政府经济学d

政府经济学d（精选6篇）

篇1：政府经济学d

如何构建服务型政府

热点剖析：据悉，当时“孟浩事件”的发展流程是这样的：8月7日，广州市教育局发函给省、市政协，要求成立联合调查组，对孟浩事件进行调查。8月8日，广州市教育局发函给各新闻媒体，要求在调研结果出来前，不要报道和评论，并拒绝采访。8月11日，省政协正式复函，表示支持和保护孟浩履行其政协委员职责的行为，对成立联合调查组的主张不予支持。8月16日，广州市教育局向各大媒体发出通稿，就“孟浩事件”首次正式做出回应：近日，省政协委员到市教育局了解情况时，工作人员将他当成一般的群众来访是不妥的，尤其在知道其政协委员身份的情况下，说出报警的话更是不妥的。

但在这个事件流程中，请考生特别留意的是，当时许多媒体批评的焦点是在“广州市教育局向各大媒体发出通稿”上，因为通稿上说：“工作人员将他当成一般的群众来访是不妥的，尤其在知道其政协委员身份的情况下，说出报警的话更是不妥的。”这里就出现一个疑问：“政协委员”来了说出报警的话是“不妥的”，那“一般群众”来了，是否就“妥当”呢？许多媒体尖锐地指出：“在所有的傲慢中，权力性傲慢是最令人窒息的”。闹得沸沸扬扬的“孟浩事件”，那扇始终紧闭的教育局大门，露出的是某些政府官员居高临下的冷漠与傲慢。这里反映出了构建“服务型政府”的必要性和紧迫性。

对于应该如何如何构建服务型政府，结合国内的主流观点，戴斌老师认为主要有以下几点：

（1）扩大政府决策的公众参与度，并建立有关了解民意、公共参与决策的渠道、规则和程序；同时政府公共服务如何应当以社会的评价为主，以服务对象的评价为主，加大公众意见在评估中的作用，使公共服务提供从政府本位、官本位向社会本位、民本位转变。

（2）通过引入市场竞争来提高政府服务的效能，除了义务教育、基础科研、社会保障、公共安全等必须由政府提供的最基本公共服务外，在教育、卫生、体育等公共服务领域，应当营造竞争环境，利用竞争机制产生的压力促使有关的机关部门不断改进服务质量。

（3）应逐步加大公共支出结构中社会性支出的比重，不断提高社会性公共服务的地位与作用。一方面应建立公共收入制度，逐步增加全社会的公共财政收入总额；另一方面应建立健全公共财政体制，调整和优化政府公共服务结构，增加政府公共服务支出，重点增加社会性公共服务支出，逐步实现由生产投资型公共财政向公共服务型公共财政体制的转变。

（4）建立并优化公共保障机制，变政府主导型的经济发展模式为政府协助型的经济发展模式

（5）更新行政文化，在各级政府和公务员队伍中深入开展执行文化的学习，大力推进政府执行文化建设，强化执行意识，改进执行方式，加大执行力度。

（6）提高公务员素质。在公务员队伍建设上要注重综合性与专业性的结合，改变过去单一的人才知识结构和能力结构；深化公务员培训的教学改革，使政府工作人员既掌握最新的政府治理理念和发展动态，又熟悉现代行政技术与方法，全面增强公务员的服务意识、创新观念和执行能力，建立一支学习型的高素质公务员队伍。

篇2：政府经济学d

予使江西时以诗投政府D湖湘一麾会召还不果

作者：陆游 朝代：南宋 文字尘埃我自知，向来诸老误相期。

挥毫当得江山助，不到潇湘岂有诗?

篇3：政府经济学d

内生增长理论赋予了技术一个完全内生化的解释, 技术不再是外生的、无法控制的东西, 而是人类出于自利而进行投资的产物。所以, 技术在内生增长模型中是有目的的R&D (Research&Development) 活动的结果, 技术创新是经济增长的源泉, 而劳动分工程度和专业化人力资本的积累水平是决定技术创新水平高低的最主要因素;政府可以通过实施某些经济政策, 如通过实施主动的R&D投资、支持教育、刺激资本积累、保护知识产权、实行有利于新思想形成等来实现要素收益递增, 最终实现经济长期增长。内生增长理论为发展中国家快速实现工业化, 获得可持续的经济增长提供了新的发展思路:一国经济增长主要取决于它的知识积累、人力资本和技术进步的水平, 发展中国家可以研究为保持持续的经济增长所必须的技术条件, 以及有利于技术创新的机制, 适当的政策将有利于长期的经济增长。一系列科学合理的R&D投资活动能够促进技术的创新和知识的积累, 并通过知识的溢出和扩散效应使要素的边际收益递增, 进而实现长期的经济增长。

一般来说, 一国的R&D投资按经费来源主要有以下几个方面:企业、政府、金融机构贷款和其他, 在我国主要的R&D投资来源于政府和企业。从经济学的角度来看, 政府和企业进行R&D投资的目的是完全不同的。企业增加R&D投资是为了获得降低生产成本和开发新产品的先进技术, 进而实现利润最大化;而政府的R&D投资则主要用于一些公共基础研发, 激活企业的R&D研发活动, 纠正与R&D相关的一些市场失效问题, 促进经济的长期稳定发展。全社会的科技投入体系是一个以市场为基础的资源配置系统, 由于目的不同, 它们在整个科技投入体系中的地位和作用是不同的, 对经济增长所起的作用大小也会有所不同。其中政府在整个科技投入体系中具有双重“身份”:其一, 政府是整个市场的管理者和监控者, 为科技的发展制定指令性和指导性计划, 并提供制度保障;其二, 政府直接进行科技投入。从科技投入的宏观模式上看, 我国实行的是“政府主导—经济导向—多元化”模式, 国家财政科技投入起着导向作用。

Arrow (1962) 就指出由于研究与发展活动的成果具有公共物品的特征, 投资者无法完全独占其新技术知识的收益[1];此外创新的高风险也构成企业从事研究发展活动的障碍, 对于资金紧张、风险承受能力弱的企业尤为不利。完全的市场经济体制对研究活动的投资可能低于社会理想投资水平。政府运用政策工具对企业科技投入产生影响, 主要存在着三个方面的效应:

第一, 杠杆效应。通过政府投资于基础研究、竞争前共性技术的研究, 为企业后续的研究发展活动开辟技术机会、降低企业R&D的成本及面临的风险, 将有助于刺激企业的R&D投入, 带来科技投资的杠杆效应。

第二, 挤出效应, 当政府公共资金直接取代企业的R&D投入, 特别是在政府投入领域与企业投入领域间缺乏清晰准确定位情况下, 政府公共资金支持了一些企业即使在没有政府资助情况下也会开展的项目, 公共科技经费的增加降低了企业的R&D投入;或者, 政府科技投入经费的增加导致对研究发展资源的需求增长, 而短期内研究发展资源 (如合乎质量要求的研究人员) 的供给是缺乏弹性的, 研发资源价格的提高使得部分公司将原计划用于R&D的钱转用于其他用途, 导致对企业R&D投入的挤出。

第三, 政府实验室和大学研究所产生的基础理论和知识, 通过创新网络的传播和扩散, 产生外溢效应。

由于目的不同, 不同来源的资金对经济增长所起作用的大小也不同, 同时不同的投资来源之间到底哪种效应更突出, 如何更好地利用好各种效应实现我国政府提出的鼓励自主创新, 走科技强国的道路的目标, 保证我国经济的持续稳定发展, 提高我国的综合国力的政策制定具有重要的意义。

二、文献综述

政府R&D投入对企业R&D投入到底是互补效应还是替代效应, 对这一问题的争论可以追溯到1957年Blank和Stigler的研究。此后, 国外学者在这一领域作了大量工作。Guellec和Van Pottlesberghe通过对17个OECD国家进行研究, 其结果显示:政府资助给公司1美元, 可引致企业0.70美元的R&D支出 (企业总支出为1.70美元) ;并且政府资助的激励效果随资助率而变化, 政府对企业R&D的补贴水平对企业R&D的影响呈倒U型函数关系, 在比例达到13%时激励效应达到最大, 在比例超过25%时产生替代效应[2]。David和Hall收集了1957年以来32篇在这一领域有影响的文献, 归纳后发现, 其中有20篇文献认为政府公共研发投资和私人 (企业) R&D投资之间存在促进关系, 8篇支持两者之间存在挤出关系, 4篇认为两者之间关系不显著[3];Jose (2004) 对74篇相关文献的列表法 (Vote-counting) 统计表明, 51.35%的研究结论支持两者之间存在互补效应, 仅有22.97%的研究结论支持两者之间存在替代效应[4]。总体而言, 政府研发支出对企业研发支出具有互补关系比较明显, 但也有学者持相反观点, 认为政府直接资助对企业投入有替代作用, 主要有Howe J.D&Mc Fetridge D.G (1976) [5]、Camichael J (1981) [6]、Lichtenberg F.R (1984) [7]、Toivanen O&Niininen P (1998) [8]和Wallsten (1999) [9]。

国内绝大多数学者认为我国政府的R&D投入会促进企业R&D支出, 大部分相关文献均是讨论了政府R&D投入的主导作用, 如王娅莉、陈雷 (2003) [10]等。赵付民, 苏盛安, 邹珊刚等 (2006) 用1994-2002年我国29个省区的面板数据研究了我国政府科技投入对大中型工业企业R&D投入的影响, 结果表明无论是政府对大中型企业的直接资助还是投资于政府研究机构、高校研究, 对企业R&D支出都具有正向的促进作用[11];师萍、许治、张炳南 (2007) 利用1991-2004年我国相关数据研究了政府公共R&D对企业的R&D的效应, 得出了政府公共R&D投入的杠杆作用大于挤出效应, 政府向高校提供研发资助可能会挤出企业R&D支出的结论[12]。少数学者也探讨了政府R&D投入的挤出效应, 如姚洋、章奇研究了我国政府的R&D投资效应, 认为政府在R&D投资方面占主导地位并不是一种有效率的状态, 政府所创办的公共研究机构 (包括各级科学院、研究所等) 的R&D支出对企业R&D效率有负影响, 因此, R&D活动更多地应由企业来承担, 现阶段有效的方法是设法将公共研究机构转化为赢利性单位而不是纯粹的研究机构[13]。所以政府R&D投资与企业R&D投资之间的关系一直是学者们争论的热点, 本文将利用经济计量方法通过对各种不同途径的R&D投资对经济增长的动态效应及它们之间的相互关系的研究来为政府制定更加有效的创新政策提供依据。

三、R&D投资与经济增长的计量分析

(一) 数据与变量

由于在我国公开的统计数据中直到2000年才有比较完整的关于各种不同经费来源方面的数据。在统计数据中科技经费筹集额是指从各种渠道可筹集到的用于科技活动的经费, 这些科技活动包括:科学研究与试验发展 (R&D) 活动、R&D成果应用、科技服务活动。在统计资料中科技经费筹集额的数据要比R&D投入的数据更加全面一些, 所以本文以科技经费筹集额来代替R&D投资额, 选取科技经费筹集额中的政府资金和企业资金分别代表政府和企业的R&D投入, 该数据来源于中国科技统计网http://www.sts.org.cn, 利用国内生产总值表示总产出。本文选取样本区间为1991年-2006年的年度数据, 由于R&D资金投入的大部分用于固定资产的购置, 所以国内生产总值、政府资金和企业资金都利用固定资产投资价格的环比指数进行了调整, (国内生产总值和固定资产投资价格指数数据来源于中经网统计数据库) 并对其取自然对数, 以消除时间序列数据中存在的异方差现象。变换后的数据分别记作LNGDP、LNRD_G和LNRD_E。

(二) 变量的平稳性检验

在研究国内生产总值、政府R&D投资和企业R&D投资的协整关系之前, 为了避免“伪回归”现象的出现, 首先利用ADF单位根检验的方法来检验时间序列的平稳性。在进行ADF检验时, 最优滞后期的选择标准是在保证残差项不相关的前提下, 同时采用AIC准则与SC准则, 在二者值同时为最小时的滞后长度即为最佳长度, 常数项c和趋势项t通过变量时序图观察确定。其检验结果见表1。

注: (1) 检验形式中的c和t表示常数项和趋势项, k表示滞后阶数; (2) ADF检验的临界值来自软件Eviews5.1。

由表1可以看出LNGDP、LNRD_G和LNRD_E三个时间序列都是非平稳的, 但是它们的一阶差分序列在5%的显著性水平下都是平稳的, 所以它们都是一阶单整序列。

(三) 国内生产总值、政府R&D投资和企业R&D投资的协整检验

协整理论认为如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的, 但它们的某种线性组合表现出平稳性, 则这些变量之间存在长期均衡关系即协整关系。在经济学意义上, 这种协整关系的存在可以通过其它变量的变化来影响另一变量水平值的变化。若变量间没有协整关系, 就不存在通过其它变量来影响另一变量的基础。所以虽然LNGDP、LNRD_G和LNRD_E都是非平稳的, 但是它们之间可能存在协整关系。

目前进行协整检验的方法主要有两种: (Engle-Granger) E-G两步检验法和Johansen检验法。本文采用Johansen (1995) 提出的关于系数矩阵的协整似然率 (LR) 检验法。这种方法目前是比较可靠的方法, 它可以避免使用E-G法带来的问题, 并且有较好的小样本特性。Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型 (VAR) 的检验方法, 因此在进行协整检验之前, 必须首先确定VAR模型的结构即VAR模型的滞后阶数。表2给出了五种选择标准下的最优滞后阶数, 因此确定VAR (2) 模型为最优模型。

注: (1) *表示根据对应的选择的滞后阶数; (2) LR为似然比统计量值, FPE为最终预测误差, HQ为Hannan_Quinn信息值。

协整检验模型实际上是对无约束VAR模型进行协整约束以后得到的VAR模型, 该VAR模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期。由于VAR模型的最优滞后期为2, 因此协整检验的VAR模型滞后期为2。通过模型选择的联合检验, 确定序列有线性趋势且协整方程有截距项的模型为最适合的协整检验模型。协整检验是从检验不存在协整关系开始的一系列检验, 具体检验过程见表3, 检验结果表明在5%的显著性水平下, 变量之间存在2个协整关系。

注:*表示在5%的显著性水平上拒绝零假设。r代表协整关系的个数。

(四) 结构VAR模型

Sims于20世纪80年代提出了用非结构性方法建立各个变量之间关系的向量自回归模型 (VAR) 的建模方法, 模型中每一个变量都表示为其自身和其他变量滞后的回归方程形式。虽然VAR模型在很多研究领域里取得了成功, 但是VAR模型存在参数过多的问题, 只有所含变量较少的VAR模型才能通过OLS和极大似然估计得到满意的估计结果, 而且由点到面VAR模型不考虑经济理论, 产生的脉冲响应因为“新息”不能被识别为内在的结构误差, 因而无法给出任何结构性解释。在本研究由于VAR模型的效果不理想, 且与现实存在一定的差距, 所以本文采用结构向量自回归模型 (SVAR) 进行研究。

SVAR方法首先由Blanchard和Quah (1989) 提出, 他们通过对VAR模型施加基于经济理论的长期限制性条件, 识别出经济中的总需求冲击和总供给冲击, 给出了美国宏观经济波动的凯恩斯解释。近年来, SVAR模型被较多地引入到财政及货币政策分析中, 本文将通过引入SVAR模型, 估计模型并通过对模型参数空间的限制从VAR模型的复合冲击中分离出国内生产总值与R&D投入的结构冲击和不同的R&D来源之间的冲击响应。

在此介绍模型及其识别方法:首先建立国内生产总值、政府R&D投资和企业R&D投资的三元结构VAR (2) 模型, 即SVAR (2) 模型:

其中变量和参数矩阵为:

Lngdpt、Lnrd-gt和Lnrd-et分别为国内生产总值、政府R&D投入和企业R&D投入取对数后的序列, ε1t、ε2t和ε3t分别是作用在它们之上的结构式冲击, 即结构式残差, εt是协方差为单位矩阵的白噪声向量, 即εt~VWN (0, In) 。

如果B是可逆的, 可将结构式方程转化为简化式方程:

其中μt=B-1εt。一般而言, 简化式残差μt是结构式残差εt的线性组合, 是一种复合冲击。对于n元p阶的SVAR模型, 需要对结构式施加n (n-1) /2个限制条件才能识别出结构冲击。对本文的模型来说, 由于模型中饮包含3个内生变量, 则n (n-1) /2=3, 所以需要对模型施加3个约束条件, 才能识别出结构冲击。在此采用SVAR模型中的AB-型:

其中et、μt是k维向量, et是可观测到的残差, 相当于前文的εt, 而μt是不可观测的结构新息。A、B是待估计的k×k矩阵。本文根据我国现阶段经济运行的实际情况和其它学者所做的研究结论, 做如下三个假设: (1) 实际GDP影响当期的企业R&D投资; (2) 实际GDP影响当期的政府R&D投资; (3) 当期的政府R&D投资不会影响当期的企业R&D投资, 即a23=0。假设约束A为主对角元素为1的下三角矩阵, B为一对角矩阵。

(五) 模型的脉冲响应分析

根据上述的SVAR模型的估计, 计算SVAR模型中的经济变量对经济冲击的脉冲响应函数。在SVAR模型中, 脉冲响应函数描绘了在一个扰动项上加上一次性的 (one-time-shock) 冲击, 对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。其脉冲响应图如图1-图4所示。

1. 国内生产总值对企业R&D投入的脉冲响应。

企业R&D投入对国内生产总值的影响如图2所示。Ln RD_E的一次冲击首先会对Ln GDP产生一个正向的影响, 这种影响会在第二年达到最高点0.02, 然后影响开始下降, 于第五年达到0, 从第五年以后该冲击对Ln GDP的影响开始为负, 但相对于正向影响来说, 负向影响较小, 并于第十年回归到0, 影响消失, 完成一个响应周期。

2. 国内生产总值对政府R&D投入的脉冲响应。

政府R&D投入对国内生产总值的影响如图3所示。Ln RD_G的一次冲击从第一年开始就会对Ln GDP产生一个正向的影响, 这种影响逐渐增强, 在第三年开始达到最大, 约为0.04, 这个较强的正向影响会在第七年有少许下降, 达到0.03, 然后会一直保持下去。所以政府R&D投入对国内生产总值会产生一种长期的正向影响。

3. 企业R&D投入对政府R&D投入的脉冲响应。

企业R&D投入对政府R&D投入的脉冲响应如图4所示。Ln RD_G的一次冲击会使Ln RD_E从-0.05迅速上升, 于第二年达到最高点1.7, 到第三年以后开始下降, 在第四年达到0.05, 然后基本趋于平稳。所以政府R&D投入会对企业R&D投入产生较强的正向影响, 即政府R&D投入和企业R&D投入之间存在互补关系, 政府的R&D投入会对企业的R&D投入产生示范效应。

4. 政府R&D投入对企业R&D投入的脉冲响应。

政府R&D投入对企业R&D投入的脉冲响应如图5所示。Ln RD_E的一次冲击会对Ln RD_G产生一种负向的影响, 但这个影响相对较弱, 最大才能达到0.01, 然后这个影响于第四年左右就会消失。所以由此可以看出我国企业的R&D投入会对政府的R&D投入产生负向的影响, 但影响微乎其微, 也就说明政府的R&D投入基本上不受企业R&D投入的影响, 即两者之间只存在互补效应, 不存在替代效应。

四、实证研究结论及政策建议

实证分析表明从1991年到2006年我国不论是政府的R&D投入还是企业的R&D投入对国民经济都起到了积极的推进作用, 但是在这个过程中政府的R&D投入对经济发展的影响是长期的, 并能使整个经济水平有一个较高的增长率, 这可能与政府的R&D投入主要用于基础研究和应用研究, 而这两项研究一般在科研机构和大学中完成的, 这为经济发展积累了技术基础和经济发展所必需的人力资本, 知识的产出效应和扩散效应使我国经济生产要素的整体水平得到提高, 从而促进了经济的发展。企业的R&D投入对经济增长的作用是短期性的, 并且开始为正向的, 5年后则成为反向的, 10年形成一个周期, 虽然从总体上来说企业R&D投入的作用还是正向的, 但是与政府R&D投入的作用相比要小得多, 其主要原因可能是因为我国是一个发展中国家, 考虑到我国有限的发展资本、特定的要素结构和比较优势, 我国企业的R&D生产主要以被动的技术模仿和引进为主, 缺乏自主创新。企业一般都是针对某一个具体的引进项目进行吸收和利用, 导致企业的R&D投入和产生的效益具有周期性的特点, 这与我国企业进行研发目标的短期性有着密切的关系, 企业研发缺乏长远的目标。但是哈佛大学国际发展中心主任杰佛里·萨克斯指出如果一个国家总是大量地从国外引进关键或成熟的技术, 并加以消化、吸收、渐进改造, 那么他可以在技术上很接近国际先进水平, 但到了一定程度之后, 就很难超过对手了。如果一个国家能以比领先国家创新技术更快的速度来引进消化提高, 那么他就能最终取得更接近于国际先进水平的技术能力, 即使如此, 最终不可跨越的差距依然存在[14]。我国企业R&D投入的大部分用于消化、吸收国外的先进技术, 所以很难形成自己的核心竞争力, 也就无法在长期对经济增长产生更大的影响。从政府R&D投入和企业R&D投入的关系来看, 政府R&D投入对企业R&D投入具有明显的示范效应, 两者之间存在互补关系, 而不存在替代效应。

通过对上述实证研究结论的分析, 我们可以提出如下政策建议:

1.我国的R&D投资每年都在增长, 图5显示了从1991年到2006年我国企业R&D投资和政府R&D投资占国内生产总值的比例, 从中可以看出政府R&D投资的增长在GDP中所占比例基本保持不变, 企业的R&D投资增长非常快。但是根据实证的研究结果却表明企业R&D投资取得的效益却没有政府R&D投资的效益大, 从而可以认为我国企业R&D投资效率较低。这可能是由于我国企业管理体制造成企业更多地考虑其短期效益, 存在着企业的短期行为, 缺乏对企业长期发展的战略规划。同时长期以来我国一直在强调比较优势, 企业的创新主要以模仿创新为主, 这种创新方式从事实来看是无法形成企业的核心竞争力的, 也就无法形成企业的持续竞争优势。所以在国家层面上, 必需首先从体制上明确企业的地位, 约束企业的短期行为, 为使企业成为技术创新的主体提供制度上的保障。从企业的层面上, 企业短期可以通过模仿创新追赶国际先进的技术水平, 但是从长期来看企业一定要立足于自主创新, 特别是在高科技产业的发展和信息产品的开发方面更要立足于自有知识产权的研究与开发。这就要求企业要完善现代企业制度, 目标明确, 提高管理水平。

2.实证研究表明我国政府R&D投入对企业R&D投入具有明显的示范效应, 替代作用非常小, 所以国家可以通过加大政府的科技投入和税收减免政策鼓励企业进行R&D投资, 并通过加大政府R&D的投入, 营造有利于高科技人才成长和创业的良好环境, 提高劳动力素质和知识资本的积累, 从各个方面为经济发展提供条件。

篇4：政府经济学d

摘要：文章以2007年-2014年省际面板数据为样本，采用柯布-道格拉斯（C-D）生产函数形式的随机前沿模型，选取以专利申请量作为产出量来衡量技术进步效率，实证考察了政府R&D投入、FDI等因素对技术进步效率的影响。研究发现：政府R&D投入、FDI对促进技术进步效率的提升有显著的正向影响; FDI与政府R&D投入之间具有一定的替代效应;人员投入、资本投入对促进技术进步效率的提升有显著地正向影响。此外，文章以专利授权量作为产出量来衡量技术进步效率也证实了上述结论。文章根据上述结论，提出了促进技术进步效率提升的相关政策。

关键词：政府R&D投入;FDI;技术进步效率

一、 引言

改革开放以来，借助于改革红利、人口红利和全球化红利带来的体制优势、成本优势和市场优势，中国制造业快速扩张，其总量超越美国成为全球名副其实的世界制造业第一大国。然而，中国制造业却大而不强，大多制造业企业在参与全球分工体系中，仍位于全球价值链的低端环节，关键零部件、系统软件和高端装备缺乏、技术水平低下已经成为制约中国制造业转型升级的瓶颈性因素。实现中国制造向中国创造转变的关键在于技术创新和技术进步。探讨技术进步效率极其影响因素无疑具有重要的理论和现实意义。本文重点从国内政府R&D投入和外商直接投资（FDI）来探寻技术进步的效应。

政府R&D投入理论真正兴起于新增长理论对技术创新的分析，Romer（1989）等学者将政府公共R&D视为弥补R&D活动“市场失灵”的手段，主要通过政府对R&D投入来实现经济帕累托最优。白俊红、李婧（2011）运用中国大中型工业企业1998年～2007年分行业面板数据分析了政府R&D资助正向显著的促进了技术创新效率;范凌钧、陈燕儿（2014）基于效率的视角实证考察了政府R&D资助对高技术产业技术效率的促进作用。相反的是，赖明勇等（2005）、严成（2016）等实证研究发现国内自主研发对产出具有负效应;有关FDI对中国技术进步的研究结论也存有争论，何洁（2000）、项婕妤（2015）认为FDI的引入促进了技术进步、而赵奇伟（2006）、王滨（2010）研究表明FDI外溢作用并不明显。以上研究均忽视了技术进步的最主要来源是政府R&D投入和FDI，大多没有将两者纳入统一的分析框架。政府R&D投入与FDI究竟是替代效益，还是互补效应？其中的内在逻辑又如何？本文的研究有利于弥补这一点。

二、 模型设定

本文采用SFA测算各省、自治区、直辖市的技术进步效率，并实证分析政府R&D投入、外商直接投资（FDI）、经济结构（ES）对技术进步效率的影响。设定柯布-道格拉斯形式的随机前沿模型：

三、 变量解释与数据说明

1. 变量解释。根据中华人民共和国行政区划，考虑到台湾、香港、澳门缺乏模型中科技费用支出等相关数据（李谷成，2009），因此本文选择31个省、自治区或直辖市作为样本。

被解释变量：本文将技术进步效率作为作为被解释变量，采用专利申请量和专利授权量进行解释。

解释变量：政府R&D投入，本文用政府R&D投入内部支出进行测度（范允奇，2014）;外商直接投资，外商直接投资是技术扩散最为显著的途径（靳涛，2011），采用外商直接投资额;经济结构，技术进步效率与一个省、自治区、直辖市第二产业的发展水平息息相关，因此采用第二产业占GDP中的比值来测量经济结构（叶娇，2014）;人员投入和资本投入，本文分别采取科技活动人员和科技费用支出来表示。

2. 数据说明。本文所使用的数据来源于2007年～2014年的《中国统计年鉴》、《中国统计公报》，其中，2007年～2014年的专利申请量、政府R&D投入内部支出、外商直接投资、科技活动人员、科技费用支出、第二产业在GDP中的比值等大部分数据来源于《中国统计年鉴》、而由于数据更新慢，14年数据多数来源于《中国统计公報》。因此在以专利申请量和专利授权量作为被解释变量，政府R&D投入、FDI、经济结构作为解释变量。31个省、直辖市、自治区8年的时间，共计248个观测样本。同时由于2010年每个省份的统计年鉴发生了改版以及部分数据（科技费用支出、科技活动人员、政府R&D投入内部支出）的缺失，我们用相邻两年（2009年和2011年）的平均值代替。

四、 实证分析

应用stata软件对随机前沿模型中的参数进行估计。沿袭白俊红（2011）的分析框架，我们将首先分析以专利申请量为技术进步产出的估计结果，然后分析以专利授权量为技术进步产出的估计结果。

1. 以专利申请量作为产出的随机前沿模型估计结果。本文表1报告了专利产出的随机前沿模型效果。其中，模型1和模型4分别是对政府R&D投入和FDI的回归估计结果，模型2、模型3是科技活动人员、科技费用支出对政府R&D投入吸收能力的回归估计结果。而模型5、模型6是科技活动人员、科技费用支出对FDI的回归估计结果。模型7是政府R&D投入、FDI与技术进步效率之间的关系。由于在模型1、模型2、模型3、模型7情况下，方差参数并不显著，接受了原假设，即认为不存在无效率项，但这很可能是由于样本容量过小所致（仅为31），而在不同的模型中，方差参数均异于零，表明各省、市、自治区的进步效率的技术非效率效应是存在的，这也论证了SFA技术的合理性。

通过分析前沿生产函数的估计结果可知，不同模型下科技活动人员与科技费用支出对专利均有显著的影响。lnL的弹性系数值在-0.107～0.185且均在1%的置信水平下显著，而lnK的弹性系数值为0.761～1.076且在1%的置信水平下也显著，以及史修松（2009）、白俊红（2011）等研究均表明在促进技术进步效率过程中，很大程度上受资金的影响，而受研发人员的影响较小。纵观以往研究探其原因：其一，科技费用支出的稀缺性。目前我国科技研发人员总量排世界第一，而科技费用支出尽管每年都在逐量增加，但任然只占其GDP的2.2%《中国科技人才发展报告》（2014）。这也就表明了科技费用支出具有较高的边际报酬。其二、研发人员的激励机制的不完善。从表1中看出科技活动人员产出弹性低，反映出科技活动人员相对剩余，但其实质上在于激励机制的不足，从而导致了科技活动人员的积极性的下降以及人员的浪费。

我们的实证分析还发现，科技活动人员与科技费用支出系数之和在一般数情况下都大于一，符合规模报酬递增的特征，而其原因可能与技术的进步有关，而技术进步是分工深化和专业化水平的提增强的产物。一方面规模报酬递增是由于政府R&D投入和FDI的引进提高了生产率;另一方面是人力、资本投资的外溢效应、干中学效应以及培训导致规模报酬递增。

从表1中技术非效率函数的估计结果可知，模型1揭示了政府R&D投入正向显著的促进了技术进步效率。说明R&D投入促进了技术进步的效率，满足了省、自治区、直辖市提高技术进步效率的资金需求，降低了风险，从而增加了引导和推动技术进步的动力，也有利于有效的利用社会资源，进而提高了省、自治区、直辖市的技术进步的效率。

模型2和模型3反映科技活动人员投入和科技费用支出正向显著的促进了政府R&D资助。而且科技活动人员投入和科技费用支出不仅可以直接提高技术进步效率，还可以间接提高其对政府R&D投入费用，进而进一步提高省、自治区、直辖市的技术进步效率。吸收和利用政府的R&D投入是以一定的条件为前提的，从而造成了不同省、自治区、直辖市引资用资效果的差异;这也表明科技费用支出与科技活动人员配备水平越高，越有利于吸收和利用政府R&D投入。

模型4展示了FDI在1%的水平上显著的促进了省、自治区、直辖市的技术进步效率。FDI的系数估计值在0.156左右稳定存在，表明一地区FDI流入增加1%，对该地区的技术进步的带动能力为0.56%。究其原因，一方面外资通过资本引进给予各省、自治区、直辖市资本规模上的支持，另一方面，满足省、自治区、直辖市的技术开发与创新的资金。

模型5和模型6分别引入FDI与吸收能力指标（科技活动人员、科技费用支出）的交叉项，证实了人力、资本对FDI技术外溢效应产生了显著的正向效应（赖明勇，2005）。表明了各省、自治区、直辖市的人力和资本投入促进了对FDI技术外溢的吸收能力。进而间接的促進了技术进步效率的提高。

模型7揭示了政府R&D投入、FDI与技术进步效率之间的关系。作为一个发展中的大国，FDI和政府R&D投入是提高我国技术进步效率的重要动力。因此，在依赖各省、自治区、直辖市的R&D投入的同时，更要重视FDI带来的技术进步，从而充分利用政府R&D投入、FDI这两类技术进步来源，形成自身的核心竞争力。模型中lnR&D和lnFDI的回归系数分别是-0.197和-0.119在1%的水平下显著，所以政府R&D投入与FDI是替代关系，政府R&D的投入导致了引进外商直接投资的减少。从非效率函数中的其他控制变量来看，模型1～模型7中，经济结构（ES）的系数值在-0.920～-0.613，对技术进步效率的影响正向显著且稳定在-0.800左右。上述结果意味着，科技活动人员和科技费用的投入不仅可以直接提高技术进步效率，而且可以增强其吸收能力来提高对政府R&D投入、FDI的吸收与利用，进而提高各省、自治区、直辖市的技术进步效率;政府R&D投入与FDI之间存在替代效应。由此也启示，各省、自治区、直辖市应该根据自身的实际情况进行比较分析以及选择。

2. 专利授权量作为产出的随机前沿模型估计结果。表2报告了以专利授权量作为产出的随机前沿模型。其中模型8和模型11是政府R&D投入和FDI的回归估计结果，模型9、模型10和模型12、模型13分别是科技活动人员、科技费用支出对政府R&D投入、FDI的吸收能力的回归估计结果。（下转第36页）

从估计结果来看，政府R&D投入、FDI以及科技活动人员和科技费用支出的吸收能力均正向显著的促进了省、自治区、直辖市的技术进步效率。这些结论基本上与表1中以专利申请量作为产出的实证分析结果一致。而科技活动人员与科技费用支出的系数之和变为小于1，技术进步符合规模报酬递减的特征。而在以专利申请量和以专利授权量作为产出时，规模报酬发生变化，究其原因是一方面是因为从专利申请到专利授权之间有一定的时间差，因此.专利授权数在揭示当期的技术进步效率时可能存在一定的缺陷;另一方面是由于所有的专利申请量并不是都能授权，所以夸大了产出水平。

五、 结论与启示

1. 政府R&D投入正向显著的促进了省、自治区、直辖市的技术进步效率。FDI的引进对促进技术进步效率在1%的水平下正向显著，伴随着不断引进外商直接投资额，对技术进步效率起到了推动作用。

2. 科技活动人员和科技费用支出对省、自治区、直辖市的技术进步效率均有正向效应，表明增强人力、资本投入有利于技术进步;科技费用支出的弹性系数大于科技活动人员的弹性系数。应完善知识产权的保护政策、税收减免政策、金融货币政策等，为科技人员技术研发提供激励性的政策保障;培育和壮大企业技术研发人员队伍，提升技术创新能力，充分整合科研院所和高校的研发资源，形成产学研协同的人员与科研经费配置体系。

3. 政府R&D投入和FDI之间存在替代效应。作为一个发展中国家，通过政府R&D投入和FDI对提升技术进步效率均有显著的正向影响，那么各省、自治区、直辖市在引进政府R&D投入的同时，引进FDI起到了抑制作用，即政府R&D投入导致FDI的减少。然而政府R&D投入和FDI是促进技术进步的主要来源，这就给省、自治区、直辖市在引进投资过程中带来了巨大的负面影响。为防止这种现象进一步恶化，各省、自治区、直辖市政府应从全局出发统筹安排，协调好政府R&D投入与FDI之间的关系，充分发挥政府R&D投入与FDI对提高技术进步效率的促进作用。

参考文献：

[1] Romer P M.Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy，1989，14（3）：71-102.

[2] 白俊红，李婧.政府R&D资助与企业技术创新——基于效率视角的实证分析[J].金融研究，2011，（6）：181-193.

[3] 赖明勇，包群，彭水军，等.外商直接投资与技术外溢：基于吸收能力的研究[J].经济研究，2005，（8）：95-105.

[4] 严成，朱明亮.我国R&D投入对经济增长的影响及其传导机制分析[J].产业经济评论，2016，（1）.

[5] 何洁.外国直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化[J].世界经济，2000，（12）：29-36.

[6] 赵奇伟，张诚.区域经济增长与FDI技术溢出：以京津冀都市圈为例[J].数量经济技术经济研究，2006，23（3）：111-120.

基金项目：2014年重庆市社会科学规划项目“基于农户视角的产业化经营组织绩效评价及其治理研究”（项目号：2014BS024）;国家社会科学基金重点项目（项目号：14AJL015）;国家社会科学基金项目（项目号：14SKE02）。

作者简介：董景荣（1966-），男，汉族，重庆市人，重庆大学管理学博士，重庆师范大学副校长、教授、博士生导师，美国哥伦比亚高级访问学者，研究方向为技术创新;黄令（1991-），男，汉族，重庆市巫山县人，重庆师范大学经济与管理学院硕士生，研究方向为技术进步;宋瑛（1977-），女，汉族，四川省成都市人，东北财经大学博士后，重庆工商大学经济学院副院长、副教授，研究方向为产业技术进步与组织效率。

篇5：中级经济法每日一题(D)

(3) 计算甲酒厂当月应纳增值税;

(4) 计算乙酒厂应纳的增值税;

(5) 计算乙酒厂代缴的消费税。

答案：:(1)甲酒厂当月进项税=96×13%+(18+2)×17%=12.48+3.4=15.88(万元)

(2)甲酒厂当月销项税=(120+120/60×10)×17%=23.8(万元)

(3)甲酒厂当月应纳增值税=23.8-15.88=7.92(万元)

(4) 乙酒厂应纳增值税=(18+2)×17%=3.4(万元)

篇6：政府经济学d

一、1-5月份主要经济指标完成情况

预计1-5月份，规上工业增加值增长5%，新增规上工业企业3户，处置“僵尸企业”*家；工业固定资产增长20%，工业技改投资增长15%；限额以上社会消费品零售额4.4亿元，下降5%，比1-4月份减少4.8个百分点，新增限上商贸流通企业18家,净增7家；外贸进出口3900万美元，下降13.5%；利用实现2942万美元。

二、1-5月份工业、商务经济运行的特点

（一）规上工业实现恢复性增长。

受新冠肺炎疫情影响，我县工业企业开工复产普遍推迟，前期因原材料短缺、员工复岗率不足等因素，产能未能及时恢复正常水平。3月份以来加快企业复工复产，工业生产出现恢复性反弹，工业产品销售开始回暖，降幅逐步收窄。规上工业增加值累计增速由2月份的-10.4%，3月份-3.2%，转为4月份正增长1.6%，5月份预计增速增加3.4个百分点。随着一批工业新建、技改项目开工建设，工业固定资产投资和技改投资均实现较快增长。

（二）主导产业优势扩大。

现代化工产业今年1-4月份产值比全县平均增幅高5.1个百分点，占比达到76.3%，较上年末提升11个百分点，优势地位进一步扩大。

（三）非金属矿业增速明显。

去年以来，//集团投资几户非金属矿加工企业成功纳规，矿业产业已培育成为我县第二大产业。今年1-4月份，产值比全县平均增幅高*个百分点，成长态势明显。

（四）传统工业占比下滑。

2017、2018年绿色食品加工产业在我县规上企业占比尚有10.6%、10.5%，2019年占比下滑到9.4%，今年1-4月份产值下降6.5%，占比进一步下降到8%。袜业服装、智能装备制造业产值共完成1.35亿元，占全县规上企业比重共3%，在全县主导行业中体量较小。

（五）重大工业项目加快推进。

//农化年产30万吨离子膜烧碱、＼＼年产2万吨氨基模树脂等22个项目1-5月份累计完成*亿元，其中,年产2万吨氨基模树脂等3个项目正在安装设备；年产2吨盐酸厄洛替尼小分子靶向药物原料药及48吨中间体项目等*个项目正在建设厂房和配套辅助设施；智新生化等5个项目正在办理前期手续报批。＼＼20万吨/年异丁烷脱氢、30万吨/年油品加氢等项目正在建设厂房，EPC粒子、皖东高科年产5万吨离子交换树脂等重大工业项目正在办理前期环评、安评等手续。

（六）社会消费品零售额降幅收窄。

1-4月份限额以上社会消费品零售额*亿元，下降*%，降幅小于全市*个百分点；其中限上网上商品零售额*万元，占限上消费品零售额*%。从经营所在地看，乡村市场降幅小于城镇，乡村限上消费品零售额*万元，下降*%，城镇限上消费品零售额*万元，下降*%。从消费形态看，限上商品零售额*万元，下降5.9%；限上餐饮收入*万元，下降*%；限额以上企业中，粮油食品类当月零售额增长*%，汽车类当月零售额下降60.3%，家用电器和音像器材类当月零售额增长*%。预计1-5月份，限额以上社会消费品零售额*亿元，下降5%。

（七）外贸外资波动较大。

预计1-5月份，实现外贸进出口3900万美元，下降13.5%，比1-4月份减少3.06个百分点；利用外资2942万美元，占全年目标任务6100万美元48.2%，高于时序进度6.6个百分点，较去年同期大幅增长。

三、存在的问题

（一）工业增长后劲不强。

受国内外疫情及经济下行压力加大影响，工业企业存在用工、融资、产业链供应等生产经营困难；同时招商引资工作受冲击较大，招商项目落户少，“僵尸企业”及问题企业兼并重组进度滞后；加上我县主导产业是化工，化工项目前期办理手续时间长，很多项目还处在前期准备状态，未开工建设；其它产业项目数量少、投资小，影响工业经济发展后劲。规模企业退规严重，尚有五个乡镇无规模工业企业。

（二）社会消费动力不足。

批发零售、住宿餐饮行业零售额受疫情影响严重缩水，部分限上企业经营困难面临倒闭或停业转行的风险，传统服务业受网络消费冲击较大。

（三）外贸外资资源不足。

进出口受国外疫情影响存在较大不确定性；我县外资背景企业数量少，招商引资项目中外资企业少；外资企业增资、扩股受疫情影响进展缓慢。

四、下一步工作安排

（一）强化经济运行监测指导。

重点围绕“半年双过半，全年夺胜利”目标，开展“摸实情、化危机、增动能”活动，扎实做好“六稳”工作，认真落实“六保”任务。紧盯工业、商务各项目标任务，密切跟踪，监测经济运行情况，加强对各项数据完成情况的实时跟进和分析研判，促进工业、商务经济“双过半”目标任务如期完成。

（二）强化规模企业培育。

一是推动优势小微企业合并重组，实现规模化、集约化经营。鼓励小微企业与大中型企业或战略投资者开展战略重组、生产经营合作，吸收资本、技术、人才、品牌等优势，提升自身发展水平和规模。二是分类抓好入规，着重抓新建新投产、成长性强的企业等指导和服务，力促早入规早入统。三是强化“小升规”培育，将退规企业中还在正常经营、有发展潜力的以及上纳税销售收入1000万元以上的成长性较好的小微企业纳入县“小升规”企业培育库，重点帮扶，尽早升规。四是规上企业为零的乡镇要高度重视，强化措施，加大工作力度，加强扶持辅导，尽快实现工业企业“回规”。

（三）加快重大工业项目建设。

按照“前期工作、开工建设、投产达效”3个阶段，着力推进广信农化年产30万吨离子膜烧碱、华尔泰发烟硫酸深加工、泰富制造制造产业园、东普智能制造产业园、泰合森20万吨/年异丁烷脱氢和30万吨/年油品加氢等项目、方达EPC粒子、皖东高科年产5万吨离子交换树脂等亿元以上重大项目建设进度，释放较大投资量。

（四）加快技改提升行动。

从政策支持、要素供给等方面引导企业开展技术改造，加快推进华尔泰年产2万吨氨基模树脂、方达科技年产5万吨丙烯酸羟烷基脂系列产品等22个新一轮技改提升三年行动计划示范项目建设，实行月报制度，按时准确上报每个项目建设进度和投资完成数。

（五）强化纳限促消费。

落实联系帮扶内贸企业方案，对15家重点限上企业走访调研，了解企业经营情况，解决经营困难。加大纳限力度，及时将明发国际大酒店纳入限上住宿业，优化限上住宿业结构，发挥限额以上企业带动作用。引导住餐行业改善经营环境和配套服务，融合线上线下销售，拓宽销售渠道，增加销售收入。