财政科技论文篇（1）

2.本章通过对辽宁地方财政科三费投入状况和运行效益的回顾与总结，对其发展态势和投入水平进行描述和定位，指出存在的主要问题，为其它章节对问题的深层次分析和对策的提出奠定基础。

3.本章把研究的重点放在“九五”期间（1996-2000年）。这一方面是受限于统计数据资料，但更重要的考虑，是能使我们的分析更具针对性和有现实意义，更好地为当前的科技部门管理工作服务。

4.本章的分析研究从以下四个层次进行：

（1）通过全省总量（包括省本级、市本级、区（县）级）的分析，判断辽宁地方财政科三费的总体发展态势及在全国的水平；

（2）通过对省本级中省科技厅掌握的科三费的分析，判断其发展态势并利于在各省之间进行比较研究；

（3）由于不掌握各市科技三项费的具体使用情况，我们只对省科技厅科三费运行效益进行了分析，但也应该能从总体上基本反映出全省的情况。

（4）对市级科三费（含区（县）级）和市本级科三费（不含区（县）级）的分析，主要判断各市科三费的投入水平及发展态势；

5.为了使分析结论更具可信性，本章尽量采用连续性数据，并大量地使用了统计表格，主要分析结论都建立在对相对量指标上（文中有关的主要统计指标解释附本章后）。

二、全省地方财政科三费投入现状

1.总量增长迅速，发展势头良好

2000年，全省地方财政科三费首次突破10亿元大关，从上年的7.59亿元猛增至10.24亿元。“八五”以来，总量始终居于全国三甲之列。“九五”期间累计投入科三费33.87亿元，为“八五”期间的2.66倍。

地方财政科三费占地方财政支出的比重不断提高。2000年，占地方财政支出的比重已接近2%，比1995年增长1.51个百分点。

“九五”期间,地方财政科三费的年均增长速度为24.14%,而同期全省地方财政支出增长速度为24.1%,高出0.04个百分点；占地方财政收入和全省GDP比重的比重呈连续上升势头。2000年分别占4.35%、0.22%,为近年来最高。

“九五”期间，占地方财政科技拨款比重均在60%以上，平均为64.81%，远远高于全国地方财政49.59%的平均水平。同“八五”期间比较，这一比重增长了7.21个百分点。

表1“九五”期间辽宁地方财政科三费基本情况

年份19961997199819992000

全省地方财政科三费（亿元）4.635.086.337.5910.24

年增长速度（%）31.539.7224.6119.9134.91

占全省地方财政科技拨款比重（%）62.5560.9164.0668.2768.26

占全省地方财政支出比重（%）1.471.491.621.661.98

占全省地方财政收入比重（%）2.942.933.033.384.35

占全省GDP比重（%）0.150.140.160.180.22

全国地方财政科三费（亿元）49.9063.7773.8894.93120.12

占全国地方财政科技拨款比重（%）47.1647.6049.6350.4253.14

占全国地方财政支出比重（%）0.860.950.951.041.14

数据来源及有关说明:

1.本文所引用数据，除另有注明之外，均来自科技部、财政部全国地方财政科技拨款统计结果。

2.地方财政科技三项费、地方财政科技拨款和地方财政支出均采用当年价格，在计算增长速度时未考虑价格因素。

表2-1地方财政科技三项费在全国位次情况单位：亿元

辽宁广东吉林山东江苏四川浙江河南黑龙江福建河北

1995年3.523.733.222.432.332.191.781.401.481.381.24

在全国位次2134567981113

1996年4.634.784.463.423.293.012.192.031.991.971.91

在全国位次2134567891011

1997年5.086.315.774.374.342.702.942.652.232.743.14

在全国位次3124597101186

1998年6.337.404.626.264.992.784.082.762.722.993.74

在全国位次2153496101187

1999年7.6013.102.567.975.723.115.593.664.124.274.34

在全国位次31162411510876

2000年10.2421.472.629.257.923.609.183.544.225.124.74

在全国位次21163512413867

表2-2地方财政科三费占地方财政支出比重在全国位次情况单位：%

辽宁北京吉林山东江苏四川浙江陕西福建

1995年1.290992.660.880.920.790.990.790.80

在全国位次241658487

1996年1.470.863.070.951.060.921.030.850.98

在全国位次21117394126

1997年1.490.773.441.141.190.981.221.011.22

在全国位次21717512393

1998年1.620.782.431.281.180.871.420.971.17

在全国位次217145143118

1999年1.661.101.091.451.180.861.621.041.53

在全国位次11112510172134

2000年1.980.701.011.511.340.802.130.941.58

在全国位次2211357161154

2.和中央财政科三费投入水平相比，尚有不小差距

“九五”期间,中央财政科三费的年均增长速度为26.66%,高出辽宁2.12个增长百分点；科三费占中央财政支出的比重虽从最初的7.21%降至2000年的5.02%，但也远远高于同期辽宁1.47%至1.98%之间的水平；科三费占全国GDP比重的最高值为0.31%、最低值为0.23%，最低值也高于辽宁的最高值水平。

表3“九五”期间全国中央财政科三费基本情况

年份19961997199819992000

全国中央财政科三费（亿元）155.01189.97189.90272.80277.22

年增长速度（%）34.6127.8015.8528.4926.53

占全国中央财政科技拨款比重（%）44.4646.4643.3050.1648.16

占全国中央财政支出比重（%）7.217.506.086.575.02

占国家财政收入比重（%）2.092.201.922.382.07

占全国GDP比重(%)0.230.250.240.330.31

3.和兄弟省市相比，面临严峻挑战

(1)和领头羊广东比，差距在不断拉大

1996年，广东的地方财政科三费为4.78亿元，我们仅与之相差0.15亿元。但到2000年,广东已达21.47亿元，为辽宁的2.1倍;

1996年，辽宁的地方财政科三费占地方财政支出的比重为1.47%，要远远高于广东0.80%的水平，但到2000年,广东已达1.99%，反超过辽宁0.01个百分点。

从中可以看出，广东的地方财政科三费，无论规模总量还是相对投入强度，从“九五”以来其发展速度都要远远高于辽宁，我们和广东的差距正在迅速拉大。究其原因，我们认为主要在于经济实力之间的差距。从GDP总量看，1996年广东为辽宁的2.06倍，2000年为辽宁的2.07倍；从地方财政收入看，1996年广东为辽宁的3.07倍，2000年则为辽宁的3.87倍；从地方财政支出看，1996年广东为辽宁的1.91倍，2000年则为辽宁的2.09倍；从地方财政科技拨款看，1996年，辽宁和广东基本持平，但到了2000年，广东则为辽宁的2.1倍。从中可以看出，科技和经济发展之间有极为密切的关系。

表4广东、辽宁地方财政科三费对比情况单位：亿元

1996年

2000年

广东(A)辽宁(B)A/B广东(A)辽宁(B)A/B

国内生产总值(GDP)6519.143157.692.069662.234669.062.07

地方财政收入479.45157.53.04910.56235.43.87

地方财政支出601.23314.781.911080.31518.082.09

地方财政科技拨款11.817.411.5939.4213.502.92

其中:科技三项费4.784.631.0321.4710.242.10

科技三项费占地方财政支出比重(%)0.801.470.541.991.981.01

资料来源:《中国统计年鉴（1998）》，《中国统计年鉴（2001）》。

（2）山东、浙江、福建等省迅速赶上来，差距不断在缩小

山东地方财政科三费曾于1999年超过辽宁居全国第2位，只是在2000年又退居辽宁之后。其科三费总量从1995年的2.43亿元迅速增至9.25亿元,紧跟广东和辽宁之后;

浙江地方财政科三费从1995年的1.78亿元一路升至2000年的9.18亿元,紧随山东之后，在全国的位次也从第7位升至目前的第4位；占地方财政支出的比重从1995年的0.99%猛增至2000年的2.13%，从当时的全国第4位到2000年居于全国之首;

福建地方财政科三费于2000年挺进5亿元，从1995年的1.38亿元增至2000年的5.12亿元,在全国的位次从第11位升至目前的第6位；占地方财政支出的比重从1995年的0.80%增至2000年的1.58%,从当时的全国第7位升到2000年的第4位。

河北的地方财政科三费增长也较为迅速，2000年达到4.74亿元,在全国的位次从1995年的第13位迅速升至第7位。

以上省份，山东、浙江、福建和辽宁同为沿海经济较为发达地区，但市场经济基础目前较辽宁更为完善，经济发展充满活力；河北依托首都优势，经济发展很快。这些使上述省份能够对科技发展给予更强有利的支持和关注。

（3）北京、上海在中科院所属和中央部委所属科研机构等方面的优势地位非辽宁所能及

尽管从统计数据上看，北京和上海地方财政科三费和占地方财政支出的比重居于全国中下游水平，但它们集中了大量的中科院和中央部委所属科研院所，是中央财政科三费的重要流向地。同时，随着中国加入WTO，以及2008年北京奥运会的举办（这届奥运会的一个申办主题为科技奥运）和上海浦东大开发带来的机遇，北京作为全国政治、科技、文化、教育的中心，上海作为国际化大都市的地位将得到进一步的巩固和加强，中央和地方政府势必加强对其科技发展的支持力度，而跨国公司研发活动的国际化，北京和上海应该是全国受益最多的省份之一。这一切都远非辽宁所及。（4）西部省份发展潜力巨大

西部省份除陕西、四川之外，地方财政科三费水平普遍偏低。国家西部大开发战略的实施，为西部各省的科技发展带来了机遇。西部省份普遍加大了对科技发展的支持力度。陕西的省本级科三费（12811万元）及其占同级财政支出的比重（1.77%）,1999年分别居全国的第7位、第5位；1999年，宁夏占地方财政支出比重居全国之首，山西、云南、广西、四川也居前十名之列。这样，在当年省本级科三费占同级财政支出比重全国前10名的省份中，西部地区占据6席。这一发展势头不容我们忽视。

二、省科技厅科三费情况

1.省本级科三费增长较快，但低于同级财政支出平均增长速度

2000年，省本级科三费达2.75亿元，是1996年的2.28倍。从全国情况看，1999年从上年全国的第7位升至第3位，位居北京（39022万元）、天津（21075万元）之后，略高于上海（19237万元）；占省本级财政支出比重为2.36%，居宁夏（2.58%）、浙江（2.45%）之后,居全国第3位。

整个“九五”期间，省本级科三费的平均增长速度为24.5%，增长速度应该说不慢。但由于低于同期省本级财政支出年均增长速度1.1个百分点，占省本级财政支出的比重也由1996年的2.88%降至2000年的2.60%。

表5“九五”期间省本级科三费情况

年份19961997199819992000

省本级科三费（万元）1210011850127912063627535

比上年增长（%）--5.999.2361.3333.43

占省本级财政支出比重（%）2.882.622.322.332.60

省本级地方财政支出（万元）4198924516955503828862971058125

比上年增长（%）-7.5721.8561.0311.94

注：省本级科技三项费含风险资金,其中1999年5000万元,2000年15000万元。

表6-1省本级科三费在全国位次情况单位：万元

辽宁北京上海山东广东江苏黑龙江陕西天津

1999年206363902219237179401307510354124511281121075

在全国位次31458141072

2000年275353408121160125791780311332137901536136987

在全国位次324116141091

表6-2省本级科三费占省本级财政支出比重在全国位次情况单位：%

辽宁浙江宁夏山东陕西山西吉林云南广西四川

1999年2.362.452.581.781.771.771.521.441.411.35

在全国位次32145578910

2000年2.602.661.711.071.341.251.101.460.930.7

在全国位次21411891071621

2.省科技厅科三费增长停滞不前

2000年，归口省科技厅管理的省本级科三费为10291万元，和上年比没有变化，比“九五”起始年还有所减少。1999、2000年，省财政从科三费中分别列支5000万元、15000万元用于支持风险投资，这样实际归口省科技厅管理的科三费并未增长，2000年仅居全国第9位，比上年又后移一位，远远落后于北京、上海之后，也低于我们的近邻黑龙江。由于省财政计划5年内将风险投资资金从省本级科三费中列支10亿元，预计省科技厅管理的科三费数量在今后一个时期内很难有大的增长。

表7省科技厅科三费在全国位次情况单位：万元

辽宁北京上海黑龙江广东天津江苏山东山西河南

1999年102911841019237121551170011190110451099077207388

在全国位次82134567910

2000年102912753121160137901570011581123201170080498033

在全国位次912437561112

3.省本级科三费中科技厅所占比重下降趋势明显

1996年，归口省科技厅管理的科三费占省本级财政支出的比重约为90%，但到2000年，这一比重仅为37.37%；占省本级财政支出的比重也从2.58%降到不足1%。可以说，归口省科技厅管理的科三费无论是绝对量还是相对量，下降趋势都非常明显。

表8“九五”期间归口省科技厅管理的科三费情况

年份19961997199819992000

省本级科三费中省科技厅经费（万元）1085010200111411029110291

占省本级科三费比重（%）89.6786.0887.1049.8737.37

占省本级财政支出比重（%）2.582.262.021.160.97

从全国1999年的情况看，省本级科三费全部或基本全部由省科技厅掌握的省市有江苏、上海、福建、湖北和黑龙江，但也有约1/3的省份在50%以下。2000年,辽宁仅为37.37%，在全国列第23位，比上年后移3位。对于这种状况，在我们没有进行深入调查研究之前，不好对此妄加评断，但从管理部门的职能和科技发展的自身特点，这一比例过低无疑会削弱省科技厅各项科技计划的资金支持力度，不利于国家科技计划项目和国家中小型企业技术创新基金匹配资金的落实，对科技事业的发展带来不利的影响。

表9省科技厅科三费占省本级科三费比重在全国位次情况单位：%

注:1.江苏省科委管理的科技三项费大于省本级总数，这与财政决算体制有关，省本级决算数是指安排在省级单位的经费，省级经费安排在非省级单位，不列入省本级决算。

2.海南、没有提供省本级决算数字。

三、省科技厅科三费运行效益分析

对地方财政科三费的执行情况的跟踪和调查，一直是我们科技管理工作的一个非常薄弱的环节。以省科技厅科三费执行情况为例，1966年原省科委根据国务院对科研经费归口管理的决定，开始负责编制、分配科三费和科学事业费，由于没有建立相应的统计调查制度，直到目前，也很难对科三费的运行效益进行科学准确的分析和评价。另外，由于科三费是归口管理，省计委、经贸委等有关部门掌握的科三费的执行情况，我们更是无从了解。在此，我们只截取了“九五”期间，对省科技厅科三费支持的各类科技计划的执行情况进行了分析。由于掌握的统计数据十分有限，统计数据本身也比较粗略，以下的分析结论仅供有关部门参考。1.坚持“有限目标、突出重点”，项目资助强度增强

为使科技计划结构合理、层次分明、重点突出，省科技厅对科技计划体系作了进一步调整，把科技计划分为应用基础研究、科技攻关、科技产业化三个层次，安排科技计划项目数量逐年减少，项目资助强度逐年加大。2000年计划项目数量仅为1996年的21.42%，但项目资助强度为该年的3.54倍。

表10“九五”期间省科技厅科技计划基本情况

年份科技三项费（万元）项目数（项）资助强度（万元/项）

合计57773307918.8

19961085010979.9

199710200104210

19981114145623

19991029124941.3

20001029123543.8

资料来源(表10-13)：《辽宁省科学技术年度报告》（1997-2001），辽宁省科学技术厅。

2.突出农业和工业的基础性地位,促进农业和工业经济发展

根据1998-2000年的统计结果，省科技厅工业和农业科技计划项目经费约占计划经费总量的80%。在农业方面，以实施促进农业产业发展的关键技术为重点,加强农业高新技术研究，实施“科技进山增效工程”和加强农业现代化科技示范区建设，取得了显著的社会经济效益。在工业方面，紧紧围绕我省国有大中型企业三年摆脱困境，加速产业结构、技术结构的调整和优化，重点攻克解决了一批经济建设中迫切需要解决的热点、难点和重点问题，为提高企业的技术创新能力，提高企业产品在市场中的竞争能力起到重大作用。

表11省科技厅计划项目行业分布情况

项目数（项）经费（万元）经费比例

1998年1999年2000年1998年1999年2000年1998年1999年2000年

合计456249235111411029110291100100100

工业2841319949004610342844.044.833.41

农业84596837603478391533.733.838.04

社会发展36273216101369134514.513.313.07

软科学2829294204228233.84.17.9

其它24374514127804.04.07.6

3.以高新技术产业为主线,加大投入力度

加速发展高新技术产业是我省老工业基地振兴发展的关键，是我省科技工作的重点。2000年省科技厅科技产业计划项目中，电子信息、先进装备、生物工程和新材料项目数量所占比重依次为25.4%、19.8%、19.4%、14.6%，经费所占比例依次为24.4%、19.6%、19.9%、15.8%。省科技厅通过组织实施以高新技术改造传统产业为主要内容的“新高地”计划和“1355”高新技术产业化工程，有利地推动了全省高新技术产业的发展，为我省高新技术产业快速发展作出了重要贡献。其中“1355”工程是我省高新技术产业实现“跨越式发展”的主导工程，集中了我省大部分高新技术产业化项目，涉及的150余家企业是我省发展高新技术产业的中坚。

表12省科技厅科技产业化计划项目技术领域分布情况

经费所占比例（%）项目所占比例（%）

1996年1997年1998年1999年2000年1996年1997年1998年1999年2000年

电子信息17.217.82021.524.417.718.720.523.225.4

先进设备23.122.221.419.719.621.621.420.818.919.8

生物工程17.717.218.319.519.915.816.817.218.619.4

新材料19.318.318.117.115.818.417.118.616.414.6

农业8.58.87.77.87.48.98.27.88.77.1

其它14.215.714.514.412.917.617.815.114.213.7

资料来源:省科技厅发展计划处

4.加强了高新技术的研究和储备

“九五”期间，省科技厅共安排自然科技基金项目1398项,省科技厅投入科技基金3283万元,项目平均资助强度比“八五”期间有较大幅度提高。省优秀青年人才培养基金按每年资助10人，每人资助30万元的规模，在“九五”期间，资金投入强度居全国地方同类基金之首。

从省科技厅科技计划项目层次看，用于高新技术知识储备和技术难题攻关计划项目数量和经费所占的比例，2000年为66.6%、67.3%，分别比1996年高出2.2个和13.0个百分点。

表13省科技厅科技计划项目计划层次情况

经费所占比例（%）项目所占比例（%）

1996年1997年1998年1999年2000年1996年1997年1998年1999年2000年

应用基础研究17.317.715.018.916.552.551.621.723.723.8

科技攻关37.038.735.037.650.811.913.738.439.432.8

科技产业化45.843.548.443.532.735.634.639.936.943.4

资料来源:省科技厅发展计划处

5.经费主要流向沈阳、大连地区

据对省科技厅计划项目不完全统计，1998年以来的三年时间里，流向沈阳市的项目数量约占62.75%，经费约占74.65%；流向大连市的项目数量约占8.12%（大连市计划单列），经费约占4.41%；其它市则很少。究其原因，主要是沈阳、大连在地理、人才、技术、资金等方面较其它市更具优势。

6.存在的主要问题

一是多头管理。科技三项费使用范围极为广泛，按项目类别分别由计委、经贸委等几个部门管理，造成了“铁路警察各管一段”的局面，难以集中有限的资金，使之发挥更大的效益，延缓了科技成果产业化的进程。二是项目分散。“九五”期间，省科技厅虽然压缩了科技计划项目数量，但从全省情况看，项目分散、资金投入相对不足依然是一个普遍存在的问题。项目多而资金不足，科技三项费只能作为导向资金。

四、各市地方财政科三费投入状况简析

从总体上讲，全省各市地方财政科三费投入增长迅速，但总体水平偏低。其中，沈阳、大连在各市中居于遥遥领先地位，在全国部分省会城市和计划单列市中居于中上水平。以下是我们的具体分析。

1996年，全省市级地方财政科三费（含区、县级），只有大连、沈阳、鞍山、抚顺超过1000万元，但2000年本溪、营口、辽阳、盘锦等市也在1000万元以上，这样全省就有一半的市超过了这一水平；1996年，锦州科三费为650万元，尚居全省第7位，但到2000年，科三费只有676万元，增幅很小，位居后列；而葫芦岛的科三费2000年为1996年的4.47倍，从200万元猛增至894万元。虽然沈阳、大连、鞍山地方财政科三费基数大，增长较为困难，但2000年同1996年比，也分别增长了1.71、1.93、2.19倍。

表14“九五”期间市级财政科技三项费情况单位：万元

沈阳大连鞍山抚顺本溪丹东锦州营口阜新辽阳盘锦铁岭朝阳葫芦岛

1996年82601358325521643915377650217426719260253421200

在全省位次2134510713861112914

1997年1071815422285010078007516002153131010300161585230

在全省位次2134678131051114912

1998年12965235274598120612399516102356241000685318610441

在全省位次2135471014968131012

1999年14128262175577900115011809747154941504871399573479

在全省位次2138657101249141113

2000年165653645168639221591942676136678216961828850736894

在全省位次2139781461254111310

注:包括区(县)一级的科技三项经费投入。

从科三费占地方财政支出比重看，“九五”期间，除大连、沈阳、鞍山始终保持在1%以上之外，抚顺（1996年）、本溪（1999年）、辽阳（1998年，2000年）、盘锦（2000年）在括号内所注年份高于1%之外，其它各市始终在1%之下。2000年，全省最低的锦州市仅为0.34%，最高的大连为其11.26倍。各市除大连、沈阳和鞍山高于或接近同期全省水平外，其他均远远低于全省水平。

表15“九五”期间市级财政科技三项费占地方财政支出情况单位：%

沈阳大连鞍山抚顺本溪丹东锦州营口阜新辽阳盘锦铁岭朝阳葫芦岛

1996年1.662.11-1.620.720.330.500.020.450.660.510.230.330.20

在全省位次21-34971385611912

1997年1.792.172.140.540.600.580.400.670.320.900.240.130.450.21

在全省位次3128671051141214913

1998年1.982.951.520.730.790.660.370.560.601.720.970.550.410.32

在全省位次2147681310935121114

1999年1.813.101.610.371.170.670.550.810.402.250.610.280.400.35

在全省位次3141257961128141013

2000年1.883.831.890.360.810.490.340.920.731.081.590.530.460.52

在全省位次31213712146854101311

从各市本级科三费情况看，通过表16和表14的对比可以看出，除沈阳、大连、鞍山外，各市区（县）一级的科三费较少，而且差距不大，也就是说各区（县）科技活动比较薄弱。

表16市本级科技三项费情况单位：万元

沈阳大连鞍山抚顺本溪丹东锦州营口阜新辽阳盘锦铁岭朝阳葫芦岛

1999年1160568703985810415510694675319440308

其中：科委883436623985810154360393675239440-

占财政支出比重（%）1.820.932.110.221.370.600.850.450.78-

2000年1010032136527681060859267650078211761013850714610

其中：科委61055276810810-1746762905377001012300480-

占财政支出比重（%）-7.732.600.510.700.220.780.780.741.441.170.430.690.71

注：1.市本级科技三项经费不包括区(县)一级财政科技三项费拨款。

2.大连市科技三项费中，含高新区22426万元、经济区2000万元.

从1995年以来对全国14个城市的地方财政科三费的不完全统计结果，沈阳的最低排位是1997年的第6位，其它各年均为第5位。大连的最低排位是1995、1997年的第4位，最高排位是1996、1999年的第2位。从总体上讲，广州、深圳、大连是全国各大城市中财政科三费拨款水平最高的城市，长春、哈尔滨和沈阳、大连差不多。

表17国内部分城市地方财政科技三项费投入情况单位：万元

年份199519961997199819992000

沈阳7972(5)8260(5)10718(6)12965(5)14128(3)16565(5)

大连8808(4)13583(2)15422(4)23527(3)26217(2)36451(3)

哈尔滨6087(6)6991(7)6270(9)10485(6)13343(4)18270(4)

长春20313(1)32493(1)42654(1)31898(1)5514(8)5131(12)

青岛1903(11)-9795(7)2980(12)3920(10)12522(8)

南京1863(12)4323(10)5247(10)7112(10)8052(7)15473(6)

厦门3374(8)5018(9)6512(8)9074(8)3750(11)11627(9)

武汉3169(10)5360(8)5512(11)7415(9)8553(6)12299(10)

广州10536(2)12287(3)19518(2)26876(2)41450(1)68962(2)

深圳9065(3)11943(4)16248(3)18523(4)-69740(1)

重庆3528(9)7658(6)----

成都4369(7)-11101(5)9194(7)12328(5)13132(7)

西安788(13)681(12)-3542(11)4054(9)4243(13)

宁波-3331(11)---10339(11)

注：表17和表18括号内的数字为统计排序。

从科三费占地方财政的不完全统计结果看，沈阳的最低排位是1997、2000年年的第6位，最高排位为1995年的第3位。大连的最低排位是1997年的第5位，最高排位是2000年的第1位。2000年，深圳、南京、广州居大连之后分列全国前4位。长春这一指标水平在1995-1998年一度居全国之首，但近两年来下滑幅度很大，不排除统计口径上存在问题。

表18国内部分城市地方财政科技三项费占地方财政支出情况单位：%

年份199519961997199819992000

沈阳1.73(3)1.66(5)1.79(6)1.98(5)1.81(5)1.88(6)

大连1.56(4)2.10(3)2.17(5)2.95(2)3.10(3)3.83(1)

哈尔滨1.84(2)3.10(2)2.37(2)1.79(6)3.63(1)2.36(5)

长春7.91(1)10.90(1)12.21(1)11.03(1)1.15(8)1.00(12)

青岛0.56(11)--1.03(12)1.44(6)1.34(10)

南京0.51(12)1.08(7)1.04(10)1.33(10)1.12(9)2.67(3)

厦门1.32(5)1.90(4)2.21(4)2.50(3)0.84(11)1.39(8)

武汉1.01(7)1.36(6)1.13(9)1.35(9)1.16(7)1.38(9)

广州0.95(9)1.01(8)1.40(7)1.53(8)1.86(4)2.55(4)

深圳0.97(8)0.87(10)1.17(8)1.05(11)-3.09(2)

重庆0.87(10)1.00(9)----

成都1.24(6)-2.25(3)1.60(7)3.12(2)1.75(7)

西安0.43(13)0.20(12)-2.43(4)1.05(10)0.57(13)

宁波-0.74(11)---1.23(11)

五、小结

本文的主要分析结论有：

1.全省地方财政科三费增长迅速，发展势头良好。但和中央财政科三费投入水平相比，尚有不小差距，和兄弟省市相比，面临严峻挑战。

2.省本级财政科三费增长较快，但省科技厅科三费增长停滞不前，所占比重下降趋势明显。并预计在未来一段时间内，很难在量上有大的增长。

3.省科技厅科三费运行效益较好，但也存在一些问题亟待解决。

4.各市地方财政科三费投入增长迅速，但总体水平偏低。

通过以上逐层分析，我们注意到，省本级财政科三费拨款水平要高于全省地方财政科三费拨款水平，而后者又远远高于各市的平均水平。在各市中，沈阳、大连又遥遥领先于各市。这说明，辽宁地方财政科三费水平在全国居于前列，很重要的一个原因在于省财政和大连、沈阳投入量大，从总体上带动了全省水平。从这一意义上讲，各级领导的高度重视和社会经济的发展，是促进地方财政提高科三费拨款水平的重要保障和基础。

必须指出，地方财政科三费及其占地方财政支出的比重，只是反映地方政府支持科技发展的一个重要的参考性指标，并不能完全代表政府的科技拨款水平，更不能代表一个地区科技投入的水平。目前，我国的科技拨款还包括科学事业费和科技基建费等；从国内外经验看，企业是技术创新的主体，是全社会科技投入的最主要力量。政府的资金主要用来支持科学研究和社会公用知识的产生，这也是我们设置科技三项费的本来目的，也符合国际上通常的作法。

附：指标解释：

财政科技论文篇（2）

关键词：财政支持；科技自主；创新研究

财政部门是推动自主创新的重要主体。随着财政部门的科技投入不断加大，科技成果明显增加，企业的竞争力得到较大幅度提升，但也存在不少问题，与建设创新型国家的要求还有较大差距。本文主要以山东省为例，从深化财政政策改革等方面探讨如何采取有力措施提高自主创新能力，促进国民经济又好又快发展。

一、当前山东省财政支持科技自主创新存在的主要问题

1.财政对支持自主创新的投入不足

虽然近年来山东省财政科技投入的绝对量在逐年增长，但与全省科技发展的资金需求相比，投入仍显不足。2006年，山东地方财政科技拨款占地方财政支出的比重为2.24％，与全国平均水平2.22％基本持平，比上海、北京、浙江、广东等地的4%、5%以上的财政科技拨款比例差距很大；拨款额为41.1亿元，比广东、上海、浙江、北京、江苏分别少63亿元、53.8亿元、21.8亿元、19.4亿元和13.3亿元。受此影响，2006年，山东省全社会R&D经费占GDP的比重仅为1.06%，而全国平均水平为1.42%，排名全国第11位，远远落后于北京、上海、陕西、江苏的5.50%、2.50%、2.24%和1.60%。科技投入能力的不足，是长期困扰山东自主创新能力提升的重要制约性因素。

2.基础研究经费占财政科技投入比重偏低

加强基础研究特别是应用基础研究，可以为山东省经济社会发展的突出问题提供战略性、基础性、前瞻性的知识储备和科技支撑，是提高山东省自主创新水平的重要方面。从山东省科学研究与试验发展（R&D）经费内部支出中的经常费支出构成看，2005年基础研究经费只有3.27亿元，占经常费支出的比重仅为1.71%，基础研究经费在R&D投入中所占的比重明显偏低。研究与发展机构是政府资金的主要获得者与使用者，基础研究经费在R&D投入中所占的比重低也就意味着山东省财政科技投入的大部分投到了应用研究和实验发展活动上。由于基础性科学研究成果具有公共产品的特性，基础研究经费显然应主要来源于政府财政投入。山东省财政科技投入中基础研究经费比重偏低的状况，不利于提高山东省的自主创新能力特别是原始创新能力。优化山东省财政科技投入结构，适当提高基础研究经费所占比重，是一个需要尽快解决的问题。

3.财政科技经费管理体制不完善

山东省财政科技经费按项目类别分散掌握在不同政府部门手中，科技三项费用属科技部门，科学事业费属财政部门，科技基建费属发改委。即使在一个部门内，科技经费的分配和项目审批权也分散在不同的处（科）室。这种经费管理体制，人为地分割了科技研发过程中各环节间的有机联系，而且不利于财政科技经费的合理使用和高效配置。由于各部门自成体系，各部门之间的科技开发计划难免有重复，从而导致科技资源重复配置，在一定程度上造成财政资金的浪费；同时，经费多头管理，使财政支持的项目过于分散，每个项目只能得到小额资助，难以集中有限的财政资金，使之发挥最大的效益，特别是不利于一些跨学科、跨行业大型研究开发项目的开展。

4.税收政策存在缺陷

一是针对科技自主创新的税收优惠政策主要以暂行条例、意见、通知、补充说明等形式表现，缺乏系统性、规范性、严肃性和稳定性。二是现行税收优惠侧重对新技术成果应用的优惠，缺少针对具体科技开发活动及项目的优惠。具体来说，现行税收优惠政策主要针对科研成果、科技应用单位，而不是针对具体的科技开发活动或项目。这种把科技税收优惠对象定位于应用而非研发的格局，不利于激励科技自主创新。三是税收优惠方式单一。税收优惠方式局限于税率优惠和税额的定额减免，对国际通行的侧重税基、加速折旧、加大费用列支、投资抵免、延期纳税、亏损结转和提取投资风险准备金等措施重视不够，很少应用。

二、提升科技自主创新能力的财政政策建议

1.增加财政直接投资与补贴额度

财政资金支持是企业创新资金来源的一个重要组成部分。有关研究表明，在经济飞速发展时期，政府投入对全社会R&D投入强度起着重要的带动和引导作用。当前，加大政府在R&D经费中的份额，以财政科技投入带动全社会R&D投入，将有利于改变R&D投入水平偏低的状况。综观各国情况，财政的资金支持一般占创新资金总额的10%左右。随着政府财力的增加，政府需要加大对整个科技研究与开发的财政投入。政府财政的直接投资，可以为自主创新提供物质支撑和资金储备，引导产业自主创新的方向，刺激企业自主创新经费的增长。2.调整税收优惠政策

明确税收优惠作用点，提高政策效力。要把税收优惠政策落实到基础研究和科技成果转化上，要在政策适用主体上明确其地位，对高技术企业的基础研究和成果转化、向各类基础研究进行风险投资的投资法人或自然人以及发展节能环保技术和产业的企业给予激励性的税收优惠。对自主研发的各项开支加大税收抵扣，如允许企业按当年实际发生的技术开发费用抵扣当年应纳税所得额；实际发生的技术开发费用当年抵扣不足部分，可按税法规定在五年内结转抵扣；对企业购买创新所需的仪器设备按照其价值的一定比例进行税前抵扣等。对高科技企业经严格认定后，自获利年度起一定年限内免征所得税，之后按照特定的优惠税率征收所得税；对自主研发的产品以及某些高新技术产品单列税收抵免政策；对企业技术中心进口技术开发用品，免征进口关税和进口环节增值税；对承担重点研发项目的企业进口关键设备和零部件免征进口关税和进口环节增值税；对企业化转制的科研机构免征企业所得税。允许企业加速研究开发仪器设备折旧，扩大加速折旧范围。实行设备清单管理，替代现行的逐级审批，从而增强企业设备加速折旧的可行性。

3.完善政府采购制度

要逐步增加政府采购额度，有效拉动技术创新发展，为技术创新产品主动创造需求市场。要确定自主创新政府采购的重点领域与行业，挑选出具有发展前景、对增强综合实力有重大影响的项目予以支持，增大创新成果采购份额，深化政府采购激励效果。不断完善自主创新产品的认定标准、评价体系，制定《政府采购自主创新产品目录》，进行公告，各级政府机关、事业单位和团体组织用财政性资金进行采购的，必须优先购买列入目录的产品。建立激励自主创新的政府首购和订购制度。省内企业或科研机构生产或开发的试制品和首次投向市场的产品，且符合经济发展要求和先进技术发展方向、具有较大市场潜力并需要重点扶持的，经认定，政府进行首购，由采购人直接购买或政府出资购买，使企业克服商业销售风险。政府对于需要研究开发的重大创新产品或技术，通过政府采购招标方式，面向全社会选择研究开发机构，使企业根据政府需求，进行研发具有自主知识产权的重要高新技术产品。要发挥财政、审计与监察部门的监督作用，地方各级财政部门要对采购人采购自主创新产品情况开展经常性检查或专项检查，督促采购人自觉采用自主创新和高新技术产品。

4.完善财政支持自主创新的预算管理模式和制度规范

财政科技自主创新投入的资金管理要按照预算编制、执行、监督相对分离的要求，在公共财政框架内实施改革。一是要按照早编细编预算、实行综合预算、编制部门预算、硬化预算约束的要求，严格预算管理与执行。实行部门预算，将所有的收支项目都编进科技预算，有效增强科技创新投入资金的透明性。二是要实行国库单一账户管理制度，加强财政性科技资金的收支管理。科技部门的所有政府性资金全部直接缴入国库账户，科技支出在实际使用时从国库账户直接划入商品和劳务提供者的账户，以解决目前科技单位在银行开户过多而造成的资金分散和监督不力等问题。三是要在科技经费使用的事前、事中和事后，发展完善必要的公示制度和公共监督机制，在资金运用的全过程施以预算监督、内外审计监督和外部公共监督，通过公开性与透明度的提高，促进科技投入资金的合理统筹、节约使用。

5.建立健全财政科技投入的绩效考核评价机制

财政科技论文篇（3）

目前，财政科技资金的投入主要通过科技、发改委等部门以二次分配资金的方式安排，各部门按照各自制定的计划设置名目繁多的专项资金进行分配，科技资源配置“碎片化”，缺乏统筹设计、通盘考虑，财政科技经费投入多头管理，引发项目重复申报、项目审批制度漏洞较大、项目过程管理监管不严、科技资金使用效益不高等问题。例如，笔者在某县级科技局2014年度科技专项资金审计中发现：某区科技局在民生科技专项安排52项合计1050万元，主要支持卫生、教育、街道和部门科研，项目资金最高1项170万元，资金集中度为16.19%；自主创新计划33项1200万元，主要支持创新型企业、企业科技攻关、产业化示范等，其中：项目资金最高1项100万元，资金集中度仅为8.33%，未能集中资金用于支持对该区经济和社会发展具有支撑作用的重点产业。同时由于科研计划项目分属多个部门安排，缺乏一个公开统一的科技管理平台宏观统筹管理，不仅难以体现财政科技经费对科研投入的引导示范作用，而且很容易产生科技计划项目的重复申报。这种重复申报体现为：同一申报单位采用相同的项目重复申报多项科技专项资金的情况或申报不同部门专项资金的情况，也有多个申报单位重复申报同一科研课题科技专项资金的情况。

1.2项目审批“模糊化”，导致违规审批屡有发生

随着科技管理体制改革的推进，各级科技部门在科技计划管理和资金使用方面已制定了相关的制度，但财政科技资金投入的逐年增加以及公众对财政资金绩效和管理要求的不断提高。审批制度的漏洞主要体现在：一是申报指南的制定过于笼统不明晰，对财政资金的补助对象不明确；二是监管机制和问责机制相关规定不够明确，项目监管环节缺位，主要体现为科技部门管理缺位、科技中介管理机构管理缺位和评审专家管理缺位；三是部分专项资金管理办法操作性不强，未能明确专项资金的补助对象、未能明确资金的具体使用范围、标准。现行制度的漏洞导致项目审批制度的刚性不足，自由裁量权过大，违规审批的情况时有发生，易造成财政科技资金的流失。

1.3项目监管“形式化”，导致挤占、挪用财政科技资金情况屡见不鲜

目前，科技计划项目普遍实行合同制管理，科技部门与项目承担单位以签订项目合同书的方式履行各自的权利与义务，但由于科技部门管理缺位，中期检查流于形式，造成财政资金使用环节监管失控。项目监管的漏洞主要体现在：一是制约机制上缺乏手段。二是项目验收把关不严。例如在审计实践中经常发现，项目承担单位未能严格按照《项目合同任务书》的约定，出现挤占科研业务费、虚列费用支出等问题，但项目仍通过了验收的情况。三是项目承担单位和项目负责人的合同意识和责任意识淡薄，只重视“申报环节”，签订《项目合同书》后，则“束之高阁”，总量控制、单项控制、专项使用等都“置诸脑后”；资金到位后自筹配套资金往往迟迟未到位；实际支出未能按预算“对号入座”；接受检查时，随意调账变动支出、随意修改记账凭证、以表代账来应付检查。

2.财政科技资金审计监管重点

针对上述财政科技资金管理中存在的漏洞和问题，笔者结合工作实践，认为应重点关注以下几个方面的内容。

2.1科技项目和资金管理制度的建设情况

关注科技项目和资金管理制度的建设情况和执行情况，是否建立了相对分离的项目分权管理机制，是否明确了科技计划项目过程管理职责，对主管部门、组织单位、承担单位、科技服务机构、评审专家等各方的职责权限做出明确规定。通过分析科技项目的管理流程，针对指南编制、专家评审、立项决策、资金分配、中期管理、结题验收、绩效评价等关键环节，找出科技项目管理过程中的关键环节、薄弱环节点及重要节点，关注制度的制定能否有效控制上述关键节点，堵塞漏洞。

2.2科技项目审批立项环节的合规性

关注立项审查和审批程序，重点加强对项目申报材料和项目申请者的资质、科研能力等进行审核，对比相关的申报指南、专项资金管理制度的要求，审核项目申报者是否符合申报条件，是否存在降低标准核拨专项资金的情况；同时关注项目评审质量，目前科技项目的评审一般实行专家评审与行政审核相结合的立项决策方式，关注审批程序能否严格执行两个标准，即严格按照专家评分的高低，项目资助的经费额度严格按照各专项申报指南所规定的的额度确定。

2.3项目资金使用的合规性和效益性

关注项目实施进度与中期检查情况，关注项目承担单位收到专项资金后能否严格按照签订的《项目合同书》的预算使用资金，能否做到专款专用、有否被挤占挪用，应配套的资金是否足额、按期到位，应拨付给参与单位或协作单位的资金是否及时拨付，项目到期是否能按期提出验收申请或延期申请，对已验收的项目，重点审查项目合同书的任务目标是否足额、保质保量的完成，已完项目的结余资金不按规定上缴财政，专项结余资金使用是否达到预期的效果。

财政科技论文篇（4）

1.2财政对金融支持农业科技创新的补贴很少，降低了金融支持农业科技创新的意愿由于农业科技创新周期长、投入大、风险高，而且在创新的每个阶段都需要大量的资金支持，同时还要应对可能出现的自然风险、技术风险、市场风险等各种风险，因此，农业科技创新的资金需求不仅规模大，而且占用时间长，具有较高的风险，一旦创新失败，就无法偿还资金。而金融机构的逐利性、安全性的特点使得其不愿为农业科技创新提供融资支持，金融机构惜贷现象比较严重，从而使得一些发展前景好的农业产业项目和新技术推广项目由于缺乏资金难以具体实施。而我国财政资金对于金融机构的这种活动的补贴很少，不能很好地激发金融机构支持农业科技创新的积极性，金融支持农业科技创新的意愿不高。

1.3金融产品的供给与实际需求不相匹配

1.3.1针对农业科技创新的金融产品品种少目前，虽然部分金融机构把支持农业科技创新作为了信贷扶持的重点，但是由于农业科技创新的周期比较长、风险比较高、收益不确定，往往很难得到充足金融资本的支持，大多数金融机构也没有建立相应的信贷管理制度或者针对农业科技创新的特点开发个性化的金融产品，对农业科技创新的支持主要是提供贷款，而且所提供的贷款品种单一化。同时，这些贷款还需要提供以土地、厂房、机器设备等为主的抵押物，使得许多承贷主体难以提供符合要求的抵押物，知识产权质押贷款、农产品抵押贷款等与农业科技创新相关的贷款很难获得金融机构支持。

1.3.2金融产品的期限与实际需求不匹配农业科技创新的周期一般比较长，如一般情况下一个农业新品种从研发到广泛推广需要大约7年左右的时间，但是现有的金融产品多是短期小额的流动资金贷款，或者是针对大项目的长期贷款，与农业科技创新周期相匹配的金融产品几乎没有。再加上银行贷款程序复杂，贷款条件严格，许多承贷主体满足不了银行的条件，很难获得银行的融资。

1.4农业科技创新的融资渠道狭窄农业科技创新发展的每一个阶段都需要大量的资金支持。目前，我国农业科技创新的资金主要来源于财政，国家对农业科技创新的投入也逐步增加。金融机构对农业科技创新的支持力度也在不断加大，但是仍然不足，政策性金融的贷款门槛相对比较高，商业性金融贷款条件严格，而且发放贷款时有着明显的倾向，倾向于农业龙头企业，证券市场有着严格的审批制度，创业板和中小板主要支持科技含量高的农业企业，国内上市的农业企业数量较少，而且这些上市企业缺乏投资农业科技创新的积极性，农业保险品种还不丰富，风险投资发展缓慢，投资主体单一，这些都使得农业科技创新的融资渠道狭窄，融资困难。

1.5风险分担补偿机制缺位农业科技创新具有较大的不确定性，创新可能成功，也可能失败，这削弱了投资主体对农业科技创新进行投资的积极性，使得农业科技创新在一定程度上受到了限制。农业科技创新的这种高风险需要有良好的风险分担补偿机制来防范和化解。但是，目前我国针对农业科技创新的风险分担补偿机制缺位，无法分散风险。一是能够转移分散风险的保险的作用未充分发挥。农业保险的覆盖面窄，险种少，同时由于存在补偿范围认定难、农民参保意识薄弱等问题，农业保险发展缓慢。农业科技创新保险存在更高的风险、更大的不确定性，开展业务也更艰难，一旦出现风险，金融机构只能自己买单。二是担保体系建设还不完善。担保能够起到放大资金的作用，但是支持农业科技创新的担保体系还不完善，担保机构承担风险过大，资金规模过小，财政支持不到位，都使得担保体系不能满足农业科技创新过程中对担保的要求。

2农业科技创新的财政金融支持建议

2.1加大财政对农业科技创新的投入，充分发挥财政的引导和资金撬动作用纵观世界各国，无论是发达国家还是发展中国家，农业科技创新都离不开财政的鼎力支持。因此，为支持农业科技创新，我们需要不断加大财政对农业科技创新的投入，确保增量和比例均有提高，并且对农业科技的投入增长幅度要高于财政经常性收入的增长幅度，逐步提高农业研发投入和农业科技成果转化、推广投入占农业增加值的比。但是，增加财政投入并不是把资金投入所有农业科技创新环节和领域，财政应重点支持基础研究领域，中央财政在加大对基础研究支持力度的基础上，以资金配套等多种形式引导和带动地方财政加大支持力度，改变地方财政由于注重短期经济效益而对基础研究投入不足的局面。同时，要充分调动企业、个人等社会力量投入农业科技创新的积极性，鼓励和引导社会资金对农业科技的投入。例如，可以通过无偿资助、财政贴息、创业投资引导、以奖代补、经营参股、税收优惠等多种方式吸引社会资金的注入，使农业科技资金投入渠道多元化。此外，通过对企业和金融机构进行不同的扶持，充分发挥财政的引导和资金撬动作用，探索财政资金的金融化运作方式。一方面财政通过设立风险补偿基金、创业投资基金等方式降低农业科技企业的风险，增强其融资能力，提高农业科技企业对金融机构的吸引力，另一方面财政通过对扶持农业科技企业的金融机构进行贴息、给予税收优惠、补偿其为支持农业科技创新所造成损失等方式激发金融机构支持农业科技创新的积极性，提高金融机构支持农业科技创新的意愿，从而使财政资金更大范围的发挥作用。

2.2创新金融产品和模式，满足农业科技创新的需求在风险可控的前提下，金融机构要优化农业科技贷款的审贷程序，提高贷款审批效率。同时，要不断创新金融产品和服务，以满足农业科技创新对不同金融产品和服务的需求。一是针对农业科技创新的特点，创新金融产品品种。扶持农业科技创新的金融产品必须把自身的特点和农业科技创新对产品的需求结合起来，设计出针对农业科技创新特征的产品品种。例如，针对农业科技创新周期比较长的特点，设计出与农业科技创新在时间上相匹配的贷款品种；针对农业科技企业一般抵押物比较少的特点，在防范风险的同时，扩大抵押物或质押物的范围，探索以农业科技企业的知识产权、专利权、股权、应收账款等抵押或质押进行贷款的信贷产品；对一些信用等级较高、有还贷能力的农业科技龙头企业，可根据实际情况发放信用贷款。二是适当放宽对农业科技创新的信贷限制，如对贷款对象资产规模的要求、抵押物的要求等等。三是探索实践多种贷款模式，如对于规模比较大的贷款，可以联合几家银行通过银团贷款提供支持;对于一些中小企业，可以用企业联保贷款、企业互保贷款等方式；针对处于供应链上下游的农业科技企业，可以发放供应链融资贷款;探索开发“银行+保险+担保”、“银行+保险+财政补贴”等多种贷款模式，支持农业科技创新增信融资。在不断开发新的贷款模式、金融产品的同时，要注意对这些模式和产品的推广，进而推动金融资本与农业科技创新的融合，满足农业科技创新的金融需求。

财政科技论文篇（5）

中图分类号：F812.7 文献标志码：A 文章编号：1673－291X（2010）35－0107－03

引言

随着经济社会的发展，技术进步逐渐成为经济发展的重要影响因素。政府财政支出成为促进技术进步的主要推动力之一。江苏经济飞速发展,经济总量不断增加，江苏省的国内生产总值由1985年的651.82亿元增长到2009年的34 061亿元。①政府投入科技活动的资金也在不断增长，江苏省财政科技支出由1985年的0.71亿元增加到2009年的103.63亿元，②增幅近150倍。

江苏省财政科技支出与经济增长存在怎样的关系？是江苏省财政科技支出对经济增长产生影响，还是经济增长对财政科技支出产生影响？研究江苏省财政科技支出与江苏省经济增长之间的相关关系对政府实际决策具有重要的理论意义和现实意义。

一、文献回顾

国外学者从20世纪90年代就开始关注和研究政府财政科技支出。Nelson,Porter等人比较了不同年份、不同国家在政府财政科技支出的方式、科技经费的来源、政府科技活动的配置等方面的区别。K.Hanson和D.F.Burton(1992)比较分析了美国和德国的政府财政科技支出状况。进入21世纪，国外理论界又开始关注政府财政科技支出的绩效问题，强调政府科技支出与产出目标的匹配。Gregory Tassey（2003）分析了政府科研投入对经济影响的相关评价方法。

自20世纪90年代以来，我国学者在研究政府财政科技投入方面也有不少文献。研究内容主要分为以下几个方面：一是从国家和地方的层面研究财政科技支出中存在的问题及其对策。李志军（2001）提出要加强科技经费中的评价与监督工作；吴学梯（2003）在公共财政框架下讨论了国家财政科技支出的定位、投向及重点；王钟伟（2004）指出了我国科技支出虽然出现了大幅的增长，但是科技总支出份额偏低、与我国发展现状不适应等问题存在，因此，需要加强政府财政科技支出，加强科技支出的立法及其执行的制度。二是国内对构建财政科技支出评价模型的方法和研究。主要有：成邦文、何榕（2003）分析了影响我国R&D/GDP的关键因素，并提出预测模型；朱春奎（2004）对中国以及上海的财政支出与经济增长进行了协整分析，揭示了财政科技支出与经济增长之间存在稳定的动态均衡关系；张玉赋、张华（2006）选择江苏1995―2004年科技投入产出相关数据，用回归分析方法研究科技投入与产出之间的依存关系，建立模型并得出了相关结论。

从上述对科技支出方面的文献可以知道，大多数学者进行国家层面的科技支出方面的研究，但也有不少学者对各个省份的政府财政科技支出进行实证研究。虽然张玉赋、张华（2006）用江苏1995―2004年科技投入产出相关数据来研究江苏省的财政科技支出，但是对改革开放以来至1995年之间以及2004年以后的这段时间研究缺失了。

本文研究拟采用的协整理论是格兰杰和恩格尔于20世纪80年代末才正式提出的。它是从经济变量的数据中所显示的关系出发,确定模型包含的变量与变量之间的理论关系。通俗地说，协整意味着变量之间存在长期的均衡关系。关于协整检验的方法主要有以下两种：一是格兰杰和恩格尔提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是杜宾瓦森利用的DW值检验的方法。利用格兰杰因果检验可以更准确地对变量之间的因果关系进行定量考察，避免伪回归。格兰杰曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。

基于上述文献的分析，本文试图以协整检验和因果关系检验的方法对江苏省1985―2008年财政科技支出与经济增长的关系进行研究，以期进一步研究江苏省财政科技支出与经济增长之间的关系。

二、江苏省财政科技支出与经济增长关系的实证研究

1．研究方法及数据来源

选取1985―2008年的年度财政科技支出数据和经济增长数据。①建立一元线性回归模型,运用协整分析方法进行研究,并对财政科技支出变量与经济增长变量进行格兰杰因果检验，定量考察江苏省科技投入与江苏省经济增长之间的相互关系。

财政科技支出变量（FSO）以年度财政科技三项支出或科技支出来表征。2006年之前选取的是科技三项支出的数据，2006年之后，江苏省统计年鉴不再统计科技三项支出，故选取科技支出作为财政科技支出变量。经济增长用江苏省国内生产总值（GDP）作为表征数据，详见表1。

2．单位根检验

为消除回归中出现的异方差,且取对数后的变量值不会影响变量之间的协整关系。本文取对数值log,LogFSO、LogGDP分别表示财政科技支出的自然对数值和国内生产总值的自然对数值。对两序列采用扩展的迪克―费勒（ADF）单位根检验，结果如表2。

对序列LogFSO、LogGDP的平稳性检验表明，在5%的显著水平下，不能拒绝两个变量存在单位根的假设。序列LogFSO和LogGDP均为非平稳序列，而他们的一阶差分均为平稳序列。LogFSO、LogGDP均为一阶单整序列I(1)，满足两变量的协整条件，故LogFSO、LogGDP两者可能存在协整关系。

3．协整检验

上述单位根检验表明LogFSO、LogGDP两者可能存在协整关系,为进一步确定两者之间是否存在协整关系，采用的格兰杰恩格尔法进行协整检验，检验方法如下。

首先LogFSO对LogGDP进行普通最小二乘回归。将LogFSO作为自变量，LogGDP作为因变量，建立一元线性回归模型,用OLS方法估计方程：

GDP＝α+βFSO+ε

其中，α、β两个常数表示方程的回归参数，ε为随机项。

对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项有常数项的形式，滞后阶数选择6 。检验结果如表3。

根据残差的ADF检验结果可知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFSO对LNGDP之间存在协整关系。协整方程为：

LogGDP=3.214564+0.732121LogFSO

（80.16681）（16.76995）

R2＝0.927448 adj－R2＝0.924150 F＝281.2321 DW＝0.326825

从协整方程看，LogFSO的系数为0.732121，表明江苏省财政科技支出和国内生产总值之间具有正向的长期均衡关系。LogFSO对LogGDP的弹性系数为0.732121，即LogFSO每增长1%，LogGDP将增长0.732121%。

4．因果关系检验

协整分析的结果表明，江苏省财政科技支出和国内生产总值之间存在着长期均衡的相关关系。但是，这种长期的均衡关系是否也构成因果关系呢？本文采用格兰杰因果关系检验法进行验证。因为江苏省财政科技支出和国内生产总值之间存在明显的协整关系，满足因果关系检验的条件，下文进一步对江苏省财政科技支出与江苏省国内生产总值进行格兰杰因果关系检验。在格兰杰因果关系检验过程中，滞后阶数取2，检验结果见表4。

从表4的检验结果中可以看出，江苏省财政科技支出与国内生产总值存在单向因果关系，在5%的显著水平下，国内生产总值不是财政科技支出的格兰杰原因，财政科技支出是国内生产总值的格兰杰原因。

三、主要结论和政策建议

文章通过运用协整检验和格兰杰因果检验来研究江苏省财政科技支出与江苏省经济增长之间的关系。结果表明：江苏省财政科技支出与江苏省国内生产总值之间存在着长期稳定的均衡关系。江苏省财政科技支出增加是江苏省国内生产总值增加的原因之一。

但是，江苏省财政科技支出的增加对GDP的影响不是很明显,这一结论的原因主要在于以下几个因素。第一，江苏省财政科技支出总量小，财政支出比例也较小，财政科技投入对各个产业的技术进步产生的影响则相对较小，不能很好地通过企业或者科研机构的研究成果转化成经济效益，间接促进经济增长的影响较小。第二，江苏省财政科技支出相对国内生产总值基数太小，由于财政科技支出的增加产生的经济效应相对国内生产总值太小。2003年之前江苏省国内生产总值是财政科技支出的1 000多倍，2004年之后这个比例才有所下降，降至2008年的300多倍，就算这样，江苏省财政科技支出相对国内生产总值的比例仍然太小，影响相对较小。第三，江苏省改革开放以来，大量吸引外资和基础设施建设对江苏省GDP的增加起到非常大的推动作用，其对江苏省国内生产总值的正向的影响非常大，财政科技投入对国内生产总值的影响则相对不明显。

政府财政科技支出虽然对经济的增长影响不是特别明显，但是对经济的健康、可持续发展是必需的。因此，政府应该继续坚持加大政府财政科技支出力度不动摇，明确政府在科技活动中的作用，通过加大政府财政科技支出的力度，调整政府财政科技支出的结构，调整财政科技支出政策等方式，保证财政科技支出的有效性，从而进一步促进经济增长。

参考文献：

[1] 范娜.我国政府财政科技投入的绩效评价研究[D].西安：西北大学，2009.

[2] 张志花.江苏省外商直接投资对进出口贸易影响的实证分析[J].华商，2008，（2）.

[3] 孙敬水.计量经济学教程[M].北京：清华大学出版社，2004.

Research on the co-integration relationship between the fiscal expenditure

on science and technology and theeconomic growth in Jiangsu province

ZHAO Min

财政科技论文篇（6）

1.引言

为了了解地方财政科技投入的绩效，首先从宏观上对地方财政科技投入对经济增长的贡献进行了研究，确定了二者之间存在相关关系，然后构建了评价地方财政科技投入绩效的基本指标体系。

2.我国地方财政科技投入与经济增长的关系研究

协整分析的模型和方法：为了验证地方财政科技投入与经济增长的相关关系，传统的做法是根据现有的样本资料建立相应的回归方程。然而，现实中的经济时间序列通常是非平稳的。为了避免“伪回归”问题，我们可以应用协整理论实行数据平稳化。

2.1 变量的平稳性检验

一般来说，如果一个时间序列满足以下条件，则是平稳的：第一，该时间序列的均值和方差在任何时间均保持恒定；第二，该时间序列在两个时期t和t+k之间的协方差仅依赖于两时期间隔K，而与实际时期t无关。另一种表示非平稳性的方式是单位根。变量的一阶差分是稳定的，检验变量是否稳定的过程称为单位根检验，其方法通常有DF检验、PP检验和ADF检验。本文将使用ADF法检验各变量是否稳定，即进行如下回归：

（1.1）

其中表示一阶差分，原假设为，即序列为非平稳序列，备择假设为，即序列为平稳序列。如果接受原假设而拒绝备择假设，说明序列存在单位根，是非平稳的；反之是平稳的。

2.2 变量之间的协整检验

目前，关于协整关系的检验有很多数学模型，例如多变量的Johansen检验、Engle-Granger两步法、频域非参数谱回归法等等，本文主要使用第一种方法，Johansen检验能够判定协整秩，即协整方程的个数。该检验的零假设和备择假设分别为：：至多有p个协整关系，：有q个协整关系，检验统计量为，其中是所有特征值中大小排在第i位的特征值，T是观测的总期数。这个检验是针对p有不同取值。从检验零假设：即不存在任何协整关系开始，然后再检验至多存在一个协整关系，直到最多q-1个协整关系为止，总共进行m次检验，而备择假设不变。

2.3 变量之间的格兰杰因果关系

虽然回归分析能够识别变量之间的关联程度，但是却不能识别变量之间的因果关系，格兰杰检验就是识别变量间因果关系的一种方法，其基本思想如下：如果X是Y变化的原因，则X应该有助于预测Y，即在Y关于Y滞后变量的回归中，添加X的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力。此时，称X为Y的格兰杰原因，否则称X不是Y的格兰杰原因。格兰杰检验的步骤如下：

首先，检验原假设“X不是引起Y变化的原因”，对下列两个回归模型进行估计：

无限制条件回归：

（1.2）

有条件限制回归：

（1.3）

用（1.2）式和（1.3）式的参差平方和计算F统计值，检验系数，，…，是否同时显著不为零。如果是，就拒绝原假设。然后交换X与Y进行同样的回归估计。

3.构建地方财政科技投入绩效评价指标体系

地方政府部门需要一套行之有效的绩效评价体系，来支撑政府建立的投入、监管机制的有效运行。地方财政科技投入绩效评价的整套工作中，评价指标的构建是一项核心内容，其对随后开展的一系列工作起到理论指导和操作规范的作用。

3.1 指标选取的原则

评价指标的选取应该遵循以下原则：

（1）重要性原则。所谓重要性原则是指所选取的指标应该反映地方财政科技投入绩效某一方面的主要信息，而不是次要信息。

（2）非重复性原则。所谓非重复性原则是指选择的指标之间所反映的信息内容应该彼此尽可能独立。不过，有些指标之间虽然反映的主要内容属于不同方面，但仍然存在一定的关联程度，这种情况是不可能完全避免的。因此，可以降低这些指标的权重，来避免这些指标间重复反映的内容。

（3）可得性原则。一个评价指标最终要应用到实际中，要求指标的数据是可以获得的，否则，无论评价指标多有意义，也是没有实践价值的。

（4）目的性原则。对于科技活动要达到的目标，不同时代、不同区域、不同的人都可能有不同的见解，因此，不可能也不必要把指标全部采用。事实上，绩效评价的目标是总结过去工作和提高以后工作，更好地实现既定目标。所以，反映目标达成效果的指标不应缺少，而与目标无关的指标也不应保留。

3.2 评价指标确定

根据上述指标选取原则，并参考诸多国内外学者的研究，构建评价地方财政科技投入绩效的基本指标体系。具体见表1。

（1）投入指标

地方财政科技拨款：指一地区一年财政直接拨款包括科学事业费、科技三项费用、科研基建费以及其他部门事业费等。反映了一地区政府对科技活动的投入程度。

科技活动人员中科学家与工程师数，是指具有高、中级技术职称（职务）的人员和不具有高、中级技术职称（职务）的大学本科及以上学历人员数。

地方财政科技投入强度：指地方财政科技拨款占GDP的比重。

（2）产出指标

国外主要检索工具收录论文数：科技论文数指在学术刊物和学术会议上发表的科学研究成果，应具备以下几个条件：其一，必须是首次发表的最原始的科学研究成果；其二，论文中所描述的实验应该能被同行重复验证，能在学术刊物上或其他文献上发表；其三，刊登在被选作科技论文统计数据源的我国正式出版的学术类和科技类期刊上的科技论文，以及《SCI》、《ISIP》和《EI》三个检索系统收录的期刊论文和会议论文。

涉及地方科技投入的专利授权量：专利授权量是指由专利机构对专利申请无异议，做出授予专利权，发给专利证书，并予以登记和公告的专利数。

技术市场成交额：指在技术市场中，各地区合同成交的金额。

4.结论

随着经济全球化的发展，世界各国政府和学术界得到一个普遍的共识：科技水平的提高、经济增长的速度和科技投入的强度，这三者之间存在着非常密切的关系。在整个社会的科技投入中，地方财政科技投入是重要的组成部分。本文分析了地方财政科技投入与经济增长的关系，进而研究建立了地方财政科技投入绩效评价指标体系。

参考文献：

[1]朱春奎.财政科技投入与经济增长的动态均衡关系研究[J].科学学与科学技术管理,2004(3):30-34.

[2]王海鹏,田澎,勒萍.中国科技投入与经济增长的Granger因果关系分析[J].系统工程,2005(7).

财政科技论文篇（7）

一、引言

“科技是第一生产力”，当今世界，一国（或一个地区）的国际竞争力和综合国力日益取决于其科技与经济的发展水平。不论发达国家还是发展中国家，政府财政科技投入都是全社会科技投入的重要组成部分，而其中，地方的财政科技支出更是对区域经济发展起着重要的作用。尤其是省属一级财政科技支出作为一种战略性举措，是实现地方科技成果转化为现实生产力的前沿阵地。从北京市的情况来看，作为我国的经济中心之一，科技创新将扮演重要角色。《北京市国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》中提出北京产业发展要走高端、高效、高辐射之路，提出要优先发展现代服务业，大力发展高新技术产业，适度发展现代制造业，以科技提升城市可持续发展能力，这就需要加大科技投入，发挥高端技术产业的进步优势，以技术进步促进经济增长。因此，在这种背景下，研究北京市政府财政科技投入对经济增长的影响，明确北京市财政科技投入的贡献率，对北京市提高财政科技投入，加快经济发展具有重要的意义。

对于科技投入与经济增长的关系，我国学者近几年也开始关注这一问题。单红梅采用广义柯布道格拉斯生产函数研究了我国科技投入与经济增长之间的关系。米传民对江苏省1997～2002年的经费支出、科技人员投入和数据，通过灰色相对关联度分析了科技投入与经济增长的相关关系，其结论表明经费支出和科技人员投入均与经济增长有正相关关系，且科技人员投入对经济增长有着更为显著的促进作用。王海鹏通过实证分析发现我国科技投入和经济增长受到长期均衡的影响。在研究的样本期内，发现我国科技投入和GDP具有长期的协整关系。根据协整方程，科技投入变动1%，导致GDP变动1.24%，科技投入的增加对经济增长的促进作用是非常明显的。已有文献研究我国以及各省市科技投入与经济增长之间的关系比较多，而研究财政科技投入的文献还并不多见。由于历史经济数据往往是不平稳的，为了避免因对非平稳时间序列进行回归分析所带来的伪回归问题，本文运用协整理论、因果关系检验等计量经济学方法，对北京市财政科技投入与经济增长之间的关系进行实证研究。

二、数据处理与分析方法

（一）数据来源与处理

在变量的选取过程中，考虑到数据的可得性因素。最终选择1994～2006年北京市国内生产总值（GDP）作为衡量经济增长的被解释变量，选择同期的北京市财政科技拨款（GS）作为衡量北京市财政科技投入的指标作为解释变量。其中，北京市GDP数据来源于《北京市统计年鉴》，北京市政府科技拨款数据来源于“中国科技统计”网站所的数据。考虑到价格因素对时间序列的影响，对所有的数据经物价指数P进行调整。对收集到的数据进行了简单的处理之后，在进行实证分析的之前，还应对其进行自然对数化处理，这样处理首先是为了避免数据的剧烈波动，其次可以消除异方差的影响，且这种变换不会影响变量之间的长期稳定关系。在下面的分析中，分别用LGDP、LGS代表自然对数化以后的北京市GDP总量、北京市财政科技拨款总量。

（二）分析方法

在考察变量间的关系时，一般的做法是根据现有的样本资料建立比较合适的回归方程，一个常用的计量分析方法是普通最小二乘法（OLS），但OLS方法的有效性是建立在变量的平稳性基础上的。如果变量是含单位根的非平稳过程，则基于OLS方法做出的常规统计推断很可能是错误的。在进行传统的回归分析时，要求所用的时间序列必须是平稳的，否则会产生“伪回归”问题。然而，现实中的经济时间序列通常都是非平稳的，破坏了平稳性的假定，为了使回归有意义，可以对其实行平稳化。常用的方法是对水平序列进行差分，然后用差分序列进行回归，但这样做的结果忽视了水平序列所包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说既是必要的又是重要的。20世纪80年代，Granger提出的协整理论是处理非平稳时间序列长期均衡关系的有效方法。为了研究北京市财政科技拨款对GDP的影响。首先，应该明确所研究的对象（时间序列数据）是不是平稳时间序列，如果不是，那就不能用平稳时间序列的一系列理论进行分析；其次，若所研究的对象是非平稳时间序列，且单整阶数相同时，更深一步对其进行协整检验，若二者协整，那么即使二者不是平稳时间序列，序列间仍然存在长期的均衡关系；最后，若经过单位根及协整检验后，满足进行格兰杰因果关系的前提，就可以对所研究经济变量进行格兰杰因果关系检验，找出序列间的因果关系。

三、北京市财政科技拨款与经济增长的协整分析

（一）平稳性检验

进行协整分析以前，必须先检验变量是否是平稳的。需先对北京市财政科技拨款（LGS）和北京市GDP总量（LGDP）进行平稳性检验，检验的方法为ADF检验。先对原序列进行ADF回归，得到ADF统计量，如果ADF的值小于给定显著性水平下的临界值，则原序列为平稳序列，否则原序列为非平稳的，我们进而对原序列的一阶差分，二阶差分或高阶差分进行ADF检验，最终确定其单整阶数。本文使用Eviews4.1软件对时间序列LGDP和LGS进行ADF检验，判断时间序列的平稳性，检验结果见表1：

在表1中，DLGDP和DLGS分别表示LGDP和LGS的一阶差分，D（DLGDP）和D（DLGS）分别表示LGDP和LGS的二阶差分形式，（C，T，K）分别表示单位根检验方程常数项，时间趋势项和滞后阶数，其中C＝0表示不含常数项，T=0表示表示不含时间趋势项。从表1的检验结果来看，LGDP和LGS均未通过5%水平的单位根检验，说明北京市GDP与财政科技拨款都是非平稳数据。同时可以看到，北京市GDP序列的一阶差分DLGDP也没有通过显著性5%水平下的单位根检验，说明DLGDP依旧为非平稳序列，虽然财政科技拨款的一阶差分DLGS通过了显著性水平5%的ADF检验，但其并不能通过显著水平1%下的单位根检验，所以其仍为非平稳序列。而通过表1最后两行结果我们可以得知，序列LGDP与LGS的二阶差分D（DLGDP）和D（DLGS）都通过了1%显著性水平下的ADF检验，由此可知LGDP与LGS均为二阶单整序列，得到LGDP－I（2），LGS-I（2）。

（二）协整检验

由上部分可知，平稳性检验的结果是LGDP，LGS都是二阶单整序列，符合进行协整检验的前提，可以对LGDP和LGS进行协整检验，检验的目的是看LGDP和LGS是否存在长期的，稳定的关系。按照Engle和Granger（1987）提出的两步检验法，在只有两个时间序列时，只可能存在一个线性的协整关系。这种情况下，E-G两步法显得非常有效。首先用OLS方法对LGDP和LGS进行协整回归，估计两序列的长期线性均衡关系。如果回归参差et是平稳的，那么LGDP和LGS是协整的，也就是说，两变量之间存在长期稳定的“均衡”关系。

通过最小二乘法可以得到回归方程：

LGDPt=6.825846271+0.615806951×LGSt

（32.20831）

R2=0.9895，D・W・=1.714

由回归方程各参数可知，模型的拟合优度较高，且无序列自相关。

由于协整回归中已含有截距项，则模型中无须再用截距项：

对残差序列进行ADF检验，由于检验统计量值-4.265015小于置信水平1％的临界值-2.847250，说明该残差序列为平稳序列，证明LGDP和LGS之间是协整的，二者存在长期的动态均衡关系。

（三）因果关系检验

上文得到的协整检验结果告诉我们北京市财政科技拨款与经济增长之间存在长期的均衡关系，但协整关系检验并不能确定二者是否具备统计意义上的因果关系，只能说LGDP与LGS之间具备了存在格兰杰因果关系的可能性。这种均衡关系是否构成因果关系，即是由财政科技拨款的增加带来经济的增长，还是经济增长带来财政科技拨款的增加需要进一步验证。

通过Eviews软件对1994~2006年的北京市GDP和北京市财政科技拨款进行格兰杰因果关系检验，得出表2：

从表2可以发现，当滞后期为1的时候，LGS不是LGDP的格兰杰原因的可能性仅在1.587%，可以拒绝LGS不是LGDP的格兰杰原因的原假设，得出北京市财政科技拨款构成北京市经济增长的格兰杰原因。而LGDP不是LGS的格兰杰原因的可能性为7.147%，不能拒绝5%显著水平下的原假设，说明北京市经济增长对财政科技拨款的投入促进作用不显著。所以，通过分析可以得出北京市政府科技投入对北京市经济增长构成单向因果关系。

四、结论

本文利用1994～2006年的北京市财政科技拨款与北京市GDP样本数据，对北京市政府科技投入与经济增长的关系进行了实证研究。通过研究可以发现：北京市财政科技拨款与北京市GDP均为二阶单整序列，它们之间存在着较强的相关关系，尽管各自的增长是非稳定的。但通过协整检验，从长期而言，它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。通过北京市财政科技投入与GDP建立的长期均衡模型中的系数可知，0.615806951是北京市GDP关于北京市财政科技拨款额（GS）的长期弹性，即财政科技拨款每增加1个百分点，GDP相应增加约0.65个百分点，表明北京市财政科技投入对于北京市经济增长有较为积极的拉动作用，但是可能由于科技投入转化为GDP的增长是个复杂的过程，政府科技投入对GDP的拉动作用也有待进一步提高。相反，北京市经济增长对北京市政府科技投入的拉动作用并不明显。

（一）积极调整科技政策，强化财政科技投入

针对北京市地方财政科技投入的现状，积极调整科技政策，强化财政科技投入已毋庸置疑，要充分发挥政府财政带头增加科技投入的作用。政府作为政治主体和社会管理主体，对重大科技发展方向和公共性项目的选择上具有一定优势。任何时期都不可以忽视政府财政科技投入的主导地位，即便是在全社会科技投入体系形成后，也不能放松政府财政科技经费投入的重要作用。即使非政府自筹资金的增加，也并不意味着可以减少财政科技经费投入的力度。

（二）完善科技投入的政策法规，优化财政科技投入的结构

要建立、健全科技政策法规体系，把财政科技投入纳入到规范化、法制化的轨道上来。优化财政支出结构的关键就是对公益性科研活动和公益性的科研机构加大支持力度，合理配置财政科技经费，明确各类经费的功能，实行分类管理，避免重复交叉。

（三）建立一套完整的地方财政科技投入绩效评价体系

所谓政府科技投入绩效评价体系就是指采用科学、规范的绩效评价方一法，对照统一制定的评价标准，按照绩效的内在原则，对科技投入的实施过程及其效果进行科学、客观、公正的衡量比较和综合评判。通过建立一套科学，有效的政府科技投入绩效评价体系，可以准确评价北京市政府科技投入的绩效，是提高政府投入效率、规避政府投入风险的需要，通过定期的评价，可有效地发挥政府资源对技术进步的促进作用，进而发挥其对经济增长和社会发展的促进作用。

参考文献：

1、单红梅.1991～2003年间中国科技投入经济效果的实证分析[J].系统工程,2006(9).

2、米传民,刘思峰,杨菊.江苏省科技投入与经济增长的灰色关联研究[J].科学学与科学技术管理,2004(1).

3、王海鹏.中国科技投入与经济增长的Granger因果关系分析[J].系统工程,2003(7).

财政科技论文篇（8）

中图分类号：F810 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）31-0105-03

引言

2013年中央一号文件，把“农业科技”摆上更加突出位置。“实现农业持续稳定发展，长期确保农产品有效供给，根本出路在科技”。关于对农业科技的财政金融支持，成为近年来各位专家学者研究的热点，有多位学者从理论和实证两个方面对农业科技创新资金支持进行了研究。从理论角度来提出相对应的政策建议，陈丽娟分析了中国银行业对于农业科技创新支持的模式，并指出存在的问题，比如相关农业科技创新的金融产品品种少等；张峭指出现代金融体系应该成为支持农业科技创新的重要“推手”，并从四个方面说明了现代金融对农业科技创新的促进作用；陈长民针对农业科技创新资金投入中存在的问题提出需建立政府间财政支持农业科技投入分担机制、健全金融机构信贷配置机制等政策建议；旷宗仁、章瑾、左停等就中国的农业科技创新投入与产出进行了分析，并得出以下特点：投入方向侧重硬技术、投入总量偏低，投入效率偏低等；严四容将政府农业科技推广投资的增长率同农业科技进步贡献率做了线性的回归分析，研究结果表明，在一定程度上，政府农业科技投资对农业科技进步贡献率的正面影响是显著的；宿桂红、常春水、李延霞等运用协整分析对中国农业科技的投入与农业科技自主创新能力的关系进行实证研究，研究结果表明，财政农业科技支出对农业自主创新能力的影响系数是0.708344，在数值上接近本文得出的结论。

上述文章深入研究了农业科技创新与资金支持之间的关系，但仍有一些改进之处，首先，分析的结果不够准确，变参数状态空间模型适用于存在不可观测变量观测系统，并且由于可以分时间阶段给出不同系数，所以不要求用大样本容量数据才可得到较准确结果。其次，上述文章建立的模型中仅仅是单一的财政资金支持和农业科技创新之间的关系，实证研究较少，本文不将财政资金支持与金融资金支持和对农业科技创新有重大影响的科技人力资源变量加入模型，使得研究结果更加准确，也同时说明培养大量优秀农业科技人员对中国的农业科技创新发展有重要作用。

一、研究方法

本文运用状态空间模型分析1996—2011年中国农业科技创新的财政金融政策效应。状态空间模型被用来估计不可观测的时间变量：理性预期、测量误差、长期收入、不可观测因素。

状态空间模型由量测方程和状态方程构成，其中

式中，xt具有固定系数β的解释变量集合，zt是有随机系数αt的解释变量集合，随机系数向量αt是对应于状态方程中的状态向量，称为可变参数。变参数αt是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和xt来估计。在状态方程中假定变参数αt的变动服从于AR（1）模型，扰动向量εt、vt假定为相互独立的，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为Q的正态分布。

二、指标的选取、数据来源和模型设定

（一）指标选取和数据来源

本文选取1996—2011年的数据作为研究样本，数据来源于1996—2011年的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。共设定了5个变量，其中有1个因变量y即中国的农业科技创新成果，这一变量采用农业专利申请量来表示；4个自变量，支持农业科技创新的财政支出g，用研究与开发机构科技经费农业政府资金支持表示；支持农业科技创新的金融支持f，用研究与开发机构科技经费农业金融机构贷款表示；农业科技创新人员l，用研究与开发机构科技人员表示。

（二）数据处理

为了使模型的结果更准确，更具参考性，对于，g和f用商品零售价格指数进行（PRI）平减处理，y、g、f和l均属时间序列数据，对其取对数以消除异方差。由于可变参数模型要求数据平稳或者具有协整关系，所以需要对原始数据进行平稳性检验和协整关系检验，结果表明财政投入和金融信贷资金对中国农科科技创新发展存在长期的、稳定的均衡关系。

（三）模型设定

建立农业科技创新的财政投入和金融机构对农业科技开发机构贷款对农业科技创新发展拉动效应的可变参数状态空间模型，用卡尔曼滤波对弹性系数进行估计，模型为：

三、模型测算及结果分析

（一）财政支出对农业科技创新的弹性分析

从图1可以看出，财政支出对农业科技创新的影响呈阶段性的特征，从1996—2002年呈明显的上升态势，由于从1997年下半年开始，中国经济发展的外部环境方面发生了重大的变化，当年7月爆发的亚洲金融危机对中国的外贸和整体经济造成了巨大冲击，中国整体财政政策由紧转松，国家对于各个领域的发展都倾入大额的投资，当然也包括对农业科技的投资，其中2002年政府对于农业科技开发研究机构的投入达515 670万元，同比2001年增长了36%，2002年财政支出对农业科技创新的弹性系数在近几年中达到峰值，为0.74。从2003—2008年该弹性系数呈缓慢下滑的趋势，这是由于2003—2008年，中国由积极的财政政策转为中性，尽管2008年财政投入相比2002年多投入了1.5倍，但是同比2007年，仅增长了15%，虽然，2006年“科技创新型国家”这一概念提出，中国对科技创新十分重视并大力支持，国家农业科技研发机构增多，经费的配套增长却略显薄弱，所以此时的弹性系数趋于平缓。从2008—2011年，财政支出对农业科技创新的影响缓慢增长。在此期间，中国加快经济结构调整和发展方式转变，国家对于科技创新领域的发展提供大力支持，故而该弹性系数有缓慢上升趋势。

（二）金融贷款对农业科技创新的弹性分析

从图2可以看出，中国金融贷款对农业科技创新的影响波动比较大，但总体呈现下降然后平稳的趋势，大致可以分为两个阶段，第一个阶段是1997—2004年，这一阶段，中国《中国人民银行法》、《商业银行法》的颁布，使得银行对于像农业科技创新这种高风险项目贷款持谨慎态度，导致对农业科技创新研发机构的贷款持续缩水，2002年金融机构贷款为2 273万元，比上年同比下降了80%，下降趋势十分猛烈。第二个阶段是2004—2011年，金融机构的贷款数额维持在较低的水平，其中2008年金融贷款仅为375万元，在开发机构筹资的渠道中仅占0.2‰。同时，作为整个大环境的融资背景，中国宏观的货币政策也是从紧的。

四、研究结论及政策建议

本文运用状态空间模型对1996—2011年中国农业科技创新发展的财政金融政策进行了实证研究，研究结果表明：

1.财政支出对中国农业科技创新的弹性系数呈阶段性特征：1997—2002年财政支出对中国农业科技创新的弹性系数呈明显的上升趋势；2003—2008年，财政支出对中国农业科技创新的弹性系数呈平稳趋势；2008—2011年，财政支出对中国农业科技创新的弹性系数平稳中有小幅度上升趋势。经分析，这种阶段性的特征与国家实施的财政政策有十分密切的关系。所以应该进一步制定农业科技创新的相关财政政策，以促进中国农业科技创新的发展。首先，应该根据科技研发机构数量投入匹配的研究经费，建立稳定的农业科技创新经费投入机制，促进农业科技创新健全发展。其次，加强对农业科技创新经费的管理，使资金能准确到位，使政策行之有效。再次，深化农业科技创新体系，制定可以提高农民自主创新动力的政策，使农业科技创新的发展再上一个新台阶。

2.金融贷款对中国农业科技创新的弹性系数同样呈阶段性特征：1997—2004年金融机构对农业科技创新的弹性系数呈快速下降趋势，2005—2011年，金融机构对农业科技创新的弹性系数呈平缓趋势。经分析，这种阶段性特征与国家的相关金融政策以及宏观的货币政策有紧密的联系。所以，也应当制定促进农业科技创新发展的金融政策促进其发展。首先，吸引多元化主体参与农业科技创新的资金投入，将科技创新成果推向市场。其次，完善风险保障机制，建立农业科技创新贷款的风险分担和奖励补贴机制，使得金融机构敢于向农业科技创新开发机构贷款，促进农业科技创新发展。再次，应该充分发挥农业发展银行等针对农业的金融机构对农业科技创新研发机构的融资作用，可以分项目与农业科技创新项目进行对接，从而准确评估风险，提高资金的使用效率。

参考文献：

[1] [美]西奥多·W.舒尔茨.改造传统农业[M].北京：商务印书馆，2003.

[2] 陈丽娟.中国银行业支持农业科技创新的模式探析[J].福建金融，2012，（11）：52-54.

[3] 张峭.加快农业科技创新需要现代金融支持和保障[J].中国科技论坛，2012，（3）：6.

[4] 陈长民.对农业科技创新投融资机制的探讨——以陕西为例[J].经济论坛，2012，（10）：98-99.

[5] 旷宗仁，章瑾，左停.中国农业科技创新投入产出分析[J].中国科技论坛，2012，（7）：132-135.

[6] 严四容.福建农业科技创新的金融支持研究[D].福州：福建农林大学，2008：5.

财政科技论文篇（9）

中图分类号：F124 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.06.15 文章编号：1672-3309（2012）06-37-04

一、引言

马克思曾指出，财富的创造主要取决于一般的科学技术和技术进步，[1]简言之，即科学技术是生产力。新经济增长理论将技术进步设置为内生变量，认为科学技术是经济增长的决定性因素。在我国，邓小平同志在1988年最早提出“科学技术是第一生产力”的论断，向全国人民揭示了科学技术在现代社会中的重要作用，为我国科学技术的发展指明了方向。因此，研究财政在科研技术上的投入与经济发展的相关问题的意义在于：通过使用计量工具对数据进行分析，量化对于我国财政科技投入的认识，并证明财政科技投入对国民经济增长即国家的经济发展具有重要意义。

二、协整与误差修正模型以及Granger因果分析的相关理论

协整理论（Co-Integration）是20世纪80年代中后期以来数量经济学领域应用较为广泛的一种建模理论。Engle 和Granger在1987年提出“协整”概念，以有效地衡量序列之间是否具有长期、均衡的关系，这一概念的提出有着非常重要的意义。在实际生活中，有些序列自身的变化是非平稳的，但序列与序列之间的关系却可以是长期且均衡的。

在本文的协整分析中采用扩展的Dickey-Fuller t检验法，简称ADF检验。本文依据协整理论，研究财政科技投入与国民收入之间的长期、稳定的均衡关系。通过EG两步法可以简便地对协整向量进行检验和估计，并且能够得到一致的参数估计。

（一）单整（Integration）与协整（Co-Integration）

如果一个时间序列需要进行d阶差分才能实现平稳，则说明原序列存在d个单位根，那么便称原序列为d阶单整序列，记为xt～I（d）。

能否对非平稳序列建立起动态回归模型，关键在于它们是否具有协整关系。建模前需对序列进行协整检验，该检验也称为Engle-Granger检验，简称EG检验。EG检验使用最小二乘法（OLS），其原假设定为“多元非平稳序列之间不存在协整关系”，备择假设定为“多元非平稳序列之间存在协整关系”。检验步骤分为两个（因而EG检验也称为EG两步法）。第一个步骤是建立响应序列与输入序列之间的回归模型：，式中是最小二乘估计值；第二个步骤是对回归残差序列进行平稳性检验。如果检验结果显示回归模型显著成立，参数显著不为零，则残差序列为白噪声序列。在可以判定序列之间具有协整关系的条件下就可以建立动态回归模型了。[2]

（二）单位根检验（The Unit Root Examining）

如果用一个模型去估计未来国民收入总值， 极有可能得到错误的结论。协整理论问世前，为避免建立的回归模型是虚假回归，需要把非平稳时间序列转化为平稳时间序列。应用最广的检验序列平稳性的方法是单位根检验。再者，检验之前要对数据进行对数处理，以消除可能存在的异方差性。因为参数的最小二乘估计量有超一致性，所以对数据取对数的处理不会对进一步的检验和分析产生影响。通过协整理论，就可以得到GDP与财政科技投入的以对数形式存在的协整关系。

（三）误差修正模型

1977年，Hendry和Anderson提出误差修正模型（ECM模型），ECM模型是作为协整回归模型的补充模型出现的。协整模型用来判定序列间的长期、均衡关系，误差修整模型可以用来判定序列的短期波动关系。

误差修正模型的构造原理[2]如下：

假设非平稳序列和非平稳序列之间具有协整关系，即，那么残差序列是平稳序列，在①式等号两边同时减去yt-1，则有②，将带入②式等号右边，得到③。假定？茁的最小二乘估计值为，则表示上一期误差，用ECMt-1来表示这一误差，则③式可表示为，这说明序列的当期波动？驻yt会受？驻xt、ECMt-1以及纯随机波动？着t的短期波动的影响。构建ECM模型便可以定量测定这3个影响因素，模型结构为，其中？茁1为误差正系数，表示误差修正项对当期波动的修正力度。

（四）Granger因果检验

因果关系最早是由Granger提出的。Granger因果性表示的是时间序列之间的领先（Granger Cause）与滞后（does not Granger cause）关系，只是时间上的因果关系，是对影响方向的确认，而非通常意义上所说的因果关系。[3]

Granger因果检验（Granger Causality Test）的基本思想是：对于经济变量X和Y，若X的变化引起了Y的变化，X的变化应该在Y的变化之前。

三、对财政科技投入和经济增长的协整检验与Granger检验

（一）数据来源

利用1978—2010年的相关数据，对我国在科技上的资金投入（X）与经济增长（Y，即国民生产总值）的关系进行了分析，国家对科技的资金投入数据来自国家统计局网站上的年度数据及国家科技部网站的财政科技拨款总额（见表1）。

表1 1978-2010年财政在科学技术上的投入

（二）平稳性检验

在计量分析中，时间序列大多存在异方差现象，为避免这种问题的存在，在分析前先对变量进行对数处理，得到LY和LX两个时间序列数据，二者的变化趋势如图1所示：

图1 LX和LY的趋势图

从图1可以看出，LY和LX均是非平稳序列，LY和LX两个序列具有相关性，二者的增长趋势基本一致。图1初步表明了变量Y（GDP）和变量X（国家财政在科学技术上的支出）之间存在着一定的相关关系。

现实生活中的数据一般都具有时间趋势，它们表现出非平稳特征，如果直接进行回归分析可能会出现“虚假回归”问题，为了避免该问题出现，通常先进行ADF单位根检验，DLY和DLX分别为一阶差分后的LY和LX，检验结果（ADF临界值取5%水平） 如表2。

表2 序列LY和序列LX的单位根检验结果

注：c，p，q分别代表检验模型中存在常数项、趋势变量和滞后阶数

从表2可知，经对数变换后的序列LY是非平稳序列，经一阶差分后，DLY的P值为0.8081，可以接受其为平稳序列。所以序列LY和LX都是一阶单整序列（如图2） ，可进一步检验这两个序列之间是否存在协整关系。

图2 DLX与DLY的趋势图

（三）协整检验

时间序列LY和LX经过一阶差分后由非平稳序列转化为平稳序列，所以二者都是一阶单整序列，可以进行E-G两步法的检验。

使用最小二乘法（OLS） 对序列进行回归，得到回归方程（1）：

拟合优度和修正后的拟合优度非常高，模型拟合的比较好。但是D-W值为0.132824，比较低，说明残差序列可能存在自相关，所以需要对残差序列进行平稳性检验。如果变量LY和LX之间存在协整关系，则残差序列应具有平稳性。通过对残差（Resid）以及差分后的残差（DResid ）进行ADF检验，得到表3结果。

表3 残差序列单位根检验结果

对残差和一阶差分后的序列进行平稳性检验，得出表3的检验结果。一阶差分后的残差的ADF检验统计量为-4.2951，临界值为-2.9604（5%显著性水平），P 值为0.002，说明残差序列是平稳性序列，序列不存在自相关性，所以回归方程（1）是协整方程，即LY和LX是协整的。

因而可以得出如下结论：基于1978—2010年的数据，我国在科技上的财政投入与GDP二者之间具有协整关系，即存在着长期稳定的均衡关系。由于变量进行了对数处理，所以回归模型（1）中的回归系数表示的是财政科技投入关于GDP的弹性系数，即科技投入每增加1个百分点，GDP 相应增加约5.052843个百分点。

（四）误差修正模型

为了测定LX，上一期的误差和纯随机项的短期波动对LY的影响，通过OLS可构建ECM模型：。

ECM模型回归方程为

ECM模型的检验结果如表4。

表4 ECM模型回归方程检验结果

方程的拟合优度R2=0.6506，说明该模型拟合的比较好，DW=0.0342表明该模型显著正相关。参数检验结果显示国家在科技上的投入的当期值对国民生产总值的当期值有显著性影响（？茁0显著），但上一期误差ECMt-1对当期值的影响不显著（？茁1不显著）。财政科技投入的当期值对国民生产总值的当期值的调整幅度比较显著，每增加一单位的LX会引致LY增加0.9087个单位，但上一期误差（ECMt-1）对国民生产总值的当期值调整幅度为负，说明误差修正机制是一个负反馈机制，单位调整比例为-0.0349。

（五） Granger因果关系检验

在协整检验的基础上，可以对财政科技投入与GDP的对数序列之间的关系进行格兰杰因果关系检验，检验结果见表5。

表5 1978—2010年财政科技投入与GDP的因果关系检验

由检验结果可知，在显著性水平下，可以拒绝原假设“财政科技投入（LX）不构成国民生产总值（LY）的原因”，即接受备择假设“财政科技投入（LX）构成国民生产总值（LY）的Granger原因，国民经济增长构成财政科技投入变化的Granger原因”。所以，财政科技投入的前期变化能有效解释国民生产总值变化的原因。

四、结论及建议

在前文实证分析的基础上，可以得出财政对科技的支持力度与经济增长具有长期均衡的关系的结论，且财政支出对经济增长具有重要推动作用。但我国在科学技术上的财政支出一直偏低，2008年、2009年和2010年我国在科技上的财政支出占国民生产总值的比重分别为0.67%、0.80%、0.81%。一方面，与发达国家相比，该比重仍然很低；另一方面，该比重虽呈上升趋势，但其增长速度远落后于我国经济增速和财政收入增速。

针对我国在科技上的投入不足，提出以下两点建议：

一是要加大对科学技术的财政支持，并进一步实现投入渠道和投入方式的多元化。科学技术是第一生产力，谁拥有核心科技谁就能抢占先机，抢占主动权。对于技术研发而言，初始投资是否充足是其能否取得成功的关键因素。与发达国家相比较，我国在科技上的财政投入偏低，增加财政投入量仅是一方面，在当前国家经济形势不容乐观的条件下，还可以从多方面实现财政支持力度的加强，如以政府采购给予支持，进一步加强固定资产折旧以及强化税收优惠或抵免政策的落实和引导，使科研机构、高校或进行研发的企业得到充分的实惠。[4]

二是要促进科技投入主体实现多元化。财政投入在我国科技投入结构中占绝大多数，其他资金主要来自社会企业和金融机构，而在发达国家，科技投入结构中社会资金占大部分。[5]进一步强化竞争机制以支持基础研究，取代原有的单一以政府投入支持科研机构、高校或企业科研的高成本低效率模式，出台财政政策或金融政策鼓励研发机构以及各类社会经济主体，促进研发机构自主争取社会资金、参与社会项目，并将研发成果社会化的改革进程，加强资金的使用效率并保证研发成果不失社会价值。

参考文献：

[1] 苏芳、胡日东、衣长军.中国经济增长与科技投入的关系——基于协整与VAR 模型的实证分析[J] .科学管理研究，2006 ，（09） .

[2]王燕.应用时间序列分析[M].中国人民大学出版社，2008.

财政科技论文篇（10）

中图分类号：F832.48

文献标识码：A

文章编号：1004-8308（2012）05-0109-08

创新是一个昂贵的过程，需要付出足够的资源来启动、指引和维持，因此，被普遍认为是创新经济分析先驱的约瑟夫·熊彼特，把资源配置，尤其是金融资源配置的研究作为他创新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特认为，创新通过信誉的建立来获得资助，信誉能通过多种途径建立，并重点强调了商业银行的作用，即产生新的购买力并使企业家可利用，继熊彼特之后，著名经济学家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《经济史理论》）中也指出，英国的工业革命实际上得益于18世纪早期在英国发生的金融革命，因为一些主要科技发明在工业革命发生前就已存在，而工业革命中对这些科技发明的大规模使用得到了大量而长期的固定资产投资支持，如果金融市场不能提供充足并且低成本的流动性支持，则科技发明的大规模推广和使用将受到极大限制，随着20世纪70年代信息经济学兴起，当代经济学家已把“信息不对称”引入企业金融和投资行为间交互作用的研究中，指出企业和金融家之间的信息不对称使得企业的外部金融比内部金融更加昂贵，一些研究认为，各产业的投资行为（金融要求）是由科技水平决定的，更多依靠外部金融的产业在拥有更发达金融市场的国家中应该成长更快。

现代科技创新早已超越工业革命时代依靠实践经验总结而来的技术革新和发明，而主要依靠基于科学研究和试验基础上的新发现和新突破来进行，通常认为，完整意义上的科技创新包括了基础研究、应用研究和商业化等3个阶段，其中商业化是最为关键的阶段，美国经济学家罗斯托指出，“18世纪的法国科学水平被判为至少相当于，而且很可能超过英国，在发明的质量（不是数量）上，法国也相当于或超过英国”，但工业革命却发生在英国，英国相对于法国的优势在于将科技发明成功实现商业化，只有将科技发明引进生产体系当中，科技发明才能转化为科技创新，因此对科技创新的金融支持就不仅仅包括前期的研发投入，更重要的是对创新成果商业化阶段（创新产品批量生产和销售阶段）提供资金支持，以Lerner为代表的现代学者则认为，由于科技创新具有高度不确定性和相对的市场配置失灵，政府不仅要对科技创新提供大量的财政投人，还应积极出资成立风险投资机构或基金直接进行股权或类似股权的投资，激励科技创新活动，由此可见，科技创新的融资体系实际上包括了政府财政投入和资本市场筹资两大部分，对于科技创新融资支持的实证研究，目前国内公开所能见的几乎没有，只有少数相关的研究，例如，沈能在其博士论文中安排了一章“金融安排促进技术创新功能实现的实证检验”，其模型的变量为“金融发展、技术创新、资本形成”；邓平博士论文也写入了“中国金融支持科技创新的VAR分析”一章，其模型的变量为“金融发展规模指标、金融发展结构指标、金融发展效率指标、科技创新指标”，显然二人是从金融的制度安排角度来检验其对科技创新的作用，我们认为，在当今科技创新的时代，且不论金融制度安排根植于一国历史文化传统而有较强的路径依赖性，无论一国金融制度如何设计，如果其能有效解决科技创新的关键难题——融资问题，则是适宜的，舍其而难以有更好的衡量标准，此外，张强和赵建晔对我国资本市场对科技创新的支持作用进行了实证研究，但其论文也仅仅考虑了资本市场的支持作用，并未探讨财政投入对科技创新的支持作用，有鉴于此，我们拟就各种融资渠道对科技创新的支持作用及其动态影响关系进行计量实证分析，以便从整体上把握我国科技创新融资支持的重要作用。

1 变量选取与数据说明

1.1对科技创新指标的选取

我们对科技创新的衡量是从科技创新产出角度来考察的，因为从产出角度来衡量可以更加客观地评价科技创新活动成效，由于科技创新成果衡量指标众多，直接选用则会在建立多元回归模型时让问题分析变得复杂，且变量之间还可能存在严重多重共线性问题，为此，我们采用“主成分分析法”，在低维空间将信息分解为互不相关的部分以获得更有意义的解释，文章数据全部来自历年的《中国科技统计年鉴》，基于数据可得性及尽可能获得更多观察数据方面考虑，并尽量剔除政府部门人为因素的影响，在《中国科技统计年鉴》的“科技成果”统计分项中，我们分别选取了“国内专利申请受理数”（简称专利申请，下同）、“国外主要检索工具收录我国论文总数”（简称科技论文，下同）、“全国各地区技术市场成交合同数”（简称成交合同）、“全国各地区技术市场成交合同金额”（简称成交金额）和“高技术产品出口额”（简称出口）等5项统计指标，分别记为PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，数据的时间跨度为1987-2009年，计量调整后的有效数据为1988-2008年共21年统计数据，由于对变量取自然对数不会改变变量本身的协整关系，且能使变量趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差，因此，我们对以上5个指标分别取自然对数，记为LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS软件（本文所有计量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析结果见表1。

从表1可以看出，第1和第2主成分的累积贡献度（cumulative proportion）达到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明显小于1，因此可以认为第l和第2主成分已能较好地反映5个一致指标的总体变动情况，从现实情况来看，专利和论文确实能很大程度上代表一个国家总体的科学研究和技术应用的水平，因此我们最终确定用PATENT和PAPER两个指标来衡量我国科技创新的总体水平。

1.2对创新融资指标的选取

科技创新的融资体系包括政府部门的财政投入及资本市场筹资两大部分，政府的财政投入不仅包括直接的财政科技拨款，还包括间接的财政投入，如各种对科技创新的税收减免及科技奖励等政策措施，资本市场筹资按筹资方式可分为间接融资和直接融资，即金融机构的各种贷款以及债券市场上的债券融资、股票市场上的股票融资和风险投资市场上的风险资本等，由于目前的统计年鉴只能给出政府的财政科技拨款一项，无法统计出财政对科技创新的种种间接财政支持，同时统计资料也无法细分出企业的科技贷款以及证券市场上的科技专项融资，因此我们选用政府的财政科技拨款、金融机构的中长期信贷和企业证券市场筹资来作为科技创新的融资考察指标，之所以选用中长期信贷指标，是因为我们认为科技创新是一个长期投入的过程（包括设备的更新和升级），中长期信贷更能稳定支持创新主体持续进行创新，需要说明的是，由于各统计指标时间跨度较大（1987-2009年），而这期间我国价格波动很大，依据科技创新的特点，我们对金融统计指标进行了价格调整，以便更客观地反映资金投入的变化，具体而言，我们借鉴王玲和Szirma的研究，将综合价格调整指数设定为0.5×P+0.5×W，其中P是固定资产投资价格指数，W为消费者价格指数（CPI），并以1986年的价格指数为基准进行调整，我们从《中国金融年鉴》中选取金融机构的“中长期信贷”以及“企业证券市场筹资额”统计项，从《中国科技统计年鉴》中选取“国家财政科技拨款”统计项，分别记为LOAN、BOND和FINANCE，各变量取相应对数后记为LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。

2 计量模型构建

2.1变量的单位根检验

我们建立一个多变量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法进行检验。从表2可以看出，以5%的显著性水平为衡量标准，各变量均为非平稳序列，而各变量的一阶差分均为平稳序列。

2.2协整关系检验

由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各变量是非平稳序列，且是同阶单整，因此可以进行协整关系检验，从表3可以看出，特征根迹（trace）检验和最大特征值（maximum eigen-value）检验均说明各变量存在3个协整方程，因此各变量通过了协整关系检验，说明这5个变量之间存在长期的均衡关系，各变量能被其他变量的线性组合所解释，可以建立VAR模型进行分析。

2.3VAR模型的构建

建立VAR模型时需要确定滞后阶数，从表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND为内生变量，常用的5个检验标准（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致说明滞后阶数为2。

3 模型分析检验

3.1脉冲响应函数分析

由于VAR模型是一种非理论性的模型，无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往并不分析变量之间的系数关系如何，而是分析系统的动态特征，即每个内生变量的变动或冲击对它自己及所有其他内生变量产生的影响作用，这种影响作用可通过脉冲响应函数分析来实现，只有通过稳定性检验的VAR模型才可进行脉冲响应函数分析。

VAR模型稳定性检验从图1中可以看出，我们所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒数值都在单位圆内，说明模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析。

对脉冲响应分析，为避免模型中输入变量顺序不同而对脉冲输出结果产生影响，我们采用广义脉冲方法，脉冲响应情况如图2、图3所示。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示各响应变量应对冲击的变化幅度（各变量均为对数，代表了弹性的变化），实线表示脉冲响应函数，代表响应变量对相应冲击的反应。

从图2可以看出，当在本期给中长期信贷一个正冲击后，专利申请前2期正向反应平稳，在第3期迅速上升到最大；此后开始滑落，并又从第6期开始持续上升，这表明中长期信贷将所受外部正冲击经信贷市场传递给专利申请，且这一冲击随着时间的推移具有稳定的和越来越强的促进作用，专利申请对财政科技拨款的正冲击响应迅速，当期就大幅度上升，并在第3期达到最大量；此后虽大幅度下滑但却在第5期后基本保持稳定，这表明财政科技拨款将所受外部某一正冲击经政府财政预算直接而迅速传递给专利申请，且冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应，当在本期给企业证券筹资一个正的冲击，经证券市场对专利申请产生正向影响，专利申请响应在第2期后基本呈现逐渐下降趋势，并在第9期对冲击的正向影响接近零，从图3可以看出，中长期信贷的正冲击对科技论文的前2期影响很弱；科技论文的正响应从第3期开始迅速上升，第5期后开始下降，但第6期后又开始持续上升，财政科技拨款的正冲击对科技论文的前2期影响也较小，从第3期开始，科技论文正向响应明显，并在第3～5期间保持稳定；从第5期开始下滑，此后基本保持平稳增长，证券筹资的正冲击对科技论文的影响很弱，除当期有一点促进作用外，此后基本影响很弱，甚至在第6期后有负面影响，综合以上脉冲响应函数图可以看出，各变量冲击对专利申请的影响基本上在第3年比较明显，而对科技论文的明显影响则保持在第3～5年左右，整体而言，中长期信贷对科技创新的促进作用比较显著，期间虽有波动，但长期支持作用递增；政府的财政科技拨款对科技创新的促进作用比较直接迅速，长期支持作用递减；企业证券市场筹资对科技创新的支持作用较弱，除前面几期有些促进作用外，后面几期几乎不起作用，甚至还可能带来负面影响。

3.2VAR模型预测误差的方差分解

脉冲响应函数描述的是随着时间的推移，模型中的各内生变量对冲击是如何反应的（如响应符号和响应强度等），但不能比较不同冲击对某一特定变量的影响强度，而方差分解则是将系统的均方误差分解成各个变量冲击所做的贡献，通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，来进一步评价不同结构冲击对一特定变量产生影响的重要性，因此，方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，利用方差分解，我们可以看出在科技创新的支持作用中，随着时间的推移，各个金融变量的贡献率如何，表5和表6分别为专利申请和科技论文的方差分解情况，

从表5可以看出，不考虑专利申请自身的贡献率，中长期信贷冲击对专利申请的贡献率随时间稳步增长，在第10期达到最大，接近12%；财政科技拨款冲击对专利申请的贡献率从第2期后就平稳增长，并在第7期后贡献率稳定在6%以上；企业证券筹资冲击对专利申请的贡献率很小，基本在1%左右；从表6中可以看出，同样不考虑科技论文自身的贡献率，中长期信贷冲击对科技论文的贡献率在第3期急剧上升，此后虽小幅波动但上升趋势明显，并在第10期的贡献率超过36%；财政科技拨款冲击对科技论文的贡献率在第3期达到最大值，此后小幅波动和缓慢下降；企业证券筹资冲击对科技论文的贡献率很小，也基本在1%左右。

综合以上方差分解分析可以看出，中长期信贷在促进科技创新的作用过程中贡献率持续上升，且贡献度最大；财政科技拨款对促进科技创新的即期效应明显，且贡献率基本保持稳定；企业证券筹资冲击对科技创新的贡献度微弱，几乎没有什么贡献。

4 结论与建议

受限于统计数据的可得性及理论分析的需要，我们只考察了3种融资途径对科技创新的支持作用，计量模型分析结果显示，金融机构的中长期贷款和政府的财政科技拨款对中国科技创新的支持作用巨大，而证券市场的支持作用则十分微弱，这个分析结果与Tadesse的观点基本一致，Tadesse认为，在金融部门不发达时，银行导向型金融体系在促进技术进步方面所起的作用比较大；而在金融部门发达时，市场导向型金融体系则能起到更大的作用，总结模型的检验结果，我们的主要结论有以下几点。

（1）科技创新需要长期持续的资金投入支持，计量模型检验表明，科技创新能力与资金投入规模存在长期稳定的正相关关系，我国近年来科技创新能力大幅提升与政府财政的大力支持和资本市场的大规模融资紧密相关，同时，模型分析也表明，从增加资金投入到创新能力提升是有时间滞后期的，具体而言，融资规模冲击对专利申请的显著影响要到第3年，而对科技论文的显著影响则在第3～5年，换句话说，增加资金投入并不能对提升科技创新能力产生立竿见影的效果，这期间约有3～5年时间的滞后期，由此可见，提升科技创新水平需要国家制订有科技发展的长远规划，更需要构建稳定长期的创新融资渠道来保障。