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内容提要:都市经济圈是我国建立创新国家的主区域,提升都市经济圈技术创新能力具有重要意义。本文通过实证分析研究结果表明:在影响科技创新成果的诸多因素中,科研费用对技术创新成果存在显著影响作用,政府科研经费增加能够有效拉升企业或民间科研经费增加。因此,
我国都市经济圈要加大科研费用支出,发挥财政科研经费对企业或民间科研经费的拉动作用,要做到财政科研费用支出同技术创新溢出的外部性建立关联,并实行定向技术创新的减税政策等。
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关键词:都市经济圈 核心技术创新 财税政策
中图分类号:F812.4 文献标志码:A 文章编号:1672-9544(2011)01- -
一、引言
我国人口众多及资源和环境的瓶颈制约,决定了我国必须遵循创新型国家的发展道路。实行改革开放政策30年来,我国虽然已经成为世界制造业大国,工业增加值居世界第四位,约为美国的四分之一,与德国接近[①]。但是,在技术创新尤其是国内企业拥有自己知识产权的核心技术创新方面步伐不快。
改革开放以来,我国逐步形成了以大城市或特大城市为核心的都市经济圈,长三角都市经济圈、珠三角都市经济圈、京津都市经济圈、成渝经济圈、环渤海经济圈等初步成型。都市经济圈已成为我国未来经济发展的一种重要组织形式。在提升创新能力方面,都市经济圈将发挥重要的作用。
目前,都市圈经济快速发展在相当程度上还依赖高投入,技术和知识对经济增长的贡献率不高。一些城市在发展过程中急功近利,资源过多用于城市建设,而对提升产业竞争力重视不够。制造业规模持续扩大,但产业发展集中于低附加价值、低盈利率的加工组装环节,经济效益不高。
改革开放30年,以深圳为代表的珠三角的经济圈得到了长足发展。但是珠三角经济区域的经济增长更多的是依赖于外向性经济、能源消耗、土地扩张使用和廉价劳动力的经济增长依赖路径。
珠三角经济圈,在吸引外资和建立制造基地方面成绩显著。在提升创新能力和企业拥有自己的核心技术创新方面取得了一定的成绩,但是成绩不显著。未来中国的经济发展必须打破经济增长更多的是依赖于外向性经济、能源消耗、土地扩张使用和廉价的劳动力的经济增长依赖路径,这就首先需要通过财税制度、政策变量的调整,引导技术创新的发展方向,提升自主创新能力,把我国的经济与社会发展建立在坚实的基础上。从经济总量来看,长三角地区已经成为我国经济最发达的地区之一,已经成为目前国内最具发展后劲的都市地区。因此,选择上海市的数据进行实证分析,能够得出有益的结论。
二、实证分析
(一)待检验的命题
一般来说,技术创新是多种因素作用的结果,既包括影响技术创新的间接因素,例如,社会保障水平,公共服务水平,文化教育水平,专利保护制度等,也包括影响技术创新的直接因素,像科技活动人数、科研费用、政府财税政策等。本文通过实证研究发现现阶段影响技术创新的首要因素,从而为政策制定提供依据。
命题一:科技活动人数、科研费用、企业所得税和增值税对技术创新成果存在显著影响作用。
命题二:政府科研经费增加能够有效拉升企业或民间科研经费增加。
(二)数据
TF:表示科技成果;包括了国际领先、国际先进、国内领先、国内先进及其他科技成果。
TM:表示科技活动人数。
RD:表示研究与试验发展经费支出与GDP的比值,即RD=(PRD+ GRD)/GDP。
ITB:表示企业所得税与GDP的比值。
TTB:表示增值税与GDP的比值。
PRD:企业或民间科研经费。
GRD:政府科研经费。
数据来源于上海统计年鉴,数据时间跨度:1995年—2006年。
(三)模型
模型一:TF=C+A1TM+ A2RD+ A3ITB+ A4TTB
模型二:PRD=C+AGRD
模型一的数据
obs |
TF(项) |
TM(万人) |
RD(%) |
ITB(%) |
TTB(%) |
1995 |
1350.000 |
18.25000 |
1.300000 |
0.017164 |
0.021245 |
1996 |
1094.000 |
19.11000 |
1.380000 |
0.017447 |
0.020659 |
1997 |
1193.000 |
17.99000 |
1.450000 |
0.024282 |
0.019425 |
1998 |
1305.000 |
18.72000 |
1.470000 |
0.021915 |
0.019889 |
1999 |
1252.000 |
16.25000 |
1.520000 |
0.021298 |
0.019939 |
2000 |
1102.000 |
16.31000 |
1.610000 |
0.029861 |
0.079689 |
2001 |
1338.000 |
15.19000 |
1.690000 |
0.021928 |
0.019500 |
2002 |
1418.000 |
15.18000 |
1.780000 |
0.024292 |
0.023834 |
2003 |
1508.000 |
15.07000 |
1.930000 |
0.021832 |
0.025425 |
2004 |
1629.000 |
18.28000 |
2.110000 |
0.025392 |
0.016295 |
2005 |
1701.000 |
19.67000 |
2.330000 |
0.051119 |
0.099025 |
2006 |
1953.000 |
20.07000 |
2.480000 |
0.049370 |
0.104467 |
根据模型一的数据OLS回归的结果:
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
C |
-211.1809 |
458.1215 |
-0.460971 |
0.6588 |
TM |
27.73886 |
23.95244 |
1.158080 |
0.2848 |
RD |
688.6313 |
204.3975 |
3.369080 |
0.0119 |
ITB |
-374.4592 |
13633.65 |
-0.027466 |
0.9789 |
TTB |
-1755.761 |
3068.151 |
-0.572254 |
0.5851 |
R-squared |
0.872160 |
Mean dependent var |
1403.583 | |
Adjusted R-squared |
0.799109 |
S.D. dependent var |
256.4171 | |
S.E. of regression |
114.9284 |
Akaike info criterion |
12.62083 | |
Sum squared resid |
92459.75 |
Schwarz criterion |
12.82288 | |
Log likelihood |
-70.72499 |
F-statistic |
11.93901 | |
Durbin-Watson stat |
1.977209 |
Prob(F-statistic) |
0.003027 |
模型一OLS回归的结果表明:科研费用的相对指标对技术创新成果存在显著影响作用。尽管企业所得税和增值税的相对指标对技术创新成果存在反向作用,但是两者都不能通过t-Statistic检验。
对模型一取对数后重新OLS回归:LTF=C+A1LTM+ A2LRD+ A3LITB+ A4LTTB
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
C |
5.084300 |
1.573132 |
3.231961 |
0.0144 |
LTM |
0.399468 |
0.311883 |
1.280826 |
0.2411 |
LRD |
0.915678 |
0.288672 |
3.172041 |
0.0157 |
LITB |
-0.107014 |
0.287248 |
-0.372549 |
0.7205 |
LTTB |
-0.033696 |
0.092882 |
-0.362781 |
0.7275 |
R-squared |
0.823024 |
Mean dependent var |
7.232276 | |
Adjusted R-squared |
0.721895 |
S.D. dependent var |
0.175855 | |
S.E. of regression |
0.092738 |
Akaike info criterion |
-1.623732 | |
Sum squared resid |
0.060203 |
Schwarz criterion |
-1.421687 | |
Log likelihood |
14.74239 |
F-statistic |
8.138345 | |
Durbin-Watson stat |
2.126009 |
Prob(F-statistic) |
0.009049 |
根据等式:
LTF=5.0843+0.399468LTM+ 0.915678LRD-0.107014LITB-0.033696LTTB
可以得出,科研费用的相对指标对技术创新成果存在显著影响作用。企业所得税税负和增值税税负降低1个百分点,科技成果将提高0.107014百分点和0.033696百分点。尽管企业所得税和增值税的相对指标对技术创新成果存在反向作用,但是两者都不能通过t-Statistic检验。因此,下面将修正模型一。修正后的模型一将主要考察技术创新成果和科研费用相对指标之间的关系。
修正命题一:科研费用对技术创新成果存在显著影响作用。
修正模型一:TF=C+ARD
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
C |
334.9345 |
156.6988 |
2.137442 |
0.0583 |
RD |
609.2060 |
87.43677 |
6.967389 |
0.0000 |
R-squared |
0.829190 |
Mean dependent var |
1403.583 | |
Adjusted R-squared |
0.812109 |
S.D. dependent var |
256.4171 | |
S.E. of regression |
111.1476 |
Akaike info criterion |
12.41061 | |
Sum squared resid |
123538.0 |
Schwarz criterion |
12.49143 | |
Log likelihood |
-72.46365 |
F-statistic |
48.54450 | |
Durbin-Watson stat |
1.784077 |
Prob(F-statistic) |
0.000039 |
对等式TF=C+ARD取对数后再OLS回归:
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
C |
6.835423 |
0.074596 |
91.63253 |
0.0000 |
LRD |
0.733113 |
0.129215 |
5.673575 |
0.0002 |
R-squared |
0.762974 |
Mean dependent var |
7.232276 | |
Adjusted R-squared |
0.739271 |
S.D. dependent var |
0.175855 | |
S.E. of regression |
0.089794 |
Akaike info criterion |
-1.831576 | |
Sum squared resid |
0.080630 |
Schwarz criterion |
-1.750758 | |
Log likelihood |
12.98946 |
F-statistic |
32.18946 | |
Durbin-Watson stat |
1.757168 |
Prob(F-statistic) |
0.000206 |
结果表明:科研费用的相对指标对技术创新成果存在显著影响作用。即:LTF=6.835423+0.733113LRD
并且系数显著性通过了
下面分析命题二:政府科研经费增加能够有效拉升企业或民间科研经费增加。
模型二:PRD=C+AGRD
模型二的数据
obs |
PRD |
GRD |
1995 |
106.7400 |
15.75000 |
1996 |
109.7500 |
17.00000 |
1997 |
130.0000 |
24.00000 |
1998 |
114.0000 |
26.00000 |
1999 |
125.0000 |
28.00000 |
2000 |
200.2400 |
46.90000 |
2001 |
171.8900 |
46.29000 |
2002 |
215.5500 |
62.77000 |
2003 |
235.1200 |
70.45000 |
2004 |
279.8300 |
82.67000 |
2005 |
354.3400 |
99.60000 |
2006 |
384.5000 |
100.6300 |
根据模型二的数据OLS回归的结果:
Variable |
Coefficient |
Std. Error |
t-Statistic |
Prob. |
C |
45.74836 |
10.67959 |
4.283720 |
0.0016 |
GRD |
3.028706 |
0.179033 |
16.91702 |
0.0000 |
R-squared |
0.966237 |
Mean dependent var |
202.2467 | |
Adjusted R-squared |
0.962861 |
S.D. dependent var |
95.91771 | |
S.E. of regression |
18.48473 |
Akaike info criterion |
8.822779 | |
Sum squared resid |
3416.853 |
Schwarz criterion |
8.903597 | |
Log likelihood |
-50.93667 |
F-statistic |
286.1857 | |
Durbin-Watson stat |
0.855102 |
Prob(F-statistic) |
0.000000 |
从回归的结果可以看出,模型拟合较好,PRD=45.74836+3.028706GRD,可决系数R2=0.962861,表明模型在整体上拟合非常好,系数显著性通过
综合上述实证分析,结论是:在影响科技创新成果的诸多因素中,一是科研费用对技术创新成果存在显著影响作用;二是政府科研经费增加能够有效拉升企业或民间科研经费增加。
三、政策建议
(一)要充分重视科研费用对技术创新的作用
根据上文分析得出,在科研费用的直接支出和税收优惠等影响技术创新成果的比较中,科研费用呈现出显著影响作用。因此,加大科研费用支出是提高都市经济圈创新能力的最重要手段。2003年以色列、芬兰和日本[②]的科研费用支出占GDP的比重分别是:4.93%,3.47%,3.15%。即使代表我国创新能力的龙头上海2005和2006年科研费用支出占GDP的比重分别是:2.33%和2.48%。说明我国都市经济圈仍有较大的提高科研费用支出空间。
(二)发挥财政科研经费对企业或民间科研经费的拉动作用
政府科研经费和企业或民间科研经费之间存在显著的正相关函数关系。要提高科研费用支出,首先要提高财政的科研费用支出。财政科研经费增加能够有效促进企业或民间科研经费增加。
(三)财政科研费用支出要同技术创新溢出的外部性建立关联
为了使财政科研经费支出有效促进企业或民间科研经费增加,并有效提高技术创新能力,要做到财政科研费用支出同技术创新溢出的外部性建立关联。运用这个方式能够有效实现财政支持与市场运作的有机融合。新经济增长理论认为,一个厂商的技术进步不仅会提高自身的生产率,而且将提高全社会其它厂商的生产率。因此,技术创新是经济系统的内生变量。在阿罗模型中,由于存在技术溢出,不存在政府干预时的经济均衡状态是一种社会次优,均衡增长率将低于社会最优的增长率。在没有政府干预的情形下,科学研究开发活动提供不足。美国有研究表明:科学研究开发活动的私人收益率大约为10%[③],而社会收益率大约为50%。因此,就像负的外部性需要用庇古税来矫正一样,正的外部性也需要用庇古补贴来矫正。
由于企业的科学研究开发成果具有外部性甚至具有公共品的特征,因此,我国对企业进行的科研活动必须进行税收优惠或财政补贴。同时,财政政策对企业技术改造和技术创新的支持不应区分企业类型,而应按技术溢出的外部性大小来制定。科技部门依据企业研发项目对社会的贡献率或可能(潜在的)外部性的大小来划分研发类别。财政补贴根据等级类别直接进行财政补助或采用税式支出的方式进行政府扶持,不应因企业(所有制)类别而受到歧视。不论企业大小,采用相同的财政支持技术创新制度,为市场创造一个公平的环境。运用这个方式,符合市场规律,这是发达国家的理论和实践所证实的。有利于资源的有效配置,有利于调动中小企业技术创新的积极性。有利于实现财政政策与市场机制的有机融合,启动经济内生增长机制。
(四)实行定向技术创新的减税政策
增值税对企业R&D的投入有明显的负相关关系[④],因此,积极财政政策中的增值税从生产型转向消费型的全面转型,有利于技术创新。税收优惠要定向于技术创新,实行减税。税收优惠政策要全面停止区域性税收优惠政策,即只是针对高科技产业区、经济开发区。这种做法有悖于平等竞争原则不利于企业间公平竞争。同时这也给企业避税创造了条件,区内外政策不同导致区内注册、区外经营,不利于税收征收管理。
一些企业迁入或者落户高新区,主要是出于套取国家税收优惠的主观目的,一些企业的生存空间及其表现出来的持续发展能力基本是依靠享受政府开发区或者高新技术开发区内的税收优惠而被支撑起来的。尤其受政府GDP政绩观考核的影响,一些进园、进区的所谓高新技术企业对拉动当地GDP作用明显,主要是消耗能源,对于技术创新作用不大。基于创新能力培育的税收优惠政策目标完全被扭曲了,在某些地方甚至最后演变为一场异常激励的地方政府竞争。为此,需要进一步规范税收优惠措施。可以采取以下形式并加大支持力度:加速折旧、盈亏相抵和投资抵免等。
(五)财政要建立规范的风险投资基金
风险投资是与高新技术产业密切相关的一种投资,它既可以满足人们冒险回报的愿望,又是市场经济下高技术创新及产业化获得充足资金的有效途径。然而,我国具有核心创新技术项目的高科技中小企业和拥有核心创新技术项目的个人,在技术创新的起步阶段,都面临着筹资难、利润低的困难,银行往往望其风险而却步,等待国外风险资本的扶持又不太现实,况且接受国外投资会导致利益的大量外流。在此情况下,政府要发挥启动和扶持的作用。对此,建议由财政、科技部门通力合作,建立一种规范化的高科技风险投资基金。财政部门的投资用于启动,科技部门对创新技术的潜力和未来收益负责评估预测,并从宏观上引导技术创新发展的方向。同时,要建立规范化的准备金制度。这是为减少企业投资风险而设立的资金准备,主要有技术开发准备金、呆帐准备金、退休准备金等。企业所得中用于技术创新用途的所得可作为准备金处理而不纳税。
实证研究表明:科技人才对技术创新成果存在正相关影响作用。因此,完善技术创新人才社会保障制度。要促使企业成为技术创新的主体,就要为企业和技术创新人才创造一个良好的外部环境。要把不同类型的企业都纳入社会保障范围,完善自由职业者自愿缴纳社会保险费的办法,打破社会保障的地区封锁,促进技术创新人才的跨地区合理流动。享受社会保障服务额=已缴纳的社会保险费×系数,系数一般由工作年限、退休年龄、职称、职务、通货膨胀率等因素构成。对于科技人才,系数中还应包括技术创新成果,根据技术创新成果对社会贡献的不同等级,相应提高享受社会保障服务额。
参考文献
〔1〕[美]哈维·S·罗森.财政学[M](第六版).中国人民大学出版社,2003年.
〔2〕[美]保罗·萨缪尔森,威廉·诺德豪斯.经济学[M](第十六版).华夏出版社,1999年.
〔3〕吴添祖.技术经济学概论.高等教育出版社[M],2005年.
〔4〕[美]多恩布什,费希尔,斯塔兹.宏观经济学[M].中国人民大学出版社,2002年.
〔5〕杨全发,韩樱.知识产权保护与跨国公司对外直接投资策略.经济研究,2006(4).
〔6〕谢建国.市场竞争、东道国引资政策与跨国公司的技术转移.经济研究,2007(6).
〔7〕Zweimuller,Josef and Brunner, K. johann.2005:“Innovation and Growth with Rich and Poor Consumers”,Metroeconomica,56(2),pp235-260.
〔8〕Lucas,R.E.,1988:“On the Mechanics of Economic Development”,Journal of Monetary Economics,22,pp6-40.