中國式分權(quán)與地方政府創(chuàng)新補貼偏向

寇恩惠 戴敏

摘要：本文利用手工搜集的2008—2016年中國上市公司創(chuàng)新補貼數(shù)據(jù)，實證檢驗地方政府創(chuàng)新補貼偏向。研究發(fā)現(xiàn)：中國式分權(quán)下，地方政府產(chǎn)生了創(chuàng)新補貼偏向。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，地方政府創(chuàng)新補貼偏向在樣本期不存在顯著的地區(qū)差異，晉升壓力較大地區(qū)的地方政府有更嚴重的創(chuàng)新補貼偏向，地方政府對中央產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新補貼偏向，而社會監(jiān)督相對缺失地區(qū)政府的創(chuàng)新補貼偏向更為嚴重。機理分析表明，地方官員追求短期經(jīng)濟績效以及創(chuàng)新補貼高風險、緩見效的特點使得地方政府產(chǎn)生了創(chuàng)新補貼偏向。短期內(nèi)調(diào)整地方政府財政補助結(jié)構(gòu)，長期考慮減少甚至取消地方政府財政補助是深化市場主體經(jīng)濟體制改革的題中應(yīng)有之意。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新補貼;地方政府;補貼偏向;支出偏向;中國式分權(quán);晉升壓力

文獻標識碼：A

文章編號：100228482019（06）002512

創(chuàng)新是第一生產(chǎn)力。2006年國務(wù)院發(fā)布了《國家中長期科學和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020年）》。十八大以來，中央又陸續(xù)發(fā)布了《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃綱要》《關(guān)于深化科技體制改革加快國家創(chuàng)新體系建設(shè)的意見》等文件。相關(guān)文件的出臺體現(xiàn)了國家對創(chuàng)新的高度重視。文件指出要“加大對中小企業(yè)、微型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的財政和金融支持”①“政府更多運用財政后補助、間接投入等方式，支持企業(yè)自主決策、先行投入”②。中央相關(guān)政策強調(diào)通過財政手段支持創(chuàng)新的重要性和必要性。然而地方政府在政策執(zhí)行時是否完全貫徹了中央政策呢？或者說地方政府在發(fā)揮財政支持創(chuàng)新作用時是否有其他動機呢？本文將焦點放在地方政府創(chuàng)新補貼上③。如圖1所示，2007—2016年地方政府全口徑財政補貼有較大幅度的增長，而創(chuàng)新補貼絕對數(shù)額并未協(xié)同增長，恰恰相反，兩者差距越來越大。創(chuàng)新補貼的相對量如圖2所示，除了西部地區(qū)創(chuàng)新補貼占比呈現(xiàn)起伏波動狀態(tài)，中部和東部地區(qū)創(chuàng)新補貼占比均總體下降。為什么在中央創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略指引下，地方政府創(chuàng)新補貼不僅絕對量上不去，還出現(xiàn)相對量下降的情況呢？其背后一定有某種抑制地方政府財政科技支出的機制。

吳延兵[4]認為中國式分權(quán)下，地方政府自利性的“重生產(chǎn)輕創(chuàng)新”的投資偏好難以得到抑制，結(jié)果是財政分權(quán)程度越高，地方政府創(chuàng)新性支出占比越低。使用中國式分權(quán)解釋地方政府偏向性投資行為的模式是否也適用于解釋地方政府補貼偏向呢？或者說我國地方政府創(chuàng)新補貼占比逐年減少是否也能用中國式分權(quán)解釋呢？基于2008—2016年我國上市公司數(shù)據(jù)，本文將通過實證研究對此予以檢驗。

相比于現(xiàn)有關(guān)注分權(quán)對地方政府財政支出偏向影響的文獻[57]，本文的邊際貢獻在于首次關(guān)注了地方政府創(chuàng)新補貼偏向，并使用地市級數(shù)據(jù)檢驗了省級以下地方政府財政分權(quán)對創(chuàng)新補貼偏向的影響。

一、理論分析與研究假說

（一）中國式分權(quán)

20世紀90年代以來，以Montinola等[810]為代表，開始將財政分權(quán)和地方政府激勵、經(jīng)濟增長聯(lián)系起來，形成第二代分權(quán)理論[11]。國內(nèi)對第二代分權(quán)理論的探討比較豐富，傅勇等[5]認為經(jīng)濟分權(quán)和政治集權(quán)搭建了中國式分權(quán)的框架，中國的財政分權(quán)給予地方政府和企業(yè)諸多發(fā)展經(jīng)濟的激勵，而財政分權(quán)體制之外，政治上的集權(quán)給予上級政府足夠的力量對下級政府施政表現(xiàn)進行“獎懲”?！昂}卜”加“大棒”的政策貫穿了中國式分權(quán)的始終[11]。具體而言，經(jīng)濟上的分權(quán)意味著地方政府有一定的經(jīng)濟決策能力和行動空間，并能對施政結(jié)果負責[12]。政治上的集權(quán)意味著上級政府對下級政府有相對績效考核機制，常見的就是“職務(wù)晉升”[13]。當然，隨著經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型和發(fā)展，地方政府的“單目標”（single task）逐漸不再被忍受，地方政府的“多目標性”（multitask）逐漸顯現(xiàn)，分權(quán)的代價開始被認識和重估[11]。李濤等[14]認為地方促進經(jīng)濟增長的支出政策有一定的溢出效應(yīng)，相鄰地區(qū)可能“搭便車”，而資源是有限的，這意味著地方政府為了維護自身利益會“競爭到底”（race to bottom）。此外，在相對績效指標考核體系下，地方政府通過財政支出政策推動基建建設(shè)和資本的積累，而忽視教育、醫(yī)療、科技、文化等見效慢、經(jīng)濟貢獻不明顯的支出，這就扭曲了財政支出的結(jié)構(gòu)[15]。

（二）地方政府創(chuàng)新補貼偏向

本文所稱創(chuàng)新補貼是指地方政府支持企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)財政補貼，根據(jù)相關(guān)文件

《鄭州市人民政府辦公廳關(guān)于印發(fā)鄭州市激勵引導企業(yè)加大研發(fā)投入實施方案的通知》（鄭政辦〔2017〕132號）。規(guī)定，譬如對企業(yè)研發(fā)費用比例補貼，企業(yè)研發(fā)費用后補助、企業(yè)研發(fā)投入增量補助等均屬于創(chuàng)新補貼的統(tǒng)計范疇。得益于數(shù)據(jù)可得性與研究方法的跟進，關(guān)于創(chuàng)新補貼的研究近幾年開始涌現(xiàn)，學者們評估了創(chuàng)新補貼對企業(yè)研發(fā)投入和產(chǎn)出[12]、創(chuàng)新策略[16]、綜合績效[1718]的影響，但已有文獻主要集中在評估創(chuàng)新補貼的績效卻忽略了創(chuàng)新補貼發(fā)放環(huán)節(jié)中可能存在的問題，譬如地方政府的自利偏好是否影響了創(chuàng)新補貼的發(fā)放。若地方政府創(chuàng)新補貼前置的發(fā)放環(huán)節(jié)就是有選擇的，則后續(xù)績效評估就很難說是一致無偏的。

本文認為創(chuàng)新補貼偏向與財政支出偏向的研究邏輯是基本一致的，兩者都是地方政府財政支出口徑，且地方政府均有一定支配能力。財政支出偏向，即地方政府公共支出結(jié)構(gòu)中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等見效快、出政績的支出多，而科教文衛(wèi)等公共服務(wù)支出項目少。諸多文獻對財政支出偏向產(chǎn)生的原因進行了探討[1921]，卻忽略了對創(chuàng)新補貼偏向的探討。傅勇等[5]對財政支出偏向的產(chǎn)生給出了經(jīng)典的闡述，他們認為經(jīng)濟分權(quán)與垂直政治管理體制是我國財政支出偏向的激勵根源，而政府間競爭進一步加劇了財政支出偏向。相比于地方一般預(yù)算財政支出，政府補貼似乎更為“神秘”，甚至可以依據(jù)資金透明程度將其劃分成“明補”與“暗補”[22]，這也意味著創(chuàng)新補貼背后有著更大的操作空間。分權(quán)體制下，同樣出于多重激勵，地方政府更有動機和能力給予企業(yè)更少的創(chuàng)新補貼，取而代之以“短平快”的生產(chǎn)補貼、出口補貼等諸多非創(chuàng)新補貼，創(chuàng)新補貼偏向因此形成。

已有的少量關(guān)于創(chuàng)新補貼偏向的研究，大多是從宏觀統(tǒng)計口徑入手而缺乏微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)。譬如顧元媛等[23]，使用省級科技經(jīng)費作為研發(fā)補貼的代理變量，他們發(fā)現(xiàn)晉升錦標賽和財政支出分權(quán)顯著減少了政府研發(fā)補貼。再比如吳延兵[4]同樣使用省級數(shù)據(jù)，采用科技三項費用、政府資助企業(yè)挖潛改造費用和科學事業(yè)費作為創(chuàng)新投入的代理變量。粗口徑固然便于統(tǒng)計分析，但省級層面的匯總數(shù)據(jù)自然模糊了省以下地方政府財政行為背后豐富的行為動機，這也是本文致力于改善的。

（三）中國式分權(quán)與地方政府創(chuàng)新補貼偏向

關(guān)于中國式分權(quán)對地方政府創(chuàng)新補貼偏向的作用機制，本文沿用了吳延兵[4]的“政治經(jīng)濟人”假說?！罢谓?jīng)濟人”假說綜合了“理性經(jīng)濟人”與“晉升錦標賽”理論，前者認為地方政府官員決策受個人特征影響，追求個人利益最大化[24]，后者認為政治晉升為官員行為提供了重要指引[12]。單單“政治經(jīng)濟人”還不足以解釋創(chuàng)新補貼偏向的產(chǎn)生，中國式分權(quán)下，向地方的經(jīng)濟分權(quán)使地方政府官員在經(jīng)濟建設(shè)中有足夠的決策權(quán)，因而在決定有限的財政支出方向時，地方政府有動機和激勵將其投入到自身利益最大化的方向。而相比于投資周期長、見效慢、有風險的創(chuàng)新補貼，生產(chǎn)性補貼具有短期經(jīng)濟效應(yīng)并能直觀地反映在當?shù)亟?jīng)濟表現(xiàn)上[4]。在晉升激勵的驅(qū)動下，地方政府將充分利用經(jīng)濟決策權(quán)最大化自身利益，其結(jié)果就是產(chǎn)生了地方政府創(chuàng)新補貼偏向。此外，中國式分權(quán)的垂直治理模式下，地方政府重視短期而忽視長期經(jīng)濟發(fā)展的短視做法難以得到有效監(jiān)督，地方官員平均任期只有約2.8年[25]，而民眾則需要地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和公共服務(wù)水平提升等長期政績。對上負責決定了地方政府行為受到有限監(jiān)督[26]，而央地間又存在著較高的監(jiān)督成本，地方政府自利性的創(chuàng)新補貼偏向自然難以得到抑制。綜上所述，中國式分權(quán)下，地方政府有能力、有激勵以及缺少監(jiān)督共同產(chǎn)生了地方政府創(chuàng)新補貼偏向。

基于以上分析，本文提出研究假設(shè)：分權(quán)程度越高，地方政府創(chuàng)新補貼偏向越嚴重，即政府補貼中創(chuàng)新補貼占比越低。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為了檢驗中國式分權(quán)下地方政府是否產(chǎn)生了低創(chuàng)新補貼偏向，首先構(gòu)造如下基本計量模型：

lnsubi，t=α+β1lnfdi，t-1+∑γXi，t-1+θYeart+δIndustryp+μDistricti+εi，t（1）

為明確得到地方政府創(chuàng)新補貼占比和分權(quán)之間經(jīng)驗上的彈性系數(shù)，本文對兩者取對數(shù)處理。其中，i，t，p分別對應(yīng)企業(yè)、年份與行業(yè)。被解釋變量為地方政府創(chuàng)新補貼占比（sub），數(shù)據(jù)來源是CSMAR數(shù)據(jù)庫上市公司財務(wù)報表附注中政府補助項目，參照已有文獻處理方法[18，2728]，使用關(guān)鍵詞檢索法對涉及創(chuàng)新補貼的條目進行提取匯總

本文稍有不同的處理是對篩選過的創(chuàng)新補貼進一步篩除中央層面的條目，使用諸如“國家發(fā)改委”“商務(wù)部”“工信部”“863”“973”等關(guān)鍵詞剔除中央層面創(chuàng)新補助，對剩下的條目進行匯總作為地方政府層面創(chuàng)新補貼。。將匯總的地方政府創(chuàng)新補貼除以企業(yè)當年所獲地方政府層面的所有補貼作為地方政府創(chuàng)新補貼偏向的代理變量，創(chuàng)新補貼占比越小，說明地方政府低創(chuàng)新補貼偏向越嚴重。為了保證實證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文構(gòu)造了sub1（sub2）作為替代指標。本文的基準回歸部分樣本區(qū)間是2008—2016年，出于兩方面考慮：首先，我國政府項目會計準則于2007年后正式實施，2007年前后數(shù)據(jù)不具可比性;其次，CSMAR數(shù)據(jù)庫中披露的政府補貼條目從2007年起，而篩選合并后2007年數(shù)據(jù)極少。

主要解釋變量是中國式分權(quán)（fd），由于財政分權(quán)在某種程度上能反映地方經(jīng)濟自主權(quán)的大小，而我國各地區(qū)間政治集中程度是相似的，如果實證顯示出財政分權(quán)扭曲了地方政府創(chuàng)新補貼偏向，那么就有理由相信范疇更大的中國式分權(quán)的影響會更顯著[4]。目前被廣泛使用的衡量財政分權(quán)的指標是財政支出分權(quán)（fde）、財政收入分權(quán)（fdr）以及財政自主度（fdz）。由于2011年起預(yù)算外資金納入預(yù)算管理，而本文的樣本區(qū)間是2008—2016年，使用財政收入分權(quán)存在低估的可能。而財政自主度更多體現(xiàn)地方財力失衡水平，不能體現(xiàn)出央地間財政體系的安排，因此下文將主要使用財政支出分權(quán)指標，而以財政收入分權(quán)輔助驗證。

控制變量方面，本文分別從地區(qū)層面和企業(yè)層面控制可能影響補貼偏向的變量。地區(qū)層面，本文選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值增速（gdpr）、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）、基礎(chǔ)設(shè)施水平（frs）、對外開放度（opn）、科研人員數(shù)量（stf）?？刂屏似髽I(yè)層面潛在的影響因素，包括企業(yè)上市年度（list）、資產(chǎn)負債率（lev）、資產(chǎn)回報率（roa）、企業(yè)研發(fā)投入（rch）和高管政治聯(lián)系（pc）。根據(jù)對政策文件的梳理

《關(guān)于印發(fā)〈云南省研發(fā)經(jīng)費投入補助實施辦法（試行）〉的通知》（云科計發(fā)〔2015〕14號）明確“增量補助標準”;《關(guān)于印發(fā)鄭州市激勵引導企業(yè)加大研發(fā)投入實施方案的通知》（鄭政辦〔2017〕132號）也明確規(guī)定“實施研發(fā)投入增量補助政策”，即對企業(yè)新增研發(fā)投入給予補助。，本文還控制了研發(fā)投入增長率（rchr）。有必要說明的是，為了減少內(nèi)生性對模型估計的影響，本文對解釋變量和所有控制變量做滯后一期處理。此外，還控制了年度（Year）、行業(yè)（Industry）和地區(qū)（District）層面的固定效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文主要數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)以及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。解釋變量方面：地市財政支出和收入分權(quán)平均值在50%左右，支出分權(quán)平均值略大于收入分權(quán)，地市財政支出（收入）在中央、省、地市三級政府體系中最高占到88%（85%），最少則只有18%（10%）。這和我國當前省以下地方政府財政體系現(xiàn)狀較為吻合。被解釋變量方面：總體而言，地方政府創(chuàng)新補貼大約占到公司當年地方政府補貼額度的30%?？刂谱兞糠矫?，樣本中研發(fā)投入平均占到企業(yè)總資產(chǎn)的2%，研發(fā)投入平均年增長0.6%，平均上市8.1年，樣本企業(yè)中有37%有政治聯(lián)系。平均產(chǎn)業(yè)化水平約為47%，平均出口約占地區(qū)GDP的17%。值得說明的是，為了減小異常值的影響，本文對所有進入回歸方程的連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

如圖3和圖4所示，我國地方政府財政分權(quán)程度不論是支出分權(quán)還是收入分權(quán)均呈現(xiàn)顯著的上升趨勢。而相應(yīng)的財政補貼偏向（見圖2）則呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢，這給本文的研究假設(shè)提供了初步的佐證

我們也注意到黃志雄[16]的研究，他指出十八大以來中央開始清理創(chuàng)新補貼，并收緊地方創(chuàng)新補貼發(fā)放權(quán)限，但實際上，數(shù)據(jù)顯示地方政府創(chuàng)新補貼占比從2007年即開始有所下降，因此創(chuàng)新補貼占比下降可能還受其他因素影響，而這正是本文所要研究的。。

三、實證檢驗

（一）基準回歸

基準回歸結(jié)果見表2，第（1）列匯報了財政支出分權(quán)視角的全樣本回歸結(jié)果，第（2）列匯報了財政收入分權(quán)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：財政支出分權(quán)指標在5%水平上均顯著為負。即分權(quán)程度每提升1%，地方政府創(chuàng)新補貼占比下降0.22%。使用財政收入分權(quán)指標替換主要解釋變量后，回歸結(jié)果依然保持顯著，分權(quán)指標均至少在5%水平上顯著為負。

（二）內(nèi)生性討論

在式（1）中，針對可能存在的反向因果和遺漏控制變量問題，本文將解釋變量和控制變量均滯后一期，在一定程度上減少了反向因果的問題。此外，通過在回歸模型中同時控制企業(yè)層面、地區(qū)層面等諸多控制變量以及固定效應(yīng)，盡可能減少遺漏變量問題。當然，即便這樣，仍存在遺漏變量和測量偏差帶來的估計偏差

感謝匿名審稿人指出。，本文進一步采用工具變量法來處理模型內(nèi)生性。參照吳延兵等[4，29]的做法，使用各地市滯后10期（1998—2006年）同省其他地市平均財政分權(quán)程度作為工具變量。理想的工具變量要求與解釋變量相關(guān)，而與誤差項無關(guān)，同省其他地市平均財政分權(quán)程度顯然與本地市財政分權(quán)程度相關(guān)，而滯后10期的其他地市平均分權(quán)程度顯然難以直接影響到當期地方政府創(chuàng)新補貼偏向。工具變量的外生性與相關(guān)性檢驗表明：滯后10期的同省其他地市平均分權(quán)程度與本期本地市分權(quán)程度高度相關(guān)，F(xiàn)統(tǒng)計量支持工具變量不是弱工具變量。滯后10期的同省其他地市平均分權(quán)程度不直接影響本期補貼偏向，而是通過本期分權(quán)程度間接影響到本期補貼偏向，說明工具變量具有外生性。工具變量估計結(jié)果匯報在表2第（3）（4）列，財政分權(quán)指標不論是支出分權(quán)還是收入分權(quán)在1%水平上均顯著為負，這與基準回歸的估計結(jié)果是一致的，說明本文基準回歸估計結(jié)果是比較可靠的。

（三）異質(zhì)性檢驗

第一，我國東部地區(qū)和中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在較大差異，這種差異可能導致分權(quán)對地方政府補貼偏向的影響不同。丁菊紅等[30]通過理論模型分析了地方政府支出偏向的變化，指出隨著經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)越發(fā)偏向于提供軟公共產(chǎn)品，換句話說，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)地方政府的補貼行為偏向性不如經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)。將屬于東部和中西部地區(qū)的樣本進行分組后，結(jié)果見表3，第（1）（2）列匯報了支出分權(quán)的回歸結(jié)果，第（3）（4）列匯報了收入分權(quán)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示經(jīng)濟相對發(fā)達的東部地區(qū)分權(quán)變量回歸系數(shù)不顯著，而中西部地區(qū)回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為負，Chow檢驗表明分權(quán)指標在東部、非東部地區(qū)回歸系數(shù)差異并不明顯（至多在10%水平上顯著），檢驗結(jié)果并不支持中國式分權(quán)下創(chuàng)新補貼偏向存在地區(qū)差異，這也說明樣本期間我國東、中、西部地方政府存在著較普遍的創(chuàng)新補貼偏向。

第二，中國式分權(quán)下，地方官員是“經(jīng)濟人”更是“政治人”，晉升激勵差異可能導致中國式分權(quán)下地方政府創(chuàng)新補貼偏向的分布差異，因而地方官員晉升激勵是潛在的調(diào)節(jié)變量。長期導向的創(chuàng)新支出由于高風險和不確定性，難以進入地方官員效用函數(shù)[4]，而面臨晉升壓力的地方更容易產(chǎn)生偏向性支出行為。借鑒錢先航等[31]的做法，本文從失業(yè)率、財政盈余率、GDP增長率三個方面構(gòu)建了地方晉升壓力指標（pre），并按照晉升壓力高低分組回歸，表3第（5）（6）列匯報了支出分權(quán)的分組回歸結(jié)果，第（7）（8）列匯報了收入分權(quán)的分組結(jié)果。結(jié)果顯示晉升壓力大的地區(qū)分權(quán)指標至少在5%水平上顯著為負，而晉升壓力小的地區(qū)系數(shù)并不顯著。Chow檢驗表明分權(quán)指標的回歸系數(shù)在組別間確實存在顯著差異（至少在5%水平上），晉升壓力大的地區(qū)創(chuàng)新補貼偏向更加嚴重，晉升激勵在地方政府的低創(chuàng)新補貼偏向中扮演了重要角色。

第三，地方政府創(chuàng)新補貼偏向是地方政府出于自利動機產(chǎn)生的，那么在面對中央政府產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃支持行業(yè)時，地方政府的創(chuàng)新補貼偏向會體現(xiàn)出分布差異嗎？參照余明桂等[3233]的研究方法，通過分析我國“十一五”（2006—2010年）和“十二五”（2011—2015年）產(chǎn)業(yè)規(guī)劃文件，篩選出產(chǎn)業(yè)規(guī)劃重點支持、發(fā)展、培育的行業(yè)，并對樣本分組回歸

考慮到“十二五”規(guī)劃時間限制，剔除了樣本中2016年的數(shù)據(jù)。?；貧w結(jié)果見表4第（1）—（4）列。從中可見，“十一五”期間受產(chǎn)業(yè)政策支持“十二五”期間不受支持行業(yè)

最終樣本中受“十一五”規(guī)劃支持而不受“十二五”規(guī)劃支持的行業(yè)有專用化學產(chǎn)品制造業(yè)，中藥材及中成藥加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，塑料制造業(yè)，塑料板、管、棒材制造業(yè)，塑料薄膜制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，泡沫塑料及人造革、合成革制造業(yè)，皮革、毛皮、羽絨及制品制造業(yè)。的分權(quán)變量系數(shù)在1%水平上顯著為負，而同時受“十一五”和“十二五”規(guī)劃支持行業(yè)的回歸系數(shù)不顯著。面對受中央產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)，地方政府并未表現(xiàn)出創(chuàng)新補貼偏向，而不受產(chǎn)業(yè)規(guī)劃支持行業(yè)則表現(xiàn)出較顯著的創(chuàng)新補貼偏向。使用財政收入分權(quán)替換主要解釋變量后，結(jié)果保持一致。Chow檢驗表明，受產(chǎn)業(yè)政策支持與不受支持行業(yè)的回歸系數(shù)存在顯著差異（至少在5%水平上），分組檢驗支持地方政府創(chuàng)新補貼偏向確實是自利性行為，且受中央產(chǎn)業(yè)政策指向調(diào)節(jié)。

第四，社會監(jiān)督缺失是地方政府創(chuàng)新補貼偏向產(chǎn)生的重要原因。中國式分權(quán)下，由上而下的垂直監(jiān)管給中央政府監(jiān)督地方政府行為造成難題[4]，面對中央和地方政府間信息的不對稱以及較高的監(jiān)督成本，通過加強社會監(jiān)督、減少政府和居民間的信息不對稱，地方政府對提供公共服務(wù)的財政回應(yīng)會得到增強[34]。本文認為中國式分權(quán)下地方政府創(chuàng)新補貼偏向在不同社會監(jiān)督下可能也存在分布差異。參照劉成奎等[34]的做法，本文使用2010—2014年

2015年后統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，前后數(shù)據(jù)不具可比性，2010年之前的統(tǒng)計年鑒并未披露移動手機的普及率，因此數(shù)據(jù)區(qū)間為2010—2014年。

互聯(lián)網(wǎng)普及率（ICT）來測度社會監(jiān)督，同樣將社會監(jiān)督按照大小分組分別回歸，回歸結(jié)果見表4，第（1）（2）列匯報了支出分權(quán)的分組回歸結(jié)果，第（3）（4）列匯報了收入分權(quán)的回歸結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示：社會監(jiān)督強的地區(qū)地方政府創(chuàng)新補貼偏向并不顯著，而社會監(jiān)督缺失地區(qū)地方政府有較為顯著的創(chuàng)新補貼偏向。Chow檢驗顯示，組別間回歸系數(shù)差異顯著（至少在1%水平上），說明在社會監(jiān)督強的地區(qū)，中國式分權(quán)下地方政府創(chuàng)新補貼偏向能得到有效抑制。

（四）機理分析

根據(jù)前文論述，中國式分權(quán)下地方政府產(chǎn)生創(chuàng)新補貼偏向與政治晉升密切相關(guān)，而五年一度的黨代會是政治系統(tǒng)人事集中調(diào)整的關(guān)鍵時期[35]。黨代會期間地方政府有兩種可能的創(chuàng)新補貼行為：一是加劇創(chuàng)新補貼偏向，將更多財政補貼資金投入到企業(yè)生產(chǎn)補貼上去，實現(xiàn)短期內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟表現(xiàn)向好。二是減輕創(chuàng)新補貼偏向，轉(zhuǎn)而重視企業(yè)創(chuàng)新支持，營造地區(qū)支持經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展的整體氛圍。考察黨代會期間地方政府創(chuàng)新補貼偏向有助于理解補貼偏向產(chǎn)生的內(nèi)在機理。借鑒王百強等[36]的做法，定義黨代會變量ppc

本文時間區(qū)間為2008—2016年，因而使用十八大召開的2012年。，全國黨代會召開當年取1，其余年份為0。定義黨代會前一年為變量ppc-1，黨代會召開前一年取值為1，否則為0;定義黨代會后一年變量ppc+1，黨代會召開后一年取1，否則為0。構(gòu)造黨代會與分權(quán)的交互項，并重新回歸，結(jié)果見表5。第（1）—（3）列分別匯報了加入黨代會當期、提前一期和滯后一期與支出分權(quán)的交互項回歸結(jié)果，黨代會召開當期交互項（fde×ppc）顯著為負，而提前（fde×ppc-1）或滯后（fde×ppc+1）一期交互項并不顯著，使用收入分權(quán)交互結(jié)果見表5第（4）—（6）列，結(jié)果與支出分權(quán)高度一致。地方政府只在黨代會當期加劇創(chuàng)新補貼偏向，這恰恰體現(xiàn)了地方政府補貼行為背后的自利動機，即黨代會期間拿出好看的政績有利于升遷?？梢哉f地方政府創(chuàng)新補貼偏向是地方官員謀求短期經(jīng)濟增長的策略。

中國式分權(quán)下，地方政府既然不偏好創(chuàng)新補貼，那么其是否將財政補貼投入到出口補貼等能短期拉動經(jīng)濟增長的補貼項目上呢？若地方政府有正向的出口補貼偏向，則可以說地方政府產(chǎn)生創(chuàng)新補貼偏向確實是因為創(chuàng)新補貼異于出口、生產(chǎn)等補貼項目，具有高風險、緩見效的獨特之處。參照本文創(chuàng)新補貼的計算方法，本文測算了地方政府出口補貼偏向，依然用原分權(quán)指標回歸

使用原控制變量與支出和收入分權(quán)解釋變量，模型設(shè)定亦保持一致。

，結(jié)果匯報于表6。第（1）（2）列匯報了出口補貼占地方政府財政補貼比重對數(shù)（sub3）的回歸結(jié)果，第（3）（4）列匯報了地方政府出口補貼占總財政補貼比重對數(shù)（sub4）的回歸結(jié)果，第（5）（6）列匯報了地方政府出口補貼占非出口類財政補貼比重對數(shù)的回歸結(jié)果（sub5），結(jié)果顯示不論是支出分權(quán)還是收入分權(quán)回歸系數(shù)均為正。除了支出分權(quán)（fde）系數(shù)不顯著，收入分權(quán)系數(shù)（fdr）至少在10%水平上顯著為正?；貧w結(jié)果支持了地方政府產(chǎn)生創(chuàng)新補貼偏向確實是因為創(chuàng)新補貼迥異于其他補貼項目，地方政府存在自利性的補貼偏向。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文還做了穩(wěn)健性檢驗。

（1）替換被解釋變量：使用地方政府創(chuàng)新補貼占企業(yè)全部創(chuàng)新補貼比重的對數(shù)（sub1）作為解釋變量，回歸結(jié)果見表7第（1）（2）列;使用地方政府創(chuàng)新補貼占非創(chuàng)新補貼的比重（sub2）作為解釋變量，結(jié)果見表7第（3）（4）列，回歸結(jié)果均保持一致。

（2）替換解釋變量：使用地市人均預(yù)算收支占全國人均預(yù)算收支比重的對數(shù)（fde1、fdr1）衡量分權(quán)，回歸結(jié)果見表7第（5）（6）列;使用地市人均預(yù)算收支占全國和省人均預(yù)算收支之和比重的對數(shù)（fde2、fdr2）測度分權(quán)，回歸結(jié)果見表7第（7）（8）列， 結(jié)果均保持較好的一致性。

（3）控制地市財政支出變量

感謝匿名審稿人指出。：模型設(shè)定可能忽略了地市財政能力對支出偏向行為的影響，本文進一步控制了地市財政支出水平（exp），回歸結(jié)果見表8第（1）（2）列，除顯著性略有降低（至少10%水平），回歸結(jié)果保持一致。

（4）考慮2016年國民賬戶體系核算方式調(diào)整：2016年國民經(jīng)濟核算體系將R&D支出資本化計入固定資本形成，進而擴大了GDP的核算范圍

各省市從2016年起在采用新核算體系核算GDP時對本地的GDP水平做了調(diào)整。而研發(fā)投入水平高的地區(qū)對GDP的上調(diào)幅度也較大，其中北京作為全國研發(fā)投入最大的省市GDP相比于調(diào)整前上調(diào)了3.1%，遠高于全國平均水平1.3%。資料來源：http：∥www.sohu.com/a/285986213_313170。

。將R&D支出納入國民核算口徑是否影響了地方政府支出偏向？本文將樣本中2016年的數(shù)據(jù)予以剔除，回歸結(jié)果見表8第（3）（4）列，結(jié)果保持了較好的一致性。（5）剔除副省會城市數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見表8第（5）（6）列，結(jié)果保持一致。（6）基于加總到地市層面數(shù)據(jù)的驗證：本文將微觀企業(yè)層面的創(chuàng)新補貼占比數(shù)據(jù)加總平均到地市層面，重新回歸，結(jié)果見表8第（7）（8）列，回歸結(jié)果保持一致。以上檢驗說明本文結(jié)論是比較可靠的。

四、研究結(jié)論與啟示

使用2008—2016年上市公司創(chuàng)新補貼數(shù)據(jù)，本文實證發(fā)現(xiàn)中國式分權(quán)下地方政府產(chǎn)生了創(chuàng)新補貼偏向。分組回歸結(jié)果顯示，地方政府創(chuàng)新補貼偏向在樣本期不存在顯著的地區(qū)差異，晉升壓力較大地區(qū)地方政府創(chuàng)新補貼偏向更嚴重，中央產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新補貼偏向，而社會監(jiān)督相對缺失地區(qū)政府的創(chuàng)新補貼偏向更加嚴重。機理分析發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新補貼偏向的產(chǎn)生是由于地方官員追求短期經(jīng)濟績效以及創(chuàng)新補貼高風險、緩見效的獨特特點。工具變量檢驗和其他穩(wěn)健性檢驗均表明本文研究結(jié)論具有可靠性。

基于以上研究結(jié)論本文有如下研究啟示。首先，結(jié)構(gòu)性調(diào)整地方政府財政補貼，優(yōu)化地方政府創(chuàng)新支持手段。中國式分權(quán)下，地方政府存在普遍的、自利性的創(chuàng)新補貼偏向，短期來看，調(diào)整優(yōu)化地方政府財政補助結(jié)構(gòu)分布是必經(jīng)之路;長遠來看，積極探索企業(yè)創(chuàng)新激勵新手段才是題中應(yīng)有之意，地方政府財政補助項目規(guī)范性欠缺，可以考慮通過拓寬普遍性稅收優(yōu)惠適用范圍、加大研發(fā)費用加計扣除深度等措施，逐步取代地方政府財政補助項目。其次，跳出創(chuàng)新補貼偏向問題本身，應(yīng)該看到問題背后有一些深層因素，譬如晉升激勵抑或社會監(jiān)督缺失等問題，可能的改進措施是繼續(xù)推進領(lǐng)導干部考核制度的優(yōu)化

2013年中組部印發(fā)《關(guān)于改進地方黨政領(lǐng)導班子和領(lǐng)導干部政績考核工作的通知》，通知明確將民生改善、生態(tài)文明建設(shè)作為考核評價的重要指標。，更加重視民生、創(chuàng)新等。此外，地方政府應(yīng)充分發(fā)揮移動互聯(lián)網(wǎng)的高效、分散、普及度高等特點，大力發(fā)展網(wǎng)上政務(wù)大廳，將審批事項、權(quán)力清單“掛上網(wǎng)”，譬如推動地方政府研發(fā)補貼基金支出項目公示公開等。

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責任編輯、校對： 高原

Chinese Decentralization and Local Governments’ Innovation Subsidy Bias

KOU Enhui， DAI Min

（Central University of Finance and Economics， Beijing 102206， China）

Abstract：Using data on innovation subsidies of listed companies in China from 2008 to 2016， this paper focuses on local governments’ innovation subsidy bias. We find that under the Chinesestyle decentralization， local governments have innovation subsidy bias. The heterogeneity test finds that local governments’ innovation subsidies does not have significant regional differences during the sample period. Local governments with higher promotion pressures have higher innovation subsidy bias， and local governments show lower bias for industries supported by industrial policies. At the same time， innovative subsidies are biased while the regions are lack of social supervision. The mechanism analysis shows that local officials’ pursuit of shortterm economic performance and the highrisk and slowacting characteristics of innovation subsidies have led to local governments’ innovation subsidies bias. Through the Instrumental variable and other various robustness tests， the empirical findings of this paper are still valid. This paper believes that adjusting the structure of local governments’ financial subsidies in the short term and reducing or even cancelling local government financial subsidies， in the long run， is of great significance to deepening the reform of China’s market economy.

Keywords：Innovation subsidy; Local government; Subsidy bias; Expenditure bias; Chinese decentralization; Promotion pressure