○雷啟振

（聊城大學(xué)商學(xué)院 山東聊城 252059）

基—金資助投入與科技論文產(chǎn)出的實證研究
——以1987—2010年國家自然科學(xué)基金為例

○雷啟振

（聊城大學(xué)商學(xué)院 山東聊城 252059）

研究基金投入與論文產(chǎn)出關(guān)系關(guān)乎基金績效評價、科研人員積極性和我國科學(xué)事業(yè)發(fā)展。本文基于協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ?、誤差修正模型、Granger因果檢驗等當代動態(tài)計量經(jīng)濟學(xué)模型，對自然科學(xué)基金資助投入與多種科技論文產(chǎn)出進行了實證研究，結(jié)果表明：資助投入和各種論文產(chǎn)出變量均是一階單整的；資助投入與論文產(chǎn)出之間既存在長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系，長期中各種論文產(chǎn)出與資助投入呈正相關(guān)關(guān)系，短期中除ISTP論文與資助投入呈負相關(guān)關(guān)系外，其它論文與資助投入也呈正相關(guān)關(guān)系，又存在短期失衡向長期均衡的修正機制；各種科技論文產(chǎn)出是基金資助投入Granger原因，基金資助投入不是各種科技論文產(chǎn)出的Granger原因。最后對結(jié)果給出合理解釋，并提出相應(yīng)的政策建議。

國家自然科學(xué)基金 基金資助 科技論文 協(xié)整檢驗 誤差修正模型 Granger因果檢驗

一、問題的提出

國家自然科學(xué)基金委員會（以下簡稱科學(xué)基金委）自1986年2月成立到2013年2月已經(jīng)整整27年，其主要負責全面評估國家自然科學(xué)基金（以下簡稱科學(xué)基金）過去和現(xiàn)在對中國科研創(chuàng)新的貢獻和績效，為將來更好地發(fā)揮科學(xué)基金在提升中國科研水平等方面的積極作用。因為這不僅僅是關(guān)系科學(xué)基金資助績效，也關(guān)乎能否調(diào)動廣大自然科學(xué)工作者的積極性、關(guān)乎我國能否在未來科技領(lǐng)域中占據(jù)有利的位置，更關(guān)乎能否落實十八大明確提出的“完善科技創(chuàng)新評價標準”、“實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”。

自科學(xué)基金成立以來，資助金額逐年增加，累計資助數(shù)額巨大，從1986年1.09億元增加到2010年的96.53億元，后者是前者的88.56倍，25年年均增長率20.54%，累計資助達513.67億元，近兩年資助金額更是出現(xiàn)大幅增加，2011年資助金額達182.75億元，比2010年增長89.32%，2012年據(jù)初步統(tǒng)計資助金額也達160.89億元，27年累計資助857.31億元（見圖1）。

同期我國科技論文產(chǎn)出也呈快速增長態(tài)勢。中國大陸學(xué)者在科學(xué)引文索引（ISI）收錄期刊發(fā)表的論文由1987年的微不足道增加到2009年的占世界總數(shù)的10.1%。特別是自2007年起，中國已經(jīng)成為僅次于美國的科學(xué)論文產(chǎn)出最多的國家。三大國際檢索工具收錄我國論文數(shù)量不斷增長，首先，論文總數(shù)量從1987年的8932篇增長到2010年的300923篇，后者是前者的33.69倍，24年中年均增長率17.34%（見圖1）。其次，各大檢索工具收錄論文的數(shù)量也迅速增加，SCI、EI、ISTP收錄論文數(shù)量分別由1987年的4880篇、2278篇、1774篇上升到2010年的143769篇、119374篇、37780篇，2010年的數(shù)量分別是1987的29.46、52.40、21.30倍，24年中年均增長率分別是15.84%、18.78%、14.22%（見圖2）。雖然其收錄篇數(shù)都大幅增加，但是，發(fā)表EI論文增長最快，其次是SCI，最后是ISTP。從圖2可知，2009年和2010年ISTP收錄論文呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，而同期的SCI、EI卻仍然不斷增長。

從圖1、圖2和圖3明顯可以看出，基金資助投入與科技論文產(chǎn)出有著緊密的相關(guān)關(guān)系，但是基金資助投入與科技論文產(chǎn)出在長期和短期中是否有某種關(guān)聯(lián)？如有，又是怎樣的關(guān)系？二者是否存在基金資助投入增加導(dǎo)致科技論文產(chǎn)出增加、科技論文產(chǎn)出增加導(dǎo)致資助投入增加，或者兩者都不存在，或者兩者都存在？這一系列問題都需要進行深入系統(tǒng)的研究。

二、文獻綜述

圖1 1986—2010年科學(xué)基金資助投入與科技論文產(chǎn)出

國內(nèi)外有關(guān)基金資助績效評價或基金資助投入與科技論文產(chǎn)出關(guān)系方面的研究，可分為以下幾種：一是科學(xué)基金對科學(xué)基金委的工作性評價。科學(xué)基金委員會編寫的1986—2011年的年度報告和1986—2012年度國家自然科學(xué)基金資助項目統(tǒng)計資料是其它績效評價研究最重要的資料來源。二是第三方對科學(xué)基金的專業(yè)性評價。國家科技評估中心通過資料研究、問卷調(diào)查、專家訪談、案例研究等收集證據(jù)材料，以國內(nèi)準備的證據(jù)材料為基礎(chǔ)，圍繞科學(xué)基金戰(zhàn)略定位、資助績效、管理績效和社會影響四個方面進行評價。三是研究人員對科學(xué)基金的學(xué)術(shù)性評價。其中主要有兩類，一類是對某一機構(gòu)、某學(xué)科或領(lǐng)域、某地區(qū)或全國的科學(xué)基金進行統(tǒng)計和分析，目前這類研究占絕大多數(shù)，肖向晨（2012）等對2006—2010年華南理工大學(xué)科學(xué)基金項目申請和資助情況進行了統(tǒng)計和分析。張璐等（2012）對1986—2010年科學(xué)基金資助的有機高分子材料領(lǐng)域項目從項目資助年度、項目類型、項目承接地區(qū)、承擔機構(gòu)等方面進行了分析。辛都強（2012）對陜西省在十一五期間獲得科學(xué)基金資助情況從資助項目和經(jīng)費、項目類型、機構(gòu)類型等方面進行統(tǒng)計分析，并分析指出資助具有提升研究水平、培養(yǎng)科研隊伍、推動學(xué)科發(fā)展的作用，最后提出政策建議。周興明（1997）按隸屬關(guān)系、單位性質(zhì)、地區(qū)分布、學(xué)科分布、單位分布、年齡分布、論文分布及經(jīng)費增長等方面對1982—1995年科學(xué)基金投入進行了全面系統(tǒng)的統(tǒng)計與分析。另一類是探討科學(xué)基金投入與科技論文產(chǎn)出關(guān)系，這類研究很少，重要的一篇是，孟浩等（2007）利用協(xié)整理論和Granger因果檢驗對科學(xué)基金投入與科技產(chǎn)出進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)科學(xué)基金投入與SCI論文產(chǎn)出之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，科學(xué)基金投入與SCI論文產(chǎn)出互為Granger原因，這一結(jié)論對以后研究將有重要參考價值，但仍有許多值得改進之處，如沒有進行短期行為分析，沒有研究資助投入與論文總量之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)更新和進一步處理亟需細化和深化研究。

上述研究成果不僅為今后研究提供了重要參考，對完善科學(xué)基金管理，制定科學(xué)發(fā)展戰(zhàn)略和政策，提高科研管理水平也都具有重要的參考價值。從研究目的看，主要是對某領(lǐng)域、某機構(gòu)、某部門的科學(xué)基金資助情況進行總結(jié)，目的是研究基金資助趨勢，提升基金申請命中率，加強基金管理等，而真正涉及研究基金資助績效評價、探討基金資助投入與科技論文產(chǎn)出之間規(guī)律的極少；從研究技術(shù)看，大量研究是統(tǒng)計描述性的傳統(tǒng)定量分析，利用多個當代計量經(jīng)濟學(xué)模型對基金資助投入與科技論文產(chǎn)出之間關(guān)系進行深入系統(tǒng)分析的較少；從研究階段看，有個別涉及研究基金資助績效評價，也只是定性分析，一筆帶過，即只是對基金資助促進論文發(fā)表進行探討，沒有探討論文發(fā)表對基金資助的影響，更沒有探討基金資助投入與各層次論文產(chǎn)出之間的多層次內(nèi)在關(guān)系，這些是目前研究極缺的，本文擬對此進行較為系統(tǒng)的分析。

圖2 1987—2010年國際檢索收錄的我國科技論文

三、變量選取與數(shù)據(jù)來源

對以上五個變量取對數(shù)以消除數(shù)據(jù)中異方差，分別表示為lnfund、lnsci、lnei、lnistp、lntotal。以下檢驗和估計均采用Eviews6.0軟件完成。

四、實證過程與結(jié)果分析

1、單位根檢驗

時間序列變量如果直接進行回歸可能存在“虛假回歸”，需對變量進行單位根檢驗以確定其平穩(wěn)性。變量平穩(wěn)性的單位根檢驗用ADF檢驗法，以確定判斷變量的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。ADF檢驗有三種模式，選擇正確的模式是ADF檢驗成敗的關(guān)鍵。本文根據(jù)（對數(shù)形式）變量和一階差分變量（變量前加d表示）的趨勢圖選擇適當?shù)臋z驗?zāi)Ｊ剑妶D3和圖4。取樣本容量的十分之一整數(shù)倍3作為最大滯后期（以下同此），并根據(jù)AIC準則確定模型最優(yōu)滯后期，結(jié)合圖3和圖4來確定檢驗的具體形式，結(jié)果見表1。

由表1可知，五個變量（對數(shù)形式）水平值在5%顯著性水平上存在單位根，相應(yīng)變量一階差分序列在5%顯著性水平上不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此五個變量是一階單整的，符合協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗要求。

2、Engle-Granger協(xié)整檢驗

ADF檢驗表明可用lnfund分別與lntotal、lnsci、lnei和lnistp組成四個方程進行協(xié)整檢驗，以確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整理論揭示了時間序列變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，具有協(xié)整關(guān)系的變量雖然在短期具有各自的變動規(guī)律，但在長期卻存在著協(xié)調(diào)變化的趨勢。

Engle-Granger協(xié)整檢驗步驟如下：

第一步，用OLS估計法對以上四個方程進行估計，求得它們的殘差，結(jié)果見表2。由表2可知，四個方程擬合很好，系數(shù)和方程均通過1%顯著性檢驗。

圖3 變量（對數(shù)形式）的時間序列圖

圖4 一階差分變量（對數(shù)形式）的時間序列圖

第二步，檢驗方程殘差的平穩(wěn)性。從最大滯后期開始，根據(jù)AIC準則確定最優(yōu)滯后期，進行單位根的AEG檢驗，結(jié)果見表4。表4表明四個方程殘差是平穩(wěn)的，無單位根，因此以上方程均為協(xié)整方程，表明它們之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

與孟浩等（2007）的研究相比，本文檢驗了論文總量與資助投入之間的協(xié)整性，發(fā)現(xiàn)其存在協(xié)整關(guān)系，而孟浩等（2007）研究沒有；其它結(jié)論有相同也有不同，相同的是資助金額與sci存在協(xié)整關(guān)系，不同的是孟浩等的結(jié)論中資助金額與EI、ISTP不存在協(xié)整關(guān)系，而本文發(fā)現(xiàn)它們之間存在協(xié)整關(guān)系，導(dǎo)致不同的原因可能是數(shù)據(jù)處理不同和樣本容量不同：一是本文用1987=100定基的商品零售物價指數(shù)對資助金額平減，而不清楚孟浩等是否用定基的指數(shù)，二是本文對真實變量取自然對數(shù)，而孟浩等沒有進行變換，三是本文滿足檢驗對數(shù)據(jù)的要求。

根據(jù)表3可知，論文產(chǎn)出與資助投入均呈正相關(guān)關(guān)系，資助金額對論文總產(chǎn)出有明顯積極的影響，即資助投入每增加1%，論文總產(chǎn)出、SCI收錄論文、EI收錄論文、ISTP收錄論文分別增加1.0708%、1.0250%、1.1805%、1.0303%，由數(shù)據(jù)可以看出，資助投入對EI收錄論文影響最大，依次是論文總產(chǎn)出、ISTP收錄論文、SCI收錄論文。

3、誤差修正模型

傳統(tǒng)經(jīng)濟模型通常表述的是變量之間的長期均衡關(guān)系，而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由非均衡過程生成的，因此建模時需用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程。協(xié)整檢驗表明了變量之間的長期均衡關(guān)系，可建立變量之間誤差修正模型（ECM），以探討變量之間短期均衡關(guān)系和短期失衡能否向長期均衡調(diào)整，如果能又如何調(diào)整。

采用Engle-Granger兩步法建立誤差修正模型，步驟如下。

第二步，協(xié)整關(guān)系存在，可建立四個誤差修正模型。從最大滯后期開始，確保隨機干擾項不存在序列相關(guān)的滯后期作為最優(yōu)滯后期，檢驗得滯后期為2，用OLS估計以下四個方程，結(jié)果見表4。由表4可知，四個誤差修正模型擬合優(yōu)度都較好，都通過了F檢驗。

（1）誤差修正機制分析。誤差修正項系數(shù)均通過了t檢驗，全部為負，都符合反向修正機制，其中方程Ⅴ的cem't-1系數(shù)為-0.034172，表示該方程短期均衡偏離長期均衡時，將以3.42%的調(diào)整力度將非均衡拉回均衡狀態(tài)，其他cemt-1的系數(shù)可類似解釋，但是它們調(diào)整力度的大小不同，cemt-1系數(shù)絕對值越大調(diào)整力度也就越大，調(diào)整力度最大的是方程Ⅵ，依次是方程Ⅷ、方程Ⅶ、方程Ⅴ。

（2）變量的短期均衡分析。首先，從短期變量系數(shù)的正負來看，方程Ⅷ與方程Ⅴ、方程Ⅵ、方程Ⅶ存在明顯不同。方程Ⅴ、方程Ⅵ、方程Ⅶ中，短期論文產(chǎn)出與前一期和前二期資助基金存在正相關(guān)關(guān)系，符合正常預(yù)期，其原因是上一年或兩年獲得基金資助為科研人員創(chuàng)造了有利的科研條件和環(huán)境，使其能專心研究發(fā)表科技論文；與相應(yīng)的前一期和前二期的論文產(chǎn)出呈負相關(guān)關(guān)系，其原因可能是與基金申請和論文發(fā)表周期相關(guān)，科研人員在一兩年內(nèi)集中對某一問題進行研究，發(fā)表相應(yīng)研究成果，接下來集中精力申請基金，減少論文發(fā)表。方程Ⅷ中短期ISTP論文產(chǎn)出與前一期和前二期資助基金呈負相關(guān)關(guān)系，不符合正常預(yù)期，其中原因或許是與ISTP收錄論文中會議論文較多相關(guān)，在此期間，科研人員因忙于基金申請、參與相關(guān)活動，沒有足夠時間參加會議提交論文；與前一期和前二期的ISTP論文產(chǎn)出呈正相關(guān)關(guān)系，其中原因是，參加有關(guān)會議并發(fā)表ISTP論文的科研人員，為以后參加有關(guān)會議、發(fā)表ISTP論文積累了豐富的經(jīng)驗和廣泛的渠道，同時也更容易受到相關(guān)會議的邀請，就更容易發(fā)表此類論文。其次，從短期變量系數(shù)的t統(tǒng)計量看，四個方程存在明顯相同點，相應(yīng)論文產(chǎn)出作為自變量無論是一期滯后項還是二期滯后項，和資助基金一期滯后項均沒有通過檢驗，即表明它們對相應(yīng)論文產(chǎn)出的短期影響很微弱，不顯著，而資助基金二期滯后項均通過檢驗，表明滯后二期資助基金對相應(yīng)論文產(chǎn)出的短期影響很顯著，只不過論文總產(chǎn)出、SCI論文產(chǎn)出、EI論文產(chǎn)出與滯后二期資助基金呈正相關(guān)關(guān)系，影響程度較大，系數(shù)均大于0.4000，而ISTP論文產(chǎn)出與它呈負相關(guān)關(guān)系，影響程度較小，系數(shù)為0.000587，其中原因同上。綜上所述，論文產(chǎn)出與資助投入存在短期均衡關(guān)系，其中，ISTP論文與前兩期基金資助呈負相關(guān)關(guān)系，前兩期資助投入每增加1%，ISTP收錄論文減少0.000587%；其它論文與前兩期資助投入呈正相關(guān)關(guān)系，即資助投入每增加1%，論文總產(chǎn)出、SCI收錄論文、EI收錄論文分別增加0.409471%、0.436879%、0.427281%，可見，前兩期資助投入對SCI收錄論文影響最大，依次是EI收錄論文、論文總產(chǎn)出。

表1 變量的單位根檢驗結(jié)果

表2 方程回歸的OLS估計結(jié)果

表3 方程殘差的單位根檢驗結(jié)果

表4 誤差修正模型估計結(jié)果

4、Granger Causality檢驗

協(xié)整檢驗變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步進行Granger因果檢驗。Granger因果檢驗由Granger（1969）提出后經(jīng)Sims（1972）等發(fā)展和完善，現(xiàn)在已經(jīng)成為研究統(tǒng)計因果關(guān)系的最重要的工具。Granger認為，X是否引起Y的問題主要看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值是否使解釋程度提高。

根據(jù)Granger表述定理，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個方向上的格蘭杰原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無效的。以上已證明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此變量之間至少存在一個方向的Granger因果關(guān)系。

進行Pairwise Granger Causality Test，從最大滯后期開始，確保隨機干擾項不存在序列相關(guān)的滯后期作為最優(yōu)滯后期，檢驗結(jié)果見表5。

由表5可知，基金資助不是論文總產(chǎn)出、SCI論文產(chǎn)出、EI論文產(chǎn)出和ISTP論文產(chǎn)出的Granger原因，而論文總產(chǎn)出、SCI論文產(chǎn)出、EI論文產(chǎn)出和ISTP論文產(chǎn)出是基金資助的Granger原因?？傊?，基金資助投入與各種科技論文產(chǎn)出之間存在單向因果關(guān)系（unidirectional causality），即各種科技論文產(chǎn)出增加導(dǎo)致基金資助投入增加，而不是基金資助投入增加導(dǎo)致各種科技論文增加。主要是因為，有較多高水平的前期研究成果的人容易獲得基金資助，而影響科技論文產(chǎn)出的因素眾多，例如研究人員的科研能力等?；鹳Y助只是較為重要的原因之一，其中基金使用效率是關(guān)鍵因素，中國科協(xié)調(diào)查顯示，我國六成左右的科研經(jīng)費流失于項目之外。而孟浩等（2007）認為，基金投入與SCI論文產(chǎn)出互為Granger原因，不同結(jié)果可能是數(shù)據(jù)處理不同和樣本容量不同。

五、研究的結(jié)論、建議和展望

1、結(jié)論

本文利用協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ?、誤差修正模型、Granger因果檢驗等當代動態(tài)計量經(jīng)濟學(xué)模型，對自然科學(xué)基金資助投入與多種科技論文產(chǎn)出進行了實證研究，可得出以下結(jié)論。一是單位根檢驗表明，基金資助投入與四種論文產(chǎn)出的水平值存在單位根，相應(yīng)一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的，五個變量是一階單整的，符合協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger因果檢驗要求。二是協(xié)整檢驗表明，基金資助與論文總產(chǎn)出、SCI論文產(chǎn)出、EI論文產(chǎn)出和ISTP論文產(chǎn)出存在協(xié)整關(guān)系，存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，論文產(chǎn)出與資助投入均呈正相關(guān)關(guān)系，即資助投入每增加1%，論文總產(chǎn)出、SCI論文、EI論文、ISTP論文分別增加 1.0708%、1.0250%、1.1805%、1.0303%，資助投入對論文產(chǎn)出有明顯響論文產(chǎn)出的唯一因素，加入其它變量比如科研水平能否使模型更具有解釋力？需要更進一步研究。三是關(guān)于國外經(jīng)驗的借鑒。發(fā)達國家的基金資助制度實行時間較長，管理較為完善有效，以發(fā)達國家為例來研究它們之間的關(guān)系是否會有不同情況？需要深入討論。積極的影響。三是誤差修正模型表明，可建立四個誤差修正模型，誤差修正項系數(shù)均通過了t檢驗，全部為負，都符合反向修正機制，存在短期失衡向長期均衡的修正機制；論文產(chǎn)出與資助投入存在短期均衡關(guān)系，ISTP論文與資助投入（滯后兩期）呈負相關(guān)關(guān)系，其它論文與資助投入（滯后兩期）呈正相關(guān)關(guān)系。四是Granger Causality檢驗表明，各種科技論文產(chǎn)出增加導(dǎo)致基金資助投入增加，而不是基金資助投入增加導(dǎo)致各種科技論文增加。即具有較多前期科研論文的人員容易獲得基金資助，而基金資助不是影響論文發(fā)表的關(guān)鍵因素。

表5 Granger Causality檢驗結(jié)果

2、建議

首先，國家自然科學(xué)基金應(yīng)不斷加大對科研活動的支出力度，促使科技人員發(fā)表高質(zhì)量、高水平的原創(chuàng)性、國際性論文。在加大基金投入同時，必須加大對資助基金使用的管理，保障資助基金都用到科研工作，更要重視投入績效的評估。其次，國家應(yīng)鼓勵，支持廣大科研人員積極申報自然基金，為他們提供一個公平、公開競爭的外部環(huán)境。必須建立科學(xué)合理的科研成果評價體系，徹底扭轉(zhuǎn)科研人員和所在單位“重視申報立項，輕視科研成果”的不良趨勢。進一步完善基金資助政策和制度，理順、健全科研管理機制，實現(xiàn)科技論文產(chǎn)出與基金資助投入雙向互動激勵機制，早日實現(xiàn)“創(chuàng)建創(chuàng)新型國家”的戰(zhàn)略目標，促進我國經(jīng)濟社會健康科學(xué)發(fā)展。

3、展望

利用計量經(jīng)濟學(xué)模型對基金投入與論文產(chǎn)出關(guān)系的研究是一種新的嘗試，有許多方面都值得進一步深入討論。一是關(guān)于對象和變量的討論。本文以國家自然科學(xué)基金為例，對基金投入與論文產(chǎn)出關(guān)系的研究，而其它基金（如國家社科基金）的情況如何？論文產(chǎn)出本文取三大國際檢索收錄論文，能否包含國內(nèi)基金資助論文？需進一步討論。二是關(guān)于計量模型的討論。本文討論了基金投入與論文產(chǎn)出的長期均衡和短期波動，二者之間的相互影響機理和過程能否利用向量自回歸模型（VAR模型）之中的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來描述？另外本文把基金資助作為影

[1]國家自然科學(xué)基金委員會編：1986—2011年度報告[R]．

[2]國家自然科學(xué)基金委員會編：1986—2012年度國家自然科學(xué)基金資助項目統(tǒng)計資料[EB/OL]．http：//www．nsfc．gov．cn/nsfc/cen/xmtj/index．html．

[3]國家統(tǒng)計局、科學(xué)技術(shù)部編：中國科技統(tǒng)計年鑒[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，1991—2012．

[4]國家科技評估中心：科學(xué)基金資助與管理績效國際評估綜合證據(jù)報告[R]．

[5]國際評估專家委員會：科學(xué)基金資助與管理績效國際評估報告[R]．

[6]肖向晨、馬衛(wèi)華、歐陽國楨：華南理工大學(xué)2006—2010年國家自然科學(xué)基金項目申報和資助情況分析[J]．科技管理研究，2012（2）．

[7]張璐、張秀梅、趙輝：1986—2010年國家自然科學(xué)基金有機高分子材料項目分析[J]．廣州化工，2012（8）．

[8]辛都強：陜西省在十一五期間獲國家自然科學(xué)基金資助情況分析[J]．中國科學(xué)基金，2012（4）．

[9]周興明：科學(xué)基金制是調(diào)控我國科學(xué)資源優(yōu)化配置的重要手段——1982至1995年國家自然科學(xué)基金優(yōu)化配置情況的統(tǒng)計分析[J]．科研管理，1997，18（6）．

[10]孟浩、周立、何建坤：自然科學(xué)基金投入與科技論文產(chǎn)出的協(xié)整分析[J]．科學(xué)學(xué)研究，2007（6）．

[11]Engle RF，Granger C W J：Co-integration and error correction：representation，estimation，and testing[J]．Econometrics，1987，55（2）．

[12]Granger C W J．Investigating causal relations by econometric model and cross-spectral methods[J]．Econometrica．1969，37（3）．

[13]中國統(tǒng)計年鑒2000[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，2000．

[14]中國統(tǒng)計年鑒2012[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，2012．

[15]張曉桐：Eviews的使用指南與案例[M]．北京：機械工業(yè)出版社，2007．

[16]古扎拉蒂著，費建平、孫純霞譯：計量經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)（第四版）[M]．北京：中國人民大學(xué)出版社，2005．

（責任編輯：張瓊芳）

投入用科學(xué)基金每年資助總額數(shù)據(jù)表示，資助總額是研究項目系列、人才項目系列和環(huán)境條件項目系列的資助總和。數(shù)據(jù)來源于1987—2010年度報告，單位為萬元，用fund0表示。為真實反映基金資助投入對科技論文產(chǎn)出的影響，本文借鑒孟浩等（2007）的經(jīng)驗，用商品零售價格指數(shù)進行平減，以消除物價的不利影響，不用居民消費物價指數(shù)是因為基金經(jīng)費雖然可能用于購買生活用品，但主要用來購置科研儀器設(shè)備，其中1987—1999年和2000—2010年數(shù)據(jù)分別來源于2000年和2012年的中國統(tǒng)計年鑒，直接收集指數(shù)是以1978=100的定基指數(shù)，再轉(zhuǎn)化以1987=100的定基指數(shù)，用RPI表示，被物價指數(shù)平減之后的資助總額用fund表示，計算公式fund=（fund0/RPI）* 100。

科技論文產(chǎn)出數(shù)量選擇SCI檢索、EI檢索、ISTP檢索論文收錄數(shù)量和論文總產(chǎn)出數(shù)量（前三種論文之和），分別用sci、ei、istp和total表示，單位是篇。結(jié)果顯示，基金資助論文仍有大量未被SCI、EI、ISTP檢索收錄，即使被SCI、EI、ISTP檢索收錄也未必都得到自科基金資助。但是本文認為，被SCI、EI、ISTP檢索收錄的科技論文恰恰能夠代表基金資助論文的總體水平和質(zhì)量高低，該指標具有代表性。1987—2010數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒 1991—2012》，見圖1和圖2。