財(cái)政壓力、金融分權(quán)與數(shù)字創(chuàng)新

劉靜鳳

（1.福州外語外貿(mào)學(xué)院，福建 福州 350202；2.福州豪順鑫稅務(wù)師事務(wù)所有限公司，福建 福州 350003）

一、引言

數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，數(shù)字創(chuàng)新已然成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基本指向。中國(guó)區(qū)域地理位置、自然資源稟賦等方面的差異性，決定各地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新不能簡(jiǎn)單實(shí)施“齊步走”策略，需因時(shí)因地予以財(cái)政支持。但隨著地區(qū)財(cái)政收支不平衡現(xiàn)象日漸凸顯，天然性財(cái)政缺口與競(jìng)爭(zhēng)性財(cái)政缺口呈現(xiàn)出擴(kuò)大趨勢(shì)，使得地方政府財(cái)政壓力日漸增強(qiáng)，支持?jǐn)?shù)字創(chuàng)新的難度加大。據(jù)中誠(chéng)信國(guó)際測(cè)算數(shù)據(jù)顯示，2022 年初中國(guó)政府部門付息規(guī)?；?qū)⒊^1.8 萬億元，占新增社會(huì)融資、GDP 的比例分別為5.72%和1.61%。當(dāng)下，在地方政府債務(wù)高峰期到來之際，高償債付息規(guī)模以及財(cái)政收支矛盾可能會(huì)加劇地方財(cái)政壓力，這將嚴(yán)重制約區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新活動(dòng)的開展。故從紓解財(cái)政壓力的角度切入，探討如何推動(dòng)數(shù)字創(chuàng)新，成為當(dāng)下政府平衡財(cái)政收支和創(chuàng)新發(fā)展的重點(diǎn)。然而，因財(cái)政收支不平衡等因素的影響，單靠市場(chǎng)與企業(yè)的力量難以解決財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新行為的影響，而必須借助政府治理政策的引導(dǎo)與管理。于此情況下，政府便會(huì)通過中央與地方的金融分權(quán)治理模式，間接干預(yù)金融市場(chǎng)，希冀利用資金有效推動(dòng)區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新發(fā)展。長(zhǎng)此以往，這種調(diào)整也會(huì)影響數(shù)字創(chuàng)新。尤其是在財(cái)政權(quán)力上移背景下，地方政府在金融分權(quán)的治理模式下，通過行政手段引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)為數(shù)字技術(shù)研發(fā)項(xiàng)目提供貸款，以緩解企業(yè)面臨的融資約束，達(dá)到強(qiáng)化區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新的目標(biāo)。

在推進(jìn)財(cái)政激勵(lì)政策與數(shù)字創(chuàng)新“雙維一體化”的大背景下，財(cái)政壓力是否能夠助力數(shù)字創(chuàng)新？若該效應(yīng)得到證實(shí)，再考慮財(cái)政壓力的風(fēng)險(xiǎn)擴(kuò)散特點(diǎn)。例如，省級(jí)財(cái)政壓力無疑會(huì)對(duì)轄區(qū)內(nèi)城市財(cái)政壓力造成影響，那么其對(duì)數(shù)字創(chuàng)新作用是否會(huì)存在顯著的空間差異？進(jìn)一步而言，財(cái)政壓力影響數(shù)字創(chuàng)新的作用機(jī)制又是如何？能否通過金融分權(quán)產(chǎn)生作用？闡明上述問題，不但能夠?yàn)榈胤秸贫ㄘ?cái)政激勵(lì)政策提供新視角，也可以為其設(shè)計(jì)財(cái)政激勵(lì)政策提供寶貴經(jīng)驗(yàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.財(cái)政壓力與數(shù)字創(chuàng)新

在分稅制財(cái)政管理體制改革過程中，中央稅收收入在全部稅收中的占比逐漸提升，對(duì)于地方政府稅收形成擠壓效應(yīng)，使地方政府承擔(dān)著較大的財(cái)政壓力。這會(huì)倒逼地方政府布局域內(nèi)基建，以此扶持企業(yè)發(fā)展，提升數(shù)字創(chuàng)新水平。一方面，地方政府為達(dá)到地區(qū)財(cái)力均等化、公共服務(wù)平衡發(fā)展目標(biāo)，會(huì)將獲得的轉(zhuǎn)移支付用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[1，2]，為地方數(shù)字創(chuàng)新作出應(yīng)有貢獻(xiàn)。另一方面，出于財(cái)政壓力考量，地方政府為應(yīng)對(duì)外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)本土企業(yè)產(chǎn)生的擠出效應(yīng)，會(huì)出臺(tái)相應(yīng)政策鼓勵(lì)本土企業(yè)吸納外部新型技術(shù)、人才與其他要素資源，助力數(shù)字創(chuàng)新發(fā)展[3，4]。但值得注意的是，財(cái)政壓力持續(xù)增加，可能會(huì)削弱地方政府對(duì)數(shù)字創(chuàng)新資源優(yōu)化配置的積極性，從而對(duì)數(shù)字創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響：其一，財(cái)政壓力持續(xù)增壓難以補(bǔ)償數(shù)字創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)損失。在較高財(cái)政壓力下，地方政府面臨財(cái)政收支失衡風(fēng)險(xiǎn)，造成其對(duì)數(shù)字創(chuàng)新資金投入不足，使得財(cái)政補(bǔ)貼、研發(fā)資助、稅收優(yōu)惠等政策的乘數(shù)效應(yīng)難以發(fā)揮，最終降低創(chuàng)新主體數(shù)字創(chuàng)新效應(yīng)；其二，財(cái)政高壓使得數(shù)字創(chuàng)新難以獲得技術(shù)體系的支撐。數(shù)字創(chuàng)新離不開共性技術(shù)供給，但該類技術(shù)具有資金投入規(guī)模與外部溢出效應(yīng)較大、研發(fā)成果直接經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出較小的特點(diǎn)?；谏鲜鎏卣?，數(shù)字創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)資金缺口將會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大[5]。由此，提出假設(shè)H1：

假設(shè)H1：財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響具有倒“U”型非線性特征。

2.財(cái)政壓力影響數(shù)字創(chuàng)新的作用機(jī)制

由于政府官員績(jī)效考核方式的重點(diǎn)長(zhǎng)期傾向于GDP，使得地方政府承擔(dān)著沉重的績(jī)效壓力。地方政府一般會(huì)選擇采取一些措施，盡可能獲取更多財(cái)政收入以外的資金，以強(qiáng)化數(shù)字創(chuàng)新水平。在此過程中，地方政府一般會(huì)從金融市場(chǎng)入手，與其他地區(qū)進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，希冀獲得更多資金以此支持?jǐn)?shù)字創(chuàng)新活動(dòng)開展，故會(huì)對(duì)金融權(quán)力配置產(chǎn)生顯著影響。特別是隨著財(cái)政壓力逐漸加大，地方政府會(huì)投入更大的精力展開金融資源競(jìng)爭(zhēng)，以爭(zhēng)取更多資金支持本土數(shù)字創(chuàng)新，最終形成中央與地方政府金融分權(quán)的現(xiàn)象。上述觀點(diǎn)與已有文獻(xiàn)的結(jié)論一致，如解維敏等(2011)以企業(yè)外部融資作為切入點(diǎn)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)程度較高的地區(qū)，政府會(huì)通過地方政府投融資平臺(tái)獲得更多金融支持，助力區(qū)域內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，進(jìn)而提升數(shù)字創(chuàng)新能力[6]。Brown 等(2013)研究指出，在擁有完善股權(quán)交易市場(chǎng)的地區(qū)，金融分權(quán)促進(jìn)研發(fā)資金投入，可以為數(shù)字創(chuàng)新提供充足的資金[7]。由此，提出假設(shè)H2：

假設(shè)H2：財(cái)政壓力可以通過影響金融分權(quán)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用。

3.財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

伴隨著財(cái)政壓力增加，部分地方政府會(huì)通過調(diào)節(jié)多項(xiàng)金融政策，與中央政府、其他地方政府之間形成競(jìng)爭(zhēng)格局，以獲得更多支持本土技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的金融資金，以此提升數(shù)字創(chuàng)新水平。該種做法會(huì)通過外溢效應(yīng)加深本區(qū)域與周邊地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)聯(lián)深度與廣度。地方政府債務(wù)會(huì)逐漸降低或者轉(zhuǎn)移，以及財(cái)政壓力背后的績(jī)效考核會(huì)刺激地方政府對(duì)區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)保持高度敏感性，通過多元途徑擴(kuò)大本土投資規(guī)模，最終助力本土企業(yè)數(shù)字創(chuàng)新[8，9]。并且，創(chuàng)新外溢效應(yīng)能夠促進(jìn)區(qū)域間技術(shù)創(chuàng)新，助力創(chuàng)新要素實(shí)現(xiàn)區(qū)域間自由流動(dòng)，提高相鄰區(qū)域的數(shù)字創(chuàng)新水平?；诖?，提出假設(shè)H3：

假設(shè)H3：財(cái)政壓力可以通過空間溢出效應(yīng)影響周邊地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)

1.模型構(gòu)建

首先，為檢驗(yàn)上述假設(shè)，文章就財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新直接傳導(dǎo)機(jī)制構(gòu)建如下基本模型：

其中，i、t 分別表示區(qū)域與時(shí)期，DI 表示數(shù)字創(chuàng)新水平；FP為財(cái)政壓力；X 是控制變量集合；εit表征模型中的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為獲得財(cái)政壓力影響數(shù)字創(chuàng)新的具體作用路徑，借鑒路京京等(2021)[10]研究結(jié)論，將金融分權(quán)作為兩者的中介變量展開檢驗(yàn)。中介效應(yīng)模型設(shè)定形式如下：

其次，根據(jù)財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新影響具有倒“U”型非線性特征的假設(shè)，將財(cái)政壓力對(duì)應(yīng)門檻值作為虛擬變量，構(gòu)建其與金融分權(quán)交互項(xiàng)，旨在檢驗(yàn)不同門檻區(qū)間財(cái)政壓力和金融分權(quán)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響，構(gòu)建如下面板門檻模型：

其中，I(g)是賦值為1 或者是0 的指示函數(shù)；θ 為待估計(jì)的門檻值。最后，為研究財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新空間溢出性，將財(cái)政壓力一次項(xiàng)和平方項(xiàng)，以及控制變量引進(jìn)模型(1)中，建立空間面板模型：

式中，空間回歸系數(shù)用δ 表征；空間權(quán)重矩陣用w 表示。在具體回歸分析過程中，將W1、W2、W3引入模型之中，檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性。其中，W1為鄰接空間矩陣，W2為地理距離矩陣，W3表示經(jīng)濟(jì)距離矩陣。上述模型利用μi、νt表示個(gè)體與時(shí)間固定效應(yīng)。在設(shè)置W1時(shí)，主要依據(jù)區(qū)域間相鄰關(guān)系。如果區(qū)域間存在向量關(guān)系，則取值為1，反之則取值為0。W2設(shè)置依據(jù)區(qū)域間距離，權(quán)重值是兩個(gè)區(qū)域間直線距離的取值。同時(shí)，不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也可能使區(qū)域產(chǎn)生交叉性作用。因此，W3設(shè)置主要依據(jù)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)距離，利用區(qū)域間人均GDP 差額表征。不同區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越接近，則說明二者存在較大空間依賴性，則對(duì)應(yīng)地權(quán)重值也處于較高水平。

2.變量說明

（1） 財(cái)政壓力

財(cái)政分權(quán)治理背景下，地方政府收入責(zé)任與支出權(quán)限之間的均衡狀態(tài)，在一定程度上能夠體現(xiàn)其財(cái)政壓力。因此借鑒張璟等(2008)[11]的研究方法，利用地方一般預(yù)算支出與一般預(yù)算收入的比值衡量財(cái)政壓力(FP)，計(jì)算公式如下所示：

上式中，F(xiàn)P 表示財(cái)政壓力；E 表示地方政府財(cái)政預(yù)算支出；R 表示地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)收入。FP 值越大表示地方政府財(cái)政壓力越大，反之則反。

（2） 金融分權(quán)

隨著有關(guān)金融分權(quán)的研究不斷增多，學(xué)術(shù)界對(duì)金融分權(quán)的衡量與定義也不斷完善。綜合考慮不同衡量方式之間的相關(guān)性，以及中國(guó)銀行機(jī)構(gòu)為主的金融系統(tǒng)運(yùn)作情況，借助各省貸款占全國(guó)貸款總額比例衡量金融分權(quán)(FD)。

（3） 數(shù)字創(chuàng)新

數(shù)字創(chuàng)新的內(nèi)涵根本上體現(xiàn)在創(chuàng)新，在發(fā)展過程中不僅包括企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新、服務(wù)創(chuàng)新，還兼并商業(yè)運(yùn)作模式等方面的發(fā)展。因此，文章在參考蹇令香等(2021)[12]相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，結(jié)合面板數(shù)據(jù)可獲得性，從產(chǎn)品創(chuàng)新與服務(wù)創(chuàng)新兩個(gè)方面共選取9個(gè)測(cè)度指標(biāo)建構(gòu)數(shù)字創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1 所示。利用改進(jìn)功效系數(shù)法對(duì)測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，之后利用熵值法測(cè)算2007—2020 年293 個(gè)地級(jí)城市的數(shù)字創(chuàng)新水平(DI)。

表1 數(shù)字創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（4） 控制變量

為更加全面的分析數(shù)字創(chuàng)新中的財(cái)政壓力效應(yīng)，文章還將可能會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響的變量進(jìn)行控制。

第一，研發(fā)投入(RD)。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，研發(fā)投入為數(shù)字創(chuàng)新提供充足的資金支撐，利用政府財(cái)政支出中技術(shù)研發(fā)投入占比表征。

第二，外商直接投資(FDI)。外商直接投資是知識(shí)交流與傳播的重要載體，亦是增加創(chuàng)新產(chǎn)品供給的關(guān)鍵方式，文章借助城市實(shí)際使用外商直接投資金額與區(qū)域生產(chǎn)總值的比值衡量。

第三，城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)。城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模可為數(shù)字創(chuàng)新奠定要素基礎(chǔ)，催生相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新，是數(shù)字創(chuàng)新重要推動(dòng)力與引導(dǎo)力，利用地區(qū)生產(chǎn)總值測(cè)度。

第四，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IND)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可為數(shù)字創(chuàng)新提供與其相匹配的基礎(chǔ)條件，有助于創(chuàng)新效率與創(chuàng)新水平升級(jí)，采用第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的份額衡量。

第五，政府規(guī)模(GSC)。政府規(guī)模過大會(huì)擠壓企業(yè)數(shù)字創(chuàng)新投入，干擾市場(chǎng)機(jī)制正常運(yùn)行，通過財(cái)政支出占地方生產(chǎn)總值的比重測(cè)度。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

文章選取2007—2020 年中國(guó)293 個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。文中變量涉及的數(shù)據(jù)主要來自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及各地級(jí)市統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站與統(tǒng)計(jì)年報(bào)。還有部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于EPS 數(shù)據(jù)平臺(tái)。對(duì)于數(shù)據(jù)缺失的年份與地區(qū)，利用插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。另外，為避免異方差對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)上述變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。變量描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

結(jié)論顯示，數(shù)字創(chuàng)新(lnDI)的標(biāo)準(zhǔn)差值為0.1474，平均數(shù)值是3.6974，最小值為與最大值分別為1.9874、4.5974，表明中國(guó)數(shù)字創(chuàng)新存在不平衡現(xiàn)象，區(qū)域間差異較為明顯。在核心解釋變量方面，財(cái)政壓力(lnFP)與數(shù)字創(chuàng)新具有相同的特征，呈現(xiàn)出較強(qiáng)區(qū)域不平衡性。受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政策支持力度等因素影響，金融分權(quán)(lnFD)區(qū)域差異性特征明顯。此外，從控制變量看，中國(guó)各省份研發(fā)投入(lnRD)、外商直接投資(lnFDI)、城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模(lnGDP)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnIND)、政府規(guī)模(lnGSC)等方面均存在較大差異。

四、財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新影響的實(shí)證檢驗(yàn)

1.基本回歸結(jié)果

為解決模型可能存在的內(nèi)生性問題，借助兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行檢驗(yàn)。Arellano-Bond 與Sargan 的檢驗(yàn)結(jié)果證明，GMM模型能夠有效解決動(dòng)態(tài)模型中的內(nèi)生性問題。模型(1)和模型(3)中，財(cái)政壓力一次項(xiàng)系數(shù)為正，平方項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新呈現(xiàn)出倒“U”型影響。這表明當(dāng)?shù)胤秸?cái)政壓力持續(xù)增加并超過某一拐點(diǎn)之后，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響會(huì)由最初的促進(jìn)作用轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向作用。由此，假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，財(cái)政壓力對(duì)金融分權(quán)呈現(xiàn)出先促進(jìn)后抑制倒“U”型態(tài)勢(shì)。產(chǎn)生這一現(xiàn)象可能的原因是，當(dāng)財(cái)政壓力處于一定范圍內(nèi)時(shí)，地方政府會(huì)通過加大金融分權(quán)，爭(zhēng)奪更多銀行貸款和證券，助力地方產(chǎn)出增長(zhǎng)。然而，伴隨著財(cái)政壓力增加，地方財(cái)政壓力逐漸加大，所需融資規(guī)模大幅擴(kuò)大。此時(shí)，地方政府在面對(duì)融資時(shí)缺乏足夠資金支持，甚至產(chǎn)生融資乏力現(xiàn)象，對(duì)于金融分權(quán)起到顯著抑制作用。模型(3)中，金融分權(quán)回歸系數(shù)為正，并在1%水平上顯著，說明金融分權(quán)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有明顯促進(jìn)作用。

此外，控制變量結(jié)果說明，地區(qū)研發(fā)投入、外商直接投資、城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新均能產(chǎn)生積極推動(dòng)作用。政府規(guī)模對(duì)于數(shù)字創(chuàng)新影響較大，但回歸系數(shù)為負(fù)。深究原因可能是，當(dāng)前政府政務(wù)工作中存在“交叉”現(xiàn)象，并逐漸形成政務(wù)重復(fù)問題，這極易阻滯數(shù)字創(chuàng)新發(fā)展。

2.中介效應(yīng)

借助中介效應(yīng)模型，驗(yàn)證財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響機(jī)制，結(jié)果見表3。模型(1)進(jìn)一步驗(yàn)證財(cái)政分權(quán)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有倒“U”型影響。模型(2)回歸結(jié)果中，財(cái)政壓力一次項(xiàng)回歸系數(shù)是正數(shù)，平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，證明財(cái)政壓力對(duì)金融分權(quán)影響呈現(xiàn)非線性特征。模型(3)是在模型(1)基礎(chǔ)上加入金融分權(quán)這一中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果，顯示財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新影響系數(shù)相較于模型(1)有所下降，這表明金融分權(quán)深化是財(cái)政壓力影響數(shù)字創(chuàng)新的作用機(jī)制，即假設(shè)H2 得到驗(yàn)證。

表3 財(cái)政分權(quán)影響數(shù)字創(chuàng)新作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果

3.門檻效應(yīng)分析

基于上述研究，將財(cái)政壓力作為門檻變量，研究財(cái)政壓力、金融分權(quán)與數(shù)字創(chuàng)新間的具體關(guān)系。經(jīng)過Boorstrap 法反復(fù)抽樣400 次后，獲得財(cái)政壓力的門檻檢驗(yàn)結(jié)果（見表4）。財(cái)政壓力僅單一門檻變量通過了5%顯著性檢驗(yàn)，門檻值為4.2451，這說明財(cái)政壓力存在單一門檻效應(yīng)。故在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。

表4 財(cái)政壓力影響數(shù)字創(chuàng)新門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 門檻回歸結(jié)果

結(jié)果顯示：當(dāng)lnFP≤4.2451 時(shí)，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有正向影響。伴隨著財(cái)政壓力不斷增大，政府還是會(huì)傾向于將財(cái)政支出用于數(shù)字技術(shù)、數(shù)字產(chǎn)品等領(lǐng)域，為數(shù)字創(chuàng)新提供有力支撐；當(dāng)lnFP＞4.2451 時(shí)，財(cái)政壓力回歸系數(shù)為正，但并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)財(cái)政壓力越過4.2451 這一門檻值之后，其對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的正向影響便不再顯著。依據(jù)各地區(qū)實(shí)際發(fā)展情況可知，地方政府在過高財(cái)政壓力下必然會(huì)改變投資策略，更加偏向于投資周期短、見效快、風(fēng)險(xiǎn)低的生產(chǎn)性項(xiàng)目，對(duì)于數(shù)字創(chuàng)新項(xiàng)目的投資偏好降低。受財(cái)政壓力影響，政府對(duì)于區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新的偏好將會(huì)變?nèi)?，制約數(shù)字創(chuàng)新進(jìn)一步發(fā)展。另外，從金融分權(quán)在財(cái)政壓力兩個(gè)區(qū)間內(nèi)的顯著性與估計(jì)系數(shù)來看，其對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有差異化影響，且逐漸增強(qiáng)，這表明金融分權(quán)不僅可直接作用于數(shù)字創(chuàng)新，還受財(cái)政壓力的調(diào)節(jié)作用。

值得一提的是，從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，lnFP 均值為4.3151，意味著中國(guó)很多地區(qū)財(cái)政壓力強(qiáng)度已越過拐點(diǎn)。故進(jìn)一步圍繞財(cái)政壓力均值上下區(qū)間內(nèi)的城市分布狀況展開分析。研究發(fā)現(xiàn)，高于財(cái)政壓力均值的城市主要包括上海、南京、寧波等中心城市，故認(rèn)為高財(cái)政壓力地區(qū)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新提升效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市中更為受限。主要原因在于：較大的財(cái)政壓力是促使數(shù)字創(chuàng)新達(dá)到拐點(diǎn)的重要因素。在相同財(cái)政壓力下，發(fā)達(dá)地區(qū)普遍具有先天優(yōu)勢(shì)，再加上其擁有的強(qiáng)大政策及資源支持，較其他城市會(huì)更早達(dá)到拐點(diǎn)。因此，在中國(guó)部分地區(qū)財(cái)政壓力強(qiáng)度已經(jīng)將近飽和條件下，若政府所承受的財(cái)政壓力強(qiáng)度持續(xù)增加，不僅不利于提升數(shù)字創(chuàng)新水平，甚至?xí)鸬椒聪蜃饔谩?/p>

4.空間溢出效應(yīng)分析

為進(jìn)一步討論財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)，首先利用Morans'I 指數(shù)檢驗(yàn)W1、W2、W3三種空間權(quán)重矩陣下，2007—2020 年中國(guó)293 個(gè)地級(jí)城市數(shù)字創(chuàng)新與財(cái)政壓力的空間相關(guān)性。如表6 所示，個(gè)別年份財(cái)政壓力并未通過顯著性檢驗(yàn)，數(shù)字創(chuàng)新所有年份在三種空間權(quán)重矩陣下的全域Morans'I 指數(shù)值不但為正，還通過了顯著性檢驗(yàn)。這一結(jié)果說明，2007—2020年中國(guó)293 個(gè)地級(jí)城市的財(cái)政壓力與數(shù)字創(chuàng)新在全域范圍內(nèi)存在空間正相關(guān)關(guān)系。

表6 2007—2020 年數(shù)字創(chuàng)新與財(cái)政壓力的Morans'I 值

在空間計(jì)量模型選擇方面，利用Wald 和LR 方法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，Wald 和LR 檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕接受隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)。上述結(jié)果說明文章適合使用空間杜賓模型進(jìn)行空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)。表7 的結(jié)果顯示，鄰接權(quán)重矩陣和地理距離矩陣中，數(shù)字創(chuàng)新的空間自回歸系數(shù)為正，且通過顯著性檢驗(yàn)，這表明中國(guó)數(shù)字創(chuàng)新在地理空間上存在內(nèi)生交互效應(yīng)的基礎(chǔ)上，還與財(cái)政壓力存在外生交互效應(yīng)。財(cái)政壓力在三種空間矩陣下，對(duì)本地區(qū)和相鄰地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新的影響存在較大差異。其中，經(jīng)濟(jì)距離矩陣彈性系數(shù)絕對(duì)值最大，說明對(duì)于數(shù)字創(chuàng)新較好的地區(qū)，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新倒“U”型影響越大，該結(jié)果與本地?fù)碛休^強(qiáng)財(cái)政壓力具有較大關(guān)系。而對(duì)于數(shù)字創(chuàng)新一般的地區(qū)，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新影響較小，從而使該地區(qū)財(cái)政壓力對(duì)周邊地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新的影響效應(yīng)有所弱化。

此外，為研究財(cái)政壓力對(duì)本地區(qū)數(shù)字創(chuàng)新及其他區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新影響，將空間效應(yīng)分為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，并進(jìn)行偏微分分析，結(jié)果見表7。三種空間權(quán)重矩陣下，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新存在顯著的間接效應(yīng)，且呈現(xiàn)倒“U”影響趨勢(shì)，即證明假設(shè)H3 成立。進(jìn)一步深入觀察估計(jì)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)間接效應(yīng)回歸系數(shù)明顯大于直接效應(yīng)，這一結(jié)論充分說明了財(cái)政壓力在區(qū)域間具有較強(qiáng)傳遞效應(yīng)。

表7 空間模型回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步拓展：異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于各地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與地理區(qū)位存在差異性，財(cái)政壓力與數(shù)字創(chuàng)新可能在地區(qū)、城市層級(jí)上也具有異質(zhì)性，故進(jìn)一步展開區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)。區(qū)域劃分時(shí)，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)劃分標(biāo)準(zhǔn)，將中國(guó)分為東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域。其次，根據(jù)教育部《中國(guó)都市化進(jìn)程年度報(bào)告》課題組發(fā)布的《2017 國(guó)家中心城市發(fā)展報(bào)告》，將上海、北京、重慶、成都、武漢、天津、鄭州、西安、廣州劃分為中心城市，將其他地級(jí)城市稱作為外圍城市，之后進(jìn)行回歸分析。

表8 中模型(1)、(2)、(3)結(jié)果顯示，東部地區(qū)財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有顯著作用，但中西部地區(qū)該作用不明顯；模型(4)、(5)結(jié)果顯示，中國(guó)中心城市財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新具有顯著作用，而外圍城市該作用不顯著。進(jìn)一步觀察回歸系數(shù)大小，可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)與中心城市財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新積極效應(yīng)更加顯著，該結(jié)果與預(yù)期一致。

表8 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

為解決內(nèi)生性問題對(duì)回歸結(jié)果的影響，借鑒張帆等(2021)[3]方法，更換不同模型，采用赤字率(lnDR)作為財(cái)政壓力工具變量，對(duì)模型進(jìn)行2SLS 回歸估計(jì)（見表9）。一方面，較高赤字率會(huì)大幅增加地方政府轉(zhuǎn)型債，加大地方政府財(cái)政壓力。基于此，可以認(rèn)為赤字率能夠影響財(cái)政壓力。檢驗(yàn)結(jié)果顯示赤字率與財(cái)政壓力相關(guān)關(guān)系顯著，使得這一觀點(diǎn)得到驗(yàn)證；另一方面，赤字率受到政府偏好的影響，除通過財(cái)政壓力強(qiáng)度影響數(shù)字創(chuàng)新之外，不存在其他作用機(jī)制，故滿足排他性。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量

第一階段的弱工具變量識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn) 值均大于10。同時(shí)，赤字率估計(jì)系數(shù)為正，通過顯著性檢驗(yàn)。該結(jié)果說明赤字率作為財(cái)政壓力工具變量較為合理。第二階段回歸結(jié)果表明，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響依然為倒“U”型。

2.替換核心解釋變量

利用核心解釋變量替換的方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)過程中，借鑒洪源等學(xué)者(2018)[13]的研究成果，將財(cái)政壓力變量表示為：（一般公共預(yù)算支出+地方政府市政領(lǐng)域）/一般公共預(yù)算收入。表10 檢驗(yàn)結(jié)果與表3 基本保持一致，僅模型(2)中財(cái)政壓力二次項(xiàng)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，故證明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換核心變量

七、結(jié)論與政策建議

1.結(jié)論

文章從金融分權(quán)視角切入，基于中國(guó)293 個(gè)地級(jí)城市2007—2020 年城市數(shù)據(jù)，在構(gòu)建數(shù)字創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系基礎(chǔ)上，運(yùn)用中介效應(yīng)模型、門檻模型和空間杜賓模型，多維度檢驗(yàn)財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響作用及內(nèi)在機(jī)制。主要結(jié)論如下：

第一，財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新呈先促進(jìn)后抑制的倒“U”型非線性影響，且一旦財(cái)政壓力跨越過拐點(diǎn)后，其對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響會(huì)受到阻滯；區(qū)域異質(zhì)性方面，東部地區(qū)財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的影響作用相較于中西部地區(qū)更大，中心城市財(cái)政壓力對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的積極影響相較于外圍城市也較大。

第二，金融分權(quán)存在中介作用且逐漸強(qiáng)化，表明財(cái)政壓力與金融分權(quán)可形成合力推動(dòng)數(shù)字創(chuàng)新。中國(guó)數(shù)字創(chuàng)新中財(cái)政壓力存在顯著的空間溢出性，呈現(xiàn)出倒“U”型非線性特征。在經(jīng)濟(jì)依賴較高區(qū)域中，財(cái)政壓力的空間溢出性作用更加顯著。

2.政策建議

第一，制定多元化的財(cái)政分權(quán)策略。實(shí)證結(jié)果表明適度的財(cái)政壓力對(duì)于數(shù)字創(chuàng)新具有促進(jìn)作用，故地方政府應(yīng)實(shí)施差異化財(cái)政分權(quán)策略，保障地方政府財(cái)政壓力維持在適度水平，旨在提升數(shù)字創(chuàng)新水平。具體來說，針對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，可給予最大化財(cái)政分權(quán)，通過優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，適當(dāng)將惠及民生領(lǐng)域的投資向創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域傾斜。這不僅利于適當(dāng)增加政府財(cái)政壓力，使其盡早達(dá)到倒“U”型曲線的峰值，最大程度發(fā)揮財(cái)政壓力的創(chuàng)新效應(yīng)。針對(duì)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)，可收緊財(cái)政分權(quán)體制，適當(dāng)控制財(cái)政壓力，倒逼其提升數(shù)字創(chuàng)新能力。

第二，適度提高金融分權(quán)水平。有鑒于金融分權(quán)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的促進(jìn)作用，中國(guó)應(yīng)適度提高金融分權(quán)水平，發(fā)揮金融服務(wù)對(duì)數(shù)字創(chuàng)新的推動(dòng)力。在當(dāng)前中國(guó)式分權(quán)治理框架中，可適當(dāng)下放金融權(quán)利，提高金融分權(quán)水平，及時(shí)為中小企業(yè)與科創(chuàng)企業(yè)提供金融服務(wù)支持。在此過程中，地方政府應(yīng)對(duì)管轄區(qū)域內(nèi)的農(nóng)商銀行、商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行合理的信貸資源干預(yù)，使地方政府能夠參與到金融資源配置中，更充分地發(fā)揮金融分權(quán)功能，加快區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新。

第三，發(fā)揮財(cái)政與金融合力作用。研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力與金融分權(quán)所形成的合力作用，可提升數(shù)字創(chuàng)新水平。故政府應(yīng)發(fā)揮財(cái)政與金融合力作用，提升區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新能力。面對(duì)現(xiàn)有財(cái)政壓力，政府可與金融機(jī)構(gòu)尋求新的合作方式，通過量化寬松的分權(quán)治理環(huán)境，為區(qū)域數(shù)字創(chuàng)新賦能。特別是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)政府應(yīng)與金融機(jī)構(gòu)就數(shù)字創(chuàng)新達(dá)成共識(shí)，以財(cái)政與金融支持科創(chuàng)企業(yè)開展創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，最大化釋放財(cái)政與金融體制的支持作用。