史曉輝,潘雄鋒,徐 晶

(1. 山西師范大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，山西 臨汾 041004；2. 大連理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧 大連 116023)

財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的總體效應(yīng)與空間差異研究

史曉輝1,潘雄鋒2,徐 晶2

(1. 山西師范大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，山西 臨汾 041004；2. 大連理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧 大連 116023)

為了科學(xué)把握財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的具體效果與存在問題，本文利用我國30個省份的面板數(shù)據(jù)對2004年以來財政金融對我國科技創(chuàng)新支持產(chǎn)生的總體效應(yīng)及空間差異進行了實證研究。結(jié)果顯示：2004年自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實施以來，財政金融支持對我國科技創(chuàng)新的促進效應(yīng)均明顯增強，但是財政支持的正向促進作用更大；在地理環(huán)境及科技基礎(chǔ)存在較大不同的情況下，我國財政金融對科技創(chuàng)新支持的作用效應(yīng)具有顯著的地區(qū)差異性。

財政金融；科技創(chuàng)新；總體效應(yīng)；空間差異

引 言

21世紀(jì)以來，中國政府認(rèn)識到經(jīng)濟增長模式需要從重數(shù)量、規(guī)模向重效率、質(zhì)量進行轉(zhuǎn)變，即依靠創(chuàng)新來推動經(jīng)濟社會的快速發(fā)展。從2004年的中央經(jīng)濟工作會議到2006年全國科技大會和“兩會”，逐步地由自主創(chuàng)新戰(zhàn)略提升到國家戰(zhàn)略的高度。2012年底，中共十八大明確提出要實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，將科技創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置，實現(xiàn)到2020年進入創(chuàng)新型國家行列的目標(biāo)。由此可見科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的重要戰(zhàn)略支撐。但由于科技創(chuàng)新活動具有高風(fēng)險性和外部性，因此需要依靠財政金融的引導(dǎo)與支持[1]，科技創(chuàng)新的財政金融支持效應(yīng)成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要議題。Dominique和Bruno通過實證分析得出政府R&D支出與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在“倒U”型的關(guān)系[2]。Feldman和Maryellen研究政府R&D投入在促進知識外溢方面的作用，認(rèn)為研發(fā)補貼是最有可能提高企業(yè)自主創(chuàng)新的政策工具之一[3]。Dundas和Roper研究發(fā)現(xiàn)金融支持對于企業(yè)科技創(chuàng)新成果的數(shù)量及質(zhì)量均具有明顯的促進作用[4]。孫楊、許承明和夏銳運用偏最小二乘法進行研究，表明不同的資金投入渠道對科技創(chuàng)新具有不同的作用，因此只有構(gòu)建多層次的金融支持體系才能推動中國科技創(chuàng)新持續(xù)發(fā)展[5]。肖科通過實證計算得到政策性金融對企業(yè)創(chuàng)新成果具有明顯的促進作用[6]。葉子榮和賈憲洲通過運用中國的數(shù)據(jù)實證分析得出科技財政對科技創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向作用[7]。Gilson研究了不同的金融支持及技術(shù)水平對企業(yè)創(chuàng)新活動的促進作用[8]。Chowdhury和Maung運用普通最小二乘法、交叉工具變量回歸法和面板回歸法實證研究了發(fā)達(dá)國家和新興國家金融發(fā)展對研發(fā)創(chuàng)新的作用效果[9]。徐玉蓮和王宏起采用小樣本可靠的Bootstrap仿真方法對1994—2008年中國科技金融發(fā)展與科技創(chuàng)新進行了Granger因果關(guān)系的實證檢驗[10]。潘雄鋒等從時間序列角度探討了財政金融支持對中國科技創(chuàng)新的非線性動態(tài)效應(yīng)[11]。Amore 等以專利為衡量指標(biāo)實證研究了美國金融支持對企業(yè)創(chuàng)新的作用效應(yīng)[12]。俞立平采用格蘭杰因果檢驗、面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸、面板向量自回歸模型全面分析了金融與科技創(chuàng)新的互動關(guān)系[13]。和瑞亞和張玉喜基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型實證測度了財政科技投入對科技創(chuàng)新階段性的動態(tài)貢獻(xiàn)作用[14]。吳蕓以40個國家1982—2010年的面板數(shù)據(jù)為分析樣本，運用混合最小二乘法、固定效應(yīng)模型、異方差穩(wěn)健型固定效應(yīng)模型實證分析了政府科技投入對科技創(chuàng)新的影響程度[15]。張玉喜和趙麗麗從靜態(tài)和動態(tài)角度分別檢驗出中國科技金融投入能夠有效促進科技創(chuàng)新成果的產(chǎn)出[16]。

從以上相關(guān)文獻(xiàn)可以看出，現(xiàn)有研究中單獨分析財政金融對科技創(chuàng)新作用效應(yīng)的居多，而將兩者結(jié)合起來進行研究的文獻(xiàn)則不多見，即使有研究將兩者結(jié)合也是從時間序列角度進行分析，而沒有考慮我國各地區(qū)由于資源稟賦和經(jīng)濟社會基礎(chǔ)不同而導(dǎo)致區(qū)域間財政金融支持效果可能存在較大區(qū)別，并且，自2004年自主創(chuàng)新戰(zhàn)略和2012年創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略實施以來，我國持續(xù)增強了財政金融對科技創(chuàng)新的支持，目前尚未有研究對這一階段財政金融對我國科技創(chuàng)新的作用效應(yīng)進行總結(jié)和回顧。基于此，本文將針對2004年以來財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的總體效應(yīng)與空間差異問題展開實證研究，從而對我國財政金融對科技創(chuàng)新的作用效果進行全面分析。

一、 數(shù)據(jù)與方法

(一) 研究方法

這里我們將引入Griliches-Jaffe提出的知識生產(chǎn)函數(shù)模型來研究財政金融對我國科技創(chuàng)新的支持效果[17]，如式(1)所示：

(1)

其中，Y為知識產(chǎn)出，K為研發(fā)資金，L為研發(fā)人員，α和β分別為研發(fā)資金和研發(fā)人員的彈性系數(shù)，ε為誤差項，i為樣本數(shù)，t為時間。

研發(fā)資金主要由財政科技經(jīng)費、金融科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入構(gòu)成，這樣就能對式(1)加以拓展，得到式(2)：

(2)

其中，C、J和Q分別表示財政科技經(jīng)費、金融科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入。對式(2)兩邊取對數(shù)，可以得到式(3)：

lnYit=c+α1lnCit+α2lnJit+α3lnQit+

βlnLit+εit

(3)

本文將對(3)式采用面板數(shù)據(jù)模型的分析方法，由于面板數(shù)據(jù)模型包含了個體、指標(biāo)和時間等層面的內(nèi)容，在運用面板數(shù)據(jù)方法進行研究時，如果模型選擇不對的話，會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)納偽錯誤，通常計量經(jīng)濟學(xué)中主要通過F統(tǒng)計量來選擇合適的模型：

F(N-1,NT-N-K)

(4)

其中，S1，S2分別為殘差平方和，N為截面樣本數(shù)，K為解釋變量數(shù)，T為時期數(shù)。當(dāng)運用式(4)計算得到的F統(tǒng)計量大于臨界值的時候，運用固定效應(yīng)模型來進行面板數(shù)據(jù)分析，否則采用混合模型進行面板數(shù)據(jù)分析。另外，固定效應(yīng)模型還包括個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型，在計量經(jīng)濟學(xué)中主要通過Hausman檢驗即構(gòu)建H統(tǒng)計量來對這兩個模型進行選擇：

(5)

(二) 變量說明

本文模型中的變量分為兩部分：被解釋變量和解釋變量，具體說明如下：

被解釋變量：Yit，即知識產(chǎn)出，由于專利比較接近科技創(chuàng)新的商業(yè)應(yīng)用，以及專利數(shù)據(jù)能比較全面地反映國家(地區(qū))的發(fā)明和創(chuàng)新信息，故專利是衡量知識產(chǎn)出的常用指標(biāo)。專利統(tǒng)計包括專利申請量和專利授權(quán)量，由于專利申請量中存在大量低水平和重復(fù)研究成果，因此，并不是所有的專利申請都能得到授權(quán)，而專利授權(quán)量則是得到國家知識產(chǎn)權(quán)局真正獲準(zhǔn)授權(quán)的創(chuàng)新成果，因此專利授權(quán)量能夠較為真實地反映出區(qū)域知識產(chǎn)出水平，因此，本文選擇我國各地區(qū)的專利授權(quán)量作為衡量科技創(chuàng)新的變量。

解釋變量：Cit表示財政科技投入，通過科技活動經(jīng)費籌集額中的財政資金進行衡量；Jit表示科技金融貸款，通過科技活動經(jīng)費籌集額中的金融機構(gòu)貸款額進行衡量；Qit表示企業(yè)研發(fā)經(jīng)費，通過R&D經(jīng)費籌集額中的企業(yè)資金進行衡量；Lit為研發(fā)人員，通過R&D人員全時當(dāng)量進行衡量。

(三) 數(shù)據(jù)來源

本文僅選取2000—2013年作為分析區(qū)間，而這一時間段也能夠滿足本文分析的要求。另外由于西藏、香港、澳門、臺灣的數(shù)據(jù)不全，因此本文主要選擇全國除西藏、香港、澳門、臺灣之外的其余30個省、自治區(qū)、直轄市作為分析單元。以上被解釋變量和解釋變量的數(shù)據(jù)均通過查詢《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2001—2014年)得到。另外本文采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對Cit、Qit和Lit平減為2000年的不變價，以此來剔除價格因素的影響。

二、 實證分析

(一) 財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的總體效應(yīng)分析

為了探討財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的實際效應(yīng)是否在2004年前后發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，本文分別采用2000—2004年和2004—2013年的數(shù)據(jù)進行混合效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和個體隨機效應(yīng)模型估計，結(jié)果如表1所示。

表1中F檢驗結(jié)果顯示，2000—2004年和2004—2013年的回歸模型中F統(tǒng)計量值均在1%的顯著水平拒絕了原假設(shè)，因此應(yīng)選用固定效應(yīng)模型進行估計，Hausman檢驗結(jié)果顯示，2000—2004年和2004—2013年的回歸模型中H統(tǒng)計量值均在1%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，因此，2000—2004年和2004—2013年均選擇個體固定效應(yīng)模型能夠得出較為準(zhǔn)確的回歸結(jié)果。下面將主要采用個體固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果進行分析。

表1 財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的總體效應(yīng)回歸結(jié)果

注： OSL估計表示混合模型估計，F(xiàn)E估計表示個體固定效應(yīng)模型估計，RE估計表示個體隨機效應(yīng)模型估計。括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

由個體固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果可知，2000—2004年期間財政支出對科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)從0.1478增長至2004—2013期間的0.5434，金融貸款在2000—2004年期間對科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)不顯著，而2004-2013年期間則變?yōu)轱@著，回歸系數(shù)為0.0159，這種情況說明自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實施以后財政金融支持對我國科技創(chuàng)新的作用效應(yīng)明顯增強。但是應(yīng)該看到的是2004-2013年期間財政支出對科技創(chuàng)新的作用程度要比金融信貸大得多，出現(xiàn)這種情況的主要原因在于，自2004年自主創(chuàng)新戰(zhàn)略提出以來，各省政府大都相應(yīng)出臺和頒布了中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃，并提出要建立穩(wěn)定的財政科技投入增長機制、優(yōu)化財政科技投入結(jié)構(gòu)和加強對財政科技經(jīng)費使用監(jiān)督，在這種情況下，使得財政科技投入能夠有效地促進各地科技創(chuàng)新成果的產(chǎn)出和科技創(chuàng)新能力的提升。而對于金融科技方面的政策則主要以引導(dǎo)性為主，沒有制定比較明確具體的優(yōu)惠政策和補償機制，在這種背景下，雖然政府提倡金融機構(gòu)對企業(yè)科技創(chuàng)新進行支持，但由于科技創(chuàng)新具有高風(fēng)險、高投入的特征，這種固定收益與其承擔(dān)的風(fēng)險不對稱嚴(yán)重降低了金融機構(gòu)對科技創(chuàng)新活動特別是中小型企業(yè)的科技創(chuàng)新活動的支持力度[19]，從而使得金融支持對我國各地的科技創(chuàng)新有一定促進作用，但是作用程度還相對較小。

(二) 財政金融對我國科技創(chuàng)新支持的區(qū)域差異分析

為了檢驗財政金融支持對我國科技創(chuàng)新影響是否具有區(qū)域差異，本文分別對東部、中部和西部*東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省；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?。晃鞑康貐^(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等11個省。進行混合效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和個體隨機效應(yīng)模型檢驗，結(jié)果如表2所示。表2中F檢驗結(jié)果顯示，東部、中部和西部的回歸模型中F統(tǒng)計量均在1%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，因此選用固定效應(yīng)模型進行估計，H檢驗結(jié)果顯示，東部和西部的回歸模型中H統(tǒng)計量值分別在5%和1%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，因此，東部和西部選擇個體固定效應(yīng)模型能夠得出較為準(zhǔn)確的回歸結(jié)果，中部的回歸模型中H統(tǒng)計量值無法拒絕原假設(shè)，因此，中部應(yīng)選擇個體隨機效應(yīng)模型能夠得到較為準(zhǔn)確的回歸結(jié)果。

表2 財政金融支持對我國科技創(chuàng)新支持效應(yīng)的分區(qū)域回歸結(jié)果

注： OSL估計表示混合模型估計，F(xiàn)E估計表示個體固定效應(yīng)模型估計，RE表示個體隨機效應(yīng)模型估計。括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。

由實證回歸結(jié)果可以看出，財政科技投入對東部、中部和西部地區(qū)的科技創(chuàng)新均具有明顯的正向促進作用，但對各區(qū)域的具體促進作用具有明顯的不同。其中對東部地區(qū)的作用程度最大，影響系數(shù)為0.6847；中部地區(qū)次之，影響系數(shù)為0.304；西部地區(qū)最小，作用系數(shù)僅為0.2671。主要原因在于東部地區(qū)財政科技支出力度較大，財政科技支出結(jié)構(gòu)較為合理，而中西部地區(qū)的財政科技投入力度和支出結(jié)構(gòu)則相對欠缺，該結(jié)果與Allanson[20]提出的由于不同地區(qū)經(jīng)濟條件差異所造成的財政政策效果存在差別的觀點基本一致。從金融支持效應(yīng)看，科技金融貸款對東部地區(qū)的科技創(chuàng)新具有明顯的正效應(yīng)，而對中西部地區(qū)的作用則不顯著。主要原因在于東部地區(qū)構(gòu)建了比較完善的科技金融服務(wù)體系，能夠有效滿足對企業(yè)研發(fā)的貸款需求，同時，政府加大對科技型中小企業(yè)貸款貼息的工作力度，推進科技擔(dān)保體系建設(shè)，鼓勵銀行為中小企業(yè)提供專業(yè)化的金融服務(wù)，而中西部地區(qū)科技金融體系尚不完善，不能充分發(fā)揮金融在推動經(jīng)濟發(fā)展中的潛能，難以提供知識經(jīng)濟和科技創(chuàng)新所需的動力，從而對區(qū)域的科技創(chuàng)新作用則相對有限。

三、 結(jié)論及政策建議

本文從總體效應(yīng)和空間差異角度對我國科技創(chuàng)新的財政金融支持效應(yīng)進行了實證研究，得出結(jié)論如下：

第一，自2004年自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實施以來財政金融支持對我國科技創(chuàng)新的促進作用均明顯增強，但相對于金融支持，財政支持對科技創(chuàng)新的促進效應(yīng)要更強[21]。因此，政府今后應(yīng)在繼續(xù)加大財政科技投入力度的同時，進一步優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)金融機構(gòu)對重大科技產(chǎn)業(yè)化項目、科技成果轉(zhuǎn)化項目等給予優(yōu)惠的信貸支持，并通過風(fēng)險補償、擔(dān)保業(yè)務(wù)補助等增信方式，鼓勵和引導(dǎo)銀行加大對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的信貸支持。

第二，在自然地理和經(jīng)濟基礎(chǔ)存在明顯差異的條件下，我國財政金融對科技創(chuàng)新的作用效應(yīng)存在顯著區(qū)域性差異。由于東部經(jīng)濟發(fā)展水平較為發(fā)達(dá)，財政科技投入對其科技創(chuàng)新產(chǎn)出的正效應(yīng)比中西部地區(qū)強烈。而受制于不完善的金融信貸體制，使得金融支持對于中西部科技創(chuàng)新的作用并不明顯，而對于東部地區(qū)的科技創(chuàng)新則仍存在明顯的促進作用。因此，應(yīng)根據(jù)區(qū)域發(fā)展階段及現(xiàn)狀實行有差別的財政政策，進一步提升中央財政對中西部地區(qū)科技創(chuàng)新的支持力度，以此保證中西部地區(qū)有足夠財力支持科技創(chuàng)新。在此基礎(chǔ)上，中西部地區(qū)自身還務(wù)必建立完善的科技金融服務(wù)體系，促進科技與金融相結(jié)合，引導(dǎo)金融機構(gòu)配合財政政策促進科技創(chuàng)新。

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2016 - 11 - 16

國家自然科學(xué)基金項目(項目編號：71303029)；遼寧省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃基金(項目編號：L13DGL033);大連市科技計劃項目(項目編號：2015D12ZC176)；大連市青年科技之星培養(yǎng)計劃(項目編號：2016RQ004)。

史曉輝(1990-)，女，山西師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院教師； 潘雄鋒(1980-)，男，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部副教授； 徐 晶(1990-)，女，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部碩士生。

F124

A

1009-105X(2017)04-0063-05