地方產(chǎn)業(yè)政策之于區(qū)域創(chuàng)新活動的影響
——基于政府行為視角下的理論解讀與經(jīng)驗證據(jù)

，2

(1.暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，廣東廣州510632；2. 廣東金融學(xué)院 區(qū)域金融政策研究中心，廣東廣州510521；3. 廈門大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，福建廈門361005)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟的高速增長已成為全球經(jīng)濟的一大“奇跡”。然而，隨著中國經(jīng)濟進(jìn)入“新常態(tài)”，經(jīng)濟增長模式逐步從要素和投資驅(qū)動轉(zhuǎn)為技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動，以此擺脫有形生產(chǎn)要素生產(chǎn)的邊際效益遞減規(guī)律[1]。在“十三五”規(guī)劃中，明確把技術(shù)創(chuàng)新作為整個經(jīng)濟社會發(fā)展的重要戰(zhàn)略支撐，由此彰顯出研發(fā)創(chuàng)新活動的先導(dǎo)作用。2018年中央經(jīng)濟工作會議更是鮮明指出，將“大力培育新動能，強化科技創(chuàng)新，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級”作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要著力點，并進(jìn)一步“加快建設(shè)創(chuàng)新型國家，推動重大科技創(chuàng)新取得新進(jìn)展，促進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新上水平”。

如何推動技術(shù)創(chuàng)新？這需要“大學(xué)—產(chǎn)業(yè)—政府”的“三股螺旋”機制[2]發(fā)揮核心支柱作用。其中，政府機構(gòu)作為國家(地區(qū))創(chuàng)新體系中的重要建構(gòu)力量，可以通過財政稅收調(diào)整[3]、金融結(jié)構(gòu)變遷[4]和財政科技投入[5]等方式來提高地區(qū)創(chuàng)新動能。但一個更直觀的特征事實是，中國經(jīng)濟的增長奇跡，突出體現(xiàn)在各類產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大上，產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級與地區(qū)創(chuàng)新的關(guān)系十分緊密，甚至成為地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動的重要載體。盡管中國地方政府出臺了大量支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策文件，在推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化轉(zhuǎn)型升級上更是不遺余力，但這是否表明中國的產(chǎn)業(yè)政策在推動地區(qū)創(chuàng)新上成效卓著呢？然而，該問題的答案并非顯而易見。在理論上，地方政府不一定能夠出臺和實施對技術(shù)創(chuàng)新有積極作用的產(chǎn)業(yè)政策，概其原因，在于地方政府的產(chǎn)業(yè)政策可能關(guān)注產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟體量的壯大而非創(chuàng)新動能的提升。在實踐中，世界各國都有著將產(chǎn)業(yè)政策作為地區(qū)經(jīng)濟(創(chuàng)新)活動的重要抓手，其中不乏日本、韓國等國家的成功典型[6-7]，當(dāng)然也有數(shù)量不菲的失敗案例[8]。簡單地對案例經(jīng)驗進(jìn)行橫縱比較并不能得到確切的結(jié)論，對這一問題的追索仍有高度的理論價值和實踐意義。

當(dāng)前的研究文獻(xiàn)有如下缺憾：其一，現(xiàn)有研究多將精力傾注在“產(chǎn)業(yè)政策—微觀企業(yè)(創(chuàng)新)發(fā)展”的范式框架中，未將產(chǎn)業(yè)政策的研究視角提升至宏觀層面，學(xué)術(shù)界所初步形成的宏觀產(chǎn)業(yè)政策的理論框架和內(nèi)在邏輯并沒有依托事實進(jìn)行科學(xué)、系統(tǒng)的經(jīng)驗剖析；其二，大量文獻(xiàn)對國外經(jīng)典研究有著較強的路徑依賴，如探討產(chǎn)業(yè)政策之功效(產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)運營績效的效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)投資的影響等)，并在此基礎(chǔ)上提出優(yōu)化建議后便“戛然而止”。但事實上，產(chǎn)業(yè)政策的執(zhí)行在很大程度上依賴于當(dāng)?shù)卣慕槿?，即地方政府的產(chǎn)業(yè)政策會受到地方政治、財政激勵的影響乃至扭曲。如若產(chǎn)業(yè)政策存在效率沉降乃至失效，很可能在于它與當(dāng)?shù)卣募罱Y(jié)構(gòu)間存在顯著錯位。畢竟，任何一種經(jīng)濟政策都與政治制度相互嵌合進(jìn)而影響市場主體，而這恰恰是現(xiàn)有文獻(xiàn)較少涉及之處。較之已有的研究成果，本文可能的增量貢獻(xiàn)主要集中在：第一，在有效識別宏觀層面的地區(qū)產(chǎn)業(yè)政策水平基礎(chǔ)上，剖析不同屬性的產(chǎn)業(yè)政策之于地區(qū)創(chuàng)新的(聯(lián)合)驅(qū)動作用；第二，基于中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展制度特征事實——官員績效考核與財政力量的解讀，給出一個理解“產(chǎn)業(yè)政策—地區(qū)創(chuàng)新”效應(yīng)的理論邏輯框架和經(jīng)驗證據(jù)；第三，從市場經(jīng)濟發(fā)展程度的角度出發(fā)，判別當(dāng)前產(chǎn)業(yè)政策存在的有效性和必要性，為當(dāng)前的“產(chǎn)業(yè)政策之爭”提供有實證檢驗支撐的有效參考，這對我國產(chǎn)業(yè)政策轉(zhuǎn)型研究大有裨益。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

目前，針對產(chǎn)業(yè)政策的研究文獻(xiàn)中，仍多以定性分析為主[9-11]。在定量研究中，基本采用的是宏微觀結(jié)合的方式，即通過宏觀產(chǎn)業(yè)政策文件與微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配[12-15]，以研究產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)主體的經(jīng)濟(創(chuàng)新)活動的影響。在宏觀層面(省際面板數(shù)據(jù))上識別產(chǎn)業(yè)政策的文獻(xiàn)十分罕見[16]，但可惜的是，該文獻(xiàn)僅聚焦在產(chǎn)業(yè)政策何以影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的討論上，對產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟(創(chuàng)新)效應(yīng)刻繪較少。

一般而言，關(guān)乎地區(qū)創(chuàng)新能力的戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)有著顯著的準(zhǔn)公共品特質(zhì)，技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生出的高風(fēng)險使得這類活動飽受市場失靈的困擾[17]，簡單依靠經(jīng)濟個體自身來吸收這類不確定性顯然難以提高創(chuàng)新技術(shù)的供給水平。在產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)節(jié)下，政府部門可以通過建構(gòu)適配科研創(chuàng)新的基礎(chǔ)設(shè)施、財政補貼和金融扶持等手段，分散技術(shù)創(chuàng)新活動中存在的風(fēng)險和研發(fā)成本，以實現(xiàn)“市場—政府”在技術(shù)研發(fā)上的協(xié)同作用，從而推動產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。正如Aghion等(2015)[18]所言，適宜的產(chǎn)業(yè)政策完全可以扮演技術(shù)創(chuàng)新的推動者角色。

反對產(chǎn)業(yè)政策施行的理由同樣值得關(guān)注。產(chǎn)業(yè)政策低效乃至無效主要取決于：第一，政府機構(gòu)畢竟不是市場主體，受到有限信息和有限理性的約束，地方政府難以如同企業(yè)家一般具有對市場的敏銳嗅覺，其在預(yù)測符合技術(shù)演替潮流的產(chǎn)業(yè)走向上失誤頻頻[19]；第二，地方政府由于自身特殊的主體屬性，在產(chǎn)業(yè)政策的制定上容易引發(fā)尋租行為，從而被特殊利益集團(tuán)所俘獲，由此導(dǎo)出的產(chǎn)業(yè)政策很可能形成“劣幣驅(qū)逐良幣”的效果；第三，地方政府往往以中央政府產(chǎn)業(yè)政策為“藍(lán)本”制定符合自身優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)政策，但在實踐中，地方政府的產(chǎn)業(yè)政策模式極易被周邊地區(qū)所模仿，以至于形成了同質(zhì)產(chǎn)業(yè)政策的泛化現(xiàn)象。更有甚者，某些欠發(fā)達(dá)地區(qū)會主動偏離自身的生產(chǎn)邊界，被動“挪移”發(fā)達(dá)地區(qū)的先進(jìn)經(jīng)驗，造成區(qū)際間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)化和分工不足，這種產(chǎn)業(yè)政策的“偏向性”扭曲極大地減損了地區(qū)的經(jīng)濟(創(chuàng)新)效率[20]。

客觀來看，上述文獻(xiàn)僅著重探討地方產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟后效差異，卻忽略了中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的獨有特質(zhì)，使得這些研究文獻(xiàn)只能拘泥于發(fā)達(dá)國家情境進(jìn)行研究工作的重復(fù)再造，其結(jié)論導(dǎo)向所蘊含的學(xué)理價值和應(yīng)用價值大打折扣。抽象來看，產(chǎn)業(yè)政策的要求不外乎經(jīng)濟總量和經(jīng)濟質(zhì)量兩類要求(不同時期的側(cè)重可能有所差異)，這使得中國的產(chǎn)業(yè)政策與日本、韓國乃至歐美的產(chǎn)業(yè)政策相比不存在顯著差異，但在落實產(chǎn)業(yè)政策的主體以及主體面臨的約束(激勵)方面，中國的產(chǎn)業(yè)政策卻獨具特色。無論是Qian和Weingast(1997)[21]的“中國特色財政聯(lián)邦主義”抑或是周黎安(2007)[22]的“晉升錦標(biāo)賽”理論，都無一例外地指向了地方政府在特定激勵情境下致力于轄域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的特征事實，這為我們撩起了窺探中國地方產(chǎn)業(yè)政策制度演進(jìn)機理的窗?。罕揪途邆錆夂裾庵镜漠a(chǎn)業(yè)政策，與地方政府的行為函數(shù)天然有著千絲萬縷的聯(lián)系[23]。不難發(fā)現(xiàn)，解決原有文獻(xiàn)不足的核心在于，識別轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下的“產(chǎn)業(yè)政策—區(qū)域創(chuàng)新”機制，并重點研究表征制度安排的潛在變量—地方政府行為是如何影響產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)而影響了區(qū)域創(chuàng)新的。有鑒于此，本文從刻畫地方政府行為的政治激勵[22]和財政激勵[24]兩條主線出發(fā)，對其進(jìn)行深入的探討。

中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期一大顯著特征即在于地方政府的“晉升錦標(biāo)賽”制度[22]。地方政府官員長期在以GDP為中心的“標(biāo)尺競爭”氛圍中，必然會衍生出對經(jīng)濟總量更加偏好的行為函數(shù)。這種浸染了明顯短期性色彩的地方經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)向，與創(chuàng)新活動的長期性特征相錯位。其邏輯結(jié)果是，地方政府對基礎(chǔ)設(shè)施等能夠在短期兌現(xiàn)經(jīng)濟增長的建設(shè)活動有著近乎本能的濃厚興趣[25]，并由此惡化了地區(qū)創(chuàng)新活動的生存環(huán)境。Guan和Yam(2015)[26]就發(fā)現(xiàn)，類似支持地區(qū)科技創(chuàng)新的支出，僅在地方政府行為函數(shù)中占據(jù)了較小權(quán)重。地方政府會依托產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)，鼓勵產(chǎn)業(yè)發(fā)展“比規(guī)模、拼產(chǎn)值”，從而將自身的政治晉升目標(biāo)轉(zhuǎn)嫁給轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟個體，擾動了地區(qū)正常的創(chuàng)新活動路徑[27]。值得強調(diào)的是，這并不一定會導(dǎo)出“政府在晉升壓力的驅(qū)使下所制定的產(chǎn)業(yè)政策會阻滯地區(qū)創(chuàng)新”的悲觀結(jié)論。這是因為，當(dāng)前中國(區(qū)域)經(jīng)濟體系的發(fā)展已然進(jìn)入新舊動能轉(zhuǎn)換新時期，簡單依賴有形生產(chǎn)要素的積累并不能有效帶動經(jīng)濟增長，在績效考核的壓力下，地方政府只能尋求新的經(jīng)濟增長路徑，而通過創(chuàng)新驅(qū)動來實現(xiàn)上述目標(biāo)已成為諸多經(jīng)濟發(fā)達(dá)省份的共同默契[28]。由此可見，地方政府的“工具理性”心態(tài)會隨著時代經(jīng)濟背景的變遷而加以調(diào)整，當(dāng)這種單純以經(jīng)濟增長為考核中心的偏向被(適度)糾正后，地方政府行為的干預(yù)可能會更加積極理性、主動，其所制定的產(chǎn)業(yè)政策也會更加向有利于區(qū)域創(chuàng)新的路徑偏移。當(dāng)然，黎文靖、鄭曼妮(2016)[29]中的企業(yè)策略性創(chuàng)新行為也極有可能會映射至宏觀地區(qū)的創(chuàng)新活動上：地方政府制定的產(chǎn)業(yè)政策也極有可能對那些“多快好省”的創(chuàng)新項目有著更高的偏好，以滿足相關(guān)的考核要求，從而抑制了地區(qū)的實質(zhì)性創(chuàng)新行為。

在中國的財政制度變遷進(jìn)程中，財政收支結(jié)構(gòu)已成為刻畫地方政府行為的關(guān)鍵變量。郭慶旺、賈俊雪(2006)認(rèn)為，“財權(quán)上移—事權(quán)留置”現(xiàn)象的普遍演繹，使得地方的財政支出壓力日漸沉重，在經(jīng)濟資源的調(diào)配和使用上時常面臨捉襟見肘的困局。于此境況下，地方政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時不得不考量自身的財政狀況：一方面，地方政府無意制定那些能夠促進(jìn)地區(qū)科技創(chuàng)新的重大產(chǎn)業(yè)政策，因為這需要政府諸多財政資源的匹配，在財政收支狀況緊繃的情況下更是如此，并最終造成了區(qū)域創(chuàng)新的減益效果；另一方面，收支境況不佳的地方政府，更加關(guān)注如何在有限時間內(nèi)能夠從轄域內(nèi)攝取足夠的財政稅收資源以彌補收支缺口[30]，那些周期短、效益好，且能夠提供豐厚稅收資源的產(chǎn)業(yè)更容易被地方政府的產(chǎn)業(yè)政策所“關(guān)照”；而長周期、高風(fēng)險，甚至需要政府支持補貼的創(chuàng)新活動項目則多容易被“理性”忽略[31]。更何況，地方區(qū)際競爭下的財政收支結(jié)構(gòu)會出現(xiàn)系統(tǒng)性扭曲，如傅勇(2010)[32]就觀測到了地方政府更重視基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)而忽略科技創(chuàng)新的公共設(shè)施建設(shè)的“支出偏向”，由此而生的產(chǎn)業(yè)政策難以起到強有力的創(chuàng)新驅(qū)動作用也就不難理解了。與上述見解不同，張梁梁、楊俊、羅鑒益(2016)[33]的看法卻十分樂觀：在財政不平衡的狀態(tài)下，地方政府對有限財政資源進(jìn)行精打細(xì)算的激勵和能力都有顯著提高，不但承擔(dān)了轄區(qū)內(nèi)的大部分經(jīng)濟、社會事務(wù)，還促進(jìn)了當(dāng)?shù)刎斦萍纪度氲姆€(wěn)中有升?？梢酝普摰氖牵瑸榱烁玫匕l(fā)揮財政資源的作用，地方政府更有激勵利用好產(chǎn)業(yè)政策，以進(jìn)一步推動地區(qū)的經(jīng)濟(創(chuàng)新)發(fā)展。當(dāng)然，上述理論是否合乎實踐，仍需要更為深入的實證檢驗與理論分析。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

各省(直轄市、自治區(qū))的GDP、財政、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等數(shù)據(jù)源于各地區(qū)的歷年統(tǒng)計年鑒，地區(qū)人口數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，地區(qū)的財政科技支出來自于前瞻網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和《全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》，相關(guān)的區(qū)域創(chuàng)新專利數(shù)據(jù)則來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和前瞻網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。地區(qū)稅收數(shù)據(jù)則來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。本文截取1999-2015年中國大陸30個省、直轄市、自治區(qū)的平衡面板數(shù)據(jù)(不含西藏)作為研究載體[注]由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，且同中國其他省份的數(shù)據(jù)差異十分明顯。特別的，中國香港、澳門和臺灣省由于經(jīng)濟制度等差異使得數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、口徑上存在著較大不同，數(shù)據(jù)可獲性不高，故本文對上述地區(qū)進(jìn)行了排除。。相關(guān)的產(chǎn)業(yè)政策文件數(shù)據(jù)則來自于中國法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量設(shè)定

1. 被解釋變量

創(chuàng)新變量組(Inven、Uti、Des)。在過往研究文獻(xiàn)中，研究開發(fā)投入(R&D)常被作為創(chuàng)新能力的測度指標(biāo)，但此類指標(biāo)僅能作為創(chuàng)新能力的一個“中間”而非“終極”測度變量。因此，以專利產(chǎn)出代替研發(fā)投入的新路徑逐漸被學(xué)界所重視。在專利數(shù)據(jù)的甄別上，有兩套數(shù)據(jù)體系，一為專利申請數(shù)；二為專利授權(quán)數(shù)。本文認(rèn)為，在當(dāng)前中國專利申請參差不齊甚至存在大量冗余的情況下，采用專利授權(quán)數(shù)更能剔除出創(chuàng)新數(shù)據(jù)中的“噪音”。有鑒于此，本文擬以地區(qū)的專利授權(quán)數(shù)作為創(chuàng)新能力的測度指標(biāo)，并得到了Inven(發(fā)明創(chuàng)新專利數(shù))、Uti(實用新型專利數(shù))和Des(外觀設(shè)計專利數(shù))三個創(chuàng)新能動性遞減的數(shù)據(jù)體系，從而為本文考察區(qū)域創(chuàng)新能力異質(zhì)性提供堅實的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

2. 核心解釋變量

產(chǎn)業(yè)政策變量組(Policy_N、Policy_L)。當(dāng)前中國的產(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向是由政府政策法規(guī)等文件進(jìn)行傳遞的。因此，以地方政府相關(guān)法規(guī)規(guī)章的文件數(shù)量作為測度產(chǎn)業(yè)政策的手法，應(yīng)具備一定的適當(dāng)性。于此，遵循如下數(shù)據(jù)篩選方法：第一，由于本文的研究定位為省域產(chǎn)業(yè)政策，更關(guān)注的是地方為產(chǎn)業(yè)發(fā)展乃至地區(qū)創(chuàng)新所做出的努力，因此那些對中國全域都有普遍影響的司法解釋、行政法規(guī)和部門規(guī)章等不在考慮之列；第二，行業(yè)規(guī)定、團(tuán)體條例乃至市一級的地方性規(guī)章、法規(guī)，其影響邊界難以覆蓋全省，本文對此也予以剔除；第三，各類產(chǎn)業(yè)政策文件中，篩選出那些“現(xiàn)行有效”“已被修訂”“已被修正”“部分失效”的政策作為有效文件，剔除那些處于“已失效”狀態(tài)的產(chǎn)業(yè)政策文件。如上所述，本文利用Python爬蟲工具，歸集并篩選中國法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫中全國各省、直轄市、自治區(qū)每年與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)的政策文件。進(jìn)一步地，韓超等(2017)[15]認(rèn)為，無論是在作用方向還是傳導(dǎo)路徑上，不同類型的政策帶來的影響可能有所不同。一般認(rèn)為，地方法規(guī)的位階較高，在調(diào)整社會經(jīng)濟關(guān)系中具有一定的權(quán)威性，而政府規(guī)章的位階和權(quán)威性則相對較弱，其在內(nèi)容上側(cè)重于規(guī)范行政主體行為和程序性規(guī)范。在某種程度上，地方性規(guī)章并沒有如地方性法規(guī)一般，對新的權(quán)利(義務(wù))進(jìn)行創(chuàng)制，而是對現(xiàn)有法律體系規(guī)定的權(quán)利(義務(wù))進(jìn)行內(nèi)容具體化和補充延展[34]。不難發(fā)現(xiàn)，簡單忽略這一差異則無法準(zhǔn)確刻畫出產(chǎn)業(yè)政策影響的穩(wěn)健結(jié)果。對此，本文進(jìn)一步地將這些產(chǎn)業(yè)政策文件界分為地方性規(guī)章文件數(shù)量(Policy_N)和地方性法規(guī)文件數(shù)量(Policy_L)，以此來量化地方的產(chǎn)業(yè)政策水平。

增長考核壓力(Develop)。擬通過Press指標(biāo)來度量地方政府考核壓力：某省所處地區(qū)板塊的GDP均值增長率減去該省GDP增長率所得到的差額。若該差額大于0，則該省的相對經(jīng)濟績效較差，官員則面臨被替代的風(fēng)險會上升[28]，從而加劇官員為績效考核而產(chǎn)生的競爭，反之亦然[注]中國要素稟賦差異極大，在績效考核上簡單將所有地區(qū)放置在同一起跑線上，只能是形式公平而非實質(zhì)公平。本文對相關(guān)省份按照東中西部板塊進(jìn)行分離，既考慮到了地區(qū)差異，又注重臨近比照，是較為合理的選擇。。

財政不平衡(Disorder)。本文借鑒了宮汝凱(2015)[35]的處理手法，將以如下表達(dá)式來測度地方政府的收支不平衡狀態(tài)：一般預(yù)算支出/一般預(yù)算收入，該比值越大，則意味著當(dāng)?shù)氐呢斄Σ黄胶獬潭仍缴?，反之則反是。

3. 控制變量

借鑒既有文獻(xiàn)，加入一系列能影響地區(qū)創(chuàng)新的變量。如地區(qū)人力資本存量——地區(qū)總?cè)丝跀?shù)(RP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Structure，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值)、財政科技投入強度(TFI，地方財政科技投入總額與當(dāng)?shù)谿DP的比值)、地方GDP增長速度(GDP_SPD)以及地方稅負(fù)水平(TAX_Burden，增值稅+營業(yè)稅+企業(yè)所得稅+個人所得稅)/當(dāng)?shù)谿DP)。描述性統(tǒng)計參見表1。

表1描述性統(tǒng)計

VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxPolicy_N5101.4101.660014Policy_L5103.7863.485037Inven5102 1224 542536 015Uti5108 79117 18030124 465Des5106 35217 82919175 758Press510-0.0020.037-0.3550.147Disorder5102.1920.8921.0526.745Market5100.6300.1330.2050.886RP5104 3542 62951010 849Structure5101.2060.3110.2482.023TFI5100.0020.0029.73e-060.014GDP_SPD5100.1410.067-0.0930.497TAX_Burden5100.0500.0230.0230.152

(三)模型設(shè)定

為驗證政府產(chǎn)業(yè)政策對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響機制，構(gòu)造如下實證研究模型

Patit=α+β1Policyit+ΣФCV+εit

其中，地區(qū)專利狀況Patit為被解釋變量，包含了三個層次的創(chuàng)新專利(Invenit、Utiit和Desit)，核心解釋變量Policy為地方產(chǎn)業(yè)政策水平，包含Policy_N和Policy_L兩個指標(biāo)，分別代表地方性規(guī)章文件數(shù)量和地方性法規(guī)文件數(shù)量；在控制變量組CV中，包含了地區(qū)人力資本存量(RP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Structure)財政科技投入強度(TFI)、地方GDP增長速度(GDP_SPD)以及地方稅負(fù)水平(TAX_Burden)；εit為模型隨機誤差項?？紤]到專利創(chuàng)新產(chǎn)出的時效問題，對核心解釋變量(Policy_N和Policy_L)進(jìn)行滯后期處理，這在一定程度上也能減輕反向因果問題對模型的不利擾動。對于模型中的非比值型變量，統(tǒng)一進(jìn)行了對數(shù)化處理。為了克服模型中可能存在的異方差擾動，在所有回歸中默認(rèn)采用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤校正技術(shù)，并根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果采用了固定效應(yīng)模型(FE)進(jìn)行估計。

四、實證結(jié)果及經(jīng)濟解釋

(一)產(chǎn)業(yè)政策與區(qū)域創(chuàng)新

表2的報告是基于本文基準(zhǔn)模型的檢驗結(jié)果[注]囿于篇幅，在后文的實證檢驗中，本文略去了相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果。備索。。無論是以地方性規(guī)章數(shù)(LnPolicy_N)還是以地方法規(guī)數(shù)(LnPolicy_L)作為衡量產(chǎn)業(yè)政策的變量，無論被解釋變量是采用何種層次的專利創(chuàng)新產(chǎn)出來測度，相關(guān)的產(chǎn)業(yè)政策變量的回歸系數(shù)都為正值。這說明與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)的地方性規(guī)章和地方性法規(guī)的制定與推進(jìn)都在地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略中扮演了較為重要的角色，初步驗證了地方產(chǎn)業(yè)政策的必要性和有效性。但進(jìn)一步細(xì)致對比可發(fā)現(xiàn)，在各個層次的專利創(chuàng)新活動上，較之于地方政府規(guī)章，地方性法規(guī)的促進(jìn)作用更為明顯(系數(shù)值更大)，甚至還在時間序列上展現(xiàn)出一定的動態(tài)自我強化特征(在兩個滯后期的檢驗中都顯著為正)。上述結(jié)果可以從產(chǎn)業(yè)政策的位階層次得以解釋：由地方政府出臺的規(guī)章制度僅具備了行政效力而缺乏嚴(yán)格的法律支撐，依靠行政力量推動的地方性規(guī)章對于政府和市場而言都不具備有效的約束和強制規(guī)定，也缺少相應(yīng)的規(guī)范和保障。一方面，這種產(chǎn)業(yè)政策在制定、核準(zhǔn)和實施上難以回避隨意性，甚至?xí)躺鷮ぷ饪臻g，阻礙市場競爭機制發(fā)揮作用；另一方面，缺乏足夠強制力的產(chǎn)業(yè)政策往往會在具體實踐中被“迂回折中”，在政企尋租行為的擾動下甚至?xí)媾R失效的困境。上述經(jīng)驗實證和理論闡釋，與當(dāng)前經(jīng)濟法學(xué)界流行的理論觀點不謀而合[36-38]。可以推定，具備一定法律約束條件的地方性法規(guī)，在一定程度上合乎“產(chǎn)業(yè)政策內(nèi)容法律化”之要求，其在經(jīng)濟實踐中展現(xiàn)出更強勁的創(chuàng)新動能也就成為邏輯使然了。特別地，根據(jù)韓永輝等(2017)[16]的整理分類，發(fā)現(xiàn)地方性法規(guī)形式的產(chǎn)業(yè)政策多以規(guī)劃型為主，而規(guī)章形式的產(chǎn)業(yè)政策則多具有引導(dǎo)型和促進(jìn)型特征。本文認(rèn)為，規(guī)劃型的產(chǎn)業(yè)政策多具備長期性的特征要素，這迫使地方政府更加關(guān)注地區(qū)經(jīng)濟(創(chuàng)新)發(fā)展的遠(yuǎn)景，在制定上會更加謹(jǐn)慎科學(xué)，在實踐中的經(jīng)濟(創(chuàng)新)促進(jìn)作用亦會更加長遠(yuǎn)；而引導(dǎo)型和促進(jìn)型的規(guī)章式產(chǎn)業(yè)政策，較易受到短期的經(jīng)濟利益的擾動，所展現(xiàn)的創(chuàng)新動能驅(qū)動效果就十分有限。

在控制變量組中，地區(qū)人力資源變量總?cè)丝跀?shù)(RP)并不會對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。原因在于，人口基數(shù)越大，會攤薄有限的科技資源，反而不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Structure)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并不具有統(tǒng)計意義的顯著差異，說明當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化導(dǎo)向仍無法向區(qū)域創(chuàng)新供給足夠的動力，這也折射出當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整滯緩的隱憂。相比之下，地區(qū)的財政科技投入之于創(chuàng)新的作用十分顯著，在6個組別的回歸中，指標(biāo)TFI都為正值且通過了1%的顯著性測試。這說明當(dāng)前的財政科技投入較好地解釋了當(dāng)前中國區(qū)域創(chuàng)新能力逐步提升的現(xiàn)實[28]。地區(qū)的經(jīng)濟增速(GDP_SPD)在各個模型中多顯著為負(fù)，表明地區(qū)的經(jīng)濟增長越快，則越有可能阻滯區(qū)域創(chuàng)新動能，這為地區(qū)短期經(jīng)濟增長與專利創(chuàng)新長期性的“錯配”現(xiàn)象提供了證據(jù)支持。其邏輯在于，想要實現(xiàn)地區(qū)增速提升，則必須將有限的資源用以見效快的項目(如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等)，那些具有長期性的創(chuàng)新活動資源會面臨一定的擠出效應(yīng)(Crowding-Out Effect)，并由此抑制了地區(qū)創(chuàng)新動能。當(dāng)然，本文所發(fā)現(xiàn)的有趣現(xiàn)象不僅于此。一般認(rèn)為，地方稅收在創(chuàng)新上時常扮演著負(fù)面角色[39]，原因不外乎稅負(fù)會抽取地方(企業(yè))的可用資源，從而縮小了創(chuàng)新可能性邊界。但在表2的實證檢驗中卻呈現(xiàn)出截然不同的結(jié)果(TAX_Burden基本顯著為正)。究其原因，在于當(dāng)?shù)卣ㄟ^稅收歸集收入后，能夠擁有更多的資源用以創(chuàng)新配套設(shè)施的建設(shè)，并最終提升了區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出效果，相比之下，較低水平的稅收不足以保障地方政府的財政力量，無法為地區(qū)創(chuàng)新提供有效支撐。

表2產(chǎn)業(yè)政策與地區(qū)創(chuàng)新：基準(zhǔn)回歸

變量M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnPolicy_Nt-10.120*(1.93)0.050(1.13)0.060(1.11)———LnPolicy_Nt-20.161***(2.94)0.083*(1.91)0.044(0.86)———LnRPt0.357(0.17)-0.991(-0.48)-3.341*(-1.89)-0.314(-0.15)-1.404(-0.66)-3.697*(-1.99)Structuret0.274(0.54)0.231(0.65)0.165(0.42)0.152(0.31)0.164(0.46)0.103(0.26)TFIt323.609***(3.09)285.830***(3.41)296.712***(3.86)340.365***(3.25)296.906***(3.56)306.151***(3.97)GDP_SPDt-1.628(-1.67)-2.225***(-3.02)-1.575**(-2.06)-1.701(-1.67)-2.301***(-3.06)-1.632**(-2.09)TAX_Burdent42.617***(3.11)44.145***(4.46)27.805**(2.54)37.966**(2.68)41.159***(3.96)24.619**(2.19)LnPolicy_Lt-1———0.174***(3.20)0.119**(2.75)0.095**(2.22)LnPolicy_Lt-2———0.211***(3.46)0.131**(2.63)0.111**(2.06)_cons0.303(0.02)13.090(0.79)32.377**(2.28)5.805(0.35)16.421(0.96)35.252**(2.36)ModelFEFEFEFEFEFEN450450450450450450R20.5920.6620.4990.6040.6710.507

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5% 和10% 水平上顯著；(2)括號中為穩(wěn)健的t統(tǒng)計量，下文同。

表3產(chǎn)業(yè)政策協(xié)同與地區(qū)創(chuàng)新

變量M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnPolicy_Nt-10.264**(2.33)0.154(1.68)0.140*(2.00)———LnPolicy_Nt-2———0.270**(2.06)0.182*(1.95)0.089(1.02)LnPolicy_Nt-1×LnPolicy_Lt-1-0.112(-1.32)-0.082(-1.27)-0.045(-0.73)———LnPolicy_Lt-10.260***(2.93)0.188**(2.64)0.150**(2.12)———LnPolicy_Nt-2×LnPolicy_Lt-2———-0.118(-1.41)-0.095(-1.49)-0.054(-0.83)LnPolicy_Lt-2———0.273***(2.78)0.186**(2.39)0.145*(1.80)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN480480480450450450R20.6060.6680.5120.6000.6680.503

在表2的回歸檢驗中，本文僅是通過產(chǎn)業(yè)政策的單項變量來考察產(chǎn)業(yè)政策之于地區(qū)創(chuàng)新的影響。但在現(xiàn)實中，地方政府規(guī)章抑或是地方政府法規(guī)同時存在(生效)的情況具有典型的普遍性，檢驗這兩類產(chǎn)業(yè)政策的協(xié)同作用則顯得十分必要。由此，本文在實證回歸中加入了兩類產(chǎn)業(yè)政策的交互項(LnPolicy_N×LnPolicy_L)以進(jìn)行深入考察(詳見表3)。

在表3的實證結(jié)果中，無論是地方性規(guī)章抑或是地方性法規(guī)的單項變量依舊對區(qū)域創(chuàng)新活動有著正面的促進(jìn)作用，其系數(shù)大小和顯著性也基本同表2的實證結(jié)果吻合，這也佐證了原有實證結(jié)果的穩(wěn)健性。然而，當(dāng)本文將研究中心轉(zhuǎn)向交互項時，情況發(fā)生了變化：無論滯后期如何，地方產(chǎn)業(yè)政策交互項的t值都偏小，無法通過任何慣常水平下的顯著性檢驗。這說明，當(dāng)前地方政府產(chǎn)業(yè)政策在制定和實施上的協(xié)同理念不足，由此導(dǎo)出的政策聯(lián)動效果不盡如人意。一方面，這可能與地方政府在產(chǎn)業(yè)政策制定過程中有較大的靈活性和隨意性有關(guān)，以至于產(chǎn)業(yè)政策之間出現(xiàn)相互拮抗抵觸的異象；另一方面，這也與地方政府在政策制定時缺乏統(tǒng)籌思維有關(guān)，不同的產(chǎn)業(yè)政策間出現(xiàn)了一定的各自為政的獨立現(xiàn)象，不利于發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，由此蘊藏的改進(jìn)空間十分可觀。

表4產(chǎn)業(yè)政策、績效考核壓力與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:績效考核壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.185(1.68)0.139(1.50)0.133(1.55)0.053(0.87)0.085(1.02)0.100(1.46)LnPolicy_Nt-20.225**(2.41)0.121(1.46)0.153**(2.09)0.071(1.18)0.084(1.30)0.058(0.77)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN230220230220230220R20.4960.6660.5950.7060.4040.541Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:績效考核壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.105(1.24)0.174**(2.16)0.074(1.17)0.106*(1.95)0.054(0.90)0.110*(2.02)LnPolicy_Lt-20.183**(2.29)0.193**(2.30)0.117*(1.82)0.113*(1.81)0.090(1.25)0.120*(1.75)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN230220230220230220R20.4930.6740.5930.7120.4060.548

(二)產(chǎn)業(yè)政策、地方政府行為與區(qū)域創(chuàng)新

產(chǎn)業(yè)政策本身就蘊含了相當(dāng)?shù)恼庵?。換言之，地方政府行為在很大程度上決定了產(chǎn)業(yè)政策的制定和實施路徑，其對地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動所能產(chǎn)生的影響不容忽視。為了清晰刻畫這種路徑，本文研究了不同程度的地方政府行為(考核晉升壓力，Press；財政不平衡程度，Disorder)下的產(chǎn)業(yè)政策效應(yīng)，具體的回歸結(jié)果見表4和表5。

根據(jù)既有的理論文獻(xiàn)，如若地方政府有著較大的績效考核壓力，那么形成了對地區(qū)經(jīng)濟總量的“偏愛”和對遠(yuǎn)期投資活動(如創(chuàng)新研發(fā)活動)的“偏見”也就不難理解了。在表4的實證結(jié)果中，盡管沒有發(fā)現(xiàn)地方政府在較大績效考核壓力下所制定的產(chǎn)業(yè)政策擠出了地區(qū)創(chuàng)新活動的經(jīng)驗事實[注]這確實也說明了強化核心競爭力已然成為現(xiàn)階段中國(區(qū)域)經(jīng)濟發(fā)展的重要目標(biāo)導(dǎo)向，即便對方政府存在較大績效考核壓力，也不會輕易地大幅擠出對創(chuàng)新活動的支持(吳非、杜金岷、李華民，2017)。，但依舊發(fā)現(xiàn)了一些有趣的結(jié)構(gòu)性差異。首先，較大的績效考核壓力確實是擾動地方政府支持區(qū)域創(chuàng)新的重要因素。在以實質(zhì)性創(chuàng)新能力(發(fā)明專利LnInven)的回歸組別中，較大績效考核壓力組別下的產(chǎn)業(yè)政策(LnPolicy_N和LnPolicy_L)盡管在滯后一期項中展現(xiàn)出了正向促進(jìn)作用，但其與較小績效考核壓力組別相比，仍有一定差距(LnPolicy_L在滯后兩期都顯著為正，展現(xiàn)了較強的動態(tài)自我強化路徑)。這說明存在較大考核壓力的地方政府，在產(chǎn)業(yè)政策的制定上會自覺不自覺地將目標(biāo)導(dǎo)向偏移至地區(qū)經(jīng)濟總量的提增上，從而降低了對創(chuàng)新活動的關(guān)注，反之則反是。其次，產(chǎn)業(yè)政策通過地方性法規(guī)的形式頒布執(zhí)行，其創(chuàng)新促進(jìn)效果更優(yōu)于地方性規(guī)章(在實用新型和外觀設(shè)計創(chuàng)新活動中都有一定的促進(jìn)功效)。這可能歸因為地方性法規(guī)存在的強制約束力，有效地劃分了地方政府行為的“四至范圍”，即便當(dāng)?shù)卣诳冃Э己藟毫Φ尿?qū)使下有著忽略創(chuàng)新活動的動機，但在約束機制下，已盡可能地校正了對總量經(jīng)濟增長模式的偏愛。

進(jìn)一步地，本文將研究轉(zhuǎn)向了影響地方政府行為的財政激勵因素上(表5)。研究發(fā)現(xiàn)，地方政府制定并施行的產(chǎn)業(yè)政策，有著明顯的異質(zhì)性差異。通過地方政府規(guī)章形式推行的產(chǎn)業(yè)政策在財政因素的影響下僅展現(xiàn)出了微弱的促進(jìn)效果(在模型M(1)和M(2)中系數(shù)為正且通過10%的統(tǒng)計顯著性檢驗)。這說明當(dāng)前的政府規(guī)章在制定和施行過程中并沒有依循當(dāng)?shù)氐呢斦罩顩r，以至于財政狀況差異難以影響產(chǎn)業(yè)政策的效果，這也從側(cè)面體現(xiàn)出政府規(guī)章式的產(chǎn)業(yè)政策科學(xué)性和嚴(yán)謹(jǐn)性尚有缺憾，無法有效利用當(dāng)?shù)刎斦α縼泶钆洚a(chǎn)業(yè)政策的實施。而與此成鮮明對比的，是以政府法規(guī)形式頒布的產(chǎn)業(yè)政策展現(xiàn)出了較強的創(chuàng)新動能。具體來看，在財政收支壓力較小的地區(qū)，地方政府的財政資源利用程度較好，也多意味著地方政府的(財政)治理能力較強，此時的法規(guī)式地方產(chǎn)業(yè)政策更能借助地方財政力量實現(xiàn)對創(chuàng)新活動的支持。在財政壓力較小的組別中，LnPolicy_L的滯后項在所有層次的專利創(chuàng)新上都顯著為正(至少通過了5%的顯著性檢驗)便是明證。當(dāng)然，上述實證和理論闡述并不意味著較大的地方財政收支壓力會削弱地方法規(guī)式產(chǎn)業(yè)政策的創(chuàng)新驅(qū)動效果。在模型M(7)和M(9)中可以發(fā)現(xiàn)，即便在較大財政壓力的情境下，地方性法規(guī)雖沒有展現(xiàn)出時間序列上的動態(tài)促進(jìn)效果，但依舊展現(xiàn)出了有趣的“結(jié)構(gòu)性”創(chuàng)新驅(qū)動作用。Dittmar和Thakor(2007)[40]的研究發(fā)現(xiàn)，那些財務(wù)資源緊缺的企業(yè)在促進(jìn)自身研發(fā)創(chuàng)新時可能更為有效，其理由是，財務(wù)資源的捉襟見肘會迫使企業(yè)更加有效地利用資源，并最終形成合意的經(jīng)濟(創(chuàng)新)促進(jìn)效果。上述研究的結(jié)論是可以進(jìn)一步延伸的，對于財政收支壓力較大(或說財政力量相對不足)的地方政府而言，會更加注重利用地方產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新，其結(jié)果是，LnPolicy_L促進(jìn)了地區(qū)的高、中層次創(chuàng)新活動(LnInven和LnUti)?？梢酝贫ǎ媾R較強財政約束邊界的地方政府，有著強烈的“精打細(xì)算”的行為偏好，不會將(產(chǎn)業(yè)政策)精力集中在低端創(chuàng)新研發(fā)活動中。在模型M(11)中，LnPolicy_L對低端創(chuàng)新活動LnDes的促進(jìn)作用不甚明顯便是明證。

表5產(chǎn)業(yè)政策、財政收支壓力與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.061(0.87)0.132(1.53)0.027(0.42)0.050(0.80)-0.058(-0.87)0.131(1.38)LnPolicy_Nt-20.148*(1.85)0.178*(1.94)0.061(1.63)0.115(1.37)-0.040(-0.49)0.127(1.35)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN220230220230220230R20.6580.6020.7930.6450.5990.491Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.120**(2.32)0.240***(3.35)0.082**(2.38)0.164**(2.47)0.061(1.44)0.128**(2.61)LnPolicy_Lt-20.105(1.60)0.292***(3.24)0.030(0.70)0.208**(2.58)0.046(0.59)0.149**(2.10)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN220230220230220230R20.6610.6250.7960.6640.6000.498

(三)拓展性研究：產(chǎn)業(yè)政策何去何從？基于產(chǎn)業(yè)政策“結(jié)構(gòu)性”調(diào)整的研究

“產(chǎn)業(yè)政策”概念一經(jīng)問世，就帶有著濃厚的政府干預(yù)色彩。特別是地方政府缺乏對產(chǎn)業(yè)、技術(shù)演進(jìn)的完全信息，在產(chǎn)業(yè)選擇和培育上有明顯局限[41]，更不用說這種模式容易出現(xiàn)體制僵化、成本高企現(xiàn)象。對于長期浸染在計劃經(jīng)濟體制的中國，現(xiàn)階段中許多看似“市場失靈”的現(xiàn)象，實質(zhì)上是政府對微觀經(jīng)濟主體管制過多的結(jié)果，產(chǎn)業(yè)政策也不例外[42]。一個直觀的問題是，在市場經(jīng)濟發(fā)育程度較好的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)政策的效力是否會逐步衰減，以至于市場機制能夠逐步替代產(chǎn)業(yè)政策。如若答案是肯定的，那么合乎邏輯的路徑是，培育好地區(qū)的市場經(jīng)濟發(fā)育程度，以逐步篩減掉帶有濃厚政府干預(yù)(引導(dǎo))色彩的產(chǎn)業(yè)政策，最終向高階的市場經(jīng)濟體制邁進(jìn)。為了確證上述問題，本文界分了地區(qū)市場化程度“較好”和“較差”兩個組別[注]本文使用各省的非國有企業(yè)固定資產(chǎn)占地區(qū)總固定資產(chǎn)投資的比重來度量市場化程度。，并進(jìn)行回歸檢驗(詳見表6)。

表6產(chǎn)業(yè)政策、市場化程度與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.047(0.83)0.178(1.67)0.045(1.02)0.029(0.47)0.030(0.61)0.016(0.19)LnPolicy_Nt-20.042(0.77)0.061(0.73)0.021(0.43)0.005(0.11)-0.081(-1.29)0.050(0.60)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN262188262188262188R20.6470.5800.7030.6850.4880.581Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:市場化程度大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.232***(4.79)0.074(0.96)0.154***(3.21)0.042(0.87)0.171***(4.42)0.011(0.20)LnPolicy_Lt-20.079(1.03)0.062(0.82)0.021(0.33)0.005(0.10)0.044(0.68)-0.025(-0.43)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN262188262188262188R20.6630.5740.7110.6850.5030.580

研究發(fā)現(xiàn)，政府規(guī)章制度類的產(chǎn)業(yè)政策，在不同程度的市場化地區(qū)都無法展現(xiàn)出對創(chuàng)新活動的促進(jìn)作用。這說明，當(dāng)前政府規(guī)章類的產(chǎn)業(yè)政策制定并非以當(dāng)?shù)氐氖袌鼋?jīng)濟條件為歸依，缺乏市場根基的產(chǎn)業(yè)政策，難以有效地扮演區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動的角色。表6中Panel A的研究，也同前文中“規(guī)章類產(chǎn)業(yè)政策效力較弱”的研究結(jié)論保持著較高的一致性。但就Panel B來看，情況則發(fā)生了較大的變化：滯后一期的政府法規(guī)類產(chǎn)業(yè)政策(LnPolicy_Lt-1)，在較好的市場化環(huán)境下強有力地推動了地區(qū)創(chuàng)新活動的開展。具體來看，政府法規(guī)在三個層次的專利創(chuàng)新活動上都有著顯著的促進(jìn)作用(變量LnPolicy_Lt-1的系數(shù)為正且都通過了1%的顯著性檢驗)，且在高層次的發(fā)明專利組別中(LnInvent)，系數(shù)為0.232，較之中低層次的專利創(chuàng)新活動(LnUtit和LnDest)的產(chǎn)出系數(shù)更大(分別為0.154和0.171)。這說明，在較好市場環(huán)境下的產(chǎn)業(yè)政策，能夠更突出地集中力量推進(jìn)區(qū)域?qū)嵸|(zhì)性創(chuàng)新能力的養(yǎng)成。當(dāng)然，也需要意識到的是，Panel B中產(chǎn)業(yè)政策變量在遠(yuǎn)期(滯后二期)的創(chuàng)新驅(qū)動效果并不明顯，折射出了當(dāng)前產(chǎn)業(yè)政策在制定和推行仍有不小的改進(jìn)空間，這是后期地方政府應(yīng)進(jìn)一步努力的方向。

表6的實證結(jié)果可得到如下結(jié)論：其一，并非所有類型的產(chǎn)業(yè)政策都一貫有效，只有政府法規(guī)類的產(chǎn)業(yè)政策在指導(dǎo)地區(qū)創(chuàng)新上具備了較好的創(chuàng)新動能，因此在產(chǎn)業(yè)政策的制定上，更應(yīng)注重產(chǎn)業(yè)政策自身的“結(jié)構(gòu)調(diào)整”(如更重視政府法規(guī)類產(chǎn)業(yè)政策)；其二，產(chǎn)業(yè)政策效力的發(fā)揮，離不開良好市場機制的支持，與其說產(chǎn)業(yè)政策與市場機制是替代性關(guān)系，倒不如說產(chǎn)業(yè)政策效力的發(fā)揮需要市場發(fā)展的相互配合。這也進(jìn)一步確證了在當(dāng)前的經(jīng)濟條件下，市場力量固然重要，但并不能以此摒棄地方產(chǎn)業(yè)政策的使用。如何做到產(chǎn)業(yè)政策與市場機制的“琴瑟和鳴”，是當(dāng)前區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的一大重要路徑。本小節(jié)的研究，也進(jìn)一步為林毅夫(2017)[43]的新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)理論體系提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

(四)內(nèi)生性處理

在前文的技術(shù)處理中，本文對核心解釋變量采用滯后項處理，可以最大限度地減弱反向因果的內(nèi)生性干擾，但依舊面臨著遺漏變量問題。對此，本文引入了專利創(chuàng)新活動的滯后一期、滯后二期作為解釋變量，進(jìn)一步解決遺漏變量問題，并刻畫出地區(qū)創(chuàng)新的慣性趨勢。此時，面板模型被稱為“動態(tài)面板模型”(DPD)。使用傳統(tǒng)的回歸技術(shù)手段會產(chǎn)生較強的動態(tài)面板偏誤，因此本文擬采用一步系統(tǒng)GMM進(jìn)行動態(tài)面板回歸。由表7的底部檢驗統(tǒng)計量可知，所有方程都通過了殘差自相關(guān)的AR(1)、AR(2)檢驗和工具變量聯(lián)合有效的Sargan檢驗，這表明表7的回歸系數(shù)是確當(dāng)?shù)?。結(jié)果顯示，使用動態(tài)面板模型，以滯后因變量作為不可觀測變量的代理變量，本文相關(guān)的研究結(jié)論依舊同上文保持一致，支持了“法規(guī)性質(zhì)的產(chǎn)業(yè)政策在地區(qū)創(chuàng)新中更優(yōu)于規(guī)章性質(zhì)的產(chǎn)業(yè)政策”的結(jié)論。

表7產(chǎn)業(yè)政策與地區(qū)創(chuàng)新：動態(tài)面板SYS-GMM檢驗

變量M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnInvent-11.092***(13.49)——1.101***(13.25)——LnInvent-2-0.100(-1.30)——-0.101(-1.26)——LnUtit-1—1.246***(15.22)——1.208***(10.22)LnUtit-2—-0.245***(-2.90)——-0.204*(-1.67)—LnDest-1——0.913***(10.43)——1.030***(10.12)LnDest-2——0.067(0.78)——-0.046(-0.45)LnPolicy_Nt-10.028*(1.69)0.008(0.84)0.015(0.55)———LnPolicy_Lt-1———0.063**(2.57)0.056***(3.60)0.039*(1.81)控制變量YESYESYESYESYESYESAR(1).P值0.0020.0000.0020.0020.0000.001AR(2).P值0.7250.5970.1040.8040.7280.160Sargan檢驗.P值0.1140.7400.1020.2020.8690.947

五、結(jié)論性評述

本文利用了同產(chǎn)業(yè)相關(guān)的地方性規(guī)章和法規(guī)數(shù)據(jù)測度了地區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策水平，進(jìn)而依托中國1999-2015年30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，試圖為“產(chǎn)業(yè)政策—區(qū)域創(chuàng)新”的關(guān)系提供合乎現(xiàn)實的經(jīng)濟解釋，并將地方的“績效考核”和“財政壓力”兩大衡量地方政府行為的因素嵌入上述分析框架。本文實證發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策顯著推動了地區(qū)的創(chuàng)新活動水平，盡管政策間的協(xié)同作用仍有較大優(yōu)化空間；產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮積極作用還取決于地方政府行為的異質(zhì)性，其在很大程度上影響了產(chǎn)業(yè)政策的效果。想要進(jìn)一步釋放產(chǎn)業(yè)政策的創(chuàng)新動能，需要輔之以良好的市場制度環(huán)境。

本文具有以下重要的政策啟示。第一，產(chǎn)業(yè)政策能顯著促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新。這肯定了產(chǎn)業(yè)政策存在的合理性和有效性，在當(dāng)前中國經(jīng)濟由“唯GDP”的發(fā)展路徑到創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)向來看，應(yīng)科學(xué)把握產(chǎn)業(yè)政策的創(chuàng)新引導(dǎo)作用，以系統(tǒng)、高效的產(chǎn)業(yè)政策體系推動地區(qū)創(chuàng)新能力的提增。第二，地方政府不同的產(chǎn)業(yè)政策應(yīng)更加注重政策導(dǎo)向的耦合協(xié)同，避免政策間的路徑出現(xiàn)拮抗、相互抵觸的現(xiàn)象，在逐步引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策聚焦地區(qū)創(chuàng)新的基礎(chǔ)上強化產(chǎn)業(yè)政策的統(tǒng)籌協(xié)同機制。第三，積極探索適應(yīng)“新常態(tài)”和“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”要求的新型地方政治激勵關(guān)系，進(jìn)一步削弱地方政府在產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行上存在的激勵扭曲現(xiàn)象。應(yīng)堅定地從過去單一強調(diào)GDP總量增長轉(zhuǎn)向注重創(chuàng)新驅(qū)動等一攬子目標(biāo)，在降低傳統(tǒng)經(jīng)濟總量指標(biāo)的考核權(quán)重基礎(chǔ)上，適當(dāng)提高與創(chuàng)新能力相關(guān)的考核要求，將其作為地方績效考核的一個正向指標(biāo)來進(jìn)行核評，從制度上優(yōu)化地方政府的政治晉升行為，降低產(chǎn)業(yè)政策的資源錯配程度，提高對創(chuàng)新活動的支持力度。第四，建立相對合理的地方財政制度體系，避免因地方政府缺乏財政資源而降低了對地區(qū)創(chuàng)新的重視程度，建立起“財權(quán)—事權(quán)”相對平衡的運轉(zhuǎn)模式，確保地方政府擁有足夠的資源來匹配產(chǎn)業(yè)政策的制定與推行，從而將地方的創(chuàng)新活動維系在一個較高水平。第五，產(chǎn)業(yè)政策和市場化之間具有著明顯的互補特質(zhì)，區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略應(yīng)當(dāng)超越“市場抑或是政府”的爭辯泥潭，在優(yōu)化自身政策結(jié)構(gòu)體系的基礎(chǔ)上實現(xiàn)同市場機制的融合，既要強調(diào)無形之手，也要發(fā)揮產(chǎn)業(yè)政策有形之手的調(diào)控引導(dǎo)作用。