地方領(lǐng)導(dǎo)人更替會影響區(qū)域創(chuàng)新能力嗎

吳曉飛

[內(nèi)容摘要]本文主要從地方領(lǐng)導(dǎo)人更替的角度分析區(qū)域創(chuàng)新能力的波動變化。采用1998-2013年度的相關(guān)省際面板數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型，研究表明：省委書記更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定程度的負(fù)向影響，但這種影響在多數(shù)情況下不顯著；而省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力則存在較為明顯的正向作用。在將更替形式區(qū)分為實質(zhì)性更替和連任兩種情形后，研究發(fā)現(xiàn)，省委書記的不同更替形式對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并無明顯變化。而省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響則主要是由其實質(zhì)性更替所引起的。

[關(guān)鍵詞]地方領(lǐng)導(dǎo)人更替；政策不確定性；創(chuàng)新激勵；區(qū)域創(chuàng)新能力

一、引言

自進(jìn)入21世紀(jì)以來，創(chuàng)新日益成為推動我國經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。在這種現(xiàn)實背景下，黨的十八大明確做出了實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重大部署，并為進(jìn)一步建設(shè)創(chuàng)新型國家奠定了堅實基礎(chǔ)。在區(qū)域?qū)用嫔?，?chuàng)新也得到了各省、直轄市、自治區(qū)政府的高度關(guān)注與重視，制定并出臺了一系列區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展政策。然而，盡管創(chuàng)新對于經(jīng)濟(jì)增長的作用不容忽視，并且我國的區(qū)域創(chuàng)新能力業(yè)已得到較大提高，但是有關(guān)區(qū)域創(chuàng)新能力背后影響因素的認(rèn)識還較為不足。特別是，由于政治因素在我國地區(qū)發(fā)展中具有不可忽視的作用，其對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果及作用機(jī)理十分值得深入探討。但就目前而言，有關(guān)這方面的研究仍然較為有限。因此，正是，基于上述認(rèn)識，本文將從地方領(lǐng)導(dǎo)人更替的視角對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的波動變化展開分析。

具體來說，在地方領(lǐng)導(dǎo)人存在更替的情況下，必然伴隨著政治權(quán)力的轉(zhuǎn)移以及政策方向的某些變化。這可能對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生兩方面的影響：一方面，地方領(lǐng)導(dǎo)人更替所帶來的政策不確定性可能會降低企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)動機(jī)，從而導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新能力下降；另一方面，地方領(lǐng)導(dǎo)人更替也可能意味著較強(qiáng)的創(chuàng)新激勵作用，從而刺激企業(yè)等創(chuàng)新主體加大研發(fā)力度，并進(jìn)一步造成區(qū)域創(chuàng)新水平上升。結(jié)合這一分析，在后文中，我們對地方領(lǐng)導(dǎo)人更替影響區(qū)域創(chuàng)新能力的不同效果進(jìn)行了實證研究。在理論層面上，本文的研究可以補(bǔ)充現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足之處，豐富并拓展區(qū)域創(chuàng)新領(lǐng)域的研究成果。而在實踐層面上，本文的研究也可以為政府相關(guān)部門制定區(qū)域創(chuàng)新政策提供理論參考。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分簡要評述已有的相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分進(jìn)行理論分析并提出研究假設(shè)；第四部分是研究設(shè)計；第五部分給出實證研究結(jié)果并進(jìn)行擴(kuò)展檢驗；最后一部分簡要總結(jié)本文的主要研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)評述

一些研究證實，創(chuàng)新能力不僅取決于有形的要素投入，它同樣會受到制度環(huán)境的廣泛影響。其中，政治因素對于創(chuàng)新的影響作用日益受到研究者的關(guān)注。在這方面，Bloom et al.研究了政府稅收政策對R&D投資的影響，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠可以有效提高一國的研發(fā)強(qiáng)度。黨文娟等人的分析結(jié)果也表明，目前我國政府在提高區(qū)域創(chuàng)新能力方面起到了一定程度的促進(jìn)作用。但安同良等人證實，R&D補(bǔ)貼政策也有可能會對創(chuàng)新產(chǎn)生“逆向”激勵，因而要求政策制定者必須設(shè)計合理的創(chuàng)新補(bǔ)貼方案?？傮w而言，目前多數(shù)學(xué)者對于政府的創(chuàng)新政策持肯定態(tài)度。這也為各級政府部門推進(jìn)實施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略提供了一定理論依據(jù)。但是，上述研究的主要不足之處在于，他們并未考慮作為政府主體的官員在其中所發(fā)揮的作用。

在微觀層面上，一些文獻(xiàn)從企業(yè)政治聯(lián)系的角度研究這一非正式機(jī)制對創(chuàng)新所產(chǎn)生的影響。Wu的實證結(jié)果表明，企業(yè)的政治聯(lián)系與其產(chǎn)品創(chuàng)新之間存在倒u形的關(guān)系。這意味著只有在一定范圍內(nèi)政治聯(lián)系才會對企業(yè)創(chuàng)新形成正向推動。Shu et al.研究發(fā)現(xiàn)，政治聯(lián)系對于企業(yè)知識創(chuàng)新的影響有所減弱，但仍然對企業(yè)知識轉(zhuǎn)換具有直接作用。另外，Julio和Yook則檢驗了政治選舉與企業(yè)投資之間的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，與非選舉年份相比，企業(yè)在選舉年份的投資支出存在明顯的下降趨勢。這或許可以從另一個角度解釋企業(yè)研發(fā)投入對于政治周期所做出的反應(yīng)。而在國內(nèi)研究中，丁重和鄧可斌、曾萍和宋鐵波等人認(rèn)為，沒有證據(jù)表明政治關(guān)系會直接有利于企業(yè)提升其技術(shù)創(chuàng)新效率。相反，政治聯(lián)系甚至還有可能進(jìn)一步降低企業(yè)的創(chuàng)新績效。但蔡新蕾、蔡地等人對此持有不同的觀點。他們認(rèn)為，企業(yè)的政治行為或政治聯(lián)系事實上有利于提高其研發(fā)創(chuàng)新水平。由此可見，當(dāng)前理論界對于政治聯(lián)系究竟能否促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新等問題還存在著較大爭論。

從上述文獻(xiàn)來看，目前有關(guān)政治因素與創(chuàng)新之間的關(guān)系的研究已經(jīng)受到越來越多的關(guān)注。主要分析視角包括政府創(chuàng)新政策的有效性、企業(yè)政治聯(lián)系對其創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的影響等。然而，盡管現(xiàn)有研究已經(jīng)在這一領(lǐng)域中做出了許多有益探索，但其不足之處也是較為明顯的。首先，已有文獻(xiàn)多數(shù)忽略了作為政府主體的官員對于創(chuàng)新所產(chǎn)生的影響。特別是在省級層面，地方主要領(lǐng)導(dǎo)人的政策取向很可能會對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生不可忽視的作用。其次，現(xiàn)有研究也沒有從地方領(lǐng)導(dǎo)人更替的視角對區(qū)域創(chuàng)新問題做出詳細(xì)探討。在我國現(xiàn)行政治體制下，地方領(lǐng)導(dǎo)人更替以及與此相伴隨的政治權(quán)力轉(zhuǎn)移是一種普遍現(xiàn)象，這可能會對區(qū)域創(chuàng)新水平造成一定沖擊。但已有文獻(xiàn)并未對上述問題做出必要的分析與解答。因此，本文將對現(xiàn)有研究的不足之處展開進(jìn)一步分析，以得到具有創(chuàng)新性的理論成果。

三、理論分析與研究假設(shè)

部分研究認(rèn)為，在那些發(fā)生了地方領(lǐng)導(dǎo)人更替的年份，可能意味著某種政策上的不確定性。這種政策上的不確定性會進(jìn)一步影響到企業(yè)等市場主體的研發(fā)行為，從而造成區(qū)域創(chuàng)新水平的波動變化。一般而言，地方領(lǐng)導(dǎo)人更替所帶來的政策不確定性會傾向于降低企業(yè)的研發(fā)投入，同時提高其研發(fā)創(chuàng)新的等待價值。即，在面臨政策不確定性的環(huán)境下，企業(yè)可能會適當(dāng)降低研發(fā)支出、延緩研發(fā)決策，以規(guī)避政策不確定性所帶來的潛在創(chuàng)新?lián)p失。在這種情況下，顯然地方領(lǐng)導(dǎo)人更替會對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生負(fù)向影響。然而，地方領(lǐng)導(dǎo)人更替也可能意味著較強(qiáng)的創(chuàng)新激勵作用。所謂“新官上任三把火”，特別是在我國地方官員的“錦標(biāo)賽式”晉升模式下，新任地方領(lǐng)導(dǎo)人更有動機(jī)去促進(jìn)地方投資增長。而地區(qū)研發(fā)投入也可能因此表現(xiàn)出較高的上升趨勢。這種由于地方領(lǐng)導(dǎo)人更替所帶來的創(chuàng)新激勵作用，無疑會對區(qū)域創(chuàng)新能力形成正向推動作用。本文認(rèn)為，在我國地方領(lǐng)導(dǎo)人發(fā)生更替的條件下，區(qū)域創(chuàng)新能力所表現(xiàn)出來的波動變化正是受上述兩方面因素共同作用的結(jié)果。

在我國的地方主要領(lǐng)導(dǎo)人中，省委書記更替和省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響可能存在差異。因此，本文在研究中又進(jìn)一步對不同的地方領(lǐng)導(dǎo)人更替形式進(jìn)行了區(qū)分。

首先，省委書記更替所帶來的政策不確定性可能較大。在具體職責(zé)方面，省委書記主要負(fù)責(zé)省委的日常工作，主管黨務(wù)和方針路線。但是，由于黨的最高領(lǐng)導(dǎo)地位，以及我國地方政治中長期存在的“一把手負(fù)責(zé)”現(xiàn)象，使得省委書記更替仍然會對區(qū)域政策環(huán)境形成較大影響。在省委書記更替階段，地區(qū)內(nèi)未來的政策取向存在較高程度的不確定性。因此，各種創(chuàng)新主體也必然會對這種政策不確定性做出反應(yīng)。然而，由于省委書記并不直接負(fù)責(zé)地區(qū)經(jīng)濟(jì)事務(wù)，這使得省委書記更替所帶來的創(chuàng)新激勵作用相對較弱。綜合而言，在省委書記更替階段，各種創(chuàng)新主體的研發(fā)行為將主要受到更替所帶來的政策不確定性的影響，并將對區(qū)域創(chuàng)新能力造成一定程度的沖擊。據(jù)此，我們提出了假設(shè)1：省委書記更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在負(fù)向影響。

其次，省長更替時的情形與省委書記更替所帶來的影響可能存在不同。作為地方主要領(lǐng)導(dǎo)人之一，省長的政策取向?qū)Φ胤浇?jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不容忽視。并且，在我國當(dāng)前的地方政治模式下，省長對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展更負(fù)有直接責(zé)任。但同時我們也注意到，由于我國地方政治的獨特性，使得省長的施政方針和政策取向與省級黨委的領(lǐng)導(dǎo)方向具有很強(qiáng)的一致性，因此這就大大降低了省長更替所帶來的政策不確定性程度。另外，在省長上任之后通常也會出臺一系列經(jīng)濟(jì)發(fā)展計劃，這在我國地方政治運行中是一個十分普遍的現(xiàn)象。從其具體職責(zé)來說，新任省長也更有動機(jī)去促進(jìn)包括研發(fā)投入在內(nèi)的各項地方投資的增長。這意味著省長更替可能會帶來較高程度的創(chuàng)新激勵作用。綜合而言，省長更替所造成的政策不確定性較低，并且由此帶來的創(chuàng)新激勵作用相對較高。這可能會對區(qū)域創(chuàng)新能力形成正向推動。根據(jù)這些認(rèn)識，我們提出了假設(shè)2：省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在正向影響。

最后，考慮地方領(lǐng)導(dǎo)人的實質(zhì)性更替和連任的情形。在我國地方政治中，省委書記、省長連任現(xiàn)象較為普遍。一般而言，連任是通過每五年一次的地方黨代會或人代會進(jìn)行的。從形式上來看，地方領(lǐng)導(dǎo)人連任相當(dāng)于發(fā)生了一次更替事實，但是地方領(lǐng)導(dǎo)人沒有實質(zhì)性的改變，仍在原職位上繼續(xù)從事相關(guān)工作。因此，地方領(lǐng)導(dǎo)人連任前后的政策方向應(yīng)該具有較強(qiáng)的一致性和穩(wěn)定性。這也就意味著，地方領(lǐng)導(dǎo)人連任所帶來的政策不確定性程度相對較低。同時，由于連任前后的政策方向基本穩(wěn)定，也難以對地區(qū)研發(fā)投入形成較大幅度的推動作用。而與此相對應(yīng)，實質(zhì)性更替的情形則是指地方領(lǐng)導(dǎo)人發(fā)生了實質(zhì)性的變更。在這種情況下，一方面由于實質(zhì)性更替通常是地方領(lǐng)導(dǎo)人由異地調(diào)入，其政策取向存在較高程度的不確定性，因此對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響可能更為強(qiáng)烈；另一方面，正如前文所言，在實質(zhì)性更替的情形下新任地方領(lǐng)導(dǎo)人可能更有動機(jī)去促進(jìn)創(chuàng)新投入的增長，從而對區(qū)域創(chuàng)新能力形成較強(qiáng)的推動作用。相對于地方領(lǐng)導(dǎo)人的連任而言，我們認(rèn)為地方領(lǐng)導(dǎo)人的實質(zhì)性更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響更大。據(jù)此，我們提出了假設(shè)3：地方領(lǐng)導(dǎo)人更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響主要由實質(zhì)性更替所引起，連任對于區(qū)域創(chuàng)新能力的影響相對較弱。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

為了研究地方領(lǐng)導(dǎo)人更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，我們選取了全國30個省、直轄市、自治區(qū)（除西藏以外）的相關(guān)面板數(shù)據(jù)展開實證分析過程。樣本期限為1998-2013年。在回歸中，對于區(qū)域創(chuàng)新能力這一被解釋變量，我們主要以樣本各省市的專利申請總數(shù)和授權(quán)總數(shù)來衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國科技統(tǒng)計年鑒和各省市統(tǒng)計年鑒。對于解釋變量地方領(lǐng)導(dǎo)人（省委書記/省長）更替的數(shù)據(jù)，我們主要通過互聯(lián)網(wǎng)手工收集獲得。回歸中，其他各控制變量的相關(guān)數(shù)據(jù)則主要來源于中國科技統(tǒng)計年鑒和歷年各省市統(tǒng)計年鑒。

五、實證結(jié)果與分析

（一）主要變量的描述性統(tǒng)計

在基本模型設(shè)定之后，我們首先對主要變量的描述性統(tǒng)計特征進(jìn)行了考察。具體結(jié)果如表l所示。從表1可以看出，不同省市、不同年份的專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)存在較大差異。其中，變量LnTZLA的最小值為4.82，最大值為13.13；變量LnTZIL的最小值和最大值則分別為4.13和12.51。這說明，不同樣本省市之間可能存在較強(qiáng)的個體差異。因此，我們在回歸模型中對時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)加以控制具有一定合理性。由于我們進(jìn)一步將地方領(lǐng)導(dǎo)人更替區(qū)分為實質(zhì)性更替和連任兩種情形，這使得前者的樣本均值恰好等于對應(yīng)的實質(zhì)性更替和連任變量的樣本均值之和。另外，表1中的描述性統(tǒng)計結(jié)果還顯示，在我們的樣本期內(nèi)省委書記的實質(zhì)性更替與連任次數(shù)基本一致（均值分別為0.10和0.09）；而省長的實質(zhì)性更替則要少于其連任的情形（均值分別為0.10和0.15）。有關(guān)其他各控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，這里不再贅述。

（二）回歸結(jié)果

在具體回歸分析之前，我們首先對自變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)進(jìn)行了檢驗。如前所述，由于研發(fā)資本投入與R&D人員全時當(dāng)量之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.94以上，因此我們在回歸模型中剔除了研發(fā)資本投入這一控制變量。剩余各自變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均不超過0.80，表明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。另外，由于采用省級面板數(shù)據(jù)展開分析，我們以Hausman檢驗來確定模型的具體形式。檢驗結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型均優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型（Prob>chi2=0.000）。因此，在實證分析中我們以雙向固定效應(yīng)模型作為回歸的基本方法。具體回歸結(jié)果如表2和表3所示。

1.省委書記更替和省長更替。本部分中，我們首先對省委書記和省長更替的全部觀測樣本進(jìn)行回歸分析。具體回歸結(jié)果如表2所示。從表2可以看出，無論以專利申請數(shù)（LnTZLA）或?qū)＠跈?quán)數(shù)（LnTZIL）為因變量的情況下，省委書記更替變量LOCPAR的回歸系數(shù)均為負(fù)值，但相關(guān)結(jié)果的顯著性較弱，僅在以專利授權(quán)數(shù)為因變量時通過了10%的顯著水平。這說明，省委書記更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定程度的負(fù)向影響，但這種影響作用較為有限。因此，前文提出的假設(shè)1在部分程度上得到了驗證。分析其原因，省委書記更替通常會帶來政策上的不確定性，這使得企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)投入下降，以規(guī)避政策不確定性所造成的潛在創(chuàng)新?lián)p失。這顯然會對區(qū)域創(chuàng)新能力形成負(fù)向沖擊。然而，由于省委書記并不直接負(fù)責(zé)地區(qū)經(jīng)濟(jì)事務(wù)，因此這種負(fù)向沖擊的影響效果較為有限，難以對區(qū)域創(chuàng)新水平形成明顯的影響作用。另外，根據(jù)表2中的回歸結(jié)果，省長更替變量LOCGOV的回歸系數(shù)在各種情況下均顯著為正。這說明，省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在明顯的正向推動作用，從而驗證了前文提出的假設(shè)2。而正如前文所分析的，由于我國獨特的地方政治運行模式，使得省長更替時的政策不確定性較低，并且省長更有動機(jī)去促進(jìn)地方投資增長。這顯然會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新形成正向激勵。因此，省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在正向影響也就比較容易理解了。

在表2中，控制變量LnPGDP的回歸系數(shù)為正但不顯著，說明前期的累積知識存量對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響作用較弱。R&D人員全時當(dāng)量LnPEO的回歸系數(shù)為正且均通過了5%的顯著水平，這說明研發(fā)要素投入對區(qū)域創(chuàng)新能力具有十分顯著的正向影響。從表2中的回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，LnMKT的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這意味著技術(shù)市場的活躍程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的帶動作用十分明顯。另外，控制變量FIN的回歸系數(shù)同樣為正且較為顯著，表明地方政府對創(chuàng)新的支持力度同樣是影響區(qū)域創(chuàng)新能力的重要因素。從模型的F值和修正的R2值來看，本文的回歸模型擬合較好。

2.實質(zhì)性更替與連任。在本部分中，我們進(jìn)一步將地方領(lǐng)導(dǎo)人的更替形式區(qū)分為實質(zhì)性更替和連任兩種情形，并進(jìn)行回歸分析。具體回歸結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，無論以專利申請數(shù)或授權(quán)數(shù)為因變量的情況下，省委書記的實質(zhì)性更替和連任變量的回歸系數(shù)均為負(fù)值且均未通過顯著性檢驗，這在某種程度上驗證了表2中的相關(guān)結(jié)論。正如前文所言，省委書記更替會帶來一定程度的政策不確定性，這使得企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)投入降低，并進(jìn)一步對區(qū)域創(chuàng)新能力造成負(fù)向影響。然而，由于省委書記并不直接負(fù)責(zé)地區(qū)經(jīng)濟(jì)事務(wù)，因此省委書記更替對區(qū)域創(chuàng)新能力所造成的負(fù)向影響較為有限。無論是在省委書記的實質(zhì)性更替抑或連任的情形下，都難以對區(qū)域創(chuàng)新能力形成明顯的影響作用。由此可見，前文提出的假設(shè)3對于省委書記的實質(zhì)性更替和連任而言并不能有效成立。

從表3中的回歸結(jié)果可以看出，省長實質(zhì)性更替變量的回歸系數(shù)在各種情況下均為正且較為顯著，而省長連任變量的回歸系數(shù)僅在以專利申請數(shù)為因變量的情況下為正并通過了10%的顯著水平。上述結(jié)果表明，省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響主要是由其實質(zhì)性更替所引起的，省長連任對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響作用較弱且不穩(wěn)定。因此，這驗證了前文提出的假設(shè)3。究其原因，省長的實質(zhì)性更替雖然也會帶來一定程度的政策不確定性，但這種政策不確定性相對較弱。同時，省長的實質(zhì)性更替也意味著更強(qiáng)的創(chuàng)新激勵作用，從而會對區(qū)域創(chuàng)新能力形成較為明顯的正向影響。與此相對應(yīng)，省長連任前后的政策方向基本穩(wěn)定，這使得企業(yè)等創(chuàng)新主體的研發(fā)行為不會發(fā)生太大變化。因此，省長連任對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響較為有限。另外，表3中各控制變量的回歸結(jié)果與表2中的基本一致，對此不再展開分析。

（三）穩(wěn)健性檢驗與擴(kuò)展研究

為增強(qiáng)主要研究結(jié)論的穩(wěn)健性和適用性，本部分中我們對地方領(lǐng)導(dǎo)人更替影響區(qū)域創(chuàng)新能力的相關(guān)問題展開進(jìn)一步分析。我們首先采用Tobit回歸對上述研究結(jié)論加以驗證。其后，采用發(fā)明專利的申請數(shù)和授權(quán)數(shù)作為因變量，重新進(jìn)行回歸檢驗。

1.Tobit回歸。在已有文獻(xiàn)中，部分研究采用Tobit回歸對技術(shù)創(chuàng)新等問題展開分析。其原因在于，專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)等變量均是下限為0的拖尾變量。因此，本部分中我們同樣采用Tobit回歸對研究結(jié)論的穩(wěn)健性加以檢驗。具體回歸結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，在省委書記更替的相關(guān)變量中，只有在以專利授權(quán)數(shù)為因變量的情況下其連任變量（LRPAR）通過了10%的顯著水平，在其他各種情況下省委書記更替的相關(guān)變量均為負(fù)且均不顯著。這說明，省委書記更替對區(qū)域創(chuàng)新能力僅存在有限的負(fù)向影響，從而與前文的研究結(jié)論一致。另外，在Tobit模型下，變量LOCGOV和MLOCGOV的回歸系數(shù)均為正且顯著，而變量LRGOV的回歸系數(shù)則均不顯著。這說明，省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力存在較為明顯的正向影響，并且這種影響作用主要是由省長的實質(zhì)性更替所引起的。這一回歸結(jié)果同樣驗證了前文的基本結(jié)論。因此，從表4中的相關(guān)結(jié)果可以看出，本文的主要研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.發(fā)明專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)的檢驗結(jié)果。在通常所指的三種專利中，發(fā)明專利最能體現(xiàn)一個地區(qū)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平。因此，本部分中我們分別以發(fā)明專利的申請數(shù)和授權(quán)數(shù)作為因變量，重新進(jìn)行回歸檢驗。與前文一致，相關(guān)數(shù)據(jù)均進(jìn)行對數(shù)化處理。我們分別以LnIZLA和LnIZIL表示發(fā)明專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)的自然對數(shù)。另外，由于發(fā)明專利從申請到最終獲得授權(quán)一般需要經(jīng)過3年左右的時間，因此在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為因變量的情況下，我們將自變量均滯后3期。具體回歸結(jié)果如表5所示。從表5可以看出，在以發(fā)明專利申請數(shù)為因變量時，自變量MLOCPAR的回歸系數(shù)為正但不顯著，其他各自變量的回歸系數(shù)及顯著水平則與前文基本一致。而在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為因變量的情況下，回歸結(jié)果則存在較大差異。主要表現(xiàn)為：自變量LOCGOV的顯著性降低，僅通過了10%的顯著水平；MLOCGOV的回歸系數(shù)雖然為正但不再顯著。對此，本文認(rèn)為這可能與3階滯后導(dǎo)致存在較多的樣本損失有關(guān)，從而使得回歸結(jié)果出現(xiàn)一定程度的偏差。另外，在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為因變量的情況下，其他各自變量的回歸系數(shù)與前文基本一致?？傮w而言，本文的主要結(jié)論仍然是成立的。

六、結(jié)論

本文從地方領(lǐng)導(dǎo)人更替的視角分析我國區(qū)域創(chuàng)新能力的波動變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：省委書記更替及其不同的更替形式對區(qū)域創(chuàng)新能力存在一定程度的負(fù)向影響，但這種影響作用在多數(shù)情況下不顯著。而省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力則存在較為明顯的正向推動作用，并且這種作用的效果主要是由省長的實質(zhì)性更替所引起的。上述結(jié)論背后的原因則與地方領(lǐng)導(dǎo)人更替所帶來的政策不確定性程度以及創(chuàng)新激勵作用密切相關(guān)。

本文的主要貢獻(xiàn)在于，豐富了對政治因素影響區(qū)域創(chuàng)新能力等相關(guān)問題的理解。在我國地方政治中，主要領(lǐng)導(dǎo)人的政策取向?qū)Φ貐^(qū)創(chuàng)新水平存在著較為廣泛而深刻的影響。但本文對已有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后表明，現(xiàn)有研究對此做出的探討仍較為有限。因此，通過本文的研究，可以從理論層面補(bǔ)充、完善現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足之處。另外，在實踐層面上，本文的主要研究結(jié)論也有著比較深刻的啟發(fā)意義：在地方領(lǐng)導(dǎo)人發(fā)生更替的條件下，會對區(qū)域創(chuàng)新能力的波動變化產(chǎn)生現(xiàn)實影響，并且省委書記更替和省長更替對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響作用有所不同。在省委書記更替階段，會對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生一定程度的負(fù)向作用，因此政府相關(guān)部門應(yīng)適時制定一些創(chuàng)新指導(dǎo)政策，以激發(fā)企業(yè)等主體的創(chuàng)新活力。而在省長更替階段，則會對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向推動作用，并且在省長的實質(zhì)性更替條件下這種正向作用尤為明顯。此時，政府相關(guān)部門則要注重防范可能出現(xiàn)的“過度創(chuàng)新”問題，通過政策手段引導(dǎo)研發(fā)投入向重點領(lǐng)域和關(guān)鍵部門轉(zhuǎn)移，以逐步優(yōu)化創(chuàng)新結(jié)構(gòu)，提高區(qū)域創(chuàng)新效率。

本文的研究也包含一些不足之處。限于統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們并沒有對地方領(lǐng)導(dǎo)人的異地調(diào)入和同地晉升等更替形式的影響作用進(jìn)行考察。從理論上分析，地方領(lǐng)導(dǎo)人的異地調(diào)入可能會對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生更為深刻的影響。另外，本文也沒有對地方領(lǐng)導(dǎo)人的個體特征進(jìn)行詳細(xì)區(qū)分，如地方領(lǐng)導(dǎo)人的性別、學(xué)歷等，這些因素也可能會對我們的研究結(jié)論產(chǎn)生一定影響。因此，本文的這些不足之處可以作為未來進(jìn)一步研究的方向。