財政分權(quán)促進技術(shù)創(chuàng)新嗎？

吳延兵

摘要：中央向地方的財政與行政分權(quán)賦予地方官員轄區(qū)經(jīng)濟自主權(quán)，但地方官員的經(jīng)濟行政權(quán)力并未受到制度的有力約束，從而形成具有中國特色的財政分權(quán)體制。中國式財政分權(quán)在激勵地方官員發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟的同時，也引發(fā)地方官員短視行為、政府主導型經(jīng)濟、偏向性招商引資政策和政企合謀等問題，進而削弱各類市場主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵?；谥袊母镩_放以來的省級面板數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)顯著負向影響專利強度和研發(fā)強度。考慮測量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實證結(jié)果保持穩(wěn)健。完善官員監(jiān)管體系、減少政府經(jīng)濟干預，方能進一步釋放財政分權(quán)體制的經(jīng)濟增長潛力。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán);技術(shù)創(chuàng)新;官員激勵;經(jīng)濟干預;專利;研發(fā)

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2019（03）-0013-13

一、問題的提出

科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力。改革開放之初，中國就明確提出，科學技術(shù)是推動現(xiàn)代生產(chǎn)力發(fā)展的決定性力量。1995年，中國實施“科教興國”戰(zhàn)略，把科教發(fā)展作為建設現(xiàn)代化強國的先導。2006年，《國家中長期科學和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要》確立創(chuàng)新型國家建設目標。2012年十八大提出“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”，強調(diào)“科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置”。2017年十九大指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐”。中央政府再三重申，增強創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展動力，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，是關(guān)系中國發(fā)展全局的戰(zhàn)略抉擇。

在中央政府持續(xù)推動下，中國技術(shù)創(chuàng)新取得長足進展。研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出（R&D）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比，由1995年的0.57%增長到2016年的2.11%①。國內(nèi)專利申請授權(quán)數(shù)量由1986年的2671件增長到2016年的1628881件，年均增長率達32.92%②。盡管如此，中國經(jīng)濟仍未擺脫粗放式增長路徑。中國煤炭、石油、電力消耗量占世界的比重，一直高于中國GDP占世界的比重。以2014年為例，中國GDP占比9.1%，中國煤炭、石油、電力消耗量占比則高達49.8%、12.4%和24.3%③。中國GDP總量自2010年起已名列世界第二，但創(chuàng)新水平與經(jīng)濟大國的地位極不相稱：在全球綜合創(chuàng)新指數(shù)排名中，2010年中國位居第43位，2013年第35位，2014和2015年第29位，2016年第25位，2017年第22位④。盡管中國整體創(chuàng)新水平呈上升趨勢，但與世界科技前沿仍有巨大差距，關(guān)鍵、核心技術(shù)受制于人。近年來中國經(jīng)濟增長率持續(xù)下滑，資源投入型增長動力不斷衰減，粗放型增長模式已難以為繼。中國亟需通過技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型。

如何促進技術(shù)創(chuàng)新？目前文獻多聚焦于分析技術(shù)創(chuàng)新的市場影響因素，鮮有文獻從制度層面和官員激勵視角，探析中國技術(shù)創(chuàng)新能力不足的深層原因。本文以中國式財政分權(quán)制度為切入點，尋根究底，嘗試揭示該制度影響技術(shù)創(chuàng)新的機理機制。通常認為，改革開放以來，中央向地方政府下放財政權(quán)與行政權(quán)，地方政府間形成類似聯(lián)邦制的地區(qū)分權(quán)結(jié)構(gòu)，進而引發(fā)地區(qū)間標尺競爭，促進全國經(jīng)濟增長[1-2]。文獻綜述亦表明，財政分權(quán)是中國高速經(jīng)濟增長的重要推手[3]。不過，近來不少學者注意到中國財政分權(quán)體制的負面激勵：地方政府在追求財稅收入和經(jīng)濟增長的同時，忽視教育、醫(yī)療等社會性公共品供給[4-5]。

最近有文獻關(guān)注到中國財政分權(quán)體制下地方政府的科技支出行為。周克清等利用1997—2009年省級數(shù)據(jù)、周彬等利用2007—2012年省級數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)顯著促進政府科技支出[6-7]。潘鎮(zhèn)等運用1994—2006年省級數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)增進政府科技支出，但地區(qū)間競爭削弱財政分權(quán)的科技促進作用[8]。白俊紅等基于2001—2013年省級數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政收入分權(quán)抑制政府科技支出，財政支出分權(quán)卻產(chǎn)生積極效應[9]。顧元媛等基于1997—2010年省級數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)顯著降低地方政府的企業(yè)研發(fā)補貼[10]。張梁梁等運用2003—2013年地級市數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)負面影響政府科技支出[11]。大體而言，財政分權(quán)對政府科技支出的影響效果可分為兩類：促進效應和抑制效應。研究結(jié)論莫衷一是，由此而生的政策涵義也大相徑庭。

以上文獻有助于人們認識財政分權(quán)的創(chuàng)新效應，但它們的不足之處也不容忽視。首先，現(xiàn)有文獻重點分析財政分權(quán)與地方政府科技支出之間的關(guān)系，鮮有文獻分析財政分權(quán)與廣義技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系。政府科技支出只是技術(shù)創(chuàng)新的一個方面，廣義上的技術(shù)創(chuàng)新則涵蓋各類市場主體的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出行為。探討財政分權(quán)對專利數(shù)量和研發(fā)投入的影響，能夠更全面地捕捉財政分權(quán)的創(chuàng)新效應。其次，現(xiàn)有文獻沒有充分考慮財政分權(quán)變量的內(nèi)生性問題。考察財政分權(quán)對整體技術(shù)創(chuàng)新而非地方政府科技支出的影響，有助于緩解財政分權(quán)變量在模型中的反向因果難題，因為相對于各類市場主體的創(chuàng)新行為而言，自上而下的財政分權(quán)制度更具外生性。而且，我們以市場分割指數(shù)作為財政分權(quán)的工具變量，有望進一步克服因遺漏變量而造成的財政分權(quán)內(nèi)生性問題。最后，更為重要的是，既有文獻未深入分析財政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在邏輯。中國財政分權(quán)建立在垂直集中官員治理模式之上，這種具有中國特色的財政分權(quán)制度可簡稱為“中國式財政分權(quán)”。中國式財政分權(quán)如何影響地方官員激勵，進而影響市場主體的創(chuàng)新行為？目前尚缺乏這方面機制的清晰闡釋。

一般意義上，財政分權(quán)能夠加劇地方政府競爭，促進生產(chǎn)要素跨區(qū)域優(yōu)化配置，因而有利于激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新。不過，中國式財政分權(quán)卻可能造成技術(shù)創(chuàng)新供給不足。與通常的生產(chǎn)性投資相比，技術(shù)創(chuàng)新具有特殊屬性：投資周期長、見效慢、溢出效應大。地方官員為最大化任職期間的經(jīng)濟政治利益，有激勵利用轄區(qū)財政和行政自主權(quán)，側(cè)重見效快、易彰顯政績的短平快項目，漠視見效慢、難彰顯政績的創(chuàng)新項目。中央政府主要依賴自上而下垂直機制監(jiān)督地方官員，但由于中央地方間信息不對稱、監(jiān)管成本高昂，中央政府難以有效扼制地方官員的短視近利行為。地方官員的短視近利行為借由政府所掌控的資源與政策等強有力“有形之手”，能夠削弱各類市場主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵，最終造成中國總體技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱、增長模式轉(zhuǎn)型困難。本文在細致考察中國財政分權(quán)制度背景的基礎(chǔ)上，提出中國式財政分權(quán)抑制技術(shù)創(chuàng)新的理論假說，然后利用改革開放以來的省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。多種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均支持理論假說。

與以往研究相比，本文貢獻主要體現(xiàn)在：第一，闡明中國式財政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的機理;第二，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出角度全面考察財政分權(quán)的創(chuàng)新效應;第三，識別財政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。后文第二節(jié)提出理論假說，第三節(jié)設定計量模型、介紹數(shù)據(jù)，第四節(jié)報告實證檢驗結(jié)果，第五節(jié)為結(jié)論與政策建議。

二、理論分析與假說

傳統(tǒng)財政聯(lián)邦理論認為，中央向地方財政分權(quán)，有利于提高地方公共物品供給效率?，F(xiàn)代財政聯(lián)邦理論在此基礎(chǔ)上擴展研究范疇，將傳統(tǒng)分權(quán)思想應用于地方政府激勵和經(jīng)濟增長[12]。其基本思想是：在財政分權(quán)體制下，地方政府為擴大稅基而相互競爭，轄區(qū)間競爭促使政府放松管制、推進市場化進程，形成所謂“市場維護型聯(lián)邦制”。針對中國改革開放以來的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與增長，Montinola等[1-2]提出“中國式聯(lián)邦制”——中國的中央-地方政府間組織結(jié)構(gòu)，類似西方國家的聯(lián)邦制分權(quán)結(jié)構(gòu)，符合“市場維護型聯(lián)邦制”的基本特征，中國因此實現(xiàn)強勁經(jīng)濟增長。

然而，“市場維護型聯(lián)邦制”遺漏了財政分權(quán)賴以發(fā)揮作用的政治制度基礎(chǔ)。Rodden等認識到，該理論屏蔽掉政治制度背景，沒有考慮實際政治過程[13]。楊其靜等認為，該理論缺失政治微觀基礎(chǔ)，忽視有效分權(quán)的必要條件，忽略分權(quán)的負面效應[14]。Bardhan指出，發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家往往缺少有效分權(quán)的條件，如人口自由流動、官僚受到居民約束等[15]。Cai等針對“中國式聯(lián)邦制”提出如下質(zhì)疑：它強調(diào)中央向地方分權(quán)必須保持高度穩(wěn)定性，事實上中央可以隨時收回下放的行政和經(jīng)濟權(quán)力;它強調(diào)分權(quán)和競爭能夠硬化地方政府預算約束，事實上地方政府經(jīng)常為虧損和負債的國有企業(yè)背書[16]。中國財政分權(quán)的負面影響也被實證文獻觀察到，例如地方政府偏向基本建設等生產(chǎn)性支出，忽視教育、醫(yī)療、社會保障、城市公用設施等公共品供給[17-18]。

中國財政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新有何影響？理論上，財政分權(quán)引發(fā)地區(qū)標尺競賽，推動地方試驗，有利于技術(shù)創(chuàng)新。不過，如前所述，財政分權(quán)并非單獨發(fā)揮作用，它嵌入到特定政治制度之中。中國并非真正意義上的聯(lián)邦制國家，中國財政分權(quán)建立于中央垂直集中官員治理模式之上[4-5]。這種具有中國特色的財政分權(quán)體制可簡稱為“中國式財政分權(quán)”。在財政分權(quán)下，為最大化任期內(nèi)經(jīng)濟政治利益，地方官員有激勵利用轄區(qū)決策自主權(quán)，側(cè)重任期內(nèi)短期經(jīng)濟績效，忽視任期外長期經(jīng)濟績效;在自上而下垂直集中官員治理模式下，由于中央地方間信息不對稱，中央政府難以有效遏制地方官員的短視近利行為。教育、醫(yī)療等社會性公共品，短期內(nèi)無法彰顯官員政績、無法兌現(xiàn)為經(jīng)濟增長，因而就不為地方官員所重視。與之類似，技術(shù)創(chuàng)新也具有投資周期長、見效慢、短期內(nèi)難以彰顯官員政績的特性，應同樣不為地方官員所重視。不同的是，教育、醫(yī)療等公共品主要由政府供給，而技術(shù)創(chuàng)新不局限于政府供給，企業(yè)等市場微觀主體是技術(shù)創(chuàng)新的主力;于是，地方官員雖然可以直接影響政府財政支出傾向，但難以直接影響各類市場主體的投資行為。地方官員主要借助政府所掌控的資源和政策等強有力政府“有形之手”，間接影響各類市場主體的行為。因此，中國式財政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的機制與其影響社會性公共品供給的機制并不完全相同。具體來說，中國式財政分權(quán)造成地方官員短視行為、政府主導型經(jīng)濟、偏向性競爭政策和政企合謀等不利于技術(shù)創(chuàng)新的環(huán)境氛圍，進而弱化市場微觀主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵。

在中國式財政分權(quán)下，地方官員行為短視化，抑制財政資源向創(chuàng)新領(lǐng)域配置。垂直集中官員治理模式使得地方官員主要受到垂直方向的監(jiān)督和制約，其所受的水平方向（居民、企業(yè)、新聞媒體等）的監(jiān)督和制約非常有限。垂直監(jiān)督面臨著如下監(jiān)管難題：中央地方間信息不對稱，官僚層級過長造成信息傳輸損耗和失真，上級對直接下級缺乏足夠的監(jiān)管激勵（可能形成共謀）。在垂直監(jiān)督成本高昂、監(jiān)管效果有限的情況下，地方官員則可利用轄區(qū)財政和行政自主權(quán)，制定于己有利的財政政策，側(cè)重任期之內(nèi)的短期利益。此外，地方政府職責具有多維度、多任務、不易量化的特性[19]，中央政府幾乎不可能找到一個統(tǒng)一的、具有充分信息量的指標來綜合評價地方官員的政績。事實上，由于有效信息缺乏且信息成本高昂，中央政府通常依據(jù)易觀測、易度量的GDP指標考核地方官員，并將GDP增長與官員任免緊密掛鉤[20]，這促使地方官員更加側(cè)重那些快速帶來GDP增長的投資項目。技術(shù)創(chuàng)新具有投資周期長、見效慢、風險高的特性，它雖有助于提升地區(qū)長期競爭力，但短期內(nèi)不能轉(zhuǎn)化為GDP、不能產(chǎn)生即期利益，因而也就不為地方官員所看重。地方官員急功近利式投資行為的直接結(jié)果，是政府財政資源更多被配置于生產(chǎn)性領(lǐng)域、較少被配置于科技創(chuàng)新領(lǐng)域。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，2007—2016年期間，地方政府生產(chǎn)性支出占地方政府財政總支出的22.7%，科技支出占比只有2.2%根據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算。生產(chǎn)性支出由五項加總而成：農(nóng)林水支出，交通運輸支出，資源勘探信息等支出，商業(yè)服務業(yè)等支出，金融支出。。財政性科技支出占比過低，無法形成有力的市場創(chuàng)新帶動效應，不利于營造鼓勵技術(shù)創(chuàng)新的社會文化氛圍，整體上抑制技術(shù)創(chuàng)新步伐。

在中國式財政分權(quán)下，地方政府主導、干預地方經(jīng)濟，削弱市場微觀主體的創(chuàng)新積極性。中央向地方的行政與財政分權(quán)，使得地方政府在地方經(jīng)濟建設中擁有強大的資源動員能力，在市場資源配置中處于主導地位、擁有實際權(quán)威，形成事實上的地方政府主導型經(jīng)濟模式。具體表現(xiàn)在如下方面。第一，地方政府控制著財政、土地、礦藏、融資平臺等巨量經(jīng)濟資源，擁有項目審批、經(jīng)營許可證發(fā)放、土地資源使用、投資限制等諸多經(jīng)濟行政權(quán)力。第二，地方政府能夠借助產(chǎn)業(yè)政策影響市場投資行為。產(chǎn)業(yè)政策的制定和實施，通常伴隨著稅收優(yōu)惠、財政補貼等政策支持，地方政府借此能夠引導市場主體投資于政府中意的領(lǐng)域和行業(yè)。第三，地方政府可以直接干預地方國有企業(yè)的投資決策。在水平監(jiān)督機制缺乏的情況下，地方政府及官員干預市場運行的權(quán)力很難受到有力掣肘，于是，中國式財政分權(quán)下所形成的地方官員短視行為，不僅直接影響地方政府自身的財政支出傾向，而且能夠借助強有力政府“有形之手”，影響諸多市場參與者的投資傾向。地方官員動用財稅資源、運用政策優(yōu)惠手段，追求規(guī)模擴張，而非追求穩(wěn)步增長，造成各類市場主體的急功近利投資行為，嚴重削弱企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性和主動性。此外，政府主導型經(jīng)濟經(jīng)常采用行政壁壘、市場管制等手段干預市場運行，加大了微觀主體的生產(chǎn)成本和市場交易成本，既不利于新企業(yè)設立，也不利于既有企業(yè)開展創(chuàng)新項目?，F(xiàn)實中可觀察到，政府主導型經(jīng)濟往往造成一哄而上、高度同質(zhì)化的行業(yè)發(fā)展態(tài)勢，導致一些產(chǎn)業(yè)短期內(nèi)就陷入重復建設甚至全行業(yè)虧損困境之中。光伏行業(yè)短短數(shù)年內(nèi)一躍成為某些地區(qū)的支柱產(chǎn)業(yè)，最后卻行業(yè)產(chǎn)能過剩、企業(yè)負債累累，背后就是地方政府主導產(chǎn)業(yè)發(fā)展的結(jié)果。

在中國式財政分權(quán)下，地方政府偏向性招商引資政策，阻礙創(chuàng)新要素的優(yōu)化配置。財政分權(quán)引發(fā)地方政府為爭奪財稅資源而展開激烈的招商引資競爭。招商引資競爭有助于促成快速經(jīng)濟增長，但在官員行為短視近利、勞動力自由流動受阻的條件下，其未必有利于技術(shù)創(chuàng)新和長期經(jīng)濟增長。首先，在招商引資過程中，地方官員為追求即期利益和政績，偏重短期內(nèi)易產(chǎn)生收益、易彰顯政績的短平快項目，相對忽視短期內(nèi)難產(chǎn)生收益、難彰顯政績的創(chuàng)新性項目。短平快投資能快速增加本地稅基、能取得“立竿見影”式經(jīng)濟增長效果，引進該類投資就成為地方政府招商引資工作的重中之重。當有限的資源、政策集中于短平快引資項目時，新興企業(yè)、科技企業(yè)就得不到有力扶持，創(chuàng)新要素的區(qū)域間流動就受到阻塞，創(chuàng)新資源的配置效率就會降低。其次，在激烈的招商引資競爭中，資源稟賦條件較差、經(jīng)濟基礎(chǔ)較薄的地區(qū)往往缺乏競爭優(yōu)勢，這些地區(qū)的地方政府可能放棄參與競爭，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)榧兇獾摹奥訆Z者”，因為它們已經(jīng)注定是競爭的失敗者。此類地方政府，若無積極性參與地區(qū)競爭，遑論有積極性推進技術(shù)創(chuàng)新，結(jié)果是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題日益凸顯。最后，招商引資競爭使得資本跨地區(qū)流動暢通，戶籍制度則使得勞動力跨地區(qū)流動受阻，從而一定程度上造成資源錯配和誤置。在中國現(xiàn)行體制下，居民所能享受到的教育和醫(yī)療等公共服務與戶籍捆綁在一起，導致居民遷移成本高昂，導致“用腳投票”機制未能充分發(fā)揮優(yōu)化資源配置的作用。戶籍限制及由此而生的勞動力市場發(fā)育滯后，造成各類人才資本未能和物質(zhì)資本充分匹配，從而降低人力資本的研發(fā)效率、延緩新產(chǎn)品和新工藝的研發(fā)進程。

在中國式財政分權(quán)下，地方政府與企業(yè)合謀，阻滯市場進入和創(chuàng)新投資。中國式財政分權(quán)創(chuàng)設出地方官員向企業(yè)設租尋租的有利條件：地方官員擁有轄區(qū)項目審批等經(jīng)濟自主權(quán)，而這些經(jīng)濟與行政權(quán)力并未受到制度的有力約束。企業(yè)為獲取政治經(jīng)濟資源，也千方百計與政府官員建立政治關(guān)聯(lián)。政企合謀擾亂市場秩序，損害市場競爭，削弱企業(yè)采納、投資新技術(shù)的積極性。首先，政企合謀刺激企業(yè)采用低成本粗放生產(chǎn)方式。地方政府既可能監(jiān)督當?shù)仄髽I(yè)，促使企業(yè)采取重視安全、保護環(huán)境、節(jié)約資源的集約生產(chǎn)方式，也可能與當?shù)仄髽I(yè)合謀，縱容企業(yè)采取忽視安全、破壞環(huán)境、損耗資源的粗放生產(chǎn)方式。由于中央政府很難觀察到地方經(jīng)濟發(fā)展的真實成本，地方官員傾向選擇于己有利的、經(jīng)濟效果立竿見影的粗放生產(chǎn)方式，而不予考慮該生產(chǎn)方式的社會成本[21]。在地方政府庇護下，政治關(guān)聯(lián)企業(yè)為賺取更多利潤，也有積極性采取低成本、不安全、不環(huán)保的粗放生產(chǎn)方式。其次，政企合謀造成行政壟斷，惡化競爭環(huán)境。政治關(guān)聯(lián)企業(yè)能夠獲得額外經(jīng)濟資源，能夠獲取受政府保護的市場壟斷力量，從而有效阻止?jié)撛诟偁幷哌M入市場。這不僅抑制政治關(guān)聯(lián)企業(yè)投資新技術(shù)的積極性，也挫傷非政治關(guān)聯(lián)企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性。最后，政企合謀破壞法律效力，加大行政環(huán)境不確定性。在良好的法律保障、公平的行政環(huán)境下，投資者技術(shù)創(chuàng)新的能動性較大，創(chuàng)新項目的外部掣肘較少，創(chuàng)新投入、創(chuàng)新成果相應較多[22]。政企合謀往往伴隨著權(quán)錢交易、行賄受賄等黑箱操作，破壞法律效力和執(zhí)法效果，導致企業(yè)無法產(chǎn)生穩(wěn)定的市場預期，使得企業(yè)喪失持續(xù)創(chuàng)新動力。

綜上，中國式財政分權(quán)引發(fā)地方官員短視行為、政府主導型經(jīng)濟、有偏招商引資政策、政企合謀等問題，進而削弱市場主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵、阻礙技術(shù)創(chuàng)新步伐。由此，本文提出如下待實證檢驗的理論假說：中國式財政分權(quán)抑制技術(shù)創(chuàng)新。[WTBX]

三、計量模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設定

本文采用1978年以來中國內(nèi)陸31個省（自治區(qū)、直轄市）海南省設立于1988年，重慶直轄市設立于1997年。面板數(shù)據(jù)，檢驗中國式財政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新的影響?；鶞视嬃磕Ｐ驮O定如下：

其中，i代表省份，t代表年份。INN表示技術(shù)創(chuàng)新，F(xiàn)D表示財政分權(quán)度;ui為省份固定效應，用來刻畫不隨時間變化的省份特征，如地理位置、資源稟賦等;ut為年份固定效應，用來刻畫不隨省份變化的時間特征，如全國性的宏觀因素、經(jīng)濟政策等;X為控制變量向量;ε為隨機誤差項。根據(jù)理論假說，我們預期財政分權(quán)系數(shù)估計值α1統(tǒng)計上顯著為負，即財政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新有顯著抑制作用。

技術(shù)創(chuàng)新分別用創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入度量。創(chuàng)新產(chǎn)出表示為專利授權(quán)量占實際GDP的比重（記為pat/rgdp，實際GDP以1978年價格計算），衡量每單位實際GDP所含的專利數(shù)量，可稱為專利強度。以實際GDP作為權(quán)重，目的是控制各省實際經(jīng)濟規(guī)模的影響。創(chuàng)新投入表示為研發(fā)支出占GDP的比重（記為rd/gdp;下文如無特別說明，GDP即指名義GDP），可稱為研發(fā)強度;該變量中，分子分母都含有價格因素、兩者相除可消除價格，研發(fā)與GDP故而都采用名義值。

核心解釋變量為財政分權(quán)。財政分權(quán)表征中央向地方下放的經(jīng)濟權(quán)力，可分別從財政支出維度和財政收入維度度量。改革開放以來，中國稅制幾經(jīng)變革（如，利改稅、財政包干制、分稅制），地方政府征稅范圍、收入分成比例隨時間不斷變化，導致財政收入分權(quán)存在著時間不一致性問題。中央與地方的財政支出權(quán)責相對明確、地方財政支出范疇相對穩(wěn)定，財政支出分權(quán)能夠更準確、一致地刻畫財政分權(quán)度。有鑒于此，本文遵循相關(guān)文獻的通常表示方法[17，23-24]，用如下兩個指標度量財政分權(quán)。

預算財政支出分權(quán)（bfd）只考慮中央和地方的預算財政支出，總財政支出分權(quán)（cfd）綜合考慮預算財政支出和預算外財政支出。由于預算外支出具有相當?shù)囊?guī)模，總財政支出分權(quán)能夠更真實地刻畫分權(quán)度。上述財政分權(quán)指標均采用人均化形式，以控制各省人口規(guī)模的影響。為穩(wěn)健起見，核心解釋變量還用如下兩個指標度量：地方預算財政支出占當?shù)谿DP的比重（記為fis）、市場化指數(shù)（記為mar）。預算財政支出占GDP的比重越高，意味著地方政府主導地方經(jīng)濟的程度越高、財政分權(quán)度越高，該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平可能越低。市場化指數(shù)表征各省市場化進程，可作為政府分配經(jīng)濟資源的反向指標，預期市場化指數(shù)對技術(shù)創(chuàng)新有正影響。

控制變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放度、交通基礎(chǔ)設施、經(jīng)濟發(fā)展水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用兩個指標表示：一是工業(yè)化程度，表示為工業(yè)增加值占GDP的比重（記為ind）;一是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度，表示為第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（記為ser）。理論上，工業(yè)占比、第三產(chǎn)業(yè)占比越高，技術(shù)創(chuàng)新水平越高。對外開放度表示為進出口貿(mào)易總額占GDP的比重（記為tra）。國際貿(mào)易促進知識、信息、技術(shù)流動，加劇市場競爭，預期其對技術(shù)創(chuàng)新有正向影響。交通基礎(chǔ)設施用人均公路里程表示（記為roa）。經(jīng)濟發(fā)展水平用滯后一期人均實際GDP表示（記為rpc）。

回歸模型中的隨機誤差項可能存在著異方差，省內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平、省內(nèi)隨機誤差項均可能存在著序列相關(guān)，本文估計結(jié)果將報告聚類到省份的穩(wěn)健標準誤。針對財政分權(quán)變量的內(nèi)生性問題，本文以市場分割度（記為seg）作為財政分權(quán)的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計

專利授權(quán)量來自《中國統(tǒng)計年鑒》，年份為1987—2014年。研發(fā)支出來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》，年份為2000—2014年。預算財政支出分權(quán)、總財政支出分權(quán)數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》，前者年份為1978—2014年，后者年份為1987—2010年（2011年起，預算外財政不再單列）。市場化指數(shù)來自樊綱等[25]，年份為1997—2009年。市場分割度測算數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（后文將詳細介紹市場分割的計算方法），年份為1988—2013年。其他變量的數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

表1報告變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出看，1987—2014年，每百億元實際GDP平均產(chǎn)生285項專利，每百億元名義GDP平均產(chǎn)生86項專利。從技術(shù)創(chuàng)新投入看，2000—2014年，研發(fā)占GDP的比重平均為1.2%。財政分權(quán)指標在考察期間有相當大的波動，總財政支出分權(quán)略高于預算財政支出分權(quán)。地方預算財政支出占當?shù)谿DP的比重平均為17.7%，市場化指數(shù)平均為5.7，說明地方政府擁有轄區(qū)經(jīng)濟的較大影響力、控制力。

四、實證結(jié)果

（一）以專利數(shù)量為被解釋變量

表2估計結(jié)果以專利授權(quán)量/實際GDP（pat/rgdp）為被解釋變量、以預算財政支出分權(quán)（bfd）為核心解釋變量。為檢驗結(jié)果穩(wěn)健性，我們采取逐步加入控制變量的回歸技術(shù)。

第（1）列只控制省份和年份固定效應，預算財政支出分權(quán)估計值為負，但并不顯著。

第（2）列進一步控制工業(yè)占比（ind）和第三產(chǎn)業(yè)占比（ser），預算財政支出分權(quán)估計值在10%水平上顯著為負，表明財政分權(quán)度越高，每單位實際GDP產(chǎn)生的專利數(shù)量（專利強度）越低。

第（3）列進一步控制對外開放度（tra），預算財政支出分權(quán)估計值在5%水平上顯著為負，系數(shù)絕對值有所增加。

第（4）列引入交通基礎(chǔ)設施（取對數(shù)，lnroa），

第（5）列引入滯后一期人均實際GDP（取對數(shù)，L.lnrpc），預算財政支出分權(quán)估計值的顯著性及系數(shù)大小均沒有發(fā)生實質(zhì)性變化。綜上，預算財政支出分權(quán)對專利強度表現(xiàn)出穩(wěn)定的顯著負影響。

第（5）列顯示，預算財政支出分權(quán)每增加一個單位，每百億元實際GDP所含專利數(shù)量減少36項。

上述回歸的時間區(qū)間為1987—2014年。在此期間，我國財稅體制發(fā)生重大變化：1994年實行分稅制，取代先前的財政包干制。分稅制改革，旨在提高中央財政收入占比;事實上，中央又以轉(zhuǎn)移支付方式，將大部分財政收入返還給地方政府。結(jié)果是，地方預算財政支出占全國預算財政支出的比重，并沒有降低，反而上升，由1994年70%逐步上升到2014年85%《中國統(tǒng)計年鑒（2017）》，第204頁。。也因此，預算財政支出分權(quán)表現(xiàn)出時間連續(xù)性。不過，為排除財政分權(quán)變量分稅制前后的差異，第（6）列基于1994—2014年子樣本進行回歸分析。結(jié)果顯示，預算財政支出分權(quán)對專利強度有顯著負影響，結(jié)果保持穩(wěn)健。

以上回歸均以專利授權(quán)量/實際GDP為被解釋變量，第（7）列則以專利授權(quán)量/名義GDP（pat/gdp）為被解釋變量?？梢园l(fā)現(xiàn)，預算財政支出分權(quán)估計值在1%水平上顯著為負，其每增加一個單位，每百億元名義GDP所含專利數(shù)量減少11項。

控制變量中，第三產(chǎn)業(yè)占比、對外開放度表現(xiàn)出顯著正影響，表明產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟開放能顯著促進創(chuàng)新;工業(yè)化程度、交通基礎(chǔ)設施、人均實際GDP沒有顯著影響。

（二）以研發(fā)支出為被解釋變量

表3以研發(fā)占GDP的比重（rd/gdp）為被解釋變量。第（1）—（5）列逐步引入控制變量，預算財政支出分權(quán)估計值均在5%以上水平上顯著為負。各控制變量對研發(fā)強度沒有顯著影響，表明創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素并不一致。

表2與表3所呈現(xiàn)的財政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新的顯著負向關(guān)聯(lián)，是控制省份和年份固定效應后的結(jié)果，從而排除了不同省份資源稟賦差異和不同年份中央經(jīng)濟政策差異的影響。雖然不同技術(shù)創(chuàng)新指標所捕捉的信息有所差異，但估計結(jié)果都一致支持理論假說。

（三）采用不同財政分權(quán)變量

預算財政支出分權(quán)僅考慮預算財政支出，未考慮規(guī)模巨大的預算外財政支出，使得財政分權(quán)變量可能存在著測量誤差問題。該種測量誤差進入回歸模型的隨機誤差項，造成財政分權(quán)變量與隨機誤差項相關(guān)，導致內(nèi)生性問題?，F(xiàn)通過設定不同的財政分權(quán)變量，盡可能減少因采用單一財政分權(quán)指標而造成的估計偏誤。表4為相關(guān)估計結(jié)果。第（1）—（2）列以總財政支出分權(quán)（cfd）作為財政分權(quán)變量。被解釋變量無論是專利授權(quán)量與實際GDP之比（pat/rgdp）還是研發(fā)與GDP之比（rd/gdp），總財政支出分權(quán)估計值都顯著為負。

中國式財政分權(quán)造成地方政府深度介入經(jīng)濟活動，形成地方政府主導型經(jīng)濟。我們用地方預算財政支出占當?shù)谿DP的比重（fis）來刻畫地方政府主導經(jīng)濟程度。該指標可作為財政分權(quán)的近似度量：該指標越大，表明財政分權(quán)程度越高。第（3）—（4）列結(jié)果表明，地方預算財政支出占比對技術(shù)創(chuàng)新有顯著負影響。市場化程度作為地方政府分配經(jīng)濟資源的反向指標，應對技術(shù)創(chuàng)新有積極效應。第（5）—（6）列以市場化指數(shù)（mar）為核心解釋變量，正像預期的那樣，市場化指數(shù)估計值顯著為正。

（四）財政分權(quán)變量滯后一期

財政分權(quán)是中央政府向地方政府自上而下的授權(quán)，這種授權(quán)對地方政府而言是相對外生的，對市場主體而言更具外生性。在中國式財政分權(quán)下，地方政府在轄區(qū)范圍內(nèi)掌控著行政審批、土地征用、政策優(yōu)惠等經(jīng)濟行政權(quán)力，擁有強大的資源支配力和經(jīng)濟控制力，深刻影響著轄區(qū)市場主體的技術(shù)創(chuàng)新行為。所以，在因果關(guān)系上，財政分權(quán)是因，技術(shù)創(chuàng)新是果。即便如此，為確證兩者之間的關(guān)系，本文利用滯后一期財政分權(quán)變量進行檢驗。這里的邏輯是，即便技術(shù)創(chuàng)新影響財政分權(quán)，也是本期技術(shù)創(chuàng)新影響本期或以后若干期的財政分權(quán)，而不是影響上期財政分權(quán)。換言之，若能發(fā)現(xiàn)滯后一期財政分權(quán)顯著影響本期技術(shù)創(chuàng)新，一定程度上可證實財政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新間的因果聯(lián)系。

表5報告將預算財政支出分權(quán)、總財政支出分權(quán)、預算財政支出占比、市場化指數(shù)分別滯后一期（依次記為L.bfd、L.cfd、L.fis、L.mar）的估計結(jié)果。被解釋變量不論是專利強度還是研發(fā)強度，上述滯后一期變量估計值的方向和顯著性均與理論預期相一致，表明財政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新具有因果影響。

（五）工具變量估計

上文已排除因測量誤差、反向因果而造成的估計偏誤，但仍然可能存在著某些不可觀測且與財政分權(quán)相關(guān)的遺漏變量，導致財政分權(quán)估計值有偏。本節(jié)利用工具變量法克服因遺漏變量而造成的內(nèi)生性問題。

本文以市場分割度作為財政分權(quán)的工具變量。各省份市場分割度以相對價格指數(shù)法來構(gòu)建。本文選取1988—2013年全國28個省（自治區(qū)、直轄市）不包括港澳臺、西藏和海南，重慶數(shù)據(jù)合并至四川省。的9類商品9類商品為：糧食類、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、文化辦公用品類、日用品類、中西藥品及醫(yī)療保健品類、書報雜志及電子出版物類、燃料類、建筑材料及五金電料類。零售價格指數(shù)作為原始數(shù)據(jù)，構(gòu)建包括時間t、省份i、商品k的三維數(shù)據(jù)（共計26×28×9=6552個觀測值）。采用與陸銘等[26]相同的計算方法計算步驟如下。

（1）選取相鄰省作為觀測對象。我們直接對28個省分別找相鄰省進行配對，不排除重復的配對，共有150對接壤省的配對結(jié)果。150個配對、26年、9類商品共有150×26×9=35100個觀測值。

（2）取對數(shù)、求差分?！吨袊y(tǒng)計年鑒》只提供商品零售價格指數(shù)的環(huán)比數(shù)據(jù)，可通過對環(huán)比數(shù)據(jù)取對數(shù)、求差分而得到相鄰省的相對價格比。

（3）取絕對值。我們考察的對象是相鄰省份相對價格的差異幅度，并不關(guān)心相鄰省份同種商品的價格孰高孰低。

（4）去均值。影響商品價格的因素，既有市場環(huán)境等政策性壁壘因素，也有商品自身特性等自然因素。去均值是為消除因商品自身特性而引起的價格波動，去均值后所得到的相對價格變化僅與地區(qū)間市場分割因素和一些隨機因素相關(guān)。

（5）求方差。去均值后，將每一年每一個配對省的九類商品求方差，方差大小代表價格波動范圍。

（6）求方差的均值。每一個省的市場分割指數(shù)是該省與其相鄰省相對價格方差的平均值。共得出26×28=728個市場分割指數(shù)。詳細的計算方法可參見陸銘等[26]。，共得到26年×28省=728個市場分割觀測值，它們表示各省與所有鄰省的市場分割程度的時序變化。

有效工具變量應滿足其與內(nèi)生變量相關(guān)、與隨機誤差項不相關(guān)兩個條件。就相關(guān)性而言，財政分權(quán)強化地方政府財政激勵，各地區(qū)為保護本地資源、市場、稅基各自為戰(zhàn)，“以鄰為壑”地方保護政策成為地方政府的理性選擇[26]。因而，刻畫地方保護程度的市場分割指數(shù)與財政分權(quán)高度相關(guān)。就外生性而言，市場分割與隨機誤差項不相關(guān)這個條件并不容易滿足，市場分割可能通過多種渠道影響技術(shù)創(chuàng)新：比如，市場分割影響經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長又影響技術(shù)創(chuàng)新;又如，市場分割導致地區(qū)重復建設、產(chǎn)業(yè)同構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲又影響技術(shù)創(chuàng)新。鑒于這些考慮，回歸方程控制了人均實際GDP、工業(yè)增加值占比、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比、經(jīng)濟開放度、交通基礎(chǔ)設施等變量?？刂七@些變量以及省份、年份固定效應后，市場分割應僅通過財政分權(quán)這個渠道影響技術(shù)創(chuàng)新。為強化市場分割的外生性，以其滯后一期值作為財政分權(quán)的工具變量。

本文還用滯后一期財政分權(quán)作為本期財政分權(quán)的工具變量。一方面，由于時間上的連貫性、繼承性，滯后一期財政分權(quán)與本期財政分權(quán)之間高度相關(guān)。另一方面，控制省份經(jīng)濟變量以及省份和年份固定效應后，滯后一期財政分權(quán)應僅通過本期財政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新。

工具變量的有效性可借助如下檢驗方法。首先，工具變量和被工具變量必須強相關(guān)，否則，就產(chǎn)生弱工具變量問題，導致估計量有偏。使用兩階段最小二乘估計法時，可利用第一階段的F統(tǒng)計量來判斷兩者之間關(guān)系的強弱。一般而言，如果F統(tǒng)計量大于經(jīng)驗值10，則不存在弱工具變量問題[27]。其次，如果存在兩個及以上工具變量，可采取過度識別檢驗來判斷工具變量是否符合外生性假設。兩種檢驗的結(jié)果報告于表6底部。

表6中第（1）—（4）列以專利強度為被解釋變量。第（1）列以預算財政支出分權(quán)為核心解釋變量，以滯后一期市場分割度、滯后一期預算財政支出分權(quán)為工具變量。第（2）列以總財政支出分權(quán)為核心解釋變量，以滯后一期市場分割度、滯后一期總財政支出分權(quán)為工具變量。第一階段的F值遠大于10，表明工具變量不是弱工具;過度識別檢驗的P值大于0.1，表明工具變量具有外生性。結(jié)果顯示，預算財政支出分權(quán)、總財政支出分權(quán)的估計值顯著為負。同理，第（3）—（4）列的第一階段F值檢驗、過度識別檢驗表明，工具變量是有效的;結(jié)果表明，地方預算財政支出占比估計值顯著為負，市場化指數(shù)估計值顯著為正。

表6中第（5）—（8）列以研發(fā)強度為被解釋變量。除第（6）列外，其他列的F值都遠大于10。除第（5）列外，其他列的過度識別檢驗的P值都大于0.1。第（6）列總財政支出分權(quán)估計值接近10%顯著性水平，其他列的核心解釋變量估計值均在1%水平上顯著?？傊?，工具變量估計結(jié)果與OLS估計結(jié)果基本一致。

（六）以全社會固定資產(chǎn)投資占比為被解釋變量

在中國式財政分權(quán)下，地方官員任職期間既有漠視短期內(nèi)無法見效、無法彰顯政績的技術(shù)創(chuàng)新的激勵，也有重視短期內(nèi)易見效、易彰顯政績的生產(chǎn)性投資的激勵。因此，財政分權(quán)在抑制技術(shù)創(chuàng)新的同時，也應促進固定資產(chǎn)投資。若能發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)顯著正向影響固定資產(chǎn)投資，則可為財政分權(quán)的創(chuàng)新負效應源于地方官員利益驅(qū)動這一邏輯提供反向支持證據(jù)。

本文以全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重（記為fix/gdp）為被解釋變量，來檢驗財政分權(quán)的投資效應。表7報告相關(guān)估計結(jié)果本文也以滯后一期市場分割度、滯后一期核心解釋變量作為工具變量進行2SLS估計。2SLS與OLS結(jié)果基本一致，但部分2SLS結(jié)果的過度識別檢驗拒絕工具變量為外生的原假設。因篇幅所限，未匯報2SLS結(jié)果。。結(jié)果顯示，預算財政支出分權(quán)、預算財政支出占比的估計值顯著為正，總財政支出分權(quán)估計值接近10%顯著性水平，市場化指數(shù)估計值雖不顯著但仍有預期中的作用方向。總體而言，財政分權(quán)促進固定資產(chǎn)投資。

綜上所述，財政分權(quán)顯著負影響技術(shù)創(chuàng)新、顯著正影響固定資產(chǎn)投資。這些實證結(jié)果的背后是地方官員的利益和政績觀：在中國式財政分權(quán)下，地方官員受利益和政績驅(qū)動，側(cè)重短期經(jīng)濟增長效應明顯的固定資產(chǎn)投資，漠視短期經(jīng)濟增長效應不明顯的技術(shù)創(chuàng)新。

五、結(jié)論與政策建議

中央向地方的財政與行政分權(quán)賦予地方官員轄區(qū)經(jīng)濟自主權(quán)，但地方官員的經(jīng)濟行政權(quán)力并未受到制度的有力約束。為最大化任職期間的經(jīng)濟政治利益，地方官員利用轄區(qū)經(jīng)濟自主權(quán)，偏重見效快、易彰顯政績的短平快項目，漠視見效慢、難彰顯政績的技術(shù)創(chuàng)新項目。中央政府依賴自上而下垂直機制監(jiān)督地方官員，但由于垂直監(jiān)督擁有的信息有限、監(jiān)督成本高昂，中央政府難以有效遏制地方官員的短視近利行為。地方官員的短視近利行為能夠借助強有力政府“有形之手”，影響諸多市場參與者的創(chuàng)新行為。具體而言，中國式財政分權(quán)引發(fā)地方官員短視行為、政府主導型經(jīng)濟、有偏招商引資政策、政企合謀等問題，進而削弱各類市場主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵?；诟母镩_放以來的省級面板數(shù)據(jù)，實證研究表明，中國式財政分權(quán)顯著抑制技術(shù)創(chuàng)新：財政分權(quán)程度越高，專利強度和研發(fā)強度越低?？紤]測量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實證結(jié)果保持穩(wěn)健。

粗放增長方式向集約增長方式轉(zhuǎn)型，是中國可持續(xù)發(fā)展的客觀要求。為培育增長新動力、打造發(fā)展新引擎，應通過深化改革增進財政分權(quán)體制的合意性。首先，充分發(fā)揮公眾、企業(yè)、新聞媒體、社會輿論的官員監(jiān)督作用。垂直監(jiān)督方式受制于中央地方間嚴重的信息不對稱，監(jiān)督成本高昂，監(jiān)管效果有限。在水平監(jiān)督方式中，監(jiān)督者眾多，信息流動扁平化，信息傳遞損耗少，信息獲取成本低。公眾、企業(yè)感同身受政府服務質(zhì)量、營商環(huán)境，擁有比垂直監(jiān)督者更多的信息，能更客觀地評估政府政策及效果。眾目睽睽監(jiān)管之下，地方官員的自利短視行為受到有效遏制，政府政策更符合社會福利和長期經(jīng)濟增長目標。把官員權(quán)力關(guān)進制度的籠子里，設租尋租行為大大減少，各類市場主體預期穩(wěn)定，創(chuàng)新力、競爭力將持續(xù)增強。其次，減少地方政府經(jīng)濟干預，加快推進政府職能轉(zhuǎn)型。地方政府深度介入經(jīng)濟活動后，地方官員的自利短視行為作用于諸多市場主體，造成整個社會急功近利式經(jīng)濟行為。以政府治理能力現(xiàn)代化為導向，削減地方政府干預市場的行政權(quán)力，是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要突破口。簡政放權(quán)，充分讓市場發(fā)揮資源配置的決定性作用，方能為大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新營造良好政策環(huán)境，方能持續(xù)增強經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生動力。[JY]完善官員監(jiān)管體系、 減少政府經(jīng)濟干預，應成為深化改革的重點內(nèi)容。若能如此，能夠進一步釋放財政分權(quán)體制的經(jīng)濟增長潛力，能夠更充分激發(fā)市場微觀主體的創(chuàng)新能動性，從而開創(chuàng)未來中國可持續(xù)、高質(zhì)量經(jīng)濟增長新局面。

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