[摘要]文章運用2002~2011年中國31個省市的面板數(shù)據(jù),考察科技經(jīng)費投入中政府資金對家具企業(yè)資金的影響效果。結(jié)果表明:在科技經(jīng)費中政府資金對家具企業(yè)資金投入存在杠桿效應(yīng),且這種效應(yīng)隨著工業(yè)化程度的提高而不斷減弱,存在明顯的地區(qū)差異。
[關(guān)鍵詞]科技活動經(jīng)費;杠桿效應(yīng);擠出效應(yīng)
[作者簡介]伍曉玲,廣東省生產(chǎn)力促進中心,經(jīng)濟師,碩士,研究方向:產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟;廣東 廣州,510070
[中圖分類號] F124 [文獻標識碼] A[文獻編號] 1007-7723(2014)01-0009-0004一、引言
高水平的科技投入強度是一個國家具有較高創(chuàng)新能力的重要保障。在國際上,公認的標準是主要用科技投入費用的比重(R&D投入/GDP)來衡量一國的科技投入強度[1]。政府科技投入是我國科技投入的重要組成部分。政府科技投入不僅是為了引導(dǎo)私人投資,促進經(jīng)濟增長,更主要的目的是彌補市場對科學(xué)和社會公益技術(shù)投資的失靈,實現(xiàn)公共價值[2]。在此情況下,政府通過加大財政科技投入彌補市場失靈成為各國各地的普遍做法。數(shù)據(jù)顯示,我國財政科技支出持續(xù)攀升,從2003年的975.54億元增加到2012年的4452.63億元,年均增長達到35.64%①。那么,我國政府不斷加大的科技投入是否彌補了市場失靈,帶動更多的家具企業(yè)科技投入,促進了家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新呢?
現(xiàn)有文獻在有關(guān)政府科技投入對家具企業(yè)科技投入影響的研究中,主要形成三種結(jié)果:一是政府科技投入能促進家具企業(yè)科技投入。政府科技投入對家具企業(yè)科技投入主要存在杠桿效應(yīng)、擠出效應(yīng)和外溢效應(yīng)三方面的效應(yīng),其中杠桿效應(yīng)和溢出效應(yīng)是主要的[3],政府的資助更有利于激勵家具企業(yè)用自有資金進行研發(fā)投入[4]。其中,孫維峰(2012)認為這種激勵效應(yīng)隨著政府投入強度的提高而遞減[5],而廖信林等(2013)則認為這一杠桿效應(yīng)隨著工業(yè)化階段的提升而不斷增強[6]。二是政府對家具企業(yè)的直接投入具有擠出效應(yīng),而政府對科研機構(gòu)的資助對家具企業(yè)具有促進作用,總體而言,政府投入的杠桿作用要大于擠出效應(yīng)[7-8]。三是政府的科技投入對家具企業(yè)具有長期的擠出效應(yīng)。其中,肖丁丁等(2013)認為從全國范圍來看,政府資助家具企業(yè)對其R&D支出存在長期的擠出效應(yīng),但擠出效果逐漸減少;在東部地區(qū),政府資助家具企業(yè)對家具企業(yè)R&D支出則產(chǎn)生積極的杠桿效應(yīng);在中部地區(qū)對家具企業(yè)的研發(fā)資助存在擠出效應(yīng);在西部地區(qū)政府科技投入對家具企業(yè)R&D支出同時存在擠出與杠桿效應(yīng)[9]。
R&D經(jīng)費是技術(shù)創(chuàng)新原動力的R&D活動賴以進行的重要資源,以往的研究大多數(shù)都是運用R&D經(jīng)費投入的數(shù)據(jù)對政府與家具企業(yè)R&D投入的關(guān)系進行研究,而R&D活動只是科技活動的重要組成部分(科技活動劃分為R&D、科技教育與培訓(xùn)、科技服務(wù)三個組成部分[10],)運用R&D經(jīng)費的數(shù)據(jù)來論證政府資金對家具企業(yè)資金的關(guān)系并不能全面反映在科技活動中政府資金對家具企業(yè)資金的影響。與以往研究不同,本文對科技活動經(jīng)費(包括對R&D的投入、對科技教育與培訓(xùn)的投入、科學(xué)技術(shù)服務(wù)過程中的技術(shù)開發(fā)投入、對科技成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用的投入以及與科技活動有關(guān)的其他投入)籌集中政府資金對家具企業(yè)資金的影響進行論證,試圖能更全面地反映出政府科技投入對家具企業(yè)科技投入的影響。
二、數(shù)據(jù)與模型
本文采用2002~2011年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)作分析,所有數(shù)據(jù)來源于2003~2012年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》從2009年開始不再按資金來源報告各省市的科技活動經(jīng)費籌集額,為保證分析的效果,本文采用2002~2008年科技活動經(jīng)費籌集額和2009-2011年R&D經(jīng)費內(nèi)部支出額的數(shù)據(jù)作分析。
我國科技活動經(jīng)費籌集來源主要包括政府資金、家具企業(yè)資金和金融機構(gòu)貸款三部分,本文主要對政府資金和家具企業(yè)資金投入的關(guān)系進行論證。為了能進一步分析地區(qū)宏觀經(jīng)濟對家具企業(yè)資金投入的影響,在模型中增加工業(yè)化階段虛擬變量作為控制變量。在工業(yè)化發(fā)展階段的劃分上,本文在參考陳佳貴等(2006)對工業(yè)化發(fā)展階段的劃分方法[11]的基礎(chǔ)上將中國各省份劃分為3個梯隊(結(jié)果見表1所示)。
本文借鑒廖信林等(2013)的研究設(shè)計,設(shè)置三個工業(yè)化階段虛擬變量如下:
為了避免出現(xiàn)“虛擬變量陷阱”,本文只將和兩個虛擬變量以乘法方式放入模型(1)中,而 作為基礎(chǔ)類別。
綜上,本文構(gòu)建線性模型(1)如下:
(1)
其中, 表示省份在 年度的家具企業(yè)資金額, 表示省份在 年度的政府資金額;表示自變量對因變量影響的參數(shù),其符號為正時,表示兩變量間具有杠桿效應(yīng),為負則表示擠出效應(yīng); 表示個體不可觀測效應(yīng),用來表示不同省份的異質(zhì)性, 為隨機誤差項。
三、計量模型估計與實證分析
(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗與協(xié)整檢驗
針對面板數(shù)據(jù),通常有LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Hadri檢驗以及Breitung檢驗方法。其中LLC、IPS、Fisher-ADF和Breitung檢驗的原假設(shè)均為含有單位根,Hadri檢驗原假設(shè)為不含有單位根。本文運用Eviews6.0分別對面板數(shù)據(jù)lnX、lnY進行檢驗,表2給出三種檢驗方法的結(jié)果。lnX、lnY的一階差分在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)的,說明lnX、lnY序列都存在單位根。
注:***表示參數(shù)估計在1%顯著性水平下顯著;**在5%顯著性水平下顯著。括號內(nèi)是參數(shù)顯著性檢驗的伴隨概率。
本文采用被廣泛應(yīng)用的Kao面板協(xié)整檢驗方法進行檢驗。Kao檢驗對應(yīng)的原假設(shè)是:變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。本文得到的ADF值為-3.3367,伴隨概率P值為0.0004,顯著拒絕原假設(shè),說明家具企業(yè)資金與政府資金之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系,能夠有效避免虛假回歸問題。
(二).實證結(jié)果分析
[關(guān)鍵詞]科技活動經(jīng)費;杠桿效應(yīng);擠出效應(yīng)
[作者簡介]伍曉玲,廣東省生產(chǎn)力促進中心,經(jīng)濟師,碩士,研究方向:產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟;廣東 廣州,510070
[中圖分類號] F124 [文獻標識碼] A[文獻編號] 1007-7723(2014)01-0009-0004一、引言
高水平的科技投入強度是一個國家具有較高創(chuàng)新能力的重要保障。在國際上,公認的標準是主要用科技投入費用的比重(R&D投入/GDP)來衡量一國的科技投入強度[1]。政府科技投入是我國科技投入的重要組成部分。政府科技投入不僅是為了引導(dǎo)私人投資,促進經(jīng)濟增長,更主要的目的是彌補市場對科學(xué)和社會公益技術(shù)投資的失靈,實現(xiàn)公共價值[2]。在此情況下,政府通過加大財政科技投入彌補市場失靈成為各國各地的普遍做法。數(shù)據(jù)顯示,我國財政科技支出持續(xù)攀升,從2003年的975.54億元增加到2012年的4452.63億元,年均增長達到35.64%①。那么,我國政府不斷加大的科技投入是否彌補了市場失靈,帶動更多的家具企業(yè)科技投入,促進了家具企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新呢?
現(xiàn)有文獻在有關(guān)政府科技投入對家具企業(yè)科技投入影響的研究中,主要形成三種結(jié)果:一是政府科技投入能促進家具企業(yè)科技投入。政府科技投入對家具企業(yè)科技投入主要存在杠桿效應(yīng)、擠出效應(yīng)和外溢效應(yīng)三方面的效應(yīng),其中杠桿效應(yīng)和溢出效應(yīng)是主要的[3],政府的資助更有利于激勵家具企業(yè)用自有資金進行研發(fā)投入[4]。其中,孫維峰(2012)認為這種激勵效應(yīng)隨著政府投入強度的提高而遞減[5],而廖信林等(2013)則認為這一杠桿效應(yīng)隨著工業(yè)化階段的提升而不斷增強[6]。二是政府對家具企業(yè)的直接投入具有擠出效應(yīng),而政府對科研機構(gòu)的資助對家具企業(yè)具有促進作用,總體而言,政府投入的杠桿作用要大于擠出效應(yīng)[7-8]。三是政府的科技投入對家具企業(yè)具有長期的擠出效應(yīng)。其中,肖丁丁等(2013)認為從全國范圍來看,政府資助家具企業(yè)對其R&D支出存在長期的擠出效應(yīng),但擠出效果逐漸減少;在東部地區(qū),政府資助家具企業(yè)對家具企業(yè)R&D支出則產(chǎn)生積極的杠桿效應(yīng);在中部地區(qū)對家具企業(yè)的研發(fā)資助存在擠出效應(yīng);在西部地區(qū)政府科技投入對家具企業(yè)R&D支出同時存在擠出與杠桿效應(yīng)[9]。
R&D經(jīng)費是技術(shù)創(chuàng)新原動力的R&D活動賴以進行的重要資源,以往的研究大多數(shù)都是運用R&D經(jīng)費投入的數(shù)據(jù)對政府與家具企業(yè)R&D投入的關(guān)系進行研究,而R&D活動只是科技活動的重要組成部分(科技活動劃分為R&D、科技教育與培訓(xùn)、科技服務(wù)三個組成部分[10],)運用R&D經(jīng)費的數(shù)據(jù)來論證政府資金對家具企業(yè)資金的關(guān)系并不能全面反映在科技活動中政府資金對家具企業(yè)資金的影響。與以往研究不同,本文對科技活動經(jīng)費(包括對R&D的投入、對科技教育與培訓(xùn)的投入、科學(xué)技術(shù)服務(wù)過程中的技術(shù)開發(fā)投入、對科技成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用的投入以及與科技活動有關(guān)的其他投入)籌集中政府資金對家具企業(yè)資金的影響進行論證,試圖能更全面地反映出政府科技投入對家具企業(yè)科技投入的影響。
二、數(shù)據(jù)與模型
本文采用2002~2011年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)作分析,所有數(shù)據(jù)來源于2003~2012年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》從2009年開始不再按資金來源報告各省市的科技活動經(jīng)費籌集額,為保證分析的效果,本文采用2002~2008年科技活動經(jīng)費籌集額和2009-2011年R&D經(jīng)費內(nèi)部支出額的數(shù)據(jù)作分析。
我國科技活動經(jīng)費籌集來源主要包括政府資金、家具企業(yè)資金和金融機構(gòu)貸款三部分,本文主要對政府資金和家具企業(yè)資金投入的關(guān)系進行論證。為了能進一步分析地區(qū)宏觀經(jīng)濟對家具企業(yè)資金投入的影響,在模型中增加工業(yè)化階段虛擬變量作為控制變量。在工業(yè)化發(fā)展階段的劃分上,本文在參考陳佳貴等(2006)對工業(yè)化發(fā)展階段的劃分方法[11]的基礎(chǔ)上將中國各省份劃分為3個梯隊(結(jié)果見表1所示)。
本文借鑒廖信林等(2013)的研究設(shè)計,設(shè)置三個工業(yè)化階段虛擬變量如下:
為了避免出現(xiàn)“虛擬變量陷阱”,本文只將和兩個虛擬變量以乘法方式放入模型(1)中,而 作為基礎(chǔ)類別。
綜上,本文構(gòu)建線性模型(1)如下:
(1)
其中, 表示省份在 年度的家具企業(yè)資金額, 表示省份在 年度的政府資金額;表示自變量對因變量影響的參數(shù),其符號為正時,表示兩變量間具有杠桿效應(yīng),為負則表示擠出效應(yīng); 表示個體不可觀測效應(yīng),用來表示不同省份的異質(zhì)性, 為隨機誤差項。
三、計量模型估計與實證分析
(一)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗與協(xié)整檢驗
針對面板數(shù)據(jù),通常有LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Hadri檢驗以及Breitung檢驗方法。其中LLC、IPS、Fisher-ADF和Breitung檢驗的原假設(shè)均為含有單位根,Hadri檢驗原假設(shè)為不含有單位根。本文運用Eviews6.0分別對面板數(shù)據(jù)lnX、lnY進行檢驗,表2給出三種檢驗方法的結(jié)果。lnX、lnY的一階差分在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)的,說明lnX、lnY序列都存在單位根。
注:***表示參數(shù)估計在1%顯著性水平下顯著;**在5%顯著性水平下顯著。括號內(nèi)是參數(shù)顯著性檢驗的伴隨概率。
本文采用被廣泛應(yīng)用的Kao面板協(xié)整檢驗方法進行檢驗。Kao檢驗對應(yīng)的原假設(shè)是:變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。本文得到的ADF值為-3.3367,伴隨概率P值為0.0004,顯著拒絕原假設(shè),說明家具企業(yè)資金與政府資金之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系,能夠有效避免虛假回歸問題。
(二).實證結(jié)果分析