左宗姣 沈葉

(銅陵學(xué)院 財稅與公共管理學(xué)院,安徽銅陵 244061)

全面建成小康社會之后,我國開始向第二個百年目標進軍,走在現(xiàn)代化高質(zhì)量發(fā)展的新征程之中。在經(jīng)濟高速持續(xù)發(fā)展40多年之后的今天,結(jié)構(gòu)調(diào)整、轉(zhuǎn)型升級、雙減節(jié)能、創(chuàng)新增效成為當前社會主義發(fā)展新時期的經(jīng)濟發(fā)展標簽。在區(qū)域創(chuàng)新推動經(jīng)濟發(fā)展的進程中,政府在資源最優(yōu)配置、營商環(huán)境的政策制定、各方利益的組織協(xié)調(diào)等各個方面發(fā)揮著積極的促進作用,尤其是財政科技支出,對于區(qū)域創(chuàng)新能力的打造和區(qū)域創(chuàng)新效率的提升具有直接影響效應(yīng)[1]。

黨的二十大報告中指出,科技創(chuàng)新是綜合國力競爭的重要支撐。正是科技研發(fā)經(jīng)費支出的逐年增加實現(xiàn)了原始創(chuàng)新的提升,才能實現(xiàn)戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和眾多領(lǐng)域關(guān)鍵核心技術(shù)的重大突破[2]?；诖?從科技財政支出與區(qū)域創(chuàng)新之間的互動關(guān)系中揭示兩者在經(jīng)濟增長中的影響機理,分析財政科技支出對于區(qū)域創(chuàng)新效率的促進和區(qū)域經(jīng)濟增長的影響,是問題研究的關(guān)鍵之所在。具體而言,通過構(gòu)建PVAR模型,對中國31個省市自治區(qū)的財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究。研究結(jié)果表明,財政科技支出和區(qū)域創(chuàng)新對于促進經(jīng)濟增長具有顯著作用,這一結(jié)論將有助于政府部門調(diào)整政策以更好地推動經(jīng)濟發(fā)展。另外,本研究提供了關(guān)于提高財政科技支出與區(qū)域創(chuàng)新的效率以及更好地促進區(qū)域經(jīng)濟增長的政策建議,有助于相關(guān)政策的制定和優(yōu)化。

一、文獻綜述

科技創(chuàng)新具有投入大、周期長、見效慢、高風(fēng)險和正外部性等特征,并且在后疫情時代地方政府財政收支壓力劇增的當前實際情況下,這些特征更加凸顯[3-6]。相關(guān)研究主要集中在以下幾個方面:

關(guān)于財政科技支出對區(qū)域創(chuàng)新能力提升方面的研究,我國學(xué)者進行了較多的實證分析,他們認為財政科技支出對于區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)存在明顯的異質(zhì)性[7]。較為典型的觀點有:卞元超等[8]基于投入要素流動的視角對地方財政科技支出競爭的區(qū)域創(chuàng)新績效進行研究,認為財政科技支出對于地區(qū)創(chuàng)新效應(yīng)存在明顯的正向效應(yīng)并呈現(xiàn)顯著時間特征;劉暢[1]構(gòu)建理論框架進行實證研究,一方面從財政科技支出規(guī)模入手分析,認為財政收入和支出分權(quán)與地方財政科技支出的交互作用對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向的促進作用,另一方面從地方財政科技支出的結(jié)構(gòu)分析入手,認為基礎(chǔ)研究性投入與非基礎(chǔ)性研究投入之間的失衡會對區(qū)域績效產(chǎn)生負面的制約。

對于財政科技支出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,李永剛[9]認為政府財政科技支出從總體上來看對于經(jīng)濟增長具有正向促進作用,但嚴成樑和龔六堂[10]卻認為科技投入如果存在資金利用不當反而會對經(jīng)濟增長存在負向影響。總體上來看,我國很多學(xué)者[11-15]認為財政科技支出不僅對經(jīng)濟發(fā)展具有正向的促進作用,并且對于經(jīng)濟質(zhì)量的提升也功不可沒。

關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響方面,結(jié)合我國當前經(jīng)濟新常態(tài)的實際情況,國家實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的戰(zhàn)略,這種影響機理在宏觀經(jīng)濟理論中已經(jīng)得到了闡釋。李翔和鄧峰[16]、張凡[17]、史歌和郭俊華[18]等人通過實證研究的方式,從不同視角對區(qū)域創(chuàng)新效率推動經(jīng)濟增長的影響作用進行測算。盡管觀點有所差異,但他們對于區(qū)域創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中的正向影響作用都是持有肯定的態(tài)度。

總結(jié)而言,以往研究重點關(guān)注到了財政支出的多元化影響,其中包括了財政科技支出對區(qū)域創(chuàng)新能力提升、財政科技支出與經(jīng)濟增長以及區(qū)域創(chuàng)新對于經(jīng)濟增長的關(guān)系。然而,相關(guān)研究忽視了對財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟增長三者關(guān)系的探討。有鑒于此,本研究嘗試使用PVAR模型對這三者之間的關(guān)系進行實證分析,以求推進進一步的相關(guān)研究。

二、方法、模型和數(shù)據(jù)

(一)作用機理與研究假設(shè)

1.財政科技支出與區(qū)域創(chuàng)新能力提升?？萍紕?chuàng)新的公共產(chǎn)品屬性及其正向的外部性,決定了需要政府進行一定的干預(yù)以促進其更加有效地運作來提升區(qū)域自身的創(chuàng)新能力,并通過創(chuàng)新績效來具體體現(xiàn)?；诖?政府通過對科技投入的財政支持和各個行業(yè)之間地平衡投入,為科技研發(fā)部門和企業(yè)組織提供充足的資金和創(chuàng)造良好的環(huán)境激發(fā)它們研發(fā)的積極性,降低它們研發(fā)的風(fēng)險,減輕它們研發(fā)的資金壓力,進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力推動特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。因此,按照這樣的邏輯機理論證,本研究提出如下研究假設(shè):

H1:財政科技支出對于區(qū)域創(chuàng)新能力具有直接的促進作用;

H2:加大財政科技支出在提升區(qū)域創(chuàng)新能力基礎(chǔ)上能夠?qū)^(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)生正向的影響作用。

2.區(qū)域創(chuàng)新能力與區(qū)域經(jīng)濟增長?？萍紕?chuàng)新是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇,鄧小平曾經(jīng)說過,科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力?？萍紕?chuàng)新能力的提升可以推動研發(fā)成果的實際應(yīng)用轉(zhuǎn)化,明顯地提高企業(yè)生產(chǎn)效率,從而在產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)中提升地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)的核心競爭力,擴大經(jīng)濟活動的可能性邊界。并且,在全球化進程不斷加速的過程中,科技創(chuàng)新能力使得各個行業(yè)的作業(yè)分工更加精細,可以讓一個地區(qū)在全國價值鏈的位置中通過高新技術(shù)的掌握而更加重要,進而通過影響資本、人力和技術(shù)資源,對經(jīng)濟社會發(fā)展產(chǎn)生外溢效應(yīng)。因此,按照這樣的邏輯機理論證,本研究提出如下研究假設(shè):

H3:區(qū)域創(chuàng)新能力的提高能夠明顯推動區(qū)域經(jīng)濟社會的發(fā)展。

3.財政科技支出與區(qū)域經(jīng)濟增長。有效發(fā)揮政府在公共事務(wù)中干預(yù)作用,是推動地區(qū)經(jīng)濟社會高質(zhì)量的重要影響因素。財政科技支出對于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響路徑主要體現(xiàn)在以下幾個方面:其一,財政科技支出能夠為科技研發(fā)部門提供充足的資金并降低投入風(fēng)險,進而提升其研發(fā)的積極性和自主創(chuàng)新能力;其二,財政科技支出能夠加大產(chǎn)業(yè)扶持力度,有利于區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)核心競爭力的提升,進而帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,形成完整的產(chǎn)業(yè)價值鏈以推動地區(qū)經(jīng)濟社會的高質(zhì)量發(fā)展;其三,充足的財政科技支出,能夠創(chuàng)造良好的投資環(huán)境和研發(fā)環(huán)境,通過吸引資金、人才,加快知識與技術(shù)在各個領(lǐng)域的快速擴散,促進創(chuàng)新成果共享,提升科技研發(fā)成果轉(zhuǎn)化能力,推動經(jīng)濟社會效益的提升。因此,按照這樣的邏輯機理論證,本研究提出如下研究假設(shè):

H4:財政科技支出對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有重要的影響作用。

(二)模型構(gòu)建和估計方法

因為不需要對內(nèi)生變量和外生變量進行區(qū)分,不再需要設(shè)定外生變量與內(nèi)生變量之間的因果關(guān)系,可以將所有的變量轉(zhuǎn)化為內(nèi)生變量進行分析處理,在考慮所有變量滯后項作用的基礎(chǔ)上,面板向量自回歸模型(panel vector autoregressive model,簡稱PVAR)得到了廣泛的應(yīng)用?；诙嘣到y(tǒng)方程,面板向量自回歸模型(PVAR)傳承了向量自回歸模型(vector autoregressive model,簡稱VAR模型)的優(yōu)點,能夠?qū)ψ兞康臏笥绊戇M行解釋,同時克服了VAR模型對于時間跨度的嚴格要求,可以利用時間和空間兩個維度獲取更加全面的數(shù)據(jù),它最為關(guān)鍵的優(yōu)勢在于全面系統(tǒng)地分析各個樣本個體差異對于模型參數(shù)的影響并能夠合理地反映變量之間的相互影響作用。本研究采用R完成,首先,應(yīng)當對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗,確定變量的設(shè)置是否合理可行;其次,使用panelvar包的pvargmm函數(shù)進行GMM-PVAR分析以及確定最優(yōu)滯后期;再次,對模型估計結(jié)果過度識別檢驗;最后,在穩(wěn)定檢驗的基礎(chǔ)上進行脈沖響應(yīng)分析?；谏鲜霾襟E,先構(gòu)建財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間動態(tài)關(guān)系的PVAR模型如下式1:

(1)

在該模型中,yi,t為包含了3個變量(財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長)的向量,j為滯后階數(shù),yi,t-1為j階滯后所有的內(nèi)生變量,a0為截距,Aj為回歸系數(shù)矩陣,fi為固定效應(yīng),ui,t為隨機擾動項。

(三)數(shù)據(jù)及變量選取

本文的數(shù)據(jù)來源為2010—2021年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各個省市自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒,并依據(jù)文獻[11] [13] [19]采用科技支出強度對財政科技支出進行衡量,依據(jù)文獻[9] [10] [11]采用有效專利數(shù)量衡量區(qū)域創(chuàng)新能力,依據(jù)文獻[10] [13] [14]采用國民生產(chǎn)總值(GDP)進行經(jīng)濟增長水平的衡量。

三、實證研究

(一) 變量平穩(wěn)性檢驗

本研究樣本數(shù)據(jù)分析均采用R的panelvar包完成:

首先,導(dǎo)入數(shù)據(jù)后進行數(shù)據(jù)處理,使用plm包的pdata.frame將樣本原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)成面板數(shù)據(jù)dataframe;

然后,對經(jīng)過處理后得到的面板數(shù)據(jù)dataframe進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結(jié)果如表1所示:

表1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

如果平穩(wěn)性檢驗結(jié)果p值小于0.05,則表示平穩(wěn),表1的平穩(wěn)性結(jié)果顯示,三個變量轉(zhuǎn)化為面變數(shù)據(jù)后的樣本數(shù)據(jù)p值均遠遠小于0.05,因此,三個變量的樣本數(shù)據(jù)都通過了平穩(wěn)性檢驗。

(二) PVAR模型估計

在PVAR模型估計的過程中,為了保證參數(shù)估計的有效性,應(yīng)當對PVAR模型最佳滯后階數(shù)確定,本研究使用panelvar包的pvargmm函數(shù)進行GMM-PVAR分析以及確定最優(yōu)滯后期。

一般VAR和SVAR都是先確定最優(yōu)滯后階數(shù)然后再進行模型模擬,但是R使用panelvar包實現(xiàn)PVAR時,需要先使用模型模擬,然后使用Andrews_Lu_MMSC函數(shù)計算模型擬合結(jié)果的AIC、BIC、HQIC值,從而比較不同滯后階數(shù)的準則值來得到最優(yōu)滯后階數(shù)。經(jīng)過程序運行得到,本研究的最佳滯后階數(shù)確定為一階。

因為PVAR模型的前提是不再對外生變量與內(nèi)生變量之間的因果關(guān)系進行設(shè)定,將所有的變量轉(zhuǎn)化為內(nèi)生變量進行分析處理,因此,對模型估計結(jié)果有必要進行過度識別檢驗,經(jīng)過檢驗證明,不存在工具變量與擾動項相關(guān)。再對模型估計結(jié)果進行穩(wěn)定性檢驗。

表2 模型估計結(jié)果平穩(wěn)性檢驗

從表2的結(jié)果可以知道,PVAR模型的估計結(jié)果通過了穩(wěn)定性檢驗,可以進行下一步的分析研究。

(三)脈沖響應(yīng)分析

基于財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟增長等3個指標變量的時間序列函數(shù),利用脈沖響應(yīng)函數(shù)可以動態(tài)地描述三者之間相互的影響關(guān)系,并且能夠直觀形象地刻畫三個變量之間相互影響的時滯關(guān)系。本研究利用R軟件包中的oirf()函數(shù)進行脈沖響應(yīng)分析,脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖1所示:

圖1 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果圖

(四)實證分析結(jié)果

基于研究目的,本研究先對3個變量的樣本原始數(shù)據(jù)進行處理轉(zhuǎn)化為面板數(shù)據(jù)經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后,再構(gòu)建PVAR模型并對模型估計結(jié)果進行過度識別和平穩(wěn)性檢驗,然后進行脈沖響應(yīng)分析,對3個變量之間的相互影響作用進行分析。實證分析結(jié)果如下:

從經(jīng)濟增長的影響作用來看,當期的經(jīng)濟增長水平明顯會對下一期的經(jīng)濟增長水平具有促進作用,并呈現(xiàn)正向影響作用逐漸減弱的趨勢,在第一期和第二期產(chǎn)生較為急劇的影響作用下降之后,從第三期開始趨向較為平穩(wěn)的影響作用緩慢下降趨勢,直到未來的第八期,當期經(jīng)濟發(fā)展水平的影響作用仍然存在,并達到了最小值0.01,開始呈現(xiàn)水平狀態(tài)?？梢?一個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平至少能夠?qū)ξ磥戆说绞甑慕?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響作用,這與經(jīng)濟發(fā)展周期理論是相吻合的。按照創(chuàng)新理論創(chuàng)始人熊彼特的觀點,經(jīng)濟周期可以劃分為長周期、中周期和短周期,每一個長周期為48～60年,包括了三個中周期,每個中周期約為9～10年(尤格拉周期),短周期約為40個月(基欽周期)。從本次實證研究的結(jié)果來看,當期經(jīng)濟發(fā)展水平的影響作用一直持續(xù)到至少第八期并達到了最小值0.01,較為明顯的影響作用持續(xù)到未來二期,與熊彼特的經(jīng)濟周期中的中周期基本吻合。按照英國經(jīng)濟學(xué)家阿瑟·劉易斯的觀點,標準的經(jīng)濟周期是持續(xù)大約九年的尤格拉周期,并得到了很多經(jīng)濟學(xué)家的認同,與實際的經(jīng)濟發(fā)展周期也較為切合。因此,本實證研究結(jié)果中對經(jīng)濟周期理論進行了較好的解釋和驗證;當期經(jīng)濟發(fā)展水平對于財政科技支出的影響作用,在最初一期產(chǎn)生負向作用并達到最小值-0.02之后從未來二期開始呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢,并在第四期達到了最大值0.01之后,影響作用開始減弱而趨近于0值。本研究認為這與選取樣本數(shù)據(jù)的年份具有密切的關(guān)系。因為,2011年精準扶貧政策的醞釀和2012年該政策的實施,我國中央政府和各級地方政府在黨中央宏觀政策的指引下預(yù)期對精準扶貧的財政支持力度加大,在財政投入總量控制的前提下就會對科技支出方面有所減少,直到2017年,隨著我國扶貧攻堅在各個地區(qū)取得了巨大成就,鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施,精準扶貧政策的不斷完善和財政支出的穩(wěn)定,并在扶貧產(chǎn)業(yè)上進行較大力度的科技投入,總體上加大了財政科技支出,再到2020年貧困人口全部脫貧而扶貧投入減少,繼續(xù)加大財政科技的支出,與本實證研究的結(jié)果完全吻合。從變量選取的視角來看,雖然加大了財政科技支出,但為了能夠更加真實全面地反映財政科技支出的綜合影響作用,本研究采用科技投入強度來表示財政科技支出的力度,經(jīng)濟增長水平對于科技投入強度的影響存在一定的時滯性?？傮w上來看,經(jīng)濟發(fā)展水平對于財政科技支出具有明顯的正向促進作用,并從橫向比較的視角下,也就是各省經(jīng)濟發(fā)展水平與科技投入強度之間的相關(guān)性上得到了合理的解釋。在未來的研究中,如果能夠?qū)⒁恍┠攴葜杏绊懣萍贾С龅闹卮笳叱雠_考慮在內(nèi)進行實證研究,可能對問題能夠進行更加客觀全面的闡釋;當期經(jīng)濟發(fā)展水平對于區(qū)域創(chuàng)新的影響作用得到了較好的驗證,對未來一期的影響作用相當明顯,并在未來二期的影響效應(yīng)達到最高水平時,影響效應(yīng)開始減弱,并逐年下降。可見,經(jīng)濟增長水平較高時,不僅對人才、資金和技術(shù)等產(chǎn)生明顯的吸引作用,并能夠產(chǎn)生顯著的區(qū)域創(chuàng)新績效。并且,從橫向比較上來看,經(jīng)濟發(fā)達省份的經(jīng)濟發(fā)展水平較高,作為區(qū)域創(chuàng)新能力重要體現(xiàn)的專利有效數(shù)量明顯的多于經(jīng)濟欠發(fā)達省份。

從財政科技支出的影響作用來看,當期科技投入強度能夠?qū)ξ磥硪黄诘耐度霃姸犬a(chǎn)生明顯的促進作用,并在發(fā)展趨勢上呈現(xiàn)減弱的態(tài)勢,經(jīng)過未來一期和未來二期的促進作用急劇下降之后在未來三期產(chǎn)生的影響作用趨近于0,可見,財政科技支出的影響作用能夠持續(xù)5～10年,這與當前科技創(chuàng)新的周期基本吻合;當期科技投入強度對于區(qū)域創(chuàng)新的影響作用中,科技投入強度受到一單位的正向沖擊時,區(qū)域創(chuàng)新績效脈沖響應(yīng)曲線位于置信區(qū)間0位之下,表明最初的科技投入強度對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響作用,直到未來二期曲線跨越置信區(qū)間0位,產(chǎn)生正向的促進作用,并穩(wěn)定上升到未來四期開始呈現(xiàn)影響作用減弱的發(fā)展趨勢,并在未來八期達到最小值趨近于水平線。可見,財政科技投入短期之內(nèi)不會對區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生立竿見影的效果,只有持續(xù)投入,才會在未來5～10年的時間之內(nèi)產(chǎn)生明顯作用,并隨著穩(wěn)定的財政科技支出一直產(chǎn)生促進作用;當期科技投入強度對經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用,在未來一期之內(nèi)的影響作用逐漸增強并在未來二期達到最大值,之后影響作用開始平緩減弱,在未來五期之后趨近于0?？梢?財政科技投入能夠帶動經(jīng)濟增長,這與我國部分學(xué)者認為研發(fā)投入不會直接帶動經(jīng)濟增長的觀點相左,有待于在以后進行更加深入的研究進行驗證。

從區(qū)域創(chuàng)新的影響作用來看,當期的區(qū)域創(chuàng)新績效對未來一期的區(qū)域創(chuàng)新績效具有正向的促進作用而影響力度持續(xù)減弱,在未來二期急劇下降之后下降水平趨于平緩,并不斷趨于下降的態(tài)勢;當期區(qū)域創(chuàng)新績效對于經(jīng)濟增長作用在脈沖響應(yīng)分析曲線中得到了較好的體現(xiàn),當期區(qū)域創(chuàng)新績效在未來一期和未來二期的促進作用持續(xù)增強并達到最高水平,直到未來三期,促進作用開始減弱并呈現(xiàn)平緩的下降趨勢趨近于0;區(qū)域創(chuàng)新績效與財政科技支出密切相關(guān),區(qū)域創(chuàng)新績效對于財政科技支出的正向促進作用在未來一期達到最高水平之后平穩(wěn)過渡,在未來二期之后促進作用開始減弱并平緩下降,直到未來四期之后趨近于0。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本研究以科技投入強度為財政科技支出的表征變量、有效專利數(shù)量為區(qū)域創(chuàng)新水平的表征變量、國民生產(chǎn)總值(GDP)為經(jīng)濟增長水平的表征變量,以全國31個省市自治區(qū)2010—2021年的面板數(shù)據(jù)為樣本構(gòu)建PVAR模型。利用采用R的panelvar軟件包進行樣本數(shù)據(jù)處理、平穩(wěn)性檢驗、模型結(jié)果估計和檢驗以及脈沖響應(yīng)分析,得到財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟增長三者之間相互的動態(tài)影響關(guān)系,主要研究結(jié)論如下:

財政科技支出與區(qū)域創(chuàng)新績效之間相互的動態(tài)關(guān)系為中短期影響,不論是前者對于后者的影響作用還是后者對于前者的影響作用,都是在未來一期中的影響作用較為明顯,并呈現(xiàn)影響作用逐步減弱的趨勢。不同之處是:當期財政科技支出對于區(qū)域創(chuàng)新的影響從未來一期的負向制約到未來二期轉(zhuǎn)化為正向促進,并持續(xù)時間較長,直到未來四期才呈現(xiàn)影響作用減弱的趨勢;而當期區(qū)域創(chuàng)新水平對于財政科技支出在未來一期就有明顯的促進作用,但影響作用的持續(xù)時間相對較短,在未來四期趨近于0。

財政科技支出與經(jīng)濟增長水平之間的相互動態(tài)關(guān)系為中短期影響,當期科技投入強度能夠?qū)ξ磥硪黄诘耐度霃姸犬a(chǎn)生明顯的促進作用,這種影響作用能夠持續(xù)5～10年,當期經(jīng)濟發(fā)展水平對于財政科技支出的影響作用,在最初一期產(chǎn)生負向作用并達到最小值-0.02之后從未來二期開始呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢,影響作用能夠持續(xù)10年左右,但是,因為2012年精準扶貧政策和2017年鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的宏觀性調(diào)控未列入影響因素,實證結(jié)果有待于進一步驗證。

區(qū)域創(chuàng)新績效與經(jīng)濟增長水平之間相互的動態(tài)關(guān)系為短期影響,兩者之間在短期之內(nèi)相互具有明顯的促進作用,在短期之內(nèi),區(qū)域創(chuàng)新對于當?shù)亟?jīng)濟增長的促進作用明顯,反過來,經(jīng)濟增長水平對于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升同樣在短期之內(nèi)具有明顯的促進作用。

(二)建議

根據(jù)對財政科技支出、區(qū)域創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究,提出以下政策建議:

1.加大財政科技支出,促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。財政科技支出對于促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義。政府應(yīng)該加強對于科技創(chuàng)新的投入,鼓勵并支持區(qū)域內(nèi)的科技創(chuàng)新發(fā)展。具體而言,政府可以通過設(shè)立創(chuàng)新引導(dǎo)基金、科技支持項目等方式提供財政資金支持。政府應(yīng)該加強對于科技創(chuàng)新項目的評估和監(jiān)管,確保資金使用的高效和安全。此外,政府還應(yīng)該加強人才培養(yǎng)和引進,通過各種方式鼓勵和支持優(yōu)秀的科技人才加入?yún)^(qū)域內(nèi)的科技創(chuàng)新團隊,提高區(qū)域內(nèi)的科技創(chuàng)新能力。

2.制定差異化的財政科技支出政策。在財政科技支出方面,政府應(yīng)該根據(jù)不同地區(qū)的發(fā)展水平和需求,制定差異化的政策。對于較為發(fā)達的地區(qū),政府可以加大對高科技領(lǐng)域的支持力度,加速產(chǎn)業(yè)升級和轉(zhuǎn)型。而對于欠發(fā)達地區(qū),政府應(yīng)該注重基礎(chǔ)設(shè)施和科技創(chuàng)新能力的提升,提高當?shù)氐膭?chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)競爭力。政府可以采取不同的財政支出方式,如補貼、減稅等方式,來滿足不同地區(qū)的財政科技支出需求。同時,政府還可以鼓勵社會資本進入創(chuàng)新領(lǐng)域,吸引更多的投資。

3.優(yōu)化財政科技支出管理制度。政府應(yīng)該建立科技支出的監(jiān)督和管理制度,確?？萍贾С龅暮侠硇浴⒏咝院桶踩浴＞唧w而言,政府可以建立科技支出的審批制度,確?？萍贾С鲰椖糠蠂业目萍及l(fā)展戰(zhàn)略和財政政策。同時,政府還可以加強科技支出的評估和監(jiān)督,確?？萍贾С龅母咝Ш桶踩４送?政府還可以建立科技支出的激勵機制,鼓勵企業(yè)和科研機構(gòu)的創(chuàng)新活力,提高創(chuàng)新效率。

4.不斷完善專利成果轉(zhuǎn)化機制,提升區(qū)域創(chuàng)新能力。通過完善專利申請、審核、授權(quán)及保護機制以促進專利對我國經(jīng)濟增長速度和質(zhì)量的雙重支撐機制的形成。同時,政府應(yīng)當通過優(yōu)化環(huán)境和政策扶持等手段積極鼓勵高質(zhì)量專利的產(chǎn)業(yè)化、商業(yè)化進程,疏通創(chuàng)新成果的市場化、商品化渠道,建立多樣化、專業(yè)化的科技中介機構(gòu),搭建創(chuàng)新成果的經(jīng)濟價值輸出平臺,推動區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級發(fā)展進而為區(qū)域創(chuàng)新能力提升奠定必要的基礎(chǔ)。

5.加強區(qū)域協(xié)同發(fā)展。政府應(yīng)該加強區(qū)域協(xié)同發(fā)展,推動各地區(qū)之間的合作和交流。在加強地區(qū)之間的合作和交流的實施過程中,既要基于各個地區(qū)的自身行業(yè)特點的優(yōu)勢,充分發(fā)揮行業(yè)優(yōu)勢帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的龍頭效應(yīng),也要實現(xiàn)相鄰區(qū)域之間教育科技資源共享,實現(xiàn)它們之間在各個方面的優(yōu)勢和資源互補,進行經(jīng)濟高質(zhì)量的協(xié)同發(fā)展。