǒng)計性描述見表2。

表2 變量的統(tǒng)計性描述

(三)空間非均衡的度量

Yitzhaki(1979)首次對相對剝奪進行了測度，他是以收入為研究對象來測度收入的個體相對剝奪，以群內(nèi)的某個個體為例，當群內(nèi)存在其他個體的收入大于該個體時，該個體就會產(chǎn)生相對剝奪，相對剝奪表示該個體與其他個體的收入差距，并且將每個個體的相對剝奪之和等于該群的基尼系數(shù)。即基尼系數(shù)反映的是群體間不平等指標，而相對剝奪反映的是個體間不平等指標。

設Y是一個群，樣本數(shù)為n，其對應的指標向量為y=(y1,y2,...,yn)，按指標數(shù)值按照由大到小進行排列，即y1≤y2≤…≤yn，yl和yk分別為Y中個體l和個體k的指標數(shù)值，其中l(wèi),k∈N。

Yitzhaki個體相對剝奪指數(shù)的計算公式如下所示：

(1)

通過(1)式，可得個體l在整體參照群Y中的Yitzhaki個體相對剝奪指數(shù)為：

(2)

由于Yitzhaki指數(shù)有量綱，不能較好地應用于實證研究中，本文采用離差標準化方法對式(1)進行去量綱化。

(3)

通過(3)式，可得進行去量綱化后的個體l在整體參照群Y中的相對剝奪指數(shù)為：

(4)

其中：D(yl,y)為個體l在整體參照群Y中的個體相對剝奪指數(shù)，n表示參照群Y做的個體的個數(shù)，max(y)表示指標向量y的最大值，min(y)表示指標向量y的最小值。

三、地方財政科技支出分布的空間非均衡程度

按照式(4)的個體相對剝奪計算方法，我們利用matlab7.0軟件，分別計算了30個省市區(qū)2001～2014年地方財政科技支出的個體相對剝奪，結(jié)果如表3所示。

表3 2001～2014年30個省市區(qū)地方財政科技支出的個體相對剝奪

續(xù)表3

江 西0．1570．1370．1520．1610．1260．1370．1420．1510．1110．1340．1440．1450．1550．1490．143山 東0．0180．0300．0290．0600．0590．0550．0600．0630．0570．0620．0550．0580．0630．0650．052河 南0．0970．0820．0930．1060．0870．0950．0920．0980．0790．0950．0940．0950．1150．1220．096湖 北0．0940．0860．0880．1030．0860．0890．0960．1020．0840．1060．1010．1030．1110．0690．094湖 南0．0880．0720．1040．1250．0970．1090．1080．1130．0900．1140．1200．1270．0640．0610．099廣 東0．0000．0000．0000．0000．0100．0090．0100．0100．0160．0100．0170．0160．0050．0190．009廣 西0．1520．1190．1130．1500．1190．1300．1350．1450．1090．1380．1440．1380．1640．1680．137海 南0．2150．1760．1920．2010．1510．1590．1660．1720．1230．1520．1590．1660．2010．2140．175重 慶0．1430．1320．1510．1500．1170．1250．1260．1290．1030．1290．1290．1340．1560．1680．135四 川0．0740．0710．0780．0970．0820．0950．0920．0980．0800．0990．0980．0960．1150．1100．092貴 州0．1530．1290．1460．1520．1110．1290．1370．1470．1110．1390．1440．1470．1800．1790．143云 南0．1020．0860．1010．1310．1020．1170．1290．1340．1030．1310．1340．1420．1670．1780．126陜 西0．1380．1180．1320．1460．1140．1160．1220．1290．0970．1210．1300．1350．1690．1690．131甘 肅0．1590．1310．1570．1590．1250．1370．1360．1440．1100．1420．1510．1560．1860．1940．149青 海0．2100．1750．1930．2060．1540．1640．1750．1850．1340．1710．1850．1870．2230．2310．185寧 夏0．2060．1700．1940．2020．1510．1630．1670．1880．1380．1700．1800．1880．2250．2350．184新 疆0．1840．1430．1590．1700．1270．1380．1340．1480．1110．1390．1450．1490．1790．1900．151

為了更直觀地反映30個省市區(qū)2001～2014年間地方財政科技支出的平均相對剝奪，本文繪制了平均相對剝奪和平均財政科技支出的折線圖，如圖1所示。其中平均財政科技支出采用2001～2014年的30個省市區(qū)財政科技支出的平均值，為了便于與平均相對剝奪進行對比，對平均財政科技支出進行歸一化處理，使30個省市區(qū)的平均財政科技支出取值范圍為[0，1]。

圖1 30個省市區(qū)平均相對剝奪與平均財政科技支出比較圖

由圖1可以看出，通過計算2001～2014年我國地方財政科技支出的平均相對剝奪與平均財政科技支出，可以得到以下結(jié)論：個體相對剝奪與財政科技支出成反比。即財政科技支出比較高的地區(qū)，個體相對剝奪比較??；反之，財政科技支出比較低的地區(qū)，個體相對剝奪比較大。意味著由于地區(qū)間財政科技支出的差異，導致各地區(qū)的個體相對剝奪存在顯著差異，具體表現(xiàn)為財政科技支出越高的地區(qū)個體相對剝奪越小，與其他地區(qū)相比對本地區(qū)的財政科技支出越滿意，與此同時，財政科技支出越低的地區(qū)個體相對剝奪越大，與其他地區(qū)相比對本地區(qū)的財政科技支出滿意度越低。

四、實證分析

(一)全局空間自相關分析

全局空間自相關一般是根據(jù)莫蘭(Moran，1950)提出的Moran’s I指數(shù)來檢驗，Moran’s I指數(shù)計算公式如下：

(5)

全局空間自相關用于揭示個體相對剝奪的空間相關程度，在鄰接空間權(quán)重下，本文分別對30各省市區(qū)的個體相對剝奪的全局空間相關性進行檢驗，基于式(5)計算得到相應的Moran’sI指數(shù)及檢驗結(jié)果，進而繪制了2001～2013年鄰接空間權(quán)重下個體相對剝奪的全局Moran’sI指數(shù)，見表4所示。

表4 個體相對剝奪的全局Moran’s I指數(shù)

由表4可以看出，在鄰接空間權(quán)重下個體相對剝奪的歷年Moran’s I指數(shù)均大于零，并且Moran’s I指數(shù)的P值均小于0.05，說明2001～2013年間30個省市區(qū)地方財政科技支出的個體相對剝奪具有顯著的空間正自相關性，即個體相對剝奪呈現(xiàn)空間聚集現(xiàn)象。

(二)個體相對剝奪決定因素的回歸估計

本文采用最大似然估計方法(MaximumLikelihoodEstimation，MLE)，對個體相對剝奪決定方程的空間面板模型進行估計。在個體相對剝奪決定方程的模型選取上，本文建立了個體相對剝奪決定方程的空間杜賓模型(SDM)模型，具體模型如下所示：

Y=ρWY+Xβ+γWX+ε

(6)

其中，Y表示個體相對剝奪，X表示個體相對剝奪的影響因素，β表示X的參數(shù)向量，ρ、γ分別表示空間滯后回歸系數(shù)和空間杜賓回歸系數(shù)。ε表示隨機誤差項，W表示空間權(quán)重矩陣，在空間權(quán)重矩陣的選擇上，依據(jù)鄰接空間權(quán)重來設定。

表5報告了鄰接空間權(quán)重下的個體相對剝奪決定因素的空間杜賓模型(SDM)回歸估計結(jié)果，回歸結(jié)果包括空間固定效應、時期固定效應、空間和時間固定效應、隨機效應。

表5 空間杜賓模型(SDM)估計結(jié)果

注：***、** 和* 分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。下同。

由表5可以看出，在鄰接空間權(quán)重下，模型(2)的擬合優(yōu)度最大，模型(3)的LogL最大，AIC最小，但模型(3)擬合優(yōu)度只有0.092，因此從穩(wěn)健性考慮，選擇模型(2)作為鄰接空間權(quán)重下的空間杜賓模型的估計結(jié)果，并且選擇模型(2)作為空間溢出效應的測算與分解。

五、空間溢出效應估計

在鄰接空間權(quán)重矩陣下，本文在模型(2)的基礎上得出了地方經(jīng)濟發(fā)展水平、科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度、對外開放水平、科技財政分權(quán)對個體相對剝奪的空間溢出效應，如表6所示。

表6 個體相對剝奪的影響因素空間溢出效應估計結(jié)果

地方經(jīng)濟發(fā)展水平對個體相對剝奪的空間溢出效應。通過表6的空間溢出效應結(jié)果，在鄰接空間權(quán)重下，地方經(jīng)濟發(fā)展水平和地方經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項對個體相對剝奪的直接效應均通過了1%的顯著性水平，但地方經(jīng)濟發(fā)展水平正相關，地方經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項為負相關，表明地方經(jīng)濟發(fā)展水平與個體相對剝奪之間呈現(xiàn)非線性關系，即呈現(xiàn)“倒U型”。這個結(jié)論與周克清等(2011)的結(jié)果一致，一般而言，地方經(jīng)濟發(fā)展水平越高，財政科技支出越高，個體相對剝奪越低，但是隨著科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的促進作用越來越大，有些地方經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地方政府也意識到財政科技支出對未來地方經(jīng)濟發(fā)展的作用，也逐漸加大財政科技投入。與此同時，地方經(jīng)濟發(fā)展水平與個體相對剝奪之間存在非線性的溢出效應，但是沒有通過10%的顯著性檢驗。通過比較鄰接空間權(quán)重矩陣下的直接效應和溢出效應，可以看出，地方經(jīng)濟發(fā)展水平對本地區(qū)的個體相對剝奪的作用要遠遠大于對相鄰地區(qū)的作用。

科技人員規(guī)模對個體相對剝奪的空間溢出效應。通過表6的空間溢出效應結(jié)果，在鄰接空間權(quán)重下，科技人員規(guī)模對本地區(qū)個體相對剝奪的直接效應為負，并且通過了1%的顯著性水平，表明科技人員規(guī)模有效降低了本地區(qū)個體相對剝奪。與此同時，科技人員規(guī)模對相鄰地區(qū)個體相對剝奪之間存在負的溢出效應，并且通過5%的顯著性檢驗，即在鄰接空間權(quán)重下，科技人員規(guī)?？梢杂行Ы档拖噜彽貐^(qū)的個體相對剝奪。通過比較鄰接空間權(quán)重矩陣下的直接效應和溢出效應，可以看出，科技人員規(guī)模對本地區(qū)與對相鄰地區(qū)個體相對剝奪的作用一樣大。這個現(xiàn)象與中國的實際情況是相符合的。隨著中國高科技產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，高科技產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重呈現(xiàn)逐漸上升趨勢，特別是經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)提供各類優(yōu)惠待遇引進高科技人才來服務本地區(qū)高科技產(chǎn)業(yè)，并且取得了很大成效，如深圳出臺了一系列引進人才措施，從而使深圳實現(xiàn)了轉(zhuǎn)型為高科技產(chǎn)業(yè)型城市的目標，2015年，深圳高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值達5847.91億元，增長13.0%，占GDP比重33.4%。受深圳經(jīng)濟成功轉(zhuǎn)型的影響，鄰近地區(qū)的江西省，相繼出臺了引進高層次人才的13項優(yōu)惠政策，使高科技人員規(guī)模得到大大提升，而江西省通過以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)基地為重要載體，實現(xiàn)了經(jīng)濟平穩(wěn)增長，即深圳在增加科技人員規(guī)模的同時，對相鄰地區(qū)的江西省產(chǎn)生了積極的影響。

地區(qū)競爭程度對個體相對剝奪的空間溢出效應。通過表6的空間溢出效應結(jié)果，在鄰接空間權(quán)重下，地區(qū)競爭程度對本地區(qū)個體相對剝奪的直接效應為負，并且通過了1%的顯著性水平，表明地區(qū)競爭程度有效降低了本地區(qū)個體相對剝奪。與此同時，地區(qū)競爭程度對相鄰地區(qū)個體相對剝奪之間存在負的溢出效應，并且通過1%的顯著性檢驗，即在鄰接空間權(quán)重下，地區(qū)競爭程度可以有效降低相鄰地區(qū)的個體相對剝奪。通過比較鄰接空間權(quán)重矩陣下的直接效應和溢出效應，可以看出，地區(qū)競爭程度對本地區(qū)的個體相對剝奪的作用要小于對相鄰地區(qū)的作用。

對外開放水平對個體相對剝奪的空間溢出效應。通過表6的空間溢出效應結(jié)果，在鄰接空間權(quán)重下，對外開放水平對本地區(qū)個體相對剝奪的直接效應為負，但是沒有通過10%的顯著性水平。與此同時，對外開放水平對相鄰地區(qū)個體相對剝奪之間存在正的溢出效應，但是沒有通過10%的顯著性檢驗。通過比較鄰接空間權(quán)重矩陣下的直接效應和溢出效應，可以看出，對外開放水平降低了本地區(qū)的個體相對剝奪，而提高了相鄰地區(qū)的的個體相對剝奪。

科技財政分權(quán)對個體相對剝奪的空間溢出效應。通過表6的空間溢出效應結(jié)果，在鄰接空間權(quán)重下，科技財政分權(quán)對本地區(qū)個體相對剝奪的直接效應為負，并且通過了1%的顯著性水平，表明科技財政分權(quán)有效降低了本地區(qū)個體相對剝奪。與此同時，科技財政分權(quán)對相鄰地區(qū)個體相對剝奪之間存在正的溢出效應，并且通過5%的顯著性檢驗，即在鄰接空間權(quán)重下，科技財政分權(quán)提高了相鄰地區(qū)的個體相對剝奪。通過比較鄰接空間權(quán)重矩陣下的直接效應和溢出效應，可以看出科技財政分權(quán)對本地區(qū)的個體相對剝奪的作用大于對相鄰地區(qū)的作用。造成科技財政分權(quán)提高相鄰地區(qū)的個體相對剝奪的主要原因是，在中國現(xiàn)有財政分權(quán)體制下，地方政府雖然看到相鄰地區(qū)政府加大財政科技支出將給該地區(qū)遠期帶來一定的經(jīng)濟效應，但這種未來的經(jīng)濟效應難以達到政府的青睞，特別是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，地方財政科技支出往往呈現(xiàn)重應用研究輕基礎研究，因為基礎研究在短期內(nèi)難以轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，而應用研究對地方經(jīng)濟的效應顯著，因此，在現(xiàn)有以GDP為政府績效考核體系下，相鄰地區(qū)為經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的地方政府加大財政科技支出的動力不足，而本地區(qū)加大財政科技支出，間接提高了相鄰地區(qū)的個體相對剝奪。

六、結(jié)論與政策建議

通過本文的研究可以得出以下結(jié)論：(1)通過計算2001～2014年我國地方財政科技支出的平均相對剝奪，可以得出以下特征：個體相對剝奪與財政科技支出成反比。即財政科技支出比較高的地區(qū)，個體相對剝奪比較??；反之，財政科技支出比較低的地區(qū)，個體相對剝奪比較大。(2)通過對2001～2013年間30個省市區(qū)地方財政科技支出的個體相對剝奪進行空間相關性檢驗，發(fā)現(xiàn)個體相對剝奪具有顯著的空間正自相關性，即個體相對剝奪呈現(xiàn)空間聚集現(xiàn)象。(3)通過地方經(jīng)濟發(fā)展水平、科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度、對外開放水平、科技財政分權(quán)對個體相對剝奪的空間溢出效應分析，可以看出，地方經(jīng)濟發(fā)展水平與本地區(qū)個體相對剝奪之間存在“倒U型”的直接效應，科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度、對外開放水平、科技財政分權(quán)與本地區(qū)個體相對剝奪之間均存在負向的直接效應；與此同時，地方經(jīng)濟發(fā)展水平對相鄰地區(qū)個體相對剝奪的溢出效應不顯著，科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度對相鄰地區(qū)個體相對剝奪產(chǎn)生負向溢出效應，對外開放水平和科技財政分權(quán)對相鄰地區(qū)個體相對剝奪產(chǎn)生正向溢出效應，但是對外開放水平溢出效應不顯著。即科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度、對外開放水平、科技財政分權(quán)可以有效降低本地區(qū)個體相對剝奪，科技人員規(guī)模、地區(qū)競爭程度可以間接降低了相鄰地區(qū)個體相對剝奪，對外開放水平和科技財政分權(quán)可以間接提高了相鄰地區(qū)個體相對剝奪。

根據(jù)上面研究結(jié)果，我們可以通過以下幾個措施來降低地方財政科技支出個體相對剝奪：一是制定適合本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的引進人才政策。近年來中國各地區(qū)出臺了一系列優(yōu)惠措施來吸引人才，取得了一定的效果，但現(xiàn)有的引進人才政策沒有與當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整很好的銜接，在一定程度上影響了人才引進的效果，因此，各地區(qū)在制定人才引進政策時，要以發(fā)展本地區(qū)產(chǎn)業(yè)為導向，有重點的引進產(chǎn)業(yè)發(fā)展急需的高科技人才。二是提高外商直接投資中高科技產(chǎn)業(yè)投資的份額。中國現(xiàn)行的引進外商直接投資政策在一定程度上降低了財政科技支出的個體相對剝奪，但目前部分地方政府為了追求政績，在引進外商直接投資中，追求數(shù)量，而不關注質(zhì)量，外商直接投資中真正屬于引進技術(shù)的高科技產(chǎn)業(yè)投資份額比較低，沒有擺脫對國外的技術(shù)依賴性現(xiàn)狀。因此，地方政府在制定引進外商直接投資政策時，分時間段逐漸提高外商直接投資中高科技產(chǎn)業(yè)投資的份額。三是重新審視中央與地方的科技財政分權(quán)。盡管科技財政分權(quán)可以顯著降低本地區(qū)的地方財政科技支出個體相對剝奪，但間接提高了相鄰地區(qū)的個體相對剝奪。主要原因是相鄰地區(qū)對本地區(qū)財政科技支出具有模仿效應，相鄰地區(qū)將財政科技支出增加的部分重心投向應用研究，而不是基礎研究，導致科技支出對經(jīng)濟增長的后勁不足，進而提高個體相對剝奪。因此，在中國現(xiàn)有的科技財政分權(quán)體制下，需要重新審視中央政府與地方政府的科技投入，中央政府在加大關系國家經(jīng)濟命脈的大型應用研究科技投入的同時，要進一步加大對基礎研究的科技投入，彌補地方政府基礎研究科技投入的不足。四是中國目前地方財政科技支出區(qū)域之間差距依然較大，政府應繼續(xù)加大對中西部地區(qū)的科技投入扶持力度。

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(責任編輯:風 云)

A Influence Study of Spatial Inequality of Local Fiscal expenditure of Science & Technology Based on the Relative Deprivation Theory

WANG Xiaoping1,WANG Xueping2

(1.School of Economics and Management,Yichun University，Yichun 336000，China； 2.Jiangxi Audit Office, China Construction Bank，Nanchang 330006，China)

Using Chinese provincial data from 2001 to 2013,this paper employs the Yitzhaki index improved on the theory of relative deprivation for spatial inequality to examine the spatial inequality of local fiscal expenditure on science & technology and makes use of the spatial dubin model to conduct an empirical study of its influence. The results are as follows: the individual relative deprivation is inversely proportional to the fiscal expenditure on science & technology; there is a significant inverted U relationship between the local economic development level and the individual relative deprivation within the region; the scale of Science & technology personnel,the degree of regional competition,and the fiscal decentralization all have a significant negative effect on the region’s individual relative deprivation; at the same time,the scale of Science & technology personnel and the degree of regional competition have a significant negative spillover effect on the relative deprivation of adjacent areas,whereas the fiscal decentralization has a significant positive spillover effect on individual relative deprivation in adjacent areas.

Relative Deprivation; Local Fiscal Expenditure of Science & Technology; Spatial Inequality; Spatial Dubin Model; Spatial Spillover Effect

2016-09-12

王小平(1981-)，男，江西高安人，宜春學院經(jīng)濟與管理學院副教授，博士；王雪平(1987-)，男，江西高安人，中國建設銀行江西總審計室審計師。

F812.7

A

1004-4892(2017)02-0028-10