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1文獻(xiàn)綜述

諸多學(xué)者通過(guò)各種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法對(duì)政府R＆D投入的效應(yīng)進(jìn)行了研究。國(guó)外的研究主要有，Lichtenberg等對(duì)政府R＆D投入的互補(bǔ)效應(yīng)進(jìn)行了研究。Leydena等［3］通過(guò)建模研究了政府R＆D投入與企業(yè)R＆D投入的效應(yīng)。Mamuneas［4］研究了政府R＆D投入活動(dòng)對(duì)企業(yè)R＆D投入的擠出效應(yīng)。Guellec等［5］等研究政府R＆D投入對(duì)企業(yè)R＆D投入的雙重效應(yīng)。LeeChangyang［6］評(píng)估政府R＆D對(duì)激勵(lì)企業(yè)R＆D投入的聚合效應(yīng)。研究表明，政府R＆D投入的聚合效應(yīng)難以評(píng)估，這取決于行業(yè)或企業(yè)的具體特點(diǎn)。政府R＆D投入對(duì)于技術(shù)能力較低的企業(yè)產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)，相反對(duì)于高技術(shù)能力的企業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。Bloch等［7］利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究政府R＆D投入的效應(yīng)，研究表明政府R＆D投入具有顯著的擠入效應(yīng)，政府R＆D投入每增加1％將激勵(lì)企業(yè)012％R＆D投入。國(guó)內(nèi)的學(xué)者對(duì)政府R＆D投入效應(yīng)的研究起步較晚。童光榮等［8］分析了我國(guó)政府R＆D支出對(duì)企業(yè)R＆D支出的誘導(dǎo)效應(yīng)及其時(shí)滯問(wèn)題，結(jié)果表明我國(guó)政府部門(mén)R＆D支出對(duì)企業(yè)部門(mén)R＆D支出具有誘導(dǎo)效應(yīng)，企業(yè)部門(mén)R＆D支出不僅取決于當(dāng)期政府部門(mén)R＆D支出，還明顯與前期政府部門(mén)R＆D支出相關(guān)。師萍等［9－10］對(duì)我國(guó)1990—2000年政府科技投入對(duì)企業(yè)R＆D支出的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，政府科技投入對(duì)企業(yè)R＆D支出有明顯的促進(jìn)作用，但政府對(duì)高校研發(fā)的資助將會(huì)對(duì)企業(yè)R＆D支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)。擠出效應(yīng)最終反映在企業(yè)減少其向科研機(jī)構(gòu)委托研發(fā)的經(jīng)費(fèi)支出上。陳鈺芬等［11］就浙江政府R＆D資助對(duì)企業(yè)R＆D投入的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，政府科技投入對(duì)企業(yè)R＆D支出具有明顯的促進(jìn)作用，輕工業(yè)企業(yè)的政府最佳資助率要高于重工業(yè)企業(yè)，對(duì)輕工業(yè)的R＆D資助產(chǎn)生的杠桿效應(yīng)大于重工業(yè)企業(yè)。孫慧等［12］研究表明新疆R＆D投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，R＆D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為0654536。

2模型的建立與實(shí)證分析

21數(shù)據(jù)的處理與模型的選擇本文以1996—2011年間在《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新疆調(diào)查年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的科技數(shù)據(jù)及新疆科技信息網(wǎng)、新疆統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的科技數(shù)據(jù)為依據(jù)。參考變量選取及處理方法，選取R＆D經(jīng)費(fèi)來(lái)源中的企業(yè)資金（indm）來(lái)衡量企業(yè)R＆D投入水平［13－16］，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，用高校與科研機(jī)構(gòu)的R＆D經(jīng)費(fèi)支出（govm）來(lái)衡量政府公共R＆D經(jīng)費(fèi)水平，考慮到企業(yè)R＆D投入水平與與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況有關(guān)，因此，選取企業(yè)銷售產(chǎn)值（sals）作為影響企業(yè)R＆D投入的重要因素。為保證數(shù)據(jù)的可比性，使用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和R＆D價(jià)格指數(shù)（固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的加權(quán)和，權(quán)重參考朱平芳等［17］提出的045和055）對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行平減。為消除時(shí)間序列中存在的異方差性，對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后的數(shù)據(jù)分別計(jì)為lnindm、lngovm、lnsals。對(duì)于平穩(wěn)具有相關(guān)關(guān)系時(shí)間序列，向量自回歸模型（VAR）是一種對(duì)其進(jìn)行預(yù)測(cè)，并分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)沖擊最方便的方法。對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列，如果他們之間的線性組合是平穩(wěn)的，則說(shuō)明這些非平穩(wěn)時(shí)間序列間存在協(xié)整關(guān)系，可有VAR模型協(xié)整出誤差修正模型VEC，誤差修正模型能考察模型中各變量的長(zhǎng)短期互動(dòng)影響關(guān)系。本文用向量誤差修正模型對(duì)政府科技投入與企業(yè)投入間的關(guān)系進(jìn)行研究。

22向量誤差修正模型圖1—3繪制了企業(yè)R＆D投入、政府公共R＆D投入和企業(yè)銷售產(chǎn)值取對(duì)數(shù)之后的趨勢(shì)，可以看出數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，可能存在單位根。接下來(lái)，討論單位根的檢驗(yàn)與滯后期的設(shè)定。表1給出三變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果。在對(duì)原始序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)三個(gè)序列均是不平穩(wěn)的，經(jīng)過(guò)一階差分后均平穩(wěn)。表2給出無(wú)約束VAR模型最佳期檢驗(yàn)的結(jié)果。赤池信息準(zhǔn)則和貝葉斯準(zhǔn)則檢驗(yàn)的結(jié)果一致，同時(shí)滯后期似然比檢驗(yàn)的結(jié)果也支持滯后3期，由于受數(shù)據(jù)量的限制，無(wú)法檢驗(yàn)到較長(zhǎng)的滯后期。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，這些變量的滯后期取為3也是可以接受的。因此，最佳的滯后期可選取3。由于VAR模型的最佳滯后期為3，因此，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為2。表3給出Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。由表3看出，跡檢驗(yàn)與最大統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都拒絕無(wú)協(xié)整向量的假設(shè)。因此，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。用誤差修正模型，估計(jì)企業(yè)R＆D資金投入增長(zhǎng)與政府R＆D投入增長(zhǎng)、企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)之間的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的關(guān)系。由于在向量修正誤差模型中出現(xiàn)了原序列差分后的滯后項(xiàng)，因此，必須進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。表4給出因果檢驗(yàn)的結(jié)果。由表4看出，在誤差修正模型中加入DY，Dx1，Dx2的滯后項(xiàng)是合理的。公式1表明：1）企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)與政府R＆D投入、企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，而且政府R＆D投入對(duì)企業(yè)R＆D投入有一定的擠出效應(yīng)。2）短期內(nèi)企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)的變化受到自身、政府R＆D投入及企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)變化的影響。3）誤差修正項(xiàng)ecm的系數(shù)顯著，約為－053，這說(shuō)明新疆企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)的變化向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度為53％，調(diào)整速度是比較快的。也就是說(shuō)，若出現(xiàn)偏離長(zhǎng)期均衡方程的情況，企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)重新回歸到長(zhǎng)期均衡方程的速度將會(huì)較快。因此，企業(yè)R＆D投入的增長(zhǎng)與政府R＆D投入、企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力較強(qiáng)。

23脈沖響應(yīng)與方差分解在向量誤差修正模型中，沒(méi)有施加任何有關(guān)變量之間結(jié)構(gòu)和外生性的假定。因此，為了發(fā)現(xiàn)模型中的動(dòng)態(tài)關(guān)系，只能分析模型對(duì)外生沖擊的反映。圖4給出方程受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的外生沖擊后的反應(yīng)。這一沖擊通過(guò)向量自回歸方程系統(tǒng)反饋，進(jìn)而產(chǎn)生對(duì)沖擊的反應(yīng)。對(duì)角線上的圖顯示變量對(duì)其自身的沖擊，反對(duì)角線反映變量彼此間的沖擊。對(duì)政府R＆D資金的投入的沖擊會(huì)導(dǎo)致企業(yè)R＆D資金投入的減少，初期并不明顯，但在滯后4期后，這種影響作用顯著，這也說(shuō)明政府公共R＆D投入在一定程度上對(duì)企業(yè)R＆D投入具有擠出效應(yīng)。由于科研機(jī)構(gòu)進(jìn)行試驗(yàn)發(fā)展技術(shù)外溢性比較強(qiáng)，企業(yè)會(huì)通過(guò)這種“技術(shù)外溢”中獲得收益，從而減少其相應(yīng)的研發(fā)支出，造成政府R＆D經(jīng)費(fèi)投入的擠出效應(yīng)。對(duì)企業(yè)銷售收入的沖擊會(huì)導(dǎo)致企業(yè)R＆D資金投入的增加，而且在滯后2期后效果顯著。方差分解法是研究多元時(shí)間序列相互關(guān)聯(lián)動(dòng)態(tài)關(guān)系的有效方法。通過(guò)方差分解可以了解預(yù)測(cè)的內(nèi)生變量的預(yù)測(cè)方差有多少來(lái)自自身變量的過(guò)去值，又有多少來(lái)自方程中其它變量的過(guò)去值。由圖5可以看出，在外生沖擊發(fā)生的初期，企業(yè)R＆D資金投入的預(yù)測(cè)誤差幾乎都?xì)w于自身，隨著滯后期的增加，來(lái)自其他兩個(gè)變量的貢獻(xiàn)逐漸增加，尤其是受企業(yè)銷售收入的影響變大。對(duì)于企業(yè)銷售收入來(lái)說(shuō)，企業(yè)R＆D資金投入解釋了大部分的預(yù)測(cè)方差。政府公共R＆D投入的預(yù)測(cè)誤差，主要由其自身的變化所決定。因此，可以看出，對(duì)企業(yè)銷售收入的沖擊導(dǎo)致了企業(yè)R＆D資金的投入，因?yàn)槠髽I(yè)銷售收入解釋過(guò)去10期企業(yè)R＆D資金投入中近18％的方差；其次，對(duì)企業(yè)R＆D資金投入的沖擊將導(dǎo)致企業(yè)銷售收入的變化，因?yàn)椋髽I(yè)R＆D資金投入解釋過(guò)去10期企業(yè)R＆D資金投入絕大部分的方差。

3結(jié)論與建議

研究表明：1）企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)與政府R＆D投入、企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。政府R＆D投入的增長(zhǎng)對(duì)企業(yè)R＆D投入的增長(zhǎng)具有一定的擠出效應(yīng)，對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的增長(zhǎng)具有積極的促進(jìn)作用。由于企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)的分配結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重的不平衡，大量的研究經(jīng)費(fèi)被用于試驗(yàn)發(fā)展，應(yīng)用研究與基礎(chǔ)研究經(jīng)費(fèi)不足，尤其是基礎(chǔ)研究嚴(yán)重不足，導(dǎo)致企業(yè)科研活動(dòng)缺乏后勁，使得政府R＆D資金投入的擠出效應(yīng)明顯；2）短期內(nèi)企業(yè)R＆D投入增長(zhǎng)的變化受到自身、政府R＆D投入及企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)變化的影響。企業(yè)R＆D投入的增長(zhǎng)與政府R＆D投入、企業(yè)銷售收入增長(zhǎng)之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)前非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力較強(qiáng)。3）企業(yè)銷售收入對(duì)企業(yè)R＆D投入有顯著的促進(jìn)作用，而且企業(yè)R＆D資金投入主要取決企業(yè)自身的狀況，政府R＆D資金投入的基礎(chǔ)作用有限。針對(duì)上述的現(xiàn)象，提出相應(yīng)的政策建議：1）加大企業(yè)政府R＆D投入的力度。依靠科技創(chuàng)新是企業(yè)不斷發(fā)展的動(dòng)力，科技創(chuàng)新活動(dòng)離不開(kāi)R＆D投入。新疆資源豐富，但地處偏遠(yuǎn)的西部邊陲，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在很大程度上取決于工業(yè)企業(yè)的發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須依靠科技增強(qiáng)工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而提升經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力。政府R＆D投入對(duì)企業(yè)科技投入具有擠出作用，但擠出作用有限。因此，加大政府對(duì)企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)投入，為企業(yè)進(jìn)行科技活動(dòng)提供資金支持。2）政府不斷地完善激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新政策，引導(dǎo)、鼓勵(lì)、支持企業(yè)加大R＆D經(jīng)費(fèi)投入。科技創(chuàng)新是企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的動(dòng)力與源泉，研究表明企業(yè)銷售收入的增加對(duì)企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)投入有正向的促進(jìn)作用，企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況直接影響企業(yè)科技活動(dòng)。政府積極改善對(duì)企業(yè)的服務(wù)，為企業(yè)創(chuàng)造良好的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，增加企業(yè)銷售收入，鼓勵(lì)企業(yè)增加R＆D經(jīng)費(fèi)支出。3）建立科研院所、企業(yè)和政府科學(xué)的合作機(jī)制。在加大科技經(jīng)費(fèi)投入的過(guò)程中，充分發(fā)揮政府科技投入的激勵(lì)與引導(dǎo)作用，使得企業(yè)積極從事科技創(chuàng)新活動(dòng)，同時(shí)注重政府科技投入在企業(yè)、研究機(jī)構(gòu)、高等院所，在基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展等的合理配置，提高政府科技投入效率。加快完善相關(guān)的政策，鼓勵(lì)和引導(dǎo)中小企業(yè)加大科技創(chuàng)新投入，加快產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合創(chuàng)新創(chuàng)新型體系的建設(shè)，增強(qiáng)中小企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力和活力。尤其加大對(duì)石油化工，輕紡，農(nóng)作物、瓜果育種技術(shù)，礦產(chǎn)開(kāi)采、新能源開(kāi)發(fā)與利用、生物醫(yī)療等領(lǐng)域的科技研發(fā)扶持，增加企業(yè)銷售收入。企業(yè)銷售收入的增加又能激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行R＆D經(jīng)費(fèi)投入。4）積極推進(jìn)現(xiàn)代企業(yè)建設(shè)。通過(guò)政策支持和創(chuàng)造良好的科技、經(jīng)濟(jì)環(huán)境，引導(dǎo)企業(yè)建立科學(xué)、完善的現(xiàn)代企業(yè)制度，從根本上解決企業(yè)的短視行為，自覺(jué)進(jìn)行基礎(chǔ)研究投入。首先，推進(jìn)創(chuàng)新型科技人才隊(duì)伍建設(shè)，通過(guò)海內(nèi)外引進(jìn)、聯(lián)合培養(yǎng)等途徑，培養(yǎng)地區(qū)科技創(chuàng)新領(lǐng)軍人才、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才和重點(diǎn)領(lǐng)域創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)；其次，通過(guò)技術(shù)合作、對(duì)口支援等手段加強(qiáng)交流，不僅獲取科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，而且要學(xué)習(xí)科學(xué)的管理理念，積極完善現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)，聚焦地方特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加強(qiáng)科技基礎(chǔ)研究發(fā)展。

作者：侯震梅 單位：新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與信息學(xué)院