閆婷　王嘉　王風

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

[關(guān)鍵詞]遼寧;財政科技支出;經(jīng)濟增長;邊際產(chǎn)量

[中圖分類號]F061.5? [文獻標識碼]A? [文章編號]1672-2426（2020）08-0055-08

一、引言

改革開放以來，我國相繼提出“科教興國戰(zhàn)略”“科技強國戰(zhàn)略”“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”等一系列強化科技驅(qū)動發(fā)展的戰(zhàn)略規(guī)劃，加大科技經(jīng)費投入力度，持續(xù)增加研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費，不斷加快財政科技支出增速，各地方政府紛紛加強對科技領(lǐng)域的扶持。

在學(xué)界，“技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力”已達成共識。例如，20世紀60年代在原有經(jīng)濟增長模型中引入技術(shù)進步的新古典增長理論以及80年代將技術(shù)進步作為經(jīng)濟增長內(nèi)生變量的內(nèi)生增長理論，均認為經(jīng)濟增長與技術(shù)進步密不可分。特別是內(nèi)生增長理論對我國實施積極財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、推動科技進步起到重要作用。目前，世界各國政府早已視科技為“第一生產(chǎn)力”，并把科技看作是增強國家實力的關(guān)鍵和大國競爭的制高點，對科技發(fā)展進行全方位支持。但是科技進步促進經(jīng)濟增長的作用大小仍是人們關(guān)注的焦點，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]，但政府對科技領(lǐng)域的扶持所產(chǎn)生的經(jīng)濟增長效應(yīng)還處于爭議之中。爭議主要表現(xiàn)為財政科技支出促進經(jīng)濟增長效應(yīng)“強弱”上：持“強”經(jīng)濟效應(yīng)觀點的學(xué)者認為加大財政科技支出能夠顯著促進經(jīng)濟增長，而且財政科技支出是我國經(jīng)濟增長的主要原因之一。例如，史季青[2]采用1996-2005年全國30個省、市財政科技支出與GDP數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，得出財政科技支出對經(jīng)濟發(fā)展的效應(yīng)是明顯的。李永剛[3]提出財政科技支出對經(jīng)濟增長有明顯的正向作用，尤其是基礎(chǔ)研究投入的影響最為顯著。梁長來[4]采用1980-2012年全國數(shù)據(jù)建立VAR模型，得出增加的財政科技支出是我國經(jīng)濟增長的主要原因。主張財政科技支出具有較弱經(jīng)濟增長效應(yīng)的學(xué)者認為財政科技支出對經(jīng)濟增長促進作用有限，如胡欣然、雷良海[5]選擇1980-2011年全國相關(guān)數(shù)據(jù)建立內(nèi)生增長模型，得出財政科技支出并不是經(jīng)濟增長的主要原因，財政科技支出對經(jīng)濟增長的貢獻度遠低于勞動和資本對經(jīng)濟增長的貢獻度。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1995-2012年云南省財政科技支出與經(jīng)濟增長之間關(guān)系進行實證分析，得出財政科技支出的彈性系數(shù)較小，對經(jīng)濟增長的促進作用有限。王曉芳[7]研究1990-2013年廣東省財政科技支出和經(jīng)濟增長之間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)雖然二者間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但財政科技支出對經(jīng)濟增長的正向作用不顯著。鐵衛(wèi)等[8]以1986-2009年陜西省財政科技支出數(shù)據(jù)為樣本，采用協(xié)整檢驗等方法，得出財政科技支出對經(jīng)濟增長的促進作用較小。張偉霖[9]使用協(xié)整檢驗對福建省近36年的財政科技支出數(shù)據(jù)進行定量分析，得出財政科技支出對經(jīng)濟增長的貢獻率較低。趙敏[10]對江蘇省財政科技支出與經(jīng)濟增長進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明財政科技支出與經(jīng)濟增長間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但財政科技支出對經(jīng)濟增長的影響并不明顯。這些學(xué)者選取各地方財政科技支出數(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——地方財政科技支出的經(jīng)濟增長效應(yīng)較弱。

伴隨國家“創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略”的不斷推進，各級地方政府對科技領(lǐng)域的投入理應(yīng)加強，但近些年遼寧財政對科技領(lǐng)域的支持力度卻下降。為此，本文選擇相關(guān)數(shù)據(jù)，從實證層面對遼寧財政科技支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究。

二、遼寧財政科技支出情況統(tǒng)計性描述

為推進地區(qū)科技進步、激勵經(jīng)濟主體進行科技創(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”（如稅收優(yōu)惠）兩種扶持形式[1]，但由于地方政府“政策激勵”的直接統(tǒng)計數(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政科技投入的數(shù)據(jù)指標，且所選數(shù)據(jù)來自歷年遼寧統(tǒng)計年鑒。為獲得當前遼寧財政科技支出的基本情況，選擇2009—2018年相關(guān)數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計性整理與分析。

1.基本情況。如表1所示，本文選取財政各項支出規(guī)模與財政各項支出占財政總支出的比重兩個指標對2009-2018年遼寧主要財政支出項目（其中，民生支出包括教育、文化、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等支出項目之和）進行比較，十年間遼寧財政科技支出（除國防外）規(guī)模始終最小、占比最低。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，在遼寧財政支出中，用于科技領(lǐng)域的投入年均絕對規(guī)模僅為80.5億元，年均占比不足2%，上述兩個指標均遠低于其他支出項目。同時，在上述指標的變化趨勢上，存在明顯的“上升區(qū)間”與“下降區(qū)間”特征，從而將整個時間序列分為兩個區(qū)間：第一個區(qū)間為2009-2013年，遼寧財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，但上升幅度較小;第二個區(qū)間為2014-2018年，指標開始發(fā)生轉(zhuǎn)變，大部分年份呈下降趨勢，下降幅度較小?；谏鲜龇治?，可以發(fā)現(xiàn)2009-2018年遼寧財政科技支出基本情況：（1）遼寧財政科技支出始終是財政支出中規(guī)模最小和占比最低的項目;（2）相對于第一區(qū)間，在第二區(qū)間中遼寧對科技領(lǐng)域的財政支出在減少。

2.比較分析。為了探究遼寧財政科技支出這種變化特征是否具有普遍性，本文選取我國東部地區(qū)、東北地區(qū)（除遼寧外）及中部地區(qū)的18個省、市（按照國家統(tǒng)計局的東、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時間區(qū)間內(nèi)的財政科技支出規(guī)模及占比的變化情況進行觀察。在表2中可見，在規(guī)模方面，選取的18個省、市中絕大多數(shù)省、市地方財政科技支出額高于遼寧財政科技支出額，只有黑龍江、吉林和山西3個省份小于遼寧。在占比方面，18個省市中只有河北、黑龍江、吉林、山西4個省份的支出占比在二個區(qū)間內(nèi)的變化趨勢與遼寧相似，而其他省、市則呈現(xiàn)與遼寧特征相反的變化，即在第二個區(qū)間財政科技支出占比明顯上升，增加了財政對科技領(lǐng)域的支出份額。因此，可得出如下結(jié)論：相對于全國大部分省市來說，遼寧在2013年后減少對科技領(lǐng)域的財政支出不具有普遍性。眾所周知，遼寧在2013年后經(jīng)濟增長下行壓力較大，在此背景下減少財政科技支出，這一做法對經(jīng)濟增長的影響值得我們進一步研究。

三、遼寧財政科技支出的經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證分析

1.模型設(shè)定和數(shù)據(jù)選擇。為了保證測定結(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)的實證分析會引入新的變量，例如羅伯特·巴羅所提出的以財政支出為中心的AK生產(chǎn)函數(shù)（YI=AKαIL1-αIG1-αI，其中Y代表實際產(chǎn)出，K代表私人資本，L代表勞動力，G代表政府支出）。2005年，學(xué)者馬樹才、孫長清[11]在分析我國政府財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系時拓展了AK生產(chǎn)函數(shù)，將政府支出分為“政府投資支出”與“政府消費支出”，同時依據(jù)我國國情剔除了勞動力因素，建立了更適合我國實際情況的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“政府消費支出”替換為“財政科技支出”和“財政非科技支出”，重新構(gòu)造財政科技支出與經(jīng)濟增長間關(guān)系模型。

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

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

為避免偽回歸，預(yù)先克服可能存在的異方差現(xiàn)象，我們對變量取自然對數(shù)，得到遼寧財政民生支出與經(jīng)濟增長關(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代表遼寧財政科技支出，LnGFT代表遼寧財政非科技支出，μT為隨機干擾項。

在樣本數(shù)據(jù)的選擇上，以歷年遼寧統(tǒng)計年鑒為數(shù)據(jù)源，選取1980-2018年遼寧相關(guān)數(shù)據(jù)，其中GDP為支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值，私人資本K為國內(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年財政科目改革，所以2006年前的數(shù)據(jù)使用的是科技三項支出，2006年之后的數(shù)據(jù)為科技支出。財政非科技支出GF為預(yù)算內(nèi)財政支出總額減去財政科技支出的部分。同時，為剔除價格因素影響需將全部原始數(shù)據(jù)變?yōu)檎鎸崝?shù)據(jù)，所以對全部數(shù)據(jù)進行了GDP平減指數(shù)變換。

2.變量檢驗。按照經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)理論，用非平穩(wěn)變量進行回歸分析將導(dǎo)致虛假回歸（偽回歸）。所以，在對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析時，有必要對其進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。表3和表4分別為單位根檢驗和約翰森協(xié)整檢驗的結(jié)果。

從變量的單位根檢驗結(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，所以需要對變量進行協(xié)整檢驗以避免偽回歸。本文選擇約翰森協(xié)整檢驗法，檢驗結(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)計量均大于5%顯著水平臨界值，表明四個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，可以直接用普通最小二乘法進行回歸分析。

3.回歸結(jié)果。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)統(tǒng)計特征分析后，對上述三個變量使用普通最小二乘法進行回歸分析，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所對應(yīng)的產(chǎn)出彈性分別為0.22、0.09和0.49。其中，對經(jīng)濟增長彈性最大的是財政非科技支出，財政非科技支出每增長1%，GDP增長0.49%;次之是私人資本，其每增長1%，GDP增長0.22%;最后是財政科技支出，其每增長1%，GDP增長0.09%。

根據(jù)（3）式計算財政科技支出對GDP的邊際產(chǎn)量，即增長一單位的財政科技支出所帶動GDP的增加值，計算結(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)濟增長與私人資本、財政科技支出和財政非科技支出存在長期均衡關(guān)系，即私人資本、財政科技支出和財政非科技支出與經(jīng)濟增長之間均呈正相關(guān)關(guān)系。其中，財政非科技支出對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.49，財政科技支出對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.09，私人資本對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為0.22。這說明遼寧一直以來依靠增加財政非科技支出為主要手段的積極財政政策拉動經(jīng)濟增長，財政非科技支出是推動遼寧經(jīng)濟增長的最主要因素，財政科技支出對遼寧經(jīng)濟增長的促進作用最小，私人資本的作用介于二者之間。

值得注意的是，從遼寧財政科技支出的邊際產(chǎn)量分析結(jié)果（如圖1）看，在時間序列期間內(nèi)，遼寧財政科技支出對GDP的邊際產(chǎn)量逐年遞增，尤其是2002年后曲線大幅度上揚，雖然在2015年有所回落，但是2016年后回升趨勢明顯，2018年達到峰值。這說明從2002年開始財政科技支出對經(jīng)濟增長的促進作用開始增強，一單位財政科技支出所產(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)域的財政支出并不利于經(jīng)濟增長。

遼寧應(yīng)進一步調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，增加對科技領(lǐng)域的投入，以促進遼寧經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一是優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)。重點增加財政對基礎(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，促進產(chǎn)學(xué)研一體化發(fā)展。二是強化財政科技支出力度。將增加財政科技支出目標納入省級、市級政府發(fā)展規(guī)劃中，按實際情況提高財政科技支出規(guī)模，確保財政科技支出增長率高于同年財政收入增長率。三是積極推動省內(nèi)科技事業(yè)的發(fā)展。在加強各級政府對科技重要性認識的前提下，制定全省統(tǒng)一的科技發(fā)展規(guī)劃和目標，建立省內(nèi)科技戰(zhàn)略性研判機構(gòu)，明確科技發(fā)展方向，同時健全財政科技支出評價指標體系，形成科學(xué)合理的財政科技支出績效評價制度。

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責任編輯? 魏亞男