政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響和路徑研究

孫 龍 賈瑞乾 祁新洲

（復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院，上海 200433）

引言

隨著我國(guó)對(duì)科技創(chuàng)新認(rèn)識(shí)的逐步深化，“科教興國(guó)”、“創(chuàng)新型國(guó)家” 等一系列發(fā)展政策成為國(guó)家戰(zhàn)略，突出了政府在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的關(guān)鍵作用，也對(duì)各類創(chuàng)新主體產(chǎn)生著重要影響［1］。地方官員周期性換屆及不定期交流引起的變更會(huì)帶來(lái)當(dāng)?shù)卣紊鷳B(tài)的改變和政策實(shí)施的間斷，是政策不確定性風(fēng)險(xiǎn)的最主要來(lái)源［2，3］，影響著科技創(chuàng)新發(fā)展。

當(dāng)前，我國(guó)科技創(chuàng)新正飛速發(fā)展。投入方面，包括政府財(cái)政科技支出在內(nèi)的全社會(huì)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R＆D）經(jīng)費(fèi)逐年攀升，由2013 年的11847億增至2022 年的30783 億元，10 年間的年平均增長(zhǎng)率高達(dá)11.2%；產(chǎn)出方面，2013～2022 年我國(guó)國(guó)內(nèi)專利申請(qǐng)量從237.7 萬(wàn)件增至536.5 萬(wàn)件，居世界第一。盡管專利總數(shù)龐大，但高質(zhì)量的發(fā)明專利申請(qǐng)量占專利申請(qǐng)總量的比例從2013 年的34.7%降到了2022 年的30.2%，降幅近15%?？萍紕?chuàng)新水平低、高質(zhì)量創(chuàng)新成果少的問題嚴(yán)重制約著我國(guó)創(chuàng)新發(fā)展。進(jìn)入新常態(tài)階段，創(chuàng)新質(zhì)量的提升比盲目追求數(shù)量增長(zhǎng)更重要。與以獲得政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠而單純追求創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量為目的的“策略性創(chuàng)新” 不同，“實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新” 是以促進(jìn)科技進(jìn)步和獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)為目的的科技創(chuàng)新活動(dòng)，強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量［4］，本文將基于“實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新” 視角研究我國(guó)省域創(chuàng)新發(fā)展問題。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響

地方官員變更造成政策不確定，影響著當(dāng)?shù)氐目萍紕?chuàng)新發(fā)展。改革開放以來(lái)，“官員晉升錦標(biāo)賽制度” 和中國(guó)特色的“財(cái)政分權(quán)制度” 使得地方官員有動(dòng)力和能力為了個(gè)人政績(jī)而影響地方經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展［5，6］。地方官員的變更對(duì)既定的政策可能造成嚴(yán)重沖擊，致使政策不確定性大幅提升，原因有三：（1）地方官員變更時(shí)會(huì)打破原有的政治生態(tài)，與新任官員再次建立聯(lián)系需要耗費(fèi)時(shí)間等成本，不確定性增加［7］；（2）新任官員為了晉升會(huì)更加凸顯自己任內(nèi)政績(jī)，改變?cè)蟹桨覆⑼菩行抡?，即“新官上任三把火”?］；（3）地方官員為了政績(jī)會(huì)積極影響當(dāng)?shù)卣⒔鹑跈C(jī)構(gòu)和企業(yè)等，出臺(tái)產(chǎn)業(yè)政策，以配合其達(dá)成任內(nèi)的施政目標(biāo)［9］，當(dāng)?shù)馗黝悪C(jī)構(gòu)也會(huì)為了與官員建立良好的政治聯(lián)系，積極配合改變市場(chǎng)化行為［10］。

官員變更會(huì)改變企業(yè)面臨的政策、融資及市場(chǎng)環(huán)境；高校和科研院所的研究則受到政府政策指導(dǎo)和經(jīng)費(fèi)支持。因此，社會(huì)主要?jiǎng)?chuàng)新主體的研發(fā)活動(dòng)都會(huì)受到政府影響［11］。當(dāng)外部政策不確定性提高時(shí)，企業(yè)為了避險(xiǎn)改變創(chuàng)新行為，高校和科研院所也會(huì)調(diào)整研究方向，造成地方創(chuàng)新發(fā)展變動(dòng)。企業(yè)在穩(wěn)定的政策環(huán)境中更傾向于對(duì)開發(fā)新技術(shù)及新產(chǎn)品進(jìn)行投入；高校和科研院所在穩(wěn)定的政策環(huán)境中，更能專注于長(zhǎng)期的基礎(chǔ)研究。當(dāng)官員變更造成地區(qū)政策不確定性上升時(shí)，企業(yè)會(huì)調(diào)整經(jīng)營(yíng)策略，減少短期回報(bào)低的研發(fā)活動(dòng)。主要是減少投資、保留現(xiàn)金流，并增加短期收益應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)［12］；同時(shí)，配合地方官員政績(jī)?cè)V求，以獲得財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠，盡快提升創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量以達(dá)到官員任內(nèi)政績(jī)目標(biāo)［4，13］。高校和科研院所則在地方科技政策調(diào)整下，頻繁調(diào)整研究方向，以獲得經(jīng)費(fèi)支持；在企業(yè)避險(xiǎn)減少研發(fā)活動(dòng)的背景下，各地的產(chǎn)學(xué)研機(jī)構(gòu)也會(huì)受到?jīng)_擊，方向的調(diào)整和經(jīng)費(fèi)的減少，都顯著影響著研究型創(chuàng)新投入及產(chǎn)出［14］。

假設(shè)H1：官員變更會(huì)對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。

1.2 不同類型官員變更的影響差異

本文中不同類型地方官員主要指省級(jí)黨委書記和省長(zhǎng)（包括直轄市市委書記和市長(zhǎng)、自治區(qū)黨委書記和主席。以下簡(jiǎn)稱省委書記和省長(zhǎng)。），二者在層級(jí)和職能上有著顯著差別，對(duì)地區(qū)的政策制定和實(shí)施也會(huì)產(chǎn)生不同影響。從層級(jí)上看，我國(guó)實(shí)行黨政雙線并行的政治體制，各級(jí)地方實(shí)行黨委負(fù)責(zé)制，省委書記是各省黨委最高領(lǐng)導(dǎo)，省長(zhǎng)在黨內(nèi)職務(wù)則是省委副書記。因此，省委書記層級(jí)上高于省長(zhǎng)，是地方一把手，權(quán)力和影響力都更大［12］。從職能上看，省委書記負(fù)責(zé)黨委工作，省長(zhǎng)負(fù)責(zé)行政工作。行政長(zhǎng)官對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有更為直接的影響［14］，但在發(fā)展目標(biāo)的制定上，政府部門起草的重要政策文件都須經(jīng)由省委研究討論才能發(fā)布實(shí)施，省委書記對(duì)地方發(fā)展政策的制定具有最終決定權(quán)。以往研究也從不同領(lǐng)域證實(shí)了省委書記對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有更顯著的影響［15］。

假設(shè)H2：省委書記的變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展的影響更為顯著。

1.3 基于財(cái)政科技支出強(qiáng)度的路徑探尋

（1）官員變更與財(cái)政科技支出強(qiáng)度

“財(cái)政分權(quán)制度” 賦予了地方官員充分的財(cái)政自由裁量權(quán)，可以通過財(cái)政支出政策引導(dǎo)并促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。①新任官員上任伊始需先了解當(dāng)?shù)仄髽I(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀，再重新制定符合自己政績(jī)目標(biāo)的發(fā)展政策。對(duì)投入大而產(chǎn)出慢的科技項(xiàng)目會(huì)更加謹(jǐn)慎，可能暫停追加投資甚至減少研發(fā)補(bǔ)助［16］；②為盡量創(chuàng)造自己的政績(jī)，新任官員會(huì)更傾向依靠投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，如調(diào)動(dòng)財(cái)政資源配合新政策投資傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，減少科技創(chuàng)新項(xiàng)目的財(cái)政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠［15］；③財(cái)政支出配合新政策向相關(guān)產(chǎn)業(yè)和企業(yè)傾斜，以政府名義為其提供了“隱性信用擔(dān)?！保?7］，因此，政府官員有動(dòng)力和能力通過干預(yù)財(cái)政支出政策并帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟鹑跈C(jī)構(gòu)共同扶持“政績(jī)工程”。

假設(shè)H3（a）：地方官員變更顯著降低了地區(qū)財(cái)政科技支出強(qiáng)度。

（2）財(cái)政科技支出強(qiáng)度與地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新

財(cái)政科技支出強(qiáng)度反映了地區(qū)財(cái)政投資科技創(chuàng)新的規(guī)模和力度，直接影響當(dāng)?shù)匮邪l(fā)活動(dòng)。高校和科研機(jī)構(gòu)承擔(dān)著基礎(chǔ)研究，這類研究投入大、風(fēng)險(xiǎn)高、研發(fā)周期長(zhǎng)，產(chǎn)出的則是科技含量高、原創(chuàng)性強(qiáng)、具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和奠定技術(shù)基礎(chǔ)的成果，直接影響地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展。對(duì)于企業(yè)而言，科技財(cái)政是重要的研發(fā)經(jīng)費(fèi)及“隱性信用擔(dān)?！?，通過緩解企業(yè)融資約束、提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，激勵(lì)企業(yè)開展研究型活動(dòng)，更好地提升創(chuàng)新能力［14］。

假設(shè)H3（b）：財(cái)政科技支出強(qiáng)度對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展具有顯著的正向作用。

綜合假設(shè)H3（a）和H3（b），形成基于財(cái)政科技支出強(qiáng)度的路徑假設(shè)H3：地方官員變更造成的政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展的影響傳導(dǎo)路徑為“官員變更→財(cái)政科技支出強(qiáng)度→地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新”。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

圖1 研究模型

根據(jù)指標(biāo)一致性和數(shù)據(jù)可得性原則，選取1991～2022 年共計(jì)32 年間我國(guó)大陸31 個(gè)?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。省級(jí)官員變更數(shù)據(jù)根據(jù)人民網(wǎng)地方領(lǐng)導(dǎo)資料庫(kù)手工收集整理。地區(qū)專利等數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)；地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入、研發(fā)人員數(shù)等數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 變量定義與測(cè)量

（1）被解釋變量：實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新（Innovation）。專利數(shù)是衡量地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的穩(wěn)健指標(biāo)［4，18］，其中，發(fā)明專利代表著高水平的創(chuàng)新成果。我國(guó)專利申請(qǐng)量逐年增長(zhǎng)已成定勢(shì)，但單純的數(shù)量增加無(wú)法代表質(zhì)量的提升，發(fā)明專利占比才更能夠體現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)新質(zhì)量的變化。故采用當(dāng)年地區(qū)發(fā)明專利申請(qǐng)量占專利申請(qǐng)總量的比例作為地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的代理變量。

（2）解釋變量：省級(jí)官員變更（Change）表征的政策不確定性。以官員在1～6 月變更記當(dāng)年為變更年，在7～12 月變更記下一年為變更年［19］。另一種方法不區(qū)分月份，當(dāng)年變更則記為變更年［3］，本文用此方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（3）中介變量：財(cái)政科技支出強(qiáng)度（STFinance）。以當(dāng)年地區(qū)財(cái)政科技支出額占財(cái)政一般預(yù)算支出額的比例度量，可有效避免因時(shí)間推移和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的地區(qū)財(cái)政科技支出增加的趨勢(shì)干擾［20］。

（4）控制變量：選擇地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的對(duì)數(shù)（lnR＆D）代表研發(fā)資本流量①［1，21］；地區(qū)研發(fā)人員數(shù)的對(duì)數(shù)（lnPerson）代表人力資本流量［22］；人均GDP 的對(duì)數(shù)（lnPgdp）代表各地區(qū)的知識(shí)存量［23］；技術(shù)市場(chǎng)成交額的對(duì)數(shù)（lnMarket）代表外部市場(chǎng)環(huán)境；地區(qū)財(cái)政赤字率（Red）代表政府政策；失業(yè)率（Jobless）和高等院?？倲?shù)的對(duì)數(shù)（lnSchool）代表地區(qū)民生和教育水平［24］。

主要變量的含義及測(cè)量見表1。

表1 主要變量定義

2.3 模型構(gòu)建

本文模型設(shè)定包括以下兩部分，Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果表明固定效應(yīng)更合適。

（1）政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響檢驗(yàn)

以多元回歸分析為基礎(chǔ)構(gòu)建本文實(shí)證模型：

其中，Schangeit與Mchangeit分別為省委書記變更與省長(zhǎng)變更，Innovationit為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，Xit為控制變量，γyear為時(shí)間固定效應(yīng)，γpro為?。▍^(qū)、市）固定效應(yīng)，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（2）基于財(cái)政科技支出強(qiáng)度的傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)

傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)分兩步：①以財(cái)政科技支出強(qiáng)度（STFinance）為被解釋變量，官員變更（Schange）為解釋變量，檢驗(yàn)官員變更對(duì)財(cái)政科技支出強(qiáng)度的影響；②以實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新（Innovation）為被解釋變量，財(cái)政科技支出強(qiáng)度（STFinance）為解釋變量，考察財(cái)政科技支出強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響。具體模型設(shè)定如下：

若β1顯著為負(fù)，同時(shí)λ1顯著為正，則傳導(dǎo)路徑成立。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 匯報(bào)了1991～2022 年共計(jì)32 年間我國(guó)31 個(gè)?。▍^(qū)、市）（考慮到數(shù)據(jù)可獲性，不包含港、澳、臺(tái)地區(qū)）主要官員變更的逐年統(tǒng)計(jì)情況。

表2 1991～2022 年省級(jí)官員變更分布統(tǒng)計(jì)

總體上看，我國(guó)省級(jí)官員的變更較為頻繁。其中，省委書記共計(jì)變更240 次；省長(zhǎng)共計(jì)變更258次。如圖2 所示，省級(jí)官員變更數(shù)波峰分別位于1993、1998、2003、2008、2013、2017 和2021 年，且省委書記和省長(zhǎng)變更頻率較為同步。這主要是因?yàn)?992～2022 年間每5 年召開一次黨代會(huì)，黨代會(huì)召開前后是政府官員變更的高峰期，造成了以上7 個(gè)年份官員變更比例較高。

圖2 省級(jí)官員變更統(tǒng)計(jì)圖

表3 匯報(bào)了變量的統(tǒng)計(jì)特征。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力（Innovation）平均值為0.2617，即國(guó)內(nèi)發(fā)明專利申請(qǐng)量占專利申請(qǐng)總量的26.17%，表明我國(guó)各?。▍^(qū)、市）的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力總體偏低。其中，最小值為0，最大值為0.7341，表明不同?。▍^(qū)、市）的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力差異較大。其他變量統(tǒng)計(jì)性描述見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 回歸分析

（1）政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響的檢驗(yàn)

表4 前兩列是政策不確定性對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。列（1）中省委書記變更Schange回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)；省長(zhǎng)變更Mchange回歸系數(shù)不顯著。說明不同類型的省級(jí)官員變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響并不一致，省委書記比省長(zhǎng)變更的影響更加顯著，支持了假設(shè)H2。進(jìn)一步剔除省長(zhǎng)變更的影響，單獨(dú)檢驗(yàn)省委書記變更的顯著性，如列（2）回歸結(jié)果所示，Schange回歸系數(shù)同樣在10%的水平上顯著為負(fù)，與列（1）回歸結(jié)果一致，說明省委書記變更會(huì)對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用，證實(shí)了假設(shè)H1，即省委書記的變更會(huì)造成地區(qū)政策不確定性顯著增加，從而對(duì)當(dāng)?shù)貙?shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用。

表4 官員變更、財(cái)政科技支出強(qiáng)度和地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新

（2）基于財(cái)政科技支出強(qiáng)度的傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)

表4 后兩列匯報(bào)了傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)結(jié)果。路徑探尋第一步是檢驗(yàn)省委書記變更對(duì)地區(qū)財(cái)政科技支出強(qiáng)度的影響效果。列（3）的被解釋變量為財(cái)政科技支出強(qiáng)度（STFinance），解釋變量為省委書記變更（Schange），從回歸結(jié)果可以看出，Schange回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，即省委書記變更會(huì)造成地區(qū)財(cái)政科技支出強(qiáng)度下降，證實(shí)了假設(shè)H3（a）。路徑探尋第二步是檢驗(yàn)財(cái)政科技支出強(qiáng)度對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響效果。列（4）的被解釋變量為地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新能力（Innovation），解釋變量為財(cái)政科技支出強(qiáng)度（STFinance），回歸結(jié)果顯示，STFinance回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，即當(dāng)?shù)刎?cái)政科技支出強(qiáng)度對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新具有顯著的正向作用，證實(shí)了假設(shè)H3（b）。綜合表4 后兩列回歸結(jié)果，將路徑第一步中Schange的顯著回歸系數(shù)－0.0005 和路徑第二步中STFinance的顯著回歸系數(shù)1.4025 相乘，即可得顯著的中介效應(yīng)－7.01×10－4，表明省委書記變更通過降低當(dāng)?shù)刎?cái)政科技支出強(qiáng)度，從而降低了地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，證實(shí)了假設(shè)H3。

3.3 官員背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)與異質(zhì)性分析

（1）官員背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

高階理論（Upper Echelons Theory）認(rèn)為，諸如年齡、性別、學(xué)歷、工作經(jīng)歷等因素會(huì)對(duì)高級(jí)管理者的決策行為產(chǎn)生顯著影響［25］。針對(duì)本文而言，地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展是省級(jí)主要官員面臨的新的重要課題，每個(gè)人對(duì)創(chuàng)新重要性的認(rèn)識(shí)和推進(jìn)創(chuàng)新發(fā)展的政策設(shè)計(jì)也會(huì)受到自身背景的影響，并最終影響本省（區(qū)、市）各類創(chuàng)新主體的創(chuàng)新行為。如高學(xué)歷省委書記在過往受到的教育中更多形成了對(duì)創(chuàng)新內(nèi)涵和重要性的認(rèn)識(shí)，會(huì)更加重視實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展并合理引導(dǎo)，避免過往大水漫灌式的創(chuàng)新補(bǔ)貼。因此，在政策不確定性影響地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的同時(shí)，省委書記的個(gè)人背景亦會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

借鑒李洪濤和石宇［26］、唐雪松等［27］的研究，選取省委書記的學(xué)歷、專業(yè)及企業(yè)工作經(jīng)歷3 個(gè)背景因素作為調(diào)節(jié)變量：①學(xué)歷（Education）：省委書記就任前所取得的最高學(xué)位，博士記3，碩士記2，學(xué)士記1，其他記0；②專業(yè)（Major）：省委書記取得最高學(xué)位的專業(yè)背景，理工科記2，人文社科記1，其他記0；③企業(yè)工作經(jīng)歷（Enterprise）：省委書記就任前是否曾經(jīng)在企業(yè)工作過，有企業(yè)工作經(jīng)歷記1，沒有記0。將調(diào)節(jié)變量與省委書記變更做交互項(xiàng)，分別得到Sch?Edu、Sch?Maj、Sch?Ent加入模型（3）。

表5 匯報(bào)了省委書記背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。如列（1）所示，Schange系數(shù)在5%水平上顯著，Education系數(shù)不顯著，而交互項(xiàng)Sch?Edu系數(shù)在10%水平上顯著。由于Schange和Sch?Edu的系數(shù)皆為負(fù)，省委書記的學(xué)歷負(fù)向調(diào)節(jié)省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的抑制作用，即隨著省委書記學(xué)歷的增高，其變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響趨于加劇。如列（2）所示，Schange系數(shù)在5%水平上顯著，Major及交互項(xiàng)Sch?Maj的系數(shù)皆不顯著，說明省委書記的專業(yè)背景不具有調(diào)節(jié)作用。如列（3）所示，Schange系數(shù)在10%水平上顯著，Enterprise系數(shù)不顯著，而交互項(xiàng)Sch?Ent系數(shù)在1%水平上顯著。由于Schange系數(shù)為負(fù)，Sch?Ent系數(shù)為正，省委書記的企業(yè)工作經(jīng)歷正向調(diào)節(jié)省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的抑制作用，即新任省委書記如果具有企業(yè)工作經(jīng)歷，其變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響趨于減弱。

表5 省委書記背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

綜上可知，省委書記的學(xué)歷加劇了其變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響，而企業(yè)工作經(jīng)歷則減弱此影響。這可能是由于企業(yè)工作經(jīng)歷比學(xué)校學(xué)習(xí)經(jīng)歷能接觸到更加真實(shí)和具體的創(chuàng)新活動(dòng)，有企業(yè)工作經(jīng)歷的省委書記就任后，更加理解穩(wěn)定的外部環(huán)境對(duì)企業(yè)等主體開展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新活動(dòng)的重要性，就更愿意降低政策不確定性帶來(lái)的影響，如通過微調(diào)政策、減少干預(yù)、穩(wěn)定預(yù)期等支持地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展。“紙上得來(lái)終覺淺，絕知此事要躬行”，省級(jí)官員對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的深入認(rèn)識(shí)也來(lái)自實(shí)踐。

（2）不同區(qū)域的分組檢驗(yàn)

由于我國(guó)各?。▍^(qū)、市）所處地理區(qū)域的差異，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化進(jìn)程、政府行政能力等多方面存在較大差距。在科技創(chuàng)新領(lǐng)域，政府從上到下采取頂層設(shè)計(jì)、目標(biāo)分解、逐層攤派的方式，結(jié)合官員晉升考核機(jī)制和各地方政府的財(cái)政支配權(quán)可以看出，政府主導(dǎo)或引導(dǎo)下的科技研發(fā)是我國(guó)當(dāng)前創(chuàng)新領(lǐng)域主要的發(fā)展形式。前文實(shí)證結(jié)果亦可見，省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展具有顯著負(fù)向影響，且路徑檢驗(yàn)也表明，省委書記可能會(huì)以財(cái)政科技支出為政策手段干預(yù)地區(qū)科技創(chuàng)新發(fā)展。地區(qū)財(cái)政隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高而擁有更大支配空間，地方官員對(duì)地區(qū)科技創(chuàng)新的影響也越大。因此，我國(guó)東部省（區(qū)、市）官員變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響可能比中西部省（區(qū)、市）更加顯著，這也與“東部地區(qū)政策傳導(dǎo)機(jī)制比中西部地區(qū)更為完善，故地方官員造成的政策變化對(duì)企業(yè)投資等的影響更加顯著” 的研究結(jié)論相一致［28］。

本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將我國(guó)31 個(gè)省（區(qū)、市）分為東部（11 個(gè)）和中西部（20個(gè)）兩組進(jìn)行分組檢驗(yàn)。表6 匯報(bào)了檢驗(yàn)結(jié)果，其中，東部地區(qū)省長(zhǎng)變更Mchange系數(shù)依舊不顯著，而省委書記變更Schange系數(shù)始終在5%的水平上顯著為負(fù)，與前文研究結(jié)論一致。中西部地區(qū)省委書記變更Schange和省長(zhǎng)變更Mchange系數(shù)都不顯著。證實(shí)了上述假設(shè)。

表6 東部／中西部地區(qū)分組檢驗(yàn)

（3）東、中西部不同時(shí)期的分組檢驗(yàn)

我國(guó)政府對(duì)科技創(chuàng)新重要性的認(rèn)識(shí)是逐步加深的，伴隨著重視程度的提升，政府規(guī)劃目標(biāo)和官員考核體系中也不斷增加著科技創(chuàng)新指標(biāo)。這其中，又以兩個(gè)“首次” 格外突出：2000 年我國(guó)“十五規(guī)劃” 首次納入了創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展指標(biāo)，計(jì)劃目標(biāo)是“到2005 年全社會(huì)研究與開發(fā)經(jīng)費(fèi)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例提高到1.5%以上”，這一目標(biāo)有效地刺激了地方政府對(duì)科技創(chuàng)新的財(cái)政傾斜和政策引導(dǎo)；2014 年1 月新修訂的《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部選拔任用工作條例》 首次在官員考核評(píng)價(jià)體系中加入了科技創(chuàng)新指標(biāo)，要求“更加重視勞動(dòng)就業(yè)、居民收入、科技創(chuàng)新、教育文化、社會(huì)保障、衛(wèi)生健康等的考核，……，防止單純以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度評(píng)定工作實(shí)績(jī)”，從官員晉升制度入手激勵(lì)地方官員對(duì)科技創(chuàng)新給予更多重視［29］。在政府不斷加強(qiáng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施過程中，目標(biāo)的達(dá)成需要逐層分解和下放。因此，政策的調(diào)整是發(fā)展方向和著力點(diǎn)改變的重要標(biāo)志，以2000 年和2014年的兩個(gè)“首次” 為劃分依據(jù)，將1991～2022 年分為3 個(gè)時(shí)期：1991～1999 年，國(guó)家政策尚未凸顯科技創(chuàng)新的階段；2000～2013 年，國(guó)家政策開始凸顯科技創(chuàng)新的階段；2014～2022 年，國(guó)家政策配合官員選拔制度激勵(lì)科技創(chuàng)新的階段。這3 個(gè)時(shí)期對(duì)科技創(chuàng)新的重視程度逐步加強(qiáng)，具有明顯的遞進(jìn)關(guān)系，官員變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響也可能顯示出逐漸加強(qiáng)的趨勢(shì)。

繼續(xù)在東部和中西部不同顯著性基礎(chǔ)上進(jìn)行分時(shí)期檢驗(yàn)。表7 匯報(bào)了分組檢驗(yàn)結(jié)果，其中，東部地區(qū)Schange系數(shù)依次經(jīng)歷不顯著、10%水平顯著和1%水平顯著的變化，表明東部地區(qū)省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響在逐步加強(qiáng)；而中西部地區(qū)Schange在3 個(gè)時(shí)期的系數(shù)均不顯著，表明中西部地區(qū)省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響并不顯著。證實(shí)了假設(shè)。

表7 東、中西部地區(qū)不同時(shí)期分組檢驗(yàn)

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）改變官員變更統(tǒng)計(jì)方式

統(tǒng)一將官員變更的當(dāng)年記為變更年［3］，以此變更數(shù)據(jù)作為新的解釋變量Schange?和Mchange?代入模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表8 列（1）和（2）所示，Schange?系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，Mchange?系數(shù)依舊不顯著。與前文結(jié)論完全一致，結(jié)果穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（2）更換一階滯后指標(biāo)

我國(guó)專利統(tǒng)計(jì)分為申請(qǐng)量和授權(quán)量?jī)身?xiàng)，本文選擇國(guó)內(nèi)專利授權(quán)量作為新指標(biāo)替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于專利授權(quán)相較專利申請(qǐng)具有滯后期［1］，因此，需要對(duì)所有解釋變量和控制變量做一階滯后，新的被解釋變量用Innovation?表示?；貧w結(jié)果如表8 列（3）和（4）所示，省委書記變更的系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為負(fù)，省長(zhǎng)變更的系數(shù)不顯著。與前文結(jié)論完全一致，結(jié)果穩(wěn)健。

（3）內(nèi)生性檢驗(yàn)

以上更換實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新指標(biāo)進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，對(duì)所有自變量進(jìn)行了一階滯后，在一定程度上排除了內(nèi)生性問題。為了進(jìn)一步排除原指標(biāo)變量可能存在的內(nèi)生性問題，借鑒以往研究選擇工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。選取官員任期Term作為官員變更的工具變量［30］，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸分析。第一階段，將Schange對(duì)工具變量“省委書記任期Sterm” 進(jìn)行回歸，得到Schange的估計(jì)值。第二階段，用Innovation對(duì)Schange的估計(jì)值進(jìn)行回歸。結(jié)果如表9 所示，第一階段中工具變量Sterm系數(shù)在1%的水平上顯著，且F 統(tǒng)計(jì)量為14.66，大于10，顯著排除了弱工具變量問題；第二階段中Schange系數(shù)在1%水平顯著為負(fù)。與前述研究結(jié)論完全一致，結(jié)論穩(wěn)健。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)

4 結(jié)論與政策啟示

官員變更造成的政策不確定性對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展具有顯著影響。本文以1991～2022 年共計(jì)32 年間我國(guó)31 個(gè)?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)為樣本，研究省級(jí)主要官員變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展的影響，以及基于財(cái)政科技支出強(qiáng)度的傳導(dǎo)路徑探尋。研究發(fā)現(xiàn)：（1）省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展具有顯著的負(fù)向影響，即省委書記的頻繁變動(dòng)會(huì)抑制地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展；（2）省委書記變更影響地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展的可能傳導(dǎo)路徑為“省委書記變更→財(cái)政科技支出強(qiáng)度→地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新”，即省委書記變更導(dǎo)致地方財(cái)政科技支出強(qiáng)度下降，進(jìn)而抑制地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展；（3）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，省委書記的學(xué)歷和企業(yè)工作經(jīng)歷具有顯著調(diào)節(jié)作用，而專業(yè)背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，其中，學(xué)歷背景加劇了其變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的負(fù)向影響，而企業(yè)工作經(jīng)歷則減弱其變更帶來(lái)的影響程度。這意味著，高學(xué)歷省委書記在更替時(shí)，可能會(huì)給地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)帶來(lái)更大的不確定性和抑制作用；具有企業(yè)工作經(jīng)歷的省委書記在上任后，可能更能理解企業(yè)的運(yùn)作機(jī)制和市場(chǎng)需求，從而能夠更快地穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期，減少政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響；（4）相比于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)的省委書記變更對(duì)地區(qū)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新發(fā)展具有更加顯著的影響；且這種影響隨著政府對(duì)科技創(chuàng)新重視程度的加深而不斷強(qiáng)化。

本文結(jié)論拓展了新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于宏觀制度環(huán)境中的政策不確定性影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的研究，同時(shí)啟示我們：（1）完善官員任期制度，穩(wěn)定市場(chǎng)政策預(yù)期。盡可能落實(shí)5 年任期的制度規(guī)定，降低官員變動(dòng)頻率，尤其高級(jí)官員，構(gòu)建更可預(yù)測(cè)的施政周期，減輕政策實(shí)施的不連貫性和不確定性，幫助穩(wěn)定市場(chǎng)創(chuàng)新主體對(duì)外部環(huán)境的預(yù)期，降低為適應(yīng)政策環(huán)境變化而做出調(diào)整的成本；（2）鼓勵(lì)創(chuàng)新實(shí)踐調(diào)研，提升創(chuàng)新規(guī)律認(rèn)識(shí)?！凹埳系脕?lái)終覺淺，絕知此事要躬行”，高級(jí)官員應(yīng)深入社會(huì)各類創(chuàng)新主體調(diào)研，加深對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)特征和規(guī)律的了解，為創(chuàng)新主體提供靈活和有針對(duì)性的支持，構(gòu)建以企業(yè)為主體的社會(huì)創(chuàng)新發(fā)展體系，形成更加活躍和具有韌性的創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)；（3）創(chuàng)新科技評(píng)價(jià)指標(biāo)，優(yōu)化官員晉升體系。政府應(yīng)著眼于建立更為科學(xué)、全面的評(píng)價(jià)體系，更好地引導(dǎo)官員在實(shí)踐中推動(dòng)創(chuàng)新。以實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新為導(dǎo)向，建立準(zhǔn)確、全面的評(píng)價(jià)指標(biāo)，將其納入官員晉升考核體系，避免對(duì)創(chuàng)新“數(shù)量” 的過度追求，而應(yīng)更關(guān)注創(chuàng)新“質(zhì)量”，更好地推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。

注釋：

①《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》 統(tǒng)計(jì)指標(biāo)發(fā)生變更，其中，“各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R＆D）經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出” 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)始于1998 年，并延續(xù)至今；“各地區(qū)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出” 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)始于1991 年，止于2008 年。為保證研究時(shí)序長(zhǎng)度和數(shù)據(jù)一致性，需將兩種統(tǒng)計(jì)口徑統(tǒng)一。由于兩種指標(biāo)存在顯著相關(guān)性，本文以上述兩種指標(biāo)在1998～2008 年共11 年的重合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，分?。▍^(qū)、市）建立了31 個(gè)一元線性回歸模型，分別擬合各省（區(qū)、市）數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示模型R2值均在0.98 以上，說明模型具有很好的擬合度。以此模型代入1991～1997 年各省（區(qū)、市）“科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出” 數(shù)據(jù)計(jì)算得到統(tǒng)一口徑后的“研究與試驗(yàn)發(fā)展（R＆D）經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出” 數(shù)據(jù)，因研發(fā)支出不可能為負(fù)，故對(duì)擬合結(jié)果中小于0 的個(gè)別樣本值賦值為0，最終得到完整的、口徑一致的“各地區(qū)研究與試驗(yàn)發(fā)展（R＆D）經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出” 數(shù)據(jù)。