[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