財政支出對企業(yè)R&D空間溢出效應(yīng)

周澤炯, 任亞兵

(安徽財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 安徽 蚌埠 233030)

0 引 言

當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)面臨增速下行，經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期處于新常態(tài)。在此背景下，國家提出轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，其中創(chuàng)新是關(guān)鍵。創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長的核心推動力，依靠創(chuàng)新促進(jìn)生產(chǎn)要素優(yōu)化整合是保持經(jīng)濟(jì)規(guī)模報酬遞增的長期保障。近年來中國創(chuàng)新水平不斷提升，在2018年全球創(chuàng)新指數(shù)排行榜上，從2017年的第22位升至第17位。排名的快速上升體現(xiàn)出了中國的戰(zhàn)略方向，即通過知識密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，發(fā)展高水平的創(chuàng)新能力，而創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級成功的保障。中國創(chuàng)新質(zhì)量的提升在很大程度上要?dú)w功于近年來蓬勃發(fā)展的民營企業(yè)創(chuàng)新力量。中國企業(yè)已經(jīng)走過了規(guī)模擴(kuò)張階段，正在通過科技創(chuàng)新在高科技領(lǐng)域站住腳。

當(dāng)前政府財政對企業(yè)的R&D投入持續(xù)增加，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。國內(nèi)諸多學(xué)者也就政府對企業(yè)的R&D投入過程中產(chǎn)生的一系列公共財政問題進(jìn)行了研究。張新等[1]運(yùn)用三階最小二乘法實(shí)證了公共研發(fā)支出的增加對企業(yè)的增長效應(yīng)最顯著；廖信林等[2]從促進(jìn)企業(yè)R&D投入的視角,分析政府R&D資助效果及影響因素,并分析政府R&D資助對象選擇對資助效果的影響;郭迎峰等[3]利用我國省級大中型企業(yè)的面板數(shù)據(jù)建立模型，探究政府對企業(yè)R&D投入的影響因素及其影響效果進(jìn)行分析;張凱強(qiáng)[4]在原有學(xué)者研究基礎(chǔ)上,建立企業(yè)R&D投入和企業(yè)技術(shù)改進(jìn)行為的內(nèi)生增長模型,分析地方政府生產(chǎn)性財政支出對中小型企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制。總的來看,眾多學(xué)者對于政府財政對企業(yè)的R&D投入和企業(yè)效益之間的關(guān)系進(jìn)行了客觀全面的研究，但是在財政支出對企業(yè)R&D空間溢出效應(yīng)研究較少。

基于此，為觀察不同層次的財政支出在不同地區(qū)的異質(zhì)性，文中引入空間權(quán)重，討論財政支出在空間溢出效應(yīng)下對企業(yè)R&D投入的影響。

首先，通過后接方法建立31個省級行政單位的空間鄰接矩陣對31個省級行政單位大中企業(yè)R&D投入進(jìn)行莫蘭指數(shù)(Moran′I)檢驗(yàn)。運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)模型檢驗(yàn)各個省份之間是否存在空間溢出效應(yīng)，在全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，用局部莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)具體哪些地區(qū)之間存在空間溢出效應(yīng);然后,設(shè)定省份之間的空間系數(shù)矩陣構(gòu)建空間滯后模型，研究省級財政科技支出和財政教育支出對大中型企業(yè)R&D投入的影響;最后,通過實(shí)證結(jié)果得出文中的研究結(jié)論，并據(jù)此給出針對性的政策建議。

1 模型設(shè)定

財政支出對企業(yè)R&D空間溢出效應(yīng)是指某一地區(qū)企業(yè)R&D水平會受到周邊地區(qū)政府對企業(yè)R&D財政投入的橫向影響[8]。在本地政府對企業(yè)R&D財政投入規(guī)模不變的情況下，周邊地區(qū)政府對企業(yè)R&D投入規(guī)模的擴(kuò)大會對雙方經(jīng)濟(jì)增量產(chǎn)生不同程度的影響，導(dǎo)致財政投入規(guī)模不變地區(qū)的資源流出，企業(yè)競爭力下降，從而影響地方政府的財政支出決策，使地方政府圍繞企業(yè)R&D財政支出之間展開橫向競爭，形成溢出效應(yīng)。從研究方法而言，學(xué)界主要用空間計量模型檢驗(yàn)財政支出對企業(yè)R&D空間溢出效應(yīng)。文中首先用全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)進(jìn)行空間數(shù)據(jù)分析，檢驗(yàn)各省市財政支出對企業(yè)R&D投入數(shù)據(jù)是否具有空間相關(guān)性和橫向互動關(guān)系。如果數(shù)據(jù)之間具有空間相關(guān)性和橫向變動關(guān)系，將利用局部莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)具體哪些省市之間產(chǎn)生了空間溢出效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，為了觀察財政直接支出和間接支出對于企業(yè)R&D投入的影響，文中選取省級財政科技支出和省級財政教育支出為自變量，企業(yè)R&D空間效應(yīng)為因變量進(jìn)行了空間滯后回歸，并據(jù)此對各級政府提供針對性的政策和建議。

1.1 全局莫蘭指數(shù)

運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，分析各省市對企業(yè)R&D財政投入數(shù)據(jù)的空間特征，并判斷各省市對企業(yè)R&D財政投入數(shù)據(jù)之間是否存在空間相關(guān)性，這是引入空間計量的前提條件。全局莫蘭指數(shù)常用于檢驗(yàn)變量間的空間自相關(guān)性，可以測算出屬性的空間聚集程度。因此，利用全局莫蘭指數(shù)判斷數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性。全局莫蘭指數(shù)表達(dá)式如下：

式中:wij----要素i和j之間的空間權(quán)重;

n----要素總數(shù);

S0----所有空間權(quán)重的集合;

全局莫蘭指數(shù)常用于檢驗(yàn)變量間的空間自相關(guān)性，可以測算出屬性的空間聚集程度。莫蘭指數(shù)是一個有理數(shù)，經(jīng)過方差歸一化之后，它的值會被歸一化到[-1,1]。莫蘭指數(shù)大于0時，表示數(shù)據(jù)呈現(xiàn)空間正相關(guān)，其值越大，空間相關(guān)性越明顯；莫蘭指數(shù)小于0時，表示數(shù)據(jù)呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)，其值越小，空間差異越大；莫蘭指數(shù)為0時，空間呈隨機(jī)性。在計算出莫蘭指數(shù)后，通常用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z值來檢驗(yàn)空間自相關(guān)性的顯著性水平。

1.2 局部莫蘭指數(shù)

局部莫蘭指數(shù)可以用于檢驗(yàn)異常值或集聚效應(yīng)出現(xiàn)的具體位置，文中將利用局部莫蘭指數(shù)判斷各省市之間出現(xiàn)溢出效應(yīng)，出現(xiàn)的具體位置局部莫蘭指數(shù)表達(dá)式如下

(3)

當(dāng)xi>0,∑θijxj>0時，會形成高高集聚(H-H)效應(yīng)，表示i地區(qū)的某屬性與相鄰j地區(qū)的某種屬性都較高；當(dāng)xi<0,∑θijxj<0時，會形成低低集聚(L-L)，表示i地區(qū)的某屬性與其相鄰j地區(qū)的某種屬性都較低，位于這兩個象限的某屬性具有空間同質(zhì)性；當(dāng)xi<0,∑θijxj>0時，會形成低高集聚(L-H)，表示i地區(qū)的空間某屬性較低，與其相鄰j地區(qū)的空間某屬性較高；當(dāng)xi>0,∑θijxj<0時，會形成高低集聚(H-L)，表示位于i地區(qū)的空間某屬性較高，與其相鄰j地區(qū)的空間某屬性較低，位于這兩個象限的某屬性具有空間異質(zhì)性。

1.3 空間滯后模型

就各省市對企業(yè)R&D財政支出決策而言，某一區(qū)域的企業(yè)R&D財政支出規(guī)模會對周邊地區(qū)企業(yè)R&D財政支出規(guī)模產(chǎn)生橫向影響。周邊地區(qū)企業(yè)R&D財政支出規(guī)模的擴(kuò)張會刺激本地企業(yè)R&D財政支出規(guī)模，從而產(chǎn)生溢出效應(yīng)[9]?？臻g滯后模型可以有效反映因變量通過空間傳導(dǎo)機(jī)制對其他地區(qū)產(chǎn)生影響。其次，考慮到省級財政教育科技支出對企業(yè)R&D投入影響的區(qū)域慣性，所以引入企業(yè)R&D投入的一階空間滯后項，即為空間權(quán)重矩陣wi。然后采用空間滯后模型來檢驗(yàn)省級財政科技支出和財政教育支出對大中型企業(yè)R&D投入溢出效應(yīng)的影響?？臻g滯后模型的基本形式如下

(4)

式中:i----i省份在t年的數(shù)據(jù);

xi----變量簇;

θ----溢出效應(yīng)。

2 實(shí)證分析

2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

全局莫蘭指數(shù)常用于檢驗(yàn)變量間的空間自相關(guān)性，可以測算出屬性的空間聚集程度。在對空間模型進(jìn)行估計之前，運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)對企業(yè)R&D財政投入數(shù)據(jù)是否具有空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。取值范圍見表1。

表1 莫蘭指數(shù)I和空間自相關(guān)性

通過Geo Da軟件對企業(yè)R&D投入數(shù)據(jù)是否具有空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，空間自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果分別如圖1和圖2所示。

從圖1和圖2可以看出，企業(yè)R&D投入在省級單位間呈正向的空間溢出效應(yīng)，其后的顯著性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)莫蘭指數(shù)顯著小于0.01，即說明企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)在省級行政單位間存在非常明顯的集聚現(xiàn)象，并且呈現(xiàn)正向的溢出效應(yīng)，即一省企業(yè)的R&D投入顯著帶動了周邊省份的R&D投入水平。但是由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)資源的異質(zhì)性會對地方政府對企業(yè)R&D投入的財政政策決策產(chǎn)生顯著影響。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)或地理位置相鄰的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)資源同質(zhì)性的地區(qū)可能會展開競爭；在經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展相對落后，經(jīng)濟(jì)資源相對欠缺的地方,則可能會放棄地區(qū)之間的同質(zhì)性競爭，轉(zhuǎn)而采取異質(zhì)性競爭。因此，一個地區(qū)的企業(yè)發(fā)展也會受到周邊地區(qū)政府的財政政策、經(jīng)濟(jì)水平、經(jīng)濟(jì)資源等因素的影響，而采用同質(zhì)性或異質(zhì)性的競爭策略，則會引發(fā)財政政策的空間溢出，為地方間協(xié)同發(fā)展提供了現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

2.2 空間集聚效應(yīng)檢驗(yàn)

局部莫蘭指數(shù)可用于檢驗(yàn)異常值或集聚效應(yīng)出現(xiàn)的具體位置。文中運(yùn)用局部莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)企業(yè)R&D財政支出數(shù)據(jù)的空間集聚效應(yīng)出現(xiàn)的具體位置。

從運(yùn)行結(jié)果可以看出，上海市、江蘇省、安徽省、福建省、海南省、四川省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、甘肅省、新疆維吾爾自治區(qū)的局部莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)顯著狀態(tài)。由于上海、江蘇地處東南沿海，經(jīng)濟(jì)資源豐富，是中國改革開放的前沿陣地，受國家產(chǎn)業(yè)政策和財政政策的扶持，為企業(yè)創(chuàng)造了良好的發(fā)展環(huán)境，所以形成高高型集聚；新疆、內(nèi)蒙古和甘肅由于地理環(huán)境較差，資源稀缺，導(dǎo)致大量資本內(nèi)外流，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，所以形成低低型集聚；安徽、福建、海南由于安徽省高校較多，人才資源豐富發(fā)展?jié)摿^大，對福建省和海南省而言資源豐富，但缺少知名高校，所以形成了高低型集聚；四川由于周邊相鄰省份較多，地域較廣，各個市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展良莠不齊，所以形成低高型集聚。上述情形共同說明，以上海、江蘇為代表的東部沿海地區(qū)空間集聚明顯，呈現(xiàn)強(qiáng)烈的正向影響，而新疆、內(nèi)蒙古和甘肅則呈現(xiàn)出創(chuàng)新洼地的情形，四川、安徽、福建和海南的情況較為異常，其他省份不顯著。

2.3 空間滯后模型估計

空間滯后模型可以有效反映因變量通過空間傳導(dǎo)機(jī)制對其他地區(qū)產(chǎn)生影響，為了觀察財政直接支出和間接支出對于企業(yè)R&D投入的影響，文中選取省級財政科技支出(Tech)和省級財政教育支出(Edu)為自變量，企業(yè)R&D空間效應(yīng)為因變量進(jìn)行了空間滯后回歸。回歸結(jié)果見表2。

表2 空間滯后模型回歸結(jié)果

由回歸結(jié)果可以看出，在P≤0.05的情況下，省級財政科技支出和財政教育支出對大中型企業(yè)的R&D投入具有顯著的正向促進(jìn)作用，每增加一單位省級財政科技支出都會增加7.073 8個單位的R&D投入，每增加一單位省級財政教育支出都會增加5.482 7個單位的R&D投入。在中國現(xiàn)階段市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的模式下，經(jīng)濟(jì)要素總會遵循從低回報地區(qū)流向高回報地區(qū)，這不僅強(qiáng)化了區(qū)域間的聯(lián)系，而且正向促進(jìn)了區(qū)域間的信息、資金、人力、物力、技術(shù)等要素的區(qū)域間流動，構(gòu)成了區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)往來。區(qū)域間的往來活動越密切，越容易形成產(chǎn)業(yè)和技術(shù)的集聚和擴(kuò)散。因此，企業(yè)R&D投入的空間溢出效應(yīng)可以用要素流動觀點(diǎn)來解釋，由于本地區(qū)的省級財政教育支出和財政科技支出顯著地促進(jìn)本地創(chuàng)新能力的提升和人才數(shù)量的增加，由于要素流動理論會對相鄰地區(qū)產(chǎn)生影響，具體表現(xiàn)為企業(yè)R&D投入的溢出效應(yīng)。

3 研究結(jié)論與政策建議

3.1 研究結(jié)論

通過全局和局部莫蘭指數(shù)測算省級行政單位的大中企業(yè)R&D投入的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)R&D投入存在顯著的正向溢出效應(yīng)。采用空間滯后模型實(shí)證檢驗(yàn)了省級財政科技支出和財政教育支出對企業(yè) R&D溢出效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)省級財政科技支出和財政教育支出具有顯著的空間相關(guān)性，即一個地區(qū)的省級財政科技、教育支出對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生了空間外溢。

1)區(qū)域創(chuàng)新集聚。在上海、江蘇等東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)由于資源豐富，技術(shù)引進(jìn)方便，處在中國改革開放的前沿陣地，發(fā)展速度快，存在顯著的創(chuàng)新高地。而在新疆、內(nèi)蒙古、寧夏回族自治區(qū)和甘肅等西北省份物資匱乏，技術(shù)較落后，改革開放程度較低，形成了典型的創(chuàng)新低地。其他省份由于受自己省份地理位置和其他諸多原因的影響，大部分介于創(chuàng)新高地和創(chuàng)新低地之間。

2)省級財政教育科技支出對企業(yè)R&D的影響?？臻g滯后模型的回歸結(jié)果顯示，R&D空間溢出效應(yīng)、省級財政科技支出和省級財政教育支出對促進(jìn)企業(yè)R&D投入有著顯著的正向促進(jìn)作用。同時應(yīng)該看到，國家除了通過財政對科技進(jìn)行直接投入，還通過教育投入等間接方式在推動科技創(chuàng)新，企業(yè)科技創(chuàng)新離不開科技人才的支撐。

3.2 政策建議

由上述研究結(jié)果可知，相鄰地區(qū)的省級財政教育支出和科技支出對企業(yè)R&D投入存在不同程度和不同方向的空間溢出效應(yīng)，表現(xiàn)為支出結(jié)構(gòu)和區(qū)域的差異性特征。據(jù)此提出以下三點(diǎn)建議。

1)各地應(yīng)該加大改革開放力度，堅持引進(jìn)人才和技術(shù)進(jìn)行技術(shù)革新，使得企業(yè)能夠高效快速的發(fā)展。通過政策加強(qiáng)對地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新引導(dǎo)，使得企業(yè)能夠建立良好的創(chuàng)新機(jī)制。

2)政府應(yīng)該提高高新技術(shù)企業(yè)的科技補(bǔ)貼和基礎(chǔ)科學(xué)的投資，提升整個社會的創(chuàng)新基礎(chǔ)水平，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為。同時，改善本地的人才引進(jìn)政策，使得地區(qū)能夠吸引更多的人才，為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)建設(shè)做出更大貢獻(xiàn)。

3)由于大部分創(chuàng)新低地都處于中西部地區(qū)，所以要加強(qiáng)對中西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新的引導(dǎo)，加大中西部地區(qū)的改革創(chuàng)新力度，鼓勵東部創(chuàng)新模式向中西部地區(qū)引進(jìn)，打造綠色、創(chuàng)新和共享的西部開發(fā)新局面。