基—金資助投入與科技論文產出的實證研究
——以1987—2010年國家自然科學基金為例

○雷啟振

（聊城大學商學院 山東聊城 252059）

基—金資助投入與科技論文產出的實證研究
——以1987—2010年國家自然科學基金為例

○雷啟振

（聊城大學商學院 山東聊城 252059）

研究基金投入與論文產出關系關乎基金績效評價、科研人員積極性和我國科學事業發展。本文基于協整檢驗模型、誤差修正模型、Granger因果檢驗等當代動態計量經濟學模型，對自然科學基金資助投入與多種科技論文產出進行了實證研究，結果表明：資助投入和各種論文產出變量均是一階單整的；資助投入與論文產出之間既存在長期均衡關系和短期波動關系，長期中各種論文產出與資助投入呈正相關關系，短期中除ISTP論文與資助投入呈負相關關系外，其它論文與資助投入也呈正相關關系，又存在短期失衡向長期均衡的修正機制；各種科技論文產出是基金資助投入Granger原因，基金資助投入不是各種科技論文產出的Granger原因。最后對結果給出合理解釋，并提出相應的政策建議。

國家自然科學基金 基金資助 科技論文 協整檢驗 誤差修正模型 Granger因果檢驗

一、問題的提出

國家自然科學基金委員會（以下簡稱科學基金委）自1986年2月成立到2013年2月已經整整27年，其主要負責全面評估國家自然科學基金（以下簡稱科學基金）過去和現在對中國科研創新的貢獻和績效，為將來更好地發揮科學基金在提升中國科研水平等方面的積極作用。因為這不僅僅是關系科學基金資助績效，也關乎能否調動廣大自然科學工作者的積極性、關乎我國能否在未來科技領域中占據有利的位置，更關乎能否落實十八大明確提出的“完善科技創新評價標準”、“實施創新驅動發展戰略”。

自科學基金成立以來，資助金額逐年增加，累計資助數額巨大，從1986年1.09億元增加到2010年的96.53億元，后者是前者的88.56倍，25年年均增長率20.54%，累計資助達513.67億元，近兩年資助金額更是出現大幅增加，2011年資助金額達182.75億元，比2010年增長89.32%，2012年據初步統計資助金額也達160.89億元，27年累計資助857.31億元（見圖1）。

同期我國科技論文產出也呈快速增長態勢。中國大陸學者在科學引文索引（ISI）收錄期刊發表的論文由1987年的微不足道增加到2009年的占世界總數的10.1%。特別是自2007年起，中國已經成為僅次于美國的科學論文產出最多的國家。三大國際檢索工具收錄我國論文數量不斷增長，首先，論文總數量從1987年的8932篇增長到2010年的300923篇，后者是前者的33.69倍，24年中年均增長率17.34%（見圖1）。其次，各大檢索工具收錄論文的數量也迅速增加，SCI、EI、ISTP收錄論文數量分別由1987年的4880篇、2278篇、1774篇上升到2010年的143769篇、119374篇、37780篇，2010年的數量分別是1987的29.46、52.40、21.30倍，24年中年均增長率分別是15.84%、18.78%、14.22%（見圖2）。雖然其收錄篇數都大幅增加，但是，發表EI論文增長最快，其次是SCI，最后是ISTP。從圖2可知，2009年和2010年ISTP收錄論文呈現明顯的下降趨勢，而同期的SCI、EI卻仍然不斷增長。

從圖1、圖2和圖3明顯可以看出，基金資助投入與科技論文產出有著緊密的相關關系，但是基金資助投入與科技論文產出在長期和短期中是否有某種關聯？如有，又是怎樣的關系？二者是否存在基金資助投入增加導致科技論文產出增加、科技論文產出增加導致資助投入增加，或者兩者都不存在，或者兩者都存在？這一系列問題都需要進行深入系統的研究。

二、文獻綜述

圖1 1986—2010年科學基金資助投入與科技論文產出

國內外有關基金資助績效評價或基金資助投入與科技論文產出關系方面的研究，可分為以下幾種：一是科學基金對科學基金委的工作性評價。科學基金委員會編寫的1986—2011年的年度報告和1986—2012年度國家自然科學基金資助項目統計資料是其它績效評價研究最重要的資料來源。二是第三方對科學基金的專業性評價。國家科技評估中心通過資料研究、問卷調查、專家訪談、案例研究等收集證據材料，以國內準備的證據材料為基礎，圍繞科學基金戰略定位、資助績效、管理績效和社會影響四個方面進行評價。三是研究人員對科學基金的學術性評價。其中主要有兩類，一類是對某一機構、某學科或領域、某地區或全國的科學基金進行統計和分析，目前這類研究占絕大多數，肖向晨（2012）等對2006—2010年華南理工大學科學基金項目申請和資助情況進行了統計和分析。張璐等（2012）對1986—2010年科學基金資助的有機高分子材料領域項目從項目資助年度、項目類型、項目承接地區、承擔機構等方面進行了分析。辛都強（2012）對陜西省在十一五期間獲得科學基金資助情況從資助項目和經費、項目類型、機構類型等方面進行統計分析，并分析指出資助具有提升研究水平、培養科研隊伍、推動學科發展的作用，最后提出政策建議。周興明（1997）按隸屬關系、單位性質、地區分布、學科分布、單位分布、年齡分布、論文分布及經費增長等方面對1982—1995年科學基金投入進行了全面系統的統計與分析。另一類是探討科學基金投入與科技論文產出關系，這類研究很少，重要的一篇是，孟浩等（2007）利用協整理論和Granger因果檢驗對科學基金投入與科技產出進行了實證分析，發現科學基金投入與SCI論文產出之間存在長期穩定均衡關系，科學基金投入與SCI論文產出互為Granger原因，這一結論對以后研究將有重要參考價值，但仍有許多值得改進之處，如沒有進行短期行為分析，沒有研究資助投入與論文總量之間的關系，數據更新和進一步處理亟需細化和深化研究。

上述研究成果不僅為今后研究提供了重要參考，對完善科學基金管理，制定科學發展戰略和政策，提高科研管理水平也都具有重要的參考價值。從研究目的看，主要是對某領域、某機構、某部門的科學基金資助情況進行總結，目的是研究基金資助趨勢，提升基金申請命中率，加強基金管理等，而真正涉及研究基金資助績效評價、探討基金資助投入與科技論文產出之間規律的極少；從研究技術看，大量研究是統計描述性的傳統定量分析，利用多個當代計量經濟學模型對基金資助投入與科技論文產出之間關系進行深入系統分析的較少；從研究階段看，有個別涉及研究基金資助績效評價，也只是定性分析，一筆帶過，即只是對基金資助促進論文發表進行探討，沒有探討論文發表對基金資助的影響，更沒有探討基金資助投入與各層次論文產出之間的多層次內在關系，這些是目前研究極缺的，本文擬對此進行較為系統的分析。

圖2 1987—2010年國際檢索收錄的我國科技論文

三、變量選取與數據來源

對以上五個變量取對數以消除數據中異方差，分別表示為lnfund、lnsci、lnei、lnistp、lntotal。以下檢驗和估計均采用Eviews6.0軟件完成。

四、實證過程與結果分析

1、單位根檢驗

時間序列變量如果直接進行回歸可能存在“虛假回歸”，需對變量進行單位根檢驗以確定其平穩性。變量平穩性的單位根檢驗用ADF檢驗法，以確定判斷變量的平穩性和單整階數。ADF檢驗有三種模式，選擇正確的模式是ADF檢驗成敗的關鍵。本文根據（對數形式）變量和一階差分變量（變量前加d表示）的趨勢圖選擇適當的檢驗模式，見圖3和圖4。取樣本容量的十分之一整數倍3作為最大滯后期（以下同此），并根據AIC準則確定模型最優滯后期，結合圖3和圖4來確定檢驗的具體形式，結果見表1。

由表1可知，五個變量（對數形式）水平值在5%顯著性水平上存在單位根，相應變量一階差分序列在5%顯著性水平上不存在單位根，是平穩的。因此五個變量是一階單整的，符合協整檢驗和Granger因果檢驗要求。

2、Engle-Granger協整檢驗

ADF檢驗表明可用lnfund分別與lntotal、lnsci、lnei和lnistp組成四個方程進行協整檢驗，以確定變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。協整理論揭示了時間序列變量之間的長期穩定關系，具有協整關系的變量雖然在短期具有各自的變動規律，但在長期卻存在著協調變化的趨勢。

Engle-Granger協整檢驗步驟如下：

第一步，用OLS估計法對以上四個方程進行估計，求得它們的殘差，結果見表2。由表2可知，四個方程擬合很好，系數和方程均通過1%顯著性檢驗。

圖3 變量（對數形式）的時間序列圖

圖4 一階差分變量（對數形式）的時間序列圖

第二步，檢驗方程殘差的平穩性。從最大滯后期開始，根據AIC準則確定最優滯后期，進行單位根的AEG檢驗，結果見表4。表4表明四個方程殘差是平穩的，無單位根，因此以上方程均為協整方程，表明它們之間存在長期穩定均衡關系。

與孟浩等（2007）的研究相比，本文檢驗了論文總量與資助投入之間的協整性，發現其存在協整關系，而孟浩等（2007）研究沒有；其它結論有相同也有不同，相同的是資助金額與sci存在協整關系，不同的是孟浩等的結論中資助金額與EI、ISTP不存在協整關系，而本文發現它們之間存在協整關系，導致不同的原因可能是數據處理不同和樣本容量不同：一是本文用1987=100定基的商品零售物價指數對資助金額平減，而不清楚孟浩等是否用定基的指數，二是本文對真實變量取自然對數，而孟浩等沒有進行變換，三是本文滿足檢驗對數據的要求。

根據表3可知，論文產出與資助投入均呈正相關關系，資助金額對論文總產出有明顯積極的影響，即資助投入每增加1%，論文總產出、SCI收錄論文、EI收錄論文、ISTP收錄論文分別增加1.0708%、1.0250%、1.1805%、1.0303%，由數據可以看出，資助投入對EI收錄論文影響最大，依次是論文總產出、ISTP收錄論文、SCI收錄論文。

3、誤差修正模型

傳統經濟模型通常表述的是變量之間的長期均衡關系，而實際經濟數據卻是由非均衡過程生成的，因此建模時需用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程。協整檢驗表明了變量之間的長期均衡關系，可建立變量之間誤差修正模型（ECM），以探討變量之間短期均衡關系和短期失衡能否向長期均衡調整，如果能又如何調整。

采用Engle-Granger兩步法建立誤差修正模型，步驟如下。

第二步，協整關系存在，可建立四個誤差修正模型。從最大滯后期開始，確保隨機干擾項不存在序列相關的滯后期作為最優滯后期，檢驗得滯后期為2，用OLS估計以下四個方程，結果見表4。由表4可知，四個誤差修正模型擬合優度都較好，都通過了F檢驗。

（1）誤差修正機制分析。誤差修正項系數均通過了t檢驗，全部為負，都符合反向修正機制，其中方程Ⅴ的cem't-1系數為-0.034172，表示該方程短期均衡偏離長期均衡時，將以3.42%的調整力度將非均衡拉回均衡狀態，其他cemt-1的系數可類似解釋，但是它們調整力度的大小不同，cemt-1系數絕對值越大調整力度也就越大，調整力度最大的是方程Ⅵ，依次是方程Ⅷ、方程Ⅶ、方程Ⅴ。

（2）變量的短期均衡分析。首先，從短期變量系數的正負來看，方程Ⅷ與方程Ⅴ、方程Ⅵ、方程Ⅶ存在明顯不同。方程Ⅴ、方程Ⅵ、方程Ⅶ中，短期論文產出與前一期和前二期資助基金存在正相關關系，符合正常預期，其原因是上一年或兩年獲得基金資助為科研人員創造了有利的科研條件和環境，使其能專心研究發表科技論文；與相應的前一期和前二期的論文產出呈負相關關系，其原因可能是與基金申請和論文發表周期相關，科研人員在一兩年內集中對某一問題進行研究，發表相應研究成果，接下來集中精力申請基金，減少論文發表。方程Ⅷ中短期ISTP論文產出與前一期和前二期資助基金呈負相關關系，不符合正常預期，其中原因或許是與ISTP收錄論文中會議論文較多相關，在此期間，科研人員因忙于基金申請、參與相關活動，沒有足夠時間參加會議提交論文；與前一期和前二期的ISTP論文產出呈正相關關系，其中原因是，參加有關會議并發表ISTP論文的科研人員，為以后參加有關會議、發表ISTP論文積累了豐富的經驗和廣泛的渠道，同時也更容易受到相關會議的邀請，就更容易發表此類論文。其次，從短期變量系數的t統計量看，四個方程存在明顯相同點，相應論文產出作為自變量無論是一期滯后項還是二期滯后項，和資助基金一期滯后項均沒有通過檢驗，即表明它們對相應論文產出的短期影響很微弱，不顯著，而資助基金二期滯后項均通過檢驗，表明滯后二期資助基金對相應論文產出的短期影響很顯著，只不過論文總產出、SCI論文產出、EI論文產出與滯后二期資助基金呈正相關關系，影響程度較大，系數均大于0.4000，而ISTP論文產出與它呈負相關關系，影響程度較小，系數為0.000587，其中原因同上。綜上所述，論文產出與資助投入存在短期均衡關系，其中，ISTP論文與前兩期基金資助呈負相關關系，前兩期資助投入每增加1%，ISTP收錄論文減少0.000587%；其它論文與前兩期資助投入呈正相關關系，即資助投入每增加1%，論文總產出、SCI收錄論文、EI收錄論文分別增加0.409471%、0.436879%、0.427281%，可見，前兩期資助投入對SCI收錄論文影響最大，依次是EI收錄論文、論文總產出。

表1 變量的單位根檢驗結果

表2 方程回歸的OLS估計結果

表3 方程殘差的單位根檢驗結果

表4 誤差修正模型估計結果

4、Granger Causality檢驗

協整檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還需要進一步進行Granger因果檢驗。Granger因果檢驗由Granger（1969）提出后經Sims（1972）等發展和完善，現在已經成為研究統計因果關系的最重要的工具。Granger認為，X是否引起Y的問題主要看現在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值是否使解釋程度提高。

根據Granger表述定理，如果變量之間是協整的，則至少存在一個方向上的格蘭杰原因；在非協整情況下，任何原因的推斷將是無效的。以上已證明變量之間存在協整關系，因此變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系。

進行Pairwise Granger Causality Test，從最大滯后期開始，確保隨機干擾項不存在序列相關的滯后期作為最優滯后期，檢驗結果見表5。

由表5可知，基金資助不是論文總產出、SCI論文產出、EI論文產出和ISTP論文產出的Granger原因，而論文總產出、SCI論文產出、EI論文產出和ISTP論文產出是基金資助的Granger原因。總之，基金資助投入與各種科技論文產出之間存在單向因果關系（unidirectional causality），即各種科技論文產出增加導致基金資助投入增加，而不是基金資助投入增加導致各種科技論文增加。主要是因為，有較多高水平的前期研究成果的人容易獲得基金資助，而影響科技論文產出的因素眾多，例如研究人員的科研能力等。基金資助只是較為重要的原因之一，其中基金使用效率是關鍵因素，中國科協調查顯示，我國六成左右的科研經費流失于項目之外。而孟浩等（2007）認為，基金投入與SCI論文產出互為Granger原因，不同結果可能是數據處理不同和樣本容量不同。

五、研究的結論、建議和展望

1、結論

本文利用協整檢驗模型、誤差修正模型、Granger因果檢驗等當代動態計量經濟學模型，對自然科學基金資助投入與多種科技論文產出進行了實證研究，可得出以下結論。一是單位根檢驗表明，基金資助投入與四種論文產出的水平值存在單位根，相應一階差分序列不存在單位根，是平穩的，五個變量是一階單整的，符合協整檢驗、誤差修正模型和Granger因果檢驗要求。二是協整檢驗表明，基金資助與論文總產出、SCI論文產出、EI論文產出和ISTP論文產出存在協整關系，存在長期穩定均衡關系，論文產出與資助投入均呈正相關關系，即資助投入每增加1%，論文總產出、SCI論文、EI論文、ISTP論文分別增加 1.0708%、1.0250%、1.1805%、1.0303%，資助投入對論文產出有明顯響論文產出的唯一因素，加入其它變量比如科研水平能否使模型更具有解釋力？需要更進一步研究。三是關于國外經驗的借鑒。發達國家的基金資助制度實行時間較長，管理較為完善有效，以發達國家為例來研究它們之間的關系是否會有不同情況？需要深入討論。積極的影響。三是誤差修正模型表明，可建立四個誤差修正模型，誤差修正項系數均通過了t檢驗，全部為負，都符合反向修正機制，存在短期失衡向長期均衡的修正機制；論文產出與資助投入存在短期均衡關系，ISTP論文與資助投入（滯后兩期）呈負相關關系，其它論文與資助投入（滯后兩期）呈正相關關系。四是Granger Causality檢驗表明，各種科技論文產出增加導致基金資助投入增加，而不是基金資助投入增加導致各種科技論文增加。即具有較多前期科研論文的人員容易獲得基金資助，而基金資助不是影響論文發表的關鍵因素。

表5 Granger Causality檢驗結果

2、建議

首先，國家自然科學基金應不斷加大對科研活動的支出力度，促使科技人員發表高質量、高水平的原創性、國際性論文。在加大基金投入同時，必須加大對資助基金使用的管理，保障資助基金都用到科研工作，更要重視投入績效的評估。其次，國家應鼓勵，支持廣大科研人員積極申報自然基金，為他們提供一個公平、公開競爭的外部環境。必須建立科學合理的科研成果評價體系，徹底扭轉科研人員和所在單位“重視申報立項，輕視科研成果”的不良趨勢。進一步完善基金資助政策和制度，理順、健全科研管理機制，實現科技論文產出與基金資助投入雙向互動激勵機制，早日實現“創建創新型國家”的戰略目標，促進我國經濟社會健康科學發展。

3、展望

利用計量經濟學模型對基金投入與論文產出關系的研究是一種新的嘗試，有許多方面都值得進一步深入討論。一是關于對象和變量的討論。本文以國家自然科學基金為例，對基金投入與論文產出關系的研究，而其它基金（如國家社科基金）的情況如何？論文產出本文取三大國際檢索收錄論文，能否包含國內基金資助論文？需進一步討論。二是關于計量模型的討論。本文討論了基金投入與論文產出的長期均衡和短期波動，二者之間的相互影響機理和過程能否利用向量自回歸模型（VAR模型）之中的脈沖響應函數和方差分解來描述？另外本文把基金資助作為影

[1]國家自然科學基金委員會編：1986—2011年度報告[R]．

[2]國家自然科學基金委員會編：1986—2012年度國家自然科學基金資助項目統計資料[EB/OL]．http：//www．nsfc．gov．cn/nsfc/cen/xmtj/index．html．

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[7]張璐、張秀梅、趙輝：1986—2010年國家自然科學基金有機高分子材料項目分析[J]．廣州化工，2012（8）．

[8]辛都強：陜西省在十一五期間獲國家自然科學基金資助情況分析[J]．中國科學基金，2012（4）．

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[15]張曉桐：Eviews的使用指南與案例[M]．北京：機械工業出版社，2007．

[16]古扎拉蒂著，費建平、孫純霞譯：計量經濟學基礎（第四版）[M]．北京：中國人民大學出版社，2005．

（責任編輯：張瓊芳）

投入用科學基金每年資助總額數據表示，資助總額是研究項目系列、人才項目系列和環境條件項目系列的資助總和。數據來源于1987—2010年度報告，單位為萬元，用fund0表示。為真實反映基金資助投入對科技論文產出的影響，本文借鑒孟浩等（2007）的經驗，用商品零售價格指數進行平減，以消除物價的不利影響，不用居民消費物價指數是因為基金經費雖然可能用于購買生活用品，但主要用來購置科研儀器設備，其中1987—1999年和2000—2010年數據分別來源于2000年和2012年的中國統計年鑒，直接收集指數是以1978=100的定基指數，再轉化以1987=100的定基指數，用RPI表示，被物價指數平減之后的資助總額用fund表示，計算公式fund=（fund0/RPI）* 100。

科技論文產出數量選擇SCI檢索、EI檢索、ISTP檢索論文收錄數量和論文總產出數量（前三種論文之和），分別用sci、ei、istp和total表示，單位是篇。結果顯示，基金資助論文仍有大量未被SCI、EI、ISTP檢索收錄，即使被SCI、EI、ISTP檢索收錄也未必都得到自科基金資助。但是本文認為，被SCI、EI、ISTP檢索收錄的科技論文恰恰能夠代表基金資助論文的總體水平和質量高低，該指標具有代表性。1987—2010數據來源于《中國科技統計年鑒 1991—2012》，見圖1和圖2。