中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的財政金融支持效應(yīng)研究

摘 要：選取1996—2011年的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果專利申請量及科技活動籌資資金數(shù)據(jù)（財政撥款，金融機構(gòu)融資）為數(shù)據(jù)樣本，運用變參數(shù)狀態(tài)空間模型對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果與財政金融支持的關(guān)系進行實證研究。研究結(jié)果表明：在不同的時間段，即不同的財政金融政策效應(yīng)發(fā)揮期間，政策對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新成果的影響系數(shù)有一定的波動趨勢。據(jù)此結(jié)論提出相關(guān)財政金融政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新；財政支持；金融支持；狀態(tài)空間模型

中圖分類號：F810 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）31-0105-03

引言

2013年中央一號文件，把“農(nóng)業(yè)科技”擺上更加突出位置。“實現(xiàn)農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，長期確保農(nóng)產(chǎn)品有效供給，根本出路在科技”。關(guān)于對農(nóng)業(yè)科技的財政金融支持，成為近年來各位專家學(xué)者研究的熱點，有多位學(xué)者從理論和實證兩個方面對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金支持進行了研究。從理論角度來提出相對應(yīng)的政策建議，陳麗娟分析了中國銀行業(yè)對于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新支持的模式，并指出存在的問題，比如相關(guān)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的金融產(chǎn)品品種少等；張峭指出現(xiàn)代金融體系應(yīng)該成為支持農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的重要“推手”，并從四個方面說明了現(xiàn)代金融對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的促進作用；陳長民針對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資金投入中存在的問題提出需建立政府間財政支持農(nóng)業(yè)科技投入分擔(dān)機制、健全金融機構(gòu)信貸配置機制等政策建議；曠宗仁、章瑾、左停等就中國的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入與產(chǎn)出進行了分析，并得出以下特點：投入方向側(cè)重硬技術(shù)、投入總量偏低，投入效率偏低等；嚴(yán)四容將政府農(nóng)業(yè)科技推廣投資的增長率同農(nóng)業(yè)科技進步貢獻率做了線性的回歸分析，研究結(jié)果表明，在一定程度上，政府農(nóng)業(yè)科技投資對農(nóng)業(yè)科技進步貢獻率的正面影響是顯著的；宿桂紅、常春水、李延霞等運用協(xié)整分析對中國農(nóng)業(yè)科技的投入與農(nóng)業(yè)科技自主創(chuàng)新能力的關(guān)系進行實證研究，研究結(jié)果表明，財政農(nóng)業(yè)科技支出對農(nóng)業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響系數(shù)是0.708344，在數(shù)值上接近本文得出的結(jié)論。

上述文章深入研究了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與資金支持之間的關(guān)系，但仍有一些改進之處，首先，分析的結(jié)果不夠準(zhǔn)確，變參數(shù)狀態(tài)空間模型適用于存在不可觀測變量觀測系統(tǒng)，并且由于可以分時間階段給出不同系數(shù)，所以不要求用大樣本容量數(shù)據(jù)才可得到較準(zhǔn)確結(jié)果。其次，上述文章建立的模型中僅僅是單一的財政資金支持和農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新之間的關(guān)系，實證研究較少，本文不將財政資金支持與金融資金支持和對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新有重大影響的科技人力資源變量加入模型，使得研究結(jié)果更加準(zhǔn)確，也同時說明培養(yǎng)大量優(yōu)秀農(nóng)業(yè)科技人員對中國的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展有重要作用。

一、研究方法

本文運用狀態(tài)空間模型分析1996—2011年中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的財政金融政策效應(yīng)。狀態(tài)空間模型被用來估計不可觀測的時間變量：理性預(yù)期、測量誤差、長期收入、不可觀測因素。

狀態(tài)空間模型由量測方程和狀態(tài)方程構(gòu)成，其中

式中，xt具有固定系數(shù)β的解釋變量集合，zt是有隨機系數(shù)αt的解釋變量集合，隨機系數(shù)向量αt是對應(yīng)于狀態(tài)方程中的狀態(tài)向量，稱為可變參數(shù)。變參數(shù)αt是不可觀測變量，必須利用可觀測變量yt和xt來估計。在狀態(tài)方程中假定變參數(shù)αt的變動服從于AR（1）模型，擾動向量εt、vt假定為相互獨立的，且服從均值為0，方差為σ2和協(xié)方差矩陣為Q的正態(tài)分布。

二、指標(biāo)的選取、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)定

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取1996—2011年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于1996—2011年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。共設(shè)定了5個變量，其中有1個因變量y即中國的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新成果，這一變量采用農(nóng)業(yè)專利申請量來表示；4個自變量，支持農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的財政支出g，用研究與開發(fā)機構(gòu)科技經(jīng)費農(nóng)業(yè)政府資金支持表示；支持農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的金融支持f，用研究與開發(fā)機構(gòu)科技經(jīng)費農(nóng)業(yè)金融機構(gòu)貸款表示；農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新人員l，用研究與開發(fā)機構(gòu)科技人員表示。

（二）數(shù)據(jù)處理

為了使模型的結(jié)果更準(zhǔn)確，更具參考性，對于，g和f用商品零售價格指數(shù)進行（PRI）平減處理，y、g、f和l均屬時間序列數(shù)據(jù)，對其取對數(shù)以消除異方差。由于可變參數(shù)模型要求數(shù)據(jù)平穩(wěn)或者具有協(xié)整關(guān)系，所以需要對原始數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗，結(jié)果表明財政投入和金融信貸資金對中國農(nóng)科科技創(chuàng)新發(fā)展存在長期的、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）模型設(shè)定

建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的財政投入和金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)科技開發(fā)機構(gòu)貸款對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展拉動效應(yīng)的可變參數(shù)狀態(tài)空間模型，用卡爾曼濾波對彈性系數(shù)進行估計，模型為：

三、模型測算及結(jié)果分析

（一）財政支出對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性分析

從圖1可以看出，財政支出對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的影響呈階段性的特征，從1996—2002年呈明顯的上升態(tài)勢，由于從1997年下半年開始，中國經(jīng)濟發(fā)展的外部環(huán)境方面發(fā)生了重大的變化，當(dāng)年7月爆發(fā)的亞洲金融危機對中國的外貿(mào)和整體經(jīng)濟造成了巨大沖擊，中國整體財政政策由緊轉(zhuǎn)松，國家對于各個領(lǐng)域的發(fā)展都傾入大額的投資，當(dāng)然也包括對農(nóng)業(yè)科技的投資，其中2002年政府對于農(nóng)業(yè)科技開發(fā)研究機構(gòu)的投入達515 670萬元，同比2001年增長了36%，2002年財政支出對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)在近幾年中達到峰值，為0.74。從2003—2008年該彈性系數(shù)呈緩慢下滑的趨勢，這是由于2003—2008年，中國由積極的財政政策轉(zhuǎn)為中性，盡管2008年財政投入相比2002年多投入了1.5倍，但是同比2007年，僅增長了15%，雖然，2006年“科技創(chuàng)新型國家”這一概念提出，中國對科技創(chuàng)新十分重視并大力支持，國家農(nóng)業(yè)科技研發(fā)機構(gòu)增多，經(jīng)費的配套增長卻略顯薄弱，所以此時的彈性系數(shù)趨于平緩。從2008—2011年，財政支出對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的影響緩慢增長。在此期間，中國加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，國家對于科技創(chuàng)新領(lǐng)域的發(fā)展提供大力支持，故而該彈性系數(shù)有緩慢上升趨勢。

（二）金融貸款對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性分析

從圖2可以看出，中國金融貸款對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的影響波動比較大，但總體呈現(xiàn)下降然后平穩(wěn)的趨勢，大致可以分為兩個階段，第一個階段是1997—2004年，這一階段，中國《中國人民銀行法》、《商業(yè)銀行法》的頒布，使得銀行對于像農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新這種高風(fēng)險項目貸款持謹(jǐn)慎態(tài)度，導(dǎo)致對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新研發(fā)機構(gòu)的貸款持續(xù)縮水，2002年金融機構(gòu)貸款為2 273萬元，比上年同比下降了80%，下降趨勢十分猛烈。第二個階段是2004—2011年，金融機構(gòu)的貸款數(shù)額維持在較低的水平，其中2008年金融貸款僅為375萬元，在開發(fā)機構(gòu)籌資的渠道中僅占0.2‰。同時，作為整個大環(huán)境的融資背景，中國宏觀的貨幣政策也是從緊的。

四、研究結(jié)論及政策建議

本文運用狀態(tài)空間模型對1996—2011年中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展的財政金融政策進行了實證研究，研究結(jié)果表明：

1.財政支出對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)呈階段性特征：1997—2002年財政支出對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)呈明顯的上升趨勢；2003—2008年，財政支出對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)呈平穩(wěn)趨勢；2008—2011年，財政支出對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)平穩(wěn)中有小幅度上升趨勢。經(jīng)分析，這種階段性的特征與國家實施的財政政策有十分密切的關(guān)系。所以應(yīng)該進一步制定農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的相關(guān)財政政策，以促進中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的發(fā)展。首先，應(yīng)該根據(jù)科技研發(fā)機構(gòu)數(shù)量投入匹配的研究經(jīng)費，建立穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新經(jīng)費投入機制，促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新健全發(fā)展。其次，加強對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新經(jīng)費的管理，使資金能準(zhǔn)確到位，使政策行之有效。再次，深化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系，制定可以提高農(nóng)民自主創(chuàng)新動力的政策，使農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的發(fā)展再上一個新臺階。

2.金融貸款對中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)同樣呈階段性特征：1997—2004年金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)呈快速下降趨勢，2005—2011年，金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的彈性系數(shù)呈平緩趨勢。經(jīng)分析，這種階段性特征與國家的相關(guān)金融政策以及宏觀的貨幣政策有緊密的聯(lián)系。所以，也應(yīng)當(dāng)制定促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展的金融政策促進其發(fā)展。首先，吸引多元化主體參與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的資金投入，將科技創(chuàng)新成果推向市場。其次，完善風(fēng)險保障機制，建立農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新貸款的風(fēng)險分擔(dān)和獎勵補貼機制，使得金融機構(gòu)敢于向農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新開發(fā)機構(gòu)貸款，促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)展。再次，應(yīng)該充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行等針對農(nóng)業(yè)的金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新研發(fā)機構(gòu)的融資作用，可以分項目與農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新項目進行對接，從而準(zhǔn)確評估風(fēng)險，提高資金的使用效率。

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[責(zé)任編輯 吳明宇]

收稿日期：2013-03-19

作者簡介：常茜（1990-），女，甘肅定西人，碩士研究生，從事公共投融資研究。