遼寧財政科技支出的經濟增長效應研究

閆婷　王嘉　王風

[摘? 要]梳理近十年遼寧財政科技支出數據發現，與我國大多數省市不同的是，遼寧近年來逐漸將財政資源向非科技領域傾斜。通過構建數據模型并對遼寧財政科技支出與經濟增長關系進行分析，發現遼寧財政科技支出對地區經濟增長作用有限，但財政科技支出的邊際產量處于遞增區間。

[關鍵詞]遼寧;財政科技支出;經濟增長;邊際產量

[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“科教興國戰略”“科技強國戰略”“創新驅動發展戰略”等一系列強化科技驅動發展的戰略規劃，加大科技經費投入力度，持續增加研究與試驗發展（R&D）經費，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域的扶持。

在學界，“技術進步是經濟增長的重要驅動力”已達成共識。例如，20世紀60年代在原有經濟增長模型中引入技術進步的新古典增長理論以及80年代將技術進步作為經濟增長內生變量的內生增長理論，均認為經濟增長與技術進步密不可分。特別是內生增長理論對我國實施積極財政科技政策具有指導意義，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“第一生產力”，并把科技看作是增強國家實力的關鍵和大國競爭的制高點，對科技發展進行全方位支持。但是科技進步促進經濟增長的作用大小仍是人們關注的焦點，學者們難以形成統一答案。

企業和政府是科技投入的兩大主體，企業科技投入所帶來的顯著的正面效應，已被企業的發展歷程和學者們的跟蹤研究所證明[1]，但政府對科技領域的扶持所產生的經濟增長效應還處于爭議之中。爭議主要表現為財政科技支出促進經濟增長效應“強弱”上：持“強”經濟效應觀點的學者認為加大財政科技支出能夠顯著促進經濟增長，而且財政科技支出是我國經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數據建立面板數據固定效應模型，得出財政科技支出對經濟發展的效應是明顯的。李永剛[3]提出財政科技支出對經濟增長有明顯的正向作用，尤其是基礎研究投入的影響最為顯著。梁長來[4]采用1980-2012年全國數據建立VAR模型，得出增加的財政科技支出是我國經濟增長的主要原因。主張財政科技支出具有較弱經濟增長效應的學者認為財政科技支出對經濟增長促進作用有限，如胡欣然、雷良海[5]選擇1980-2011年全國相關數據建立內生增長模型，得出財政科技支出并不是經濟增長的主要原因，財政科技支出對經濟增長的貢獻度遠低于勞動和資本對經濟增長的貢獻度。其他大部分學者是以地方數據為研究樣本，例如，趙雯[6]對1995-2012年云南省財政科技支出與經濟增長之間關系進行實證分析，得出財政科技支出的彈性系數較小，對經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濟增長之間關系，發現雖然二者間存在長期穩定的協整關系，但財政科技支出對經濟增長的正向作用不顯著。鐵衛等[8]以1986-2009年陜西省財政科技支出數據為樣本，采用協整檢驗等方法，得出財政科技支出對經濟增長的促進作用較小。張偉霖[9]使用協整檢驗對福建省近36年的財政科技支出數據進行定量分析，得出財政科技支出對經濟增長的貢獻率較低。趙敏[10]對江蘇省財政科技支出與經濟增長進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，結果表明財政科技支出與經濟增長間存在長期穩定均衡關系，但財政科技支出對經濟增長的影響并不明顯。這些學者選取各地方財政科技支出數據，依據不同理論建立各自模型，但得出的結論基本一致——地方財政科技支出的經濟增長效應較弱。

伴隨國家“創新驅動戰略”的不斷推進，各級地方政府對科技領域的投入理應加強，但近些年遼寧財政對科技領域的支持力度卻下降。為此，本文選擇相關數據，從實證層面對遼寧財政科技支出與經濟增長的關系進行研究。

二、遼寧財政科技支出情況統計性描述

為推進地區科技進步、激勵經濟主體進行科技創新與研發，地方政府一般采取“直接投入”（如資助撥款）和“政策激勵”（如稅收優惠）兩種扶持形式[1]，但由于地方政府“政策激勵”的直接統計數據難以獲取，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數據，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據指標，且所選數據來自歷年遼寧統計年鑒。為獲得當前遼寧財政科技支出的基本情況，選擇2009—2018年相關數據進行統計性整理與分析。

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、醫療衛生等支出項目之和）進行比較，十年間遼寧財政科技支出（除國防外）規模始終最小、占比最低。從統計數據看，在遼寧財政支出中，用于科技領域的投入年均絕對規模僅為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“上升區間”與“下降區間”特征，從而將整個時間序列分為兩個區間：第一個區間為2009-2013年，遼寧財政科技支出無論是規模還是占比總體上呈現上升趨勢，但上升幅度較小;第二個區間為2014-2018年，指標開始發生轉變，大部分年份呈下降趨勢，下降幅度較小。基于上述分析，可以發現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模最小和占比最低的項目;（2）相對于第一區間，在第二區間中遼寧對科技領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、東北地區（除遼寧外）及中部地區的18個省、市（按照國家統計局的東、中、西部和東北地區劃分方法，東部地區包括廣東、江蘇、山東、浙江、福建、上海、北京、海南、天津和河北，東北地區包括黑龍江、吉林，中部地區包括江西、河南、安徽、山西、湖北和湖南）財政科技支出數據與遼寧數據作以比較。為便于比較，選擇上述地方在兩個時間區間內的財政科技支出規模及占比的變化情況進行觀察。在表2中可見，在規模方面，選取的18個省、市中絕大多數省、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間內的變化趨勢與遼寧相似，而其他省、市則呈現與遼寧特征相反的變化，即在第二個區間財政科技支出占比明顯上升，增加了財政對科技領域的支出份額。因此，可得出如下結論：相對于全國大部分省市來說，遼寧在2013年后減少對科技領域的財政支出不具有普遍性。眾所周知，遼寧在2013年后經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濟增長效應的實證分析

1.模型設定和數據選擇。為了保證測定結果的可靠性和誤差的最小化，我們選擇學者常用的柯布—道格拉斯函數（簡稱C-D生產函數）建立模型。一般來說，采用C-D生產函數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生產函數（YI=AKαIL1-αIG1-αI，其中Y代表實際產出，K代表私人資本，L代表勞動力，G代表政府支出）。2005年，學者馬樹才、孫長清[11]在分析我國政府財政支出與經濟增長關系時拓展了AK生產函數，將政府支出分為“政府投資支出”與“政府消費支出”，同時依據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生產函數。在此，我們借鑒學者馬樹才、孫長清所拓展的AK生產函數，將其生產函數變量“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”，重新構造財政科技支出與經濟增長間關系模型。

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

在（1）式中，Y代表遼寧實際生產總值，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，預先克服可能存在的異方差現象，我們對變量取自然對數，得到遼寧財政民生支出與經濟增長關系的模型公式：

LnGDPT=α0+α1LnKT+α2LnGST+α3LnGFT+μT? ? ? ? ? ? ? ? （2）

在（2）式中，LnGDPT代表遼寧生產總值，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。

在樣本數據的選擇上，以歷年遼寧統計年鑒為數據源，選取1980-2018年遼寧相關數據，其中GDP為支出法國內生產總值，私人資本K為國內生產總值構成中資本形成總額減去預算內固定資產投資的部分。關于科技支出GS的數據選取，鑒于2007年財政科目改革，所以2006年前的數據使用的是科技三項支出，2006年之后的數據為科技支出。財政非科技支出GF為預算內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據變為真實數據，所以對全部數據進行了GDP平減指數變換。

2.變量檢驗。按照經典計量經濟學理論，用非平穩變量進行回歸分析將導致虛假回歸（偽回歸）。所以，在對時間序列數據進行回歸分析時，有必要對其進行單位根檢驗和協整檢驗。表3和表4分別為單位根檢驗和約翰森協整檢驗的結果。

從變量的單位根檢驗結果可以看出，被解釋變量lnGDP的單整階數等于解釋變量的單整階數且解釋變量單整階數相同，所以需要對變量進行協整檢驗以避免偽回歸。本文選擇約翰森協整檢驗法，檢驗結果如表4。

從表4中可以看到，原假設“沒有協整關系”的跡統計量均大于5%顯著水平臨界值，表明四個非平穩變量存在協整關系，可以直接用普通最小二乘法進行回歸分析。

3.回歸結果。經過上述數據統計特征分析后，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

通過回歸結果（3）式可以得到：K、GS、GF所對應的產出彈性分別為0.22、0.09和0.49。其中，對經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（3）式計算財政科技支出對GDP的邊際產量，即增長一單位的財政科技支出所帶動GDP的增加值，計算結果如圖1所示。

四、結論與建議

以上分析可看出：1980-2018年間，遼寧經濟增長與私人資本、財政科技支出和財政非科技支出存在長期均衡關系，即私人資本、財政科技支出和財政非科技支出與經濟增長之間均呈正相關關系。其中，財政非科技支出對經濟增長的彈性系數為0.49，財政科技支出對經濟增長的彈性系數為0.09，私人資本對經濟增長的彈性系數為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濟增長，財政非科技支出是推動遼寧經濟增長的最主要因素，財政科技支出對遼寧經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量分析結果（如圖1）看，在時間序列期間內，遼寧財政科技支出對GDP的邊際產量逐年遞增，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濟增長的促進作用開始增強，一單位財政科技支出所產生的GDP增加值持續變大。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域的財政支出并不利于經濟增長。

遼寧應進一步調整財政支出結構，增加對科技領域的投入，以促進遼寧經濟高質量發展。一是優化財政支出結構。重點增加財政對基礎科技的投入，完善省內科技基礎設施，搭建科技交流平臺，促進產學研一體化發展。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、市級政府發展規劃中，按實際情況提高財政科技支出規模，確保財政科技支出增長率高于同年財政收入增長率。三是積極推動省內科技事業的發展。在加強各級政府對科技重要性認識的前提下，制定全省統一的科技發展規劃和目標，建立省內科技戰略性研判機構，明確科技發展方向，同時健全財政科技支出評價指標體系，形成科學合理的財政科技支出績效評價制度。

參考文獻：

[1]胡永平，祝接金，向穎佳.政府科技支出、生產率與區域經濟增長實證研究[J].科技進步與對策，2009，（15）：24-29.

[2]史季青.基于Panel-data模型的財政科技支出對經濟增長的影響效應分析[J].湖南財經高等專科學校學報，2008，（1）：90-92.

[3]李永剛.財政科技投入對經濟增長的影響——基于研發支出的實證分析[J].四川師范大學學報（社會科學版），2011，（6）：53-61.

[4]梁長來.財政科技支出與經濟增長的相互關系分析[J].中國財政，2014，（7）：64-65.

[5]胡欣然、雷良海.我國財政科技支出對經濟增長貢獻度分析[J].統計與決策，2014，（5）：135-137.

[6]趙雯.云南省財政科技支出對經濟增長影響的研究[D].昆明：云南財經大學，2014：28.

[7]王曉芳.財政科技支出、技術創新和經濟增長的實證研究——以廣東省為例[J].蘭州文理學院學報（社會科學版），2016，（5）：78-82.

[8]鐵衛，王天恒.財政科技支出與經濟增長的實證分析——以陜西省為例[J].統計與信息論壇，2012，（2）：43-48.

[9]張偉霖.福建省財政科技支出對經濟增長影響的實證分析[J].現代商業，2016，（8）：69-71.

[10]趙敏.江蘇省財政科技支出與經濟增長的協整關系研究[J].經濟研究導刊，2010，（35）：107-109.

[11]馬樹才，孫長清.我國政府支出對經濟增長拉動作用研究[J].財經理論與實踐（雙月刊），2005，（6）：100-104.

責任編輯? 魏亞男