1、GDP 指数,推算出不含价格影响的各市人均国内生产总值;由于各市固定资产投资价格指数数据无法获取,模型中用以上期为基数的CPI 指数对固定资产投资总额k it 作了剔除物价水平变动影响的处理;RD it 也经过与k it 相同的处理。为消除变量之间的可能存在的异方差,将所有变量都进行对数化处理,分别用ln y it 和ln k it 等表示。样本选择了广东省21个市为研究对象,包括:广州、深圳、珠海、汕头、佛山、韶关、河源、梅州、惠州、汕尾、东莞、中山、江门、阳江、湛江、茂名、肇庆、清远、潮州、揭阳和云浮。样本区间为20002007年,所有数据均根据20012008年的广东省统计年鉴以及各市统
2、计年鉴和统计数据整理得到。二、面板数据模型检验（一面板数据的单位根检验。面板数据的单位根检验的方法主要有Levin 、Lin 和CHU（2002提出的LLC 检验方法。Im 、Pesearn 、Shin（2003提出的IPS 检验,Maddala 和Wu（1999、Choi （2001提出的ADF 和PP 检验等。为了克服一种检验方法所带来的偏差,同时考虑Eviews 软件的可操作性,我们选择以上四种方法对各面板数据变量及其一阶差分变量进行单位根检验,以便我们进行对比和验证检验结果。检验结果如表1所示。上述所有变量的单位根检验中都带有截距项。对于每个变量滞后长度的选择,采用了修正的AIC 准则
3、,自动选择最大的滞后长度。从表1的结果可以看出,ln y it 和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 在5%水平不平稳,经一阶差分后,各变量均在5%的水平上拒绝原假设,可以认为,ln y it 和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 均为一阶差分平稳变量。（二面板数据协整检验。由表2的面板协整检验结果可知:除了Panel 之外的Pedroni 协整检验的6个*本文为广东省科技厅课题（项目编号为:00442612200220013阶段性成果,本文在写作和研究期间得到了合肥工业大学王立平副教授
4、的大力协助和支持,在此表示感谢。基于空间动态面板数据的地方财政科技投入与经济增长的实证分析以广东省为例卢金贵余可检验值P 值Cross-section random 271.90780.0000表3F 检验Panel Data 的协整统计检验统计量P 值面板-1.05690.2282面板rho 4.02010.0001面板PP -4.50710.0000面板ADF -2.93310.0054群rho 6.00040.0000群PP -11.70590.0000群ADF-6.70420.0000Kao 协整检验t 统计量P 值ADF -4.3632表2Pedroni 协整检验结果注:小概率P 值
5、为对应单位根检验统计量的显著水平。变量检验方法检验统计量及对应的P 值LLC IPS ADF PP ln Y it8.968310.0595 3.14790.2720P 值1.0000 1.0000 1.0000 1.0000ln Y it-37.0553-6.866692.110251.1430P 值0.00000.00000.00000.1575ln k it3.7160 6.396112.244037.3933P 值0.9999 1.0000 1.00000.6732ln k it-10.9221-3.519281.957584.7993P 值0.00000.00020.00020.00
6、01ln l it1.55562.698630.673927.2828P 值0.94010.99650.90210.9616ln l it-16.6965-4.602196.996179.7493P 值0.00000.00000.00000.0004ln h it-4.70450.346248.314965.7811P 值0.00000.36460.23290.0110ln h it-11.0042-3.276084.6101126.803P 值0.00000.00050.00010.0000lnh *l nRD-1.93760.652633.920234.8717P 值0.02630.743
7、00.80820.7742lnh *lnRD-10.1468-2.987380.3059111.949P 值0.00140.0003P 值为对应单位根检验统计量的显著水平。表1变量的面板单位根检验结果统计量与Kao 协整检验的ADF 统计量均在5%显著性水平下拒绝原假设,表明ln y it和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 之间存在显著的协整关系。（三Hausman 检验。1.Wald-F 检验。由表3可知,F 检验的显著性检验结果表明小概率p 值小于5%的显著性水平临界值,因此拒绝原假设,选取变截距模型。2.Hausman 检验。由表4
8、中Hausman 检验结果可见,小概率p 值小于5%的显著性水平临界值,因此拒绝随机效应模型的系数与固定效应模型的系数没有差别的原假设,应选择固定效应模型。三、空间面板数据模型（一模型设置。结合前面面板数据的Wald-F 检验和Hausman 检验,我们使用空间固定效应模型。设sF 为N 1维空间固定效应列向量,即sF =（1,2,N T ,则对应于每个观测值的空间和时间固定效应列向量可表示为:=i T sF ,其中i T 为元素全为1的T 1维列向量。依据本文所研究的理论基础,我们设置如下两个模型:固定效应空间面板滞后模型（F -SARPanel:ln y it =（I T W N ln y
9、 it +1ln k +2ln l +3ln h +4ln R&D +（4固定效应空间面板误差模型（F-SEM -Panel:ln y it =+1ln k +2ln l +3ln h +4ln R&D +5ln h *ln R&=（I T W N +（5其中,y it 代表广东省各市人均国内生产总值RGDP 。控制变量向量（包括常数项具体包括各市固定资产投资总额k it ;各市从业人员人数l it ,即劳动力投入（扣除了人力资本h it ;财政科技投入变量包括人力资本h it ,即R&D 人员,我们用科学家与工程师作为代理指标;各市财政科技研发经费投入RD it ;指标ln h it *ln
10、 RD it 代表科技人员与财政科技投入的交叉乘积项,表明科P 值Cross-section randomChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.48.80244表4Hausman 检验统计表空间面板滞后模型（F-SARPanel 空间面板误差模型（F-SEMPanel 参数T 检验值参数T 检验值ln k it 0.5692*15.360.5906*16.753ln l it -0.4799*-8.3715-0.5239*-8.7994ln h it 0.01710.40840.0241 1.2167ln RD it 0.1102* 3.68250.0849* 4.2574ln
11、 h *ln RD 0.0134* 3.37500.0135*3.0139（I T W N ln y it0.1399*3.1774W N 0.5040*2.5861Adj R 20.87110.8865Log-likelihood6.34488.6627表7二分权重下空间面板数据估计结果“*”、“*”和“*”分别表示显著性水平1%、5%和10%下显著。技人员利用财政科技投入所产生的经济效益。为变量系数矩阵,和分别为空间自回归系数和空间自相关系数,为误差成分。在一维误差分解模型中=i +it ,或=t +it ;在二维误差分解模型中,=i +t +it ,i IID （0,w i 2、t II
12、D （0,i 2以及it IID （0,it 2。t 和i 分别表示时间维度与截面维度,I T 为T 维单位时间矩阵,W N 为N N 的空间权重矩阵（N 为地区数,本文分别采用二分权重矩阵和经济权重矩阵来描述。（二空间权重设计。模型空间权重W N 的设定是空间计量模型的关键,也是地区间空间影响方式的体现。本文采用二分权重矩阵和经济权重矩阵来分别对模型进行描述。1.二分权重矩阵。二分权重矩阵遵循的是Rook 相邻判定规则,即两个地区拥有共同边界则视为相邻。矩阵W 的设定方式如下:主对角线上的元素为0,如果i 地区与j 地区相邻,则W ij 为1,否则为0。W 经过行标准化处理,用每个元素同时除
13、以所在行元素之和,使得每行元素之和为1。2.经济权重矩阵。但是,相邻地区间的经济联系并非完全相同,因此,林光平（2005在二元权重矩阵的基础上设置了经济权重矩阵,其形式为:W *=W *E 。事实上,相对于经济落后地区而言,落后地区对发达地区的影响力度较小,而发达地区能够对周围落后地区产生更大的辐射力和吸引力,即有更强烈的空间影响力,因此,本文将重新设置经济空间权重矩阵,以便更好地模拟地区间现实存在的经济关联性。文章通过计算考察期间各地区实际GDP 占所有地区实际GDP 之和比重的均值来衡量地区经济水平的高低,并假设经济实力强的地区对周围地区产生的空间影响力就大,反之就弱（陈晓玲和李国平,20
14、06。经济空间权重矩阵（W 是地理空间权重w 与各地区GDP 所占比重均值为对角元的对角矩阵的乘积,具体形式为:W=w *diag y 軃1y 軃,y 軃2y 軃,y軃n y 軃軃（6其中y 軃i =1t 1-t 0+1t 1t=t 0y it,y 軃=1N（t 1-t 0+1t 1t=t 0Ni=1y it 。（三空间自相关检验与模型选择。1.地理相邻权重矩阵下的模型检验。检验结果见表5。2.经济权重矩阵下的模型估计。检验结果见表6。从表5和表6中的P 值可见,两种权重条件下,空间相关性Moran s I 、LMerr 、LMsar 、Lratios 、Walds 等空间相关性检验的小概率P
15、 值都小于5%的临界值,表明模型的空间相关性非常显著,说明如果选择普通面板数据模型的设置是有偏的,应该选择空间面板数据模型,其中经济权重的空间计量模型更显著一些。依据Anselin和Rey （1991利用蒙特卡罗实验方法证明结果,如果LMsar （或LMerr 比LMerr （或LMsar统计量更显著,那么恰当的模型是空间滞后模型（或空间误差模型。结果表明,Lmsar 和Lmerr 统计量都通过1%的显著性检验,但是从数值上比较无论在地理权重还是经济权重下Lmerr 检验更显著一些,因此选择空间滞后模型都更为可靠。四、模型估计结果与分析（一二分权重矩阵的模型估计。模型（4与模型（5估计结果如表
16、7所示。面板数据模型中加入空间相关性之检验方法临界值P 值walds 27.7289 6.63500.0000Moran I 4.3543 1.96000.0455lmsar 28.5560 6.63500.0000lmerror 18.289517.61100.0000lratio19.82696.6350表5二分权重空间相关性检验检验方法P 值walds 6.7055 6.63500.0096Moran I 7.1721 1.96000.0005LMsar 13.4956 6.63500.0000LMerr 12.810017.61100.0000lratio9.54850.0020表6经
17、济权重空间相关性检验T 检验值ln k it 0.5751*15.4580.5910*16.058ln l it -0.4816*-8.2127-0.5338*-9.4349ln h it 0.00510.120650.0390-0.9339ln RD it 0.1216* 3.99810.1294* 4.3554ln h *ln RD 0.0155* 3.9000.0191*4.9491W NT ln y it 0.0270*3.2111W NT 0.0830*5.22050.86410.8718Log-likelihood2.09583.2066表9经济权重下空间计量模型估计结果地区广州7
18、.5208梅州8.6663湛江8.8403深圳8.7114惠州 6.9786茂名8.6241珠海8.6356汕尾8.4216肇庆8.4317汕头8.9961东莞7.4012清远7.7165佛山7.5322中山7.1295潮州8.8679韶关8.0356江门7.2314揭阳8.6616河源8.5289阳江8.4634云浮8.0731表10经济权重下空间面板滞后模型的各地区固定效应系数广州7.9200梅州7.7600湛江7.6810深圳8.9117惠州7.6935茂名7.6947珠海7.9377汕尾7.6434肇庆7.7807汕头7.8955东莞7.6883清远7.7637佛山7.8195中山7.
19、7082潮州7.8954韶关7.7758江门7.6029揭阳7.8257河源7.79777.66497.9189表8二分权重下空间面板滞后模型的各地区固定效应系数后,地区间的差异仍然存在,这体现在不同的个体固定效应值i 上。针对表7中空间面板滞后模型,表8给出了各市个体固定效应值。从空间面板滞后模型（F-SARPanel 和空间面板误差模型（F-SEMPanel 二分权重下的回归结果看,模型整体的拟合优度较高,调整R 2分别达到0.8711和0.8865,这表明空间面板数据模型的设置优于一般面板数据模型。空间面板滞后模型（F-SARPanel 回归结果显示周边邻近区域对于本区域经济增长产生了积
20、极正面的影响,如果相邻地区经济“平均”增长1%将拉动本地区0.1399%的经济增长,且高度显著,说明来自邻近地区的经济增长确实对本地经济增长有重要的作用,预示与高经济增长的地区相邻的地区在经济增长中受益。空间面板误差模型（F-SEMPanel 的空间误差项（I T W NT 回归结果也是显著的（5%的显著性水平。表7还显示,各市财政科技研发经费投入对于区域经济增长作用显著,两个模型的弹性系数分别达到0.1102和0.0849,说明地方财政科技投入每增加1%,对地方经济增长的拉动将达到0.1%左右;空间面板滞后模型和空间面板误差模型二分权重下的其他回归结果基本上是一致的,以科学家和工程师为代表人
21、力资本对广东省各地区经济增长贡献显著,并且人力资本与政府财政科技投入的交叉乘积项对经济增长的作用也显著,说明科技投入必须要和人才政策有机结合起来,才能够创造社会经济效益拉动区域经济增长;固定资产投资总额对于广东省区域经济增长的影响是正向的且非常显著,这表明广东省区域经济增长对于固定资产投资具有很大的依赖性,经济增长主要靠有形要素的投入,整个经济发展还处在初级阶段;各市从业人员对于广东省区域经济增长的影响是负向显著的,这个结果似乎很难解释,我们认为广东省各地区外来务工人员较多,工作岗位变动随机性大,给各地区的统计工作带来很多麻烦,因此造成这样的矛盾结果。从各个地市回归的固定值看,广州、深圳和珠海
22、等经济发达地区的值较大,其他地区相对较小,但是总体差距不大。（二经济权重矩阵下的模型估计。模型（4与模型（5估计结果如表9所示。同样,在加入空间相关性以后,针对表9中空间面板滞后模型,表10给出了各市之间的差异情况。从空间面板滞后模型（F-SARPanel 和空间面板误差模型（F-SEMPanel 经济权重下的回归结果看,模型整体的拟合优度较高,调整R 2分别达到0.8641和0.8718,这表明空间面板数据模型的相邻二分权重设置与经济权重的设置效果相当,但是都优于一般面板数据模型。空间面板滞后模型（F-SARPanel 回归结果显示周边邻近区域对于本区域经济增长产生了积极正面的影响,如果相邻
23、地区经济“平均”增长1%将拉动本地区0.027%的经济增长,且显著性水平达到1%,说明来自邻近地区的经济增长确实对本地经济增长有重要的作用,预示与高经济增长的地区相邻的地区在经济增长中受益,各地区受到经济扩散效应的影响大于经济收敛效应。空间面经济分析财政研究2010年第7期板误差模型（F-SEMPanel的空间误差项（I TW NT回归结果也是显著的（1%的显著性水平。表9显示,各市财政科技研发经费投入对于区域经济增长作用显著,两个模型的弹性系数分别达到0.1216和0.1294,说明地方财政科技投入每增加1%,对地方经济增长的拉动将达到0.1%左右,这一点验证了相邻二分权重矩阵的回归结论;空
24、间面板滞后模型和空间面板误差模型经济权重下的其他回归结果基本上是一致的,以科学家和工程师为代表人力资本对广东省各地区经济增长贡献显著,并且人力资本与政府财政科技投入的交叉乘积项对经济增长的作用也显著,说明科技投入必须要和人才政策有机结合起来,才能够创造社会经济效益拉动区域经济增长,这一点也与相邻二分权重模型的回归结果一致;固定资产投资总额对于广东省区域经济增长的影响是正向的且非常显著,这表明广东省区域经济增长对于固定资产投资具有很大的依赖性,经济增长主要靠有形要素的投入,整个经济发展还处在初级阶段,结论与相邻二分权重模型的回归结果也是一致的。五、结论本文依据内生经济增长理论,应用空间动态面板数
25、据模型研究广东省财政科技投入对各区域经济增长的影响,得出的主要结论是广东省财政科技投入对经济增长的作用存在较为明显的空间相关性,一个地区的财政科技投入不仅直接显著地影响当地的经济增长,而且对邻近区域的经济增长也具有明显的溢出效应。以科学家与工程师为代理变量的人力资本对区域经济增长作用显著,并且人力资本与财政科技投入的交叉乘积项对经济增长的作用也十分显著。依据实证研究结论,政策含义是一方面要适度加大各地政府财政科技投入和引进科技人才,以此来拉动区域经济增长,另一方面要政府牵头,采取积极灵活的科研政策鼓励区域合作,搭建公共科研基础共享平台,促进区域间科技交流与合作。作者单位:中山大学岭南学院广东商
26、学院财税学院（责任编辑刘静武一、引言目前国际上有两套方法标准用于核算政府财政活动情况:这就是国民经济核算体系（SNA和政府财政统计体系（GFS。SNA（1993由联合国、世界银行等五大国际组织共同颁布,而GFS（2001由国际货币基金组织颁布并实施。国民经济核算体系（SNA侧重反映整个社会经济运行状况,是进行宏观经济分析的基础;政府财政统计体系（GFS侧重反映政府财政管理活动,是国民经济核算体系（SNA在核算政府财政活动方面的拓展和细化。两套核算标准协调一致,共同为各个国家的经济分析、宏观管理和科学决策服务。相对于1986年国际货币基金组织颁布的GFS（1986,GFS（2001有了长足的发展,其在核算政府财政活动方面的方法优势是明显的。但是,我们依然遗憾地看到,尽管我国国民经济核算制度与SNA（1993接轨已有十多年之久,然而我国至今依然没有真正建立并实施与SNA（1993相配套的GFS方案。例如,目前我国采用的政府财政收支统计分类体系是于2007年开始在全国范围内实施的,但这一分类体系实质是我国政府财政统计与GFS（1986相结合的产物,与GFS（2001的分类标准依然存在很大的差异。尽管国内一些学者和研究机构对GFS进行了相关研究,如
