中西部省份科教支出與經(jīng)濟增長關系實證分析

薛宇峰

(云南財經(jīng)大學 馬克思主義學院，云南 昆明 650221)

一、引言與文獻綜述

20世紀80年代中期以來，隨著新經(jīng)濟增長理論的興起，一些研究者試圖建立有關政府公共支出與長期經(jīng)濟增長率之間關系的內生增長模式。如Barro分析結果顯示財政支出占GDP的比例會顯著影響經(jīng)濟增長［1］。隨后，Barro在前者研究的基礎上區(qū)分了公共支出的不同類型［2］。進一步地，Devarajan等提出在理論上把公共支出分解為生產(chǎn)性的和非生產(chǎn)性的，指出在最優(yōu)狀態(tài)下，生產(chǎn)性公共支出與非生產(chǎn)性公共支出的比值應該取決于這兩項支出對生產(chǎn)的貢獻度 (產(chǎn)出彈性)之比［3］。

國外學者除了在理論上進行積極探索外，還在實證方面做了大量研究。一方面，許多經(jīng)驗分析得出公共支出對經(jīng)濟增長有負面影響的結論［4－8］。另一方面，一些經(jīng)驗分析又得出了公共支出對經(jīng)濟增長具有正效應的結論［9－10］。

總之，關于政府支出對經(jīng)濟增長的作用，西方學者的觀點可以歸納為兩點:一方面，公共支出需要以公共收入為基礎，因此降低私人儲蓄來源，從而降低經(jīng)濟增長;另一方面，也提高了私人生產(chǎn)力，又刺激了私人儲蓄，兩者作用的強弱要看公共支出對私人支出的補充和替代作用的大小。如果補充程度越低，替代程度越高，對私人儲蓄的沖擊就越小，公共支出水平和經(jīng)濟增長的關系并非單調的，在給定的補充或替代水平下，公共支出首先提高增長率至某一點，然后二者將是負相關的。這些理論研究與經(jīng)驗分析對我們分析我國的政府支出與經(jīng)濟增長非常有益，從中可以發(fā)現(xiàn)，政府公共支出不是一個簡單的外生變量，籠統(tǒng)的討論政府支出對經(jīng)濟增長的影響，其結論并不確定，但是我們可以嘗試先將政府支出分為生產(chǎn)性與非生產(chǎn)性的支出，然后考察各個單項政府支出與經(jīng)濟增長的關系。本文試圖從生產(chǎn)性的政府支出——科教支出入手，去分析政府支出對經(jīng)濟增長的影響。

對于我國的科教支出與經(jīng)濟增長的關系，近年來國內學者也進行了一些探索。如駱永民采用1953—2003年的時序數(shù)據(jù)對我國科教支出和經(jīng)濟增長的關系進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，我國對教育和科研的財政支出和GDP變化有著長期均衡關系，并且教育支出在長期中受經(jīng)濟增長的影響較大，科研支出卻在短期中受經(jīng)濟增長的影響較大［11］;而科研支出在長期中對經(jīng)濟增長的貢獻卻比教育支出更為顯著。得到類似結論的還有祝接金，他通過Granger因果關系檢驗結果顯示，政府科技總支出波動是引起TFP波動的原因［12］。郭玉清、劉紅和郭慶旺則構建以資本、知識和產(chǎn)出為研究對象的動態(tài)理論模型，在此基礎上進一步構建了動態(tài)計量模型，得到實證結論是中國財政科教支出對其資本形成、產(chǎn)出增長及全要素生產(chǎn)率的提高均有積極影響，但作用力度和影響方式存在區(qū)別［13］。其中，有一些學者已經(jīng)注意到由于我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，不同區(qū)域的科教支出對于經(jīng)濟增長的影響不一樣［14］。他們通過對我國東、中、西三大區(qū)域的分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，其政府科技支出的生產(chǎn)率改進作用不同。在東部地區(qū)，政府科技支出改進效應主要體現(xiàn)在全要素生產(chǎn)率方面，對資本生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率基本上沒有改進作用;在中部地區(qū)，政府科技支出僅對資本生產(chǎn)率有微弱的改進作用，對勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率沒有改進作用;西部地區(qū)的情況與中部較為類似。教育支出與此類似，相同學歷層次的政府教育支出對全要素生產(chǎn)率改進幅度按東、中、西依次遞減，即東部地區(qū)所有學歷層次的政府教育支出對全要素生產(chǎn)率改進作用均是最強的，其次是中部地區(qū)、西部地區(qū)相對最弱。

從現(xiàn)有的研究結果看，我們發(fā)現(xiàn):雖然從全國范圍來看，科技和教育支出對經(jīng)濟增長率有一定的提升作用，但較為微弱;從大量的統(tǒng)計檢驗來看，只有東部地區(qū)在統(tǒng)計上顯著，中、西部地區(qū)的影響統(tǒng)計上都不顯著［2－4－5－6］。出現(xiàn)這種狀況的原因與科學事業(yè)費的最終用途有關，由于東部地區(qū)級別較高的科研院所集中，國家教育和科學事業(yè)費大多向這些院所傾斜，當這些經(jīng)費被投入到基礎研究之中，就對生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的積極作用;而在中、西部地區(qū)，目前科學和教育經(jīng)費大量被用于彌補行政管理部門工作經(jīng)費的不足，真正投入到科研中的比例不足，自然對經(jīng)濟增長率作用力減弱，但究竟在多大程度上有影響?各項支出分別有多大的影響?以及隨著時間的推移這種相互關系是否穩(wěn)定?對于這些問題，上述學者則關注較少。

綜上所述，我們可以明確的是:東部與中、西部的科教支出對生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的影響已經(jīng)呈現(xiàn)出不同的性質，東部的科教支出與經(jīng)濟增長的關系已經(jīng)基本得到確認，而中、西部科教支出與經(jīng)濟增長的關系還需要進一步考察。我們試圖在充分考慮這種差異的基礎上，著重分析中、西部省份科教支出與經(jīng)濟增長的關系。鑒于此，我們剔除東部發(fā)達省份的數(shù)據(jù)，單獨研究中、西部省份的科教支出與經(jīng)濟增長率，以期為中、西部省份的科學技術和教育支出政策提供有意義的參考。

二、科技與教育支出與經(jīng)濟增長關系的計量模型的設定

在理論上，政府科技和教育支出促進經(jīng)濟增長的機制包括兩方面:一方面政府科技和教育支出通過改善資本和勞動等單個要素生產(chǎn)率而促進經(jīng)濟增長，另一方面政府科技和教育支出通過鼓勵和支持技術創(chuàng)新活動以提高全要素生產(chǎn)率(TFP)而轉化為經(jīng)濟增長的動力。

為了進一步分析科教支出與經(jīng)濟增長之間的理論關系，我們可以構建如下模型:

假設總量生產(chǎn)函數(shù)為柯布—道格拉斯函數(shù)形式，則有:

其中，Y表示產(chǎn)出，K表示資本，L表示勞動，A為技術進步，β2、β3分別代表資本和勞動的產(chǎn)出彈性。對方程 (1)兩邊取自然對數(shù)并求導，則可構建如下增長模型:

方程 (2)中，g表示產(chǎn)出增長率;k表示資本增長率;l表示勞動增長率;a為索洛殘差代表的全要素生產(chǎn)率TFP;i(i=1，2，…，n)和t(t=1，2，…，T)分別表示各省份和時間。

現(xiàn)在，考慮政府科技支出的作用機制，假定政府科技支出是通過提高全要素生產(chǎn)率而提高經(jīng)濟增長率，則可以如下表示:

其中，Tit表示政府科技支出，具體的含義為政府科技支出總量占GDP的比例。ε為誤差項，包括企業(yè)R＆D投入等其它因素的影響。

聯(lián)立方程 (3)和方程 (2)，有:

利用方程 (4)我們則可分析科技指出對經(jīng)濟增長的影響。

進一步地，如果將方程 (4)中的政府科技支出變量T替換為政府教育支出變量E(以教育支出占GDP的比例衡量)，則可得到方程 (5)，用以實證分析政府教育支出對經(jīng)濟增長率的影響。

另外，考慮到政府科技支出和政府教育支出的經(jīng)濟增長效應可能存在一定的時滯，故方程中使用政府科技支出和政府教育支出變量的滯后項，這樣方便我們找尋政府科技支出和政府教育支出經(jīng)濟增長率的滯后影響。那么本文最終用于分析科技支出與教育支出對經(jīng)濟增長影響的計量模型實際上為:

三、變量選取與數(shù)據(jù)來源

由于地區(qū)資本存量沒有對應的統(tǒng)計資料，現(xiàn)有文獻所使用的資本存量都是經(jīng)過一定間接計算獲得的，但是這些計算的資本存量之間存在較大差異，尚沒有一個比較權威的計算標準。另外，由于增長率指標更能反映投資活動的波動性，本文采用資本形成增長率代替資本存量的增長率。一般來說，資本形成包括固定資本形成和存貨，存貨一般逆經(jīng)濟周期增長變化，因而只有固定資本形成可對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，所以我們采用固定資本形成增長率表示變量。同時，我們用單個行業(yè)就業(yè)人員增長率表示勞動增長率，各省市實際GDP(扣除物價因素)增長率代表其經(jīng)濟增長率。

用各地區(qū)科技支出占其GDP的比例表示政府科技支出規(guī)模變量 (T)。基于各地區(qū)政府科技支出數(shù)據(jù)的可得性考慮，本文實證分析的時間段為1996—2007年，實際數(shù)據(jù)均為1990年不變價格表示的可比數(shù)據(jù)。具體地講，我們用政府財政支出項目中與科技相關性較大的項目支出總和作為地區(qū)政府科技支出，主要包括政府挖潛改造革新支出、政府科技三項費支出和政府科學事業(yè)費支出。

用各地區(qū)教育支出占其GDP的比例表示政府教育支出規(guī)模變量 (E)。具體的，用政府小學、初中、高中和高等教育的政府支出之和與GDP的比例代表政府各級教育支出總規(guī)模變量。同樣，基于對政府教育支出數(shù)據(jù)可得性的考慮，本文實證分析的時間段為1996—2007年，實際數(shù)據(jù)均為1990年不變價格表示的可比數(shù)據(jù)。

本文選取1996—2007年19個中、西部份省份 (不含西藏)科技和教育投入規(guī)模、資本和勞動增長率以及經(jīng)濟增長率的面板數(shù)據(jù)。具體的劃分如下:中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省市;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古等11個省市來劃分。

以上數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》。下面我們將根據(jù)方程 (6)和方程 (7)，用Eviews6.0軟件對各地區(qū)面板數(shù)據(jù)進行實證分析，分別揭示政府科技支出和政府教育支出對資本和勞動投入的產(chǎn)出彈性和經(jīng)濟增長率的影響。

四、實證分析

1.固定效應模型與隨機效應模型的選擇

由于本文所使用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，這便需要考慮各省市間所存在的地區(qū)性差異。在面板數(shù)據(jù)的分析中，考慮個體差異的兩種主要方法為固定效應模型與隨機效應模型。我們需要在這兩種模型中進行選擇。具體而言，對方程 (6)其固定效應模型的表達式為:

而其隨機效應模型的表達為:

利用Hausman檢驗，我們可以在模型 (8)和模型 (9)之間進行選擇。Hausman檢驗的原假設:隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型。Hausman檢驗統(tǒng)計量的P值為0.39。這意味著我們在10%的水平下不能拒絕原假設。這意味著隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型，因此關于科技支出對經(jīng)濟增長的影響我們選擇模型 (9)進行參數(shù)估計。

根據(jù)同樣的思路，對方程 (7)其固定效應模型的表達式為:

而其隨機效應模型的表達為:

同樣可得Hausman檢驗統(tǒng)計量的P值為0.29。這同樣意味著我們在10%的水平下不能拒絕原假設。這意味著隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型，因此我們選擇模型 (11)對參數(shù)進行估計。

2.參數(shù)估計的結果

對模型 (9)進行估計的相關參數(shù)如表1所示:

表1 模型 (9)的相關參數(shù)估計結果

從表1可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長對科技支出的回歸系數(shù)僅為0.03。這意味著科技支出對經(jīng)濟增長僅有微弱的積極影響。另外，其β4的t統(tǒng)計量的P值為0.08，這意味著經(jīng)濟增長對科技支出的回歸系數(shù)僅在10%的顯著水平下顯著，而在5%的顯著水平下不顯著。

對模型 (11)進行估計的相關參數(shù)如表2所示:

表2 模型 (11)的相關參數(shù)估計結果

從表2可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長對教育支出的回歸系數(shù)僅為0.01。這意味著教育支出對經(jīng)濟增長僅有微弱的積極影響。另外，其β4的t統(tǒng)計量的P值為0.11，這意味著經(jīng)濟增長對教育支出的回歸系數(shù)在10%的顯著水平下也不顯著。

將表1和表2的估計結果進行對比，我們可以發(fā)現(xiàn):中、西部19個省市的科技和教育支出都對國民產(chǎn)出有微弱的積極影響，但這種影響都不是很顯著。另外相對于教育支出，科技支出對經(jīng)濟增長的作用更為明顯，檢驗的顯著水平相對更高。

3.科技與教育支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性的影響

為了分析科技支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性的影響，我們有意將模型 (9)和 (11)中的科技與教育支出項暫時忽略，從而得到:

對模型 (12)進行估計的相關參數(shù)如表3所示:

表3 模型 (12)的相關參數(shù)估計結果

將表3同表1相比，我們可以發(fā)現(xiàn)科技支出對資本和勞動產(chǎn)出彈性的影響。通過模型 (9)我們估計出的資本和勞動的產(chǎn)出彈性分別為0.37與0.42。通過模型 (12)我們估計出的資本和勞動的產(chǎn)出彈性分別為0.52與0.61。由此可見，科技支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性均有正的影響，影響幅度分別為0.15和0.19。

將表3同表2相比，我們可以發(fā)現(xiàn)教育支出對資本和勞動產(chǎn)出彈性的影響。通過模型 (11)我們估計出的資本和勞動的產(chǎn)出彈性分別為0.32與0.28。通過模型 (12)我們估計出的資本和勞動的產(chǎn)出彈性分別為0.52與0.61。由此可見，教育支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性均有正的影響，影響幅度分別為0.2和0.33，這高于科技支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性的影響。

五、結論及政策含義

本文基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立了一個用于實證分析的計量模型，就我國中、西部省份的科教支出與經(jīng)濟增長關系進行實證分析。文章選取1996—2007年19個中、西部份省份科技和教育投入規(guī)模、資本和勞動增長率以及經(jīng)濟增長率的面板數(shù)據(jù)。通過Hausman檢驗，選擇了隨機效應模型進行參數(shù)估計。實證分析的結果顯示:

第一，就科教支出與國民產(chǎn)出的關系看，經(jīng)濟增長對科技支出的回歸系數(shù)僅為0.03，意味著科技支出對經(jīng)濟增長僅有微弱的積極影響。同時經(jīng)濟增長對教育支出的回歸系數(shù)僅在10%的顯著水平下顯著，而在5%的顯著水平下不顯著。由此可見，中、西部19個省市的科技和教育支出都對國民產(chǎn)出有積極的影響，但這種影響很不顯著。相對于教育支出，科技支出對經(jīng)濟增長的作用更為明顯，實證檢驗的顯著水平相對更高。

第二，就科教支出與要素投入的產(chǎn)出彈性看，科技支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性均有正的影響，影響幅度分別為0.15和0.19。教育支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性也都有正的影響，影響幅度分別為0.2和0.33，高于科技支出對資本和勞動的產(chǎn)出彈性的影響。

以上結論表明中、西部省份的科教支出對經(jīng)濟增長具有積極的作用，但是這種作用很不明顯，科教支出的效率還有很大的提高空間。另外，長期來看，中、西部省份科教支出對生產(chǎn)要素投入具有不同的作用機制，教育支出對要素產(chǎn)出彈性的提高幅度更大。這些結論所蘊含的政策含義也是較為明顯的，針對中、西部省份的政府相關部門，本文提出以下政策建議:

第一，繼續(xù)加強對科技的財政投入。許多研究者已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，中、西部地區(qū)政府對科技投入的比重明顯低于東部，這是中、西部地區(qū)在科技創(chuàng)新能力弱于東部的直接原因。因此，中、西部地方政府應不斷加大這種投入，增強創(chuàng)新能力。考慮到短期內科技投入對產(chǎn)出的影響大于教育支出，因此我們也要合理平衡地方科技支出與教育支出，為了避免簡單的單純追求政績，對科技的投入應保持在一個適度增長的規(guī)模內，不應一味強調超過實際能力的投入，以免造成不合理投入帶來的其他問題。

第二，對教育的財政支出應穩(wěn)步增加。長期來看，教育支出比科技支出對地方經(jīng)濟的影響更大，因此，中、西部地方政府要避免為了追求短期政績而降低教育支出的比重。一般來說，教育支出對經(jīng)濟增長的影響周期長于科技支出，因為一般情況下科技支出可以迅速地轉化成生產(chǎn)技術的提升，而教育支出是通過作用于勞動和資本間接改進經(jīng)濟效率，其對生產(chǎn)的影響需要一段時間才能顯現(xiàn)。正所謂“十年樹木，百年樹人”，要素生產(chǎn)率的提高需要持續(xù)不斷地長期努力。所以，中、西部省份現(xiàn)階段應該繼續(xù)保持對教育的支出，使之在財政支出中的比重穩(wěn)步上升。特別是在當前經(jīng)濟結構的調整時期，保持教育投人的穩(wěn)步增加可以帶來未來的經(jīng)濟增長，保持長期內的可持續(xù)發(fā)展。

第三，大力提高科教支出的使用效率。一些研究顯示，在中、西部地區(qū)，目前科教事業(yè)經(jīng)費經(jīng)常被挪用，主要是用于彌補行政管理部門工作經(jīng)費的不足，真正投入到科技和教育中的比例要低于統(tǒng)計數(shù)據(jù)所顯示的。因此，一方面要采取有效措施限制政府挪用科教經(jīng)費，另一方面，特別是在地方財政用于科教發(fā)展的投入還不充裕的情況下，要大力提高科教支出資金的使用效率。可以考慮對地方科教支出項目進行積極而科學的績效評價，促使地方政府科教投入產(chǎn)出達到最大化。

［1］Barro，R.J.Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth［J］.Journal of Political Economy，1990，98(5):103－125.

［2］Barro.R.J.Economic Growth in a Cross Section of Countries［J］.The Quarterly Joural of Economics，1991，106(2):407－443.

［3］Devarajan， S.， Vinaya， S.， Heng， F.Z.The Composition ofPublicExpenditureand Economic Growth［J］.Journal of Monetary Economics，1996.37(2):313－344.

［4］Laudau，D.Government Expenditure and Economic Growth:A Cross－CountryStudy［J］.Southern Economic Journal，1983，49(3):783－792.

［5］Grier，K.，Tullock，G.An Empirical Analysis of Cross－National Economic Growth，1950—1980［J］.Journal of Monetary Economics，1989，24(2):259－276.

［6］Barth.J.，Bradley，M.The Impact of Government Spending on Economic Activity ［R］.Manuscript，Washington:George Washington University，1987.

［7］Levien，R.，Renelt，D.A Sensitivity Analysis of Cross－Country Growth Regression［J］.American Economic Review，1992，82(4):942－963.

［8］Engen.E.，Skinner，J.Fiscal Policy and Economic Growth［R］.National Bureau of Economic Research，1992.

［9］Ram，R.Government Size and Economic Growth:A New Framework and Some Evidence from Cross－Section and Time Series Data［J］.American Economic Review，1986，76(1):191－203.

［10］Aschauer，D.Is Government Spending Productive?［J］.Journal of Monetary Economics，1989，23(5):177－200.

［11］駱永民.我國科教支出與經(jīng)濟增長關系的實證分析［J］. 河北經(jīng)貿大學學報，2005，(5).

［12］祝接金.中國地方政府科教支出的生產(chǎn)率改進研究［D］.重慶:重慶大學博士學位論文，2008.

［13］郭玉清，劉紅，郭慶旺.中國財政科教支出動態(tài)經(jīng)濟效應分析［J］. 財經(jīng)研究，2006，(5).

［14］唐德祥.科技創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟的非均衡增長［D］.重慶:重慶大學博士學位論文，2008.

［15］何江，張馨之.中國區(qū)域經(jīng)濟增長及其收斂性:空間面板數(shù)據(jù)分析［J］.南方經(jīng)濟，2006，(5).

［16］祝云.地方財政科技支出與經(jīng)濟增長的關系及其績效評價研究［D］.成都:西南交通大學博士學位論文，2007.