吳延兵

摘要：中央向地方的財(cái)政與行政分權(quán)賦予地方官員轄區(qū)經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，但地方官員的經(jīng)濟(jì)行政權(quán)力并未受到制度的有力約束，從而形成具有中國(guó)特色的財(cái)政分權(quán)體制。中國(guó)式財(cái)政分權(quán)在激勵(lì)地方官員發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，也引發(fā)地方官員短視行為、政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)、偏向性招商引資政策和政企合謀等問(wèn)題，進(jìn)而削弱各類市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)。基于中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)顯著負(fù)向影響專利強(qiáng)度和研發(fā)強(qiáng)度?？紤]測(cè)量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實(shí)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(jì)干預(yù)，方能進(jìn)一步釋放財(cái)政分權(quán)體制的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán);技術(shù)創(chuàng)新;官員激勵(lì);經(jīng)濟(jì)干預(yù);專利;研發(fā)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2019（03）-0013-13

一、問(wèn)題的提出

科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力。改革開(kāi)放之初，中國(guó)就明確提出，科學(xué)技術(shù)是推動(dòng)現(xiàn)代生產(chǎn)力發(fā)展的決定性力量。1995年，中國(guó)實(shí)施“科教興國(guó)”戰(zhàn)略，把科教發(fā)展作為建設(shè)現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)的先導(dǎo)。2006年，《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要》確立創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)目標(biāo)。2012年十八大提出“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略”，強(qiáng)調(diào)“科技創(chuàng)新是提高社會(huì)生產(chǎn)力和綜合國(guó)力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國(guó)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(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”。中央政府再三重申，增強(qiáng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展動(dòng)力，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，是關(guān)系中國(guó)發(fā)展全局的戰(zhàn)略抉擇。

在中央政府持續(xù)推動(dòng)下，中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新取得長(zhǎng)足進(jìn)展。研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出（R&D）與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比，由1995年的0.57%增長(zhǎng)到2016年的2.11%①。國(guó)內(nèi)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)量由1986年的2671件增長(zhǎng)到2016年的1628881件，年均增長(zhǎng)率達(dá)32.92%②。盡管如此，中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍未擺脫粗放式增長(zhǎng)路徑。中國(guó)煤炭、石油、電力消耗量占世界的比重，一直高于中國(guó)GDP占世界的比重。以2014年為例，中國(guó)GDP占比9.1%，中國(guó)煤炭、石油、電力消耗量占比則高達(dá)49.8%、12.4%和24.3%③。中國(guó)GDP總量自2010年起已名列世界第二，但創(chuàng)新水平與經(jīng)濟(jì)大國(guó)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(guó)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(guó)整體創(chuàng)新水平呈上升趨勢(shì)，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(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率持續(xù)下滑，資源投入型增長(zhǎng)動(dòng)力不斷衰減，粗放型增長(zhǎng)模式已難以為繼。中國(guó)亟需通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型。

如何促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新？目前文獻(xiàn)多聚焦于分析技術(shù)創(chuàng)新的市場(chǎng)影響因素，鮮有文獻(xiàn)從制度層面和官員激勵(lì)視角，探析中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力不足的深層原因。本文以中國(guó)式財(cái)政分權(quán)制度為切入點(diǎn)，尋根究底，嘗試揭示該制度影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)理機(jī)制。通常認(rèn)為，改革開(kāi)放以來(lái)，中央向地方政府下放財(cái)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(jìn)而引發(fā)地區(qū)間標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1-2]。文獻(xiàn)綜述亦表明，財(cái)政分權(quán)是中國(guó)高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推手[3]。不過(guò)，近來(lái)不少學(xué)者注意到中國(guó)財(cái)政分權(quán)體制的負(fù)面激勵(lì)：地方政府在追求財(cái)稅收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，忽視教育、醫(yī)療等社會(huì)性公共品供給[4-5]。

最近有文獻(xiàn)關(guān)注到中國(guó)財(cái)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(jí)數(shù)據(jù)、周彬等利用2007—2012年省級(jí)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)政府科技支出[6-7]。潘鎮(zhèn)等運(yùn)用1994—2006年省級(jí)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)增進(jìn)政府科技支出，但地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)削弱財(cái)政分權(quán)的科技促進(jìn)作用[8]。白俊紅等基于2001—2013年省級(jí)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政收入分權(quán)抑制政府科技支出，財(cái)政支出分權(quán)卻產(chǎn)生積極效應(yīng)[9]。顧元媛等基于1997—2010年省級(jí)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)顯著降低地方政府的企業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼[10]。張梁梁等運(yùn)用2003—2013年地級(jí)市數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)負(fù)面影響政府科技支出[11]。大體而言，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府科技支出的影響效果可分為兩類：促進(jìn)效應(yīng)和抑制效應(yīng)。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(xiàn)有助于人們認(rèn)識(shí)財(cái)政分權(quán)的創(chuàng)新效應(yīng)，但它們的不足之處也不容忽視。首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)分析財(cái)政分權(quán)與地方政府科技支出之間的關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)分析財(cái)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(gè)方面，廣義上的技術(shù)創(chuàng)新則涵蓋各類市場(chǎng)主體的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出行為。探討財(cái)政分權(quán)對(duì)專利數(shù)量和研發(fā)投入的影響，能夠更全面地捕捉財(cái)政分權(quán)的創(chuàng)新效應(yīng)。其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)沒(méi)有充分考慮財(cái)政分權(quán)變量的內(nèi)生性問(wèn)題?？疾熵?cái)政分權(quán)對(duì)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(cái)政分權(quán)變量在模型中的反向因果難題，因?yàn)橄鄬?duì)于各類市場(chǎng)主體的創(chuàng)新行為而言，自上而下的財(cái)政分權(quán)制度更具外生性。而且，我們以市場(chǎng)分割指數(shù)作為財(cái)政分權(quán)的工具變量，有望進(jìn)一步克服因遺漏變量而造成的財(cái)政分權(quán)內(nèi)生性問(wèn)題。最后，更為重要的是，既有文獻(xiàn)未深入分析財(cái)政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在邏輯。中國(guó)財(cái)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(guó)特色的財(cái)政分權(quán)制度可簡(jiǎn)稱為“中國(guó)式財(cái)政分權(quán)”。中國(guó)式財(cái)政分權(quán)如何影響地方官員激勵(lì)，進(jìn)而影響市場(chǎng)主體的創(chuàng)新行為？目前尚缺乏這方面機(jī)制的清晰闡釋。

一般意義上，財(cái)政分權(quán)能夠加劇地方政府競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)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(guò)，中國(guó)式財(cái)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(zhǎng)、見(jiàn)效慢、溢出效應(yīng)大。地方官員為最大化任職期間的經(jīng)濟(jì)政治利益，有激勵(lì)利用轄區(qū)財(cái)政和行政自主權(quán)，側(cè)重見(jiàn)效快、易彰顯政績(jī)的短平快項(xiàng)目，漠視見(jiàn)效慢、難彰顯政績(jī)的創(chuàng)新項(xiàng)目。中央政府主要依賴自上而下垂直機(jī)制監(jiān)督地方官員，但由于中央地方間信息不對(duì)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(qiáng)有力“有形之手”，能夠削弱各類市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)，最終造成中國(guó)總體技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱、增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型困難。本文在細(xì)致考察中國(guó)財(cái)政分權(quán)制度背景的基礎(chǔ)上，提出中國(guó)式財(cái)政分權(quán)抑制技術(shù)創(chuàng)新的理論假說(shuō)，然后利用改革開(kāi)放以來(lái)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均支持理論假說(shuō)。

與以往研究相比，本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，闡明中國(guó)式財(cái)政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)理;第二，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出角度全面考察財(cái)政分權(quán)的創(chuàng)新效應(yīng);第三，識(shí)別財(cái)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(shuō)，第三節(jié)設(shè)定計(jì)量模型、介紹數(shù)據(jù)，第四節(jié)報(bào)告實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，第五節(jié)為結(jié)論與政策建議。

二、理論分析與假說(shuō)

傳統(tǒng)財(cái)政聯(lián)邦理論認(rèn)為，中央向地方財(cái)政分權(quán)，有利于提高地方公共物品供給效率。現(xiàn)代財(cái)政聯(lián)邦理論在此基礎(chǔ)上擴(kuò)展研究范疇，將傳統(tǒng)分權(quán)思想應(yīng)用于地方政府激勵(lì)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[12]。其基本思想是：在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府為擴(kuò)大稅基而相互競(jìng)爭(zhēng)，轄區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)促使政府放松管制、推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程，形成所謂“市場(chǎng)維護(hù)型聯(lián)邦制”。針對(duì)中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與增長(zhǎng)，Montinola等[1-2]提出“中國(guó)式聯(lián)邦制”——中國(guó)的中央-地方政府間組織結(jié)構(gòu)，類似西方國(guó)家的聯(lián)邦制分權(quán)結(jié)構(gòu)，符合“市場(chǎng)維護(hù)型聯(lián)邦制”的基本特征，中國(guó)因此實(shí)現(xiàn)強(qiáng)勁經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

然而，“市場(chǎng)維護(hù)型聯(lián)邦制”遺漏了財(cái)政分權(quán)賴以發(fā)揮作用的政治制度基礎(chǔ)。Rodden等認(rèn)識(shí)到，該理論屏蔽掉政治制度背景，沒(méi)有考慮實(shí)際政治過(guò)程[13]。楊其靜等認(rèn)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(fù)面效應(yīng)[14]。Bardhan指出，發(fā)展中國(guó)家和轉(zhuǎn)型國(guó)家往往缺少有效分權(quán)的條件，如人口自由流動(dòng)、官僚受到居民約束等[15]。Cai等針對(duì)“中國(guó)式聯(lián)邦制”提出如下質(zhì)疑：它強(qiáng)調(diào)中央向地方分權(quán)必須保持高度穩(wěn)定性，事實(shí)上中央可以隨時(shí)收回下放的行政和經(jīng)濟(jì)權(quán)力;它強(qiáng)調(diào)分權(quán)和競(jìng)爭(zhēng)能夠硬化地方政府預(yù)算約束，事實(shí)上地方政府經(jīng)常為虧損和負(fù)債的國(guó)有企業(yè)背書(shū)[16]。中國(guó)財(cái)政分權(quán)的負(fù)面影響也被實(shí)證文獻(xiàn)觀察到，例如地方政府偏向基本建設(shè)等生產(chǎn)性支出，忽視教育、醫(yī)療、社會(huì)保障、城市公用設(shè)施等公共品供給[17-18]。

中國(guó)財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有何影響？理論上，財(cái)政分權(quán)引發(fā)地區(qū)標(biāo)尺競(jìng)賽，推動(dòng)地方試驗(yàn)，有利于技術(shù)創(chuàng)新。不過(guò)，如前所述，財(cái)政分權(quán)并非單獨(dú)發(fā)揮作用，它嵌入到特定政治制度之中。中國(guó)并非真正意義上的聯(lián)邦制國(guó)家，中國(guó)財(cái)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(guó)特色的財(cái)政分權(quán)體制可簡(jiǎn)稱為“中國(guó)式財(cái)政分權(quán)”。在財(cái)政分權(quán)下，為最大化任期內(nèi)經(jīng)濟(jì)政治利益，地方官員有激勵(lì)利用轄區(qū)決策自主權(quán)，側(cè)重任期內(nèi)短期經(jīng)濟(jì)績(jī)效，忽視任期外長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)績(jī)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(duì)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(huì)性公共品，短期內(nèi)無(wú)法彰顯官員政績(jī)、無(wú)法兌現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，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(zhǎng)、見(jiàn)效慢、短期內(nèi)難以彰顯官員政績(jī)的特性，應(yīng)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(chǎng)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(cái)政支出傾向，但難以直接影響各類市場(chǎng)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(qiáng)有力政府“有形之手”，間接影響各類市場(chǎng)主體的行為。因此，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制與其影響社會(huì)性公共品供給的機(jī)制并不完全相同。具體來(lái)說(shuō)，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)造成地方官員短視行為、政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)、偏向性競(jìng)爭(zhēng)政策和政企合謀等不利于技術(shù)創(chuàng)新的環(huán)境氛圍，進(jìn)而弱化市場(chǎng)微觀主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)。

在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，地方官員行為短視化，抑制財(cái)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(duì)稱，官僚層級(jí)過(guò)長(zhǎng)造成信息傳輸損耗和失真，上級(jí)對(duì)直接下級(jí)缺乏足夠的監(jiān)管激勵(lì)（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(cái)政和行政自主權(quán)，制定于己有利的財(cái)政政策，側(cè)重任期之內(nèi)的短期利益。此外，地方政府職責(zé)具有多維度、多任務(wù)、不易量化的特性[19]，中央政府幾乎不可能找到一個(gè)統(tǒng)一的、具有充分信息量的指標(biāo)來(lái)綜合評(píng)價(jià)地方官員的政績(jī)。事實(shí)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(cè)、易度量的GDP指標(biāo)考核地方官員，并將GDP增長(zhǎng)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(lái)GDP增長(zhǎng)的投資項(xiàng)目。技術(shù)創(chuàng)新具有投資周期長(zhǎng)、見(jiàn)效慢、風(fēng)險(xiǎn)高的特性，它雖有助于提升地區(qū)長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)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(cái)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(jì)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(cái)政總支出的22.7%，科技支出占比只有2.2%根據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算。生產(chǎn)性支出由五項(xiàng)加總而成：農(nóng)林水支出，交通運(yùn)輸支出，資源勘探信息等支出，商業(yè)服務(wù)業(yè)等支出，金融支出。。財(cái)政性科技支出占比過(guò)低，無(wú)法形成有力的市場(chǎng)創(chuàng)新帶動(dòng)效應(yīng)，不利于營(yíng)造鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新的社會(huì)文化氛圍，整體上抑制技術(shù)創(chuàng)新步伐。

在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，地方政府主導(dǎo)、干預(yù)地方經(jīng)濟(jì)，削弱市場(chǎng)微觀主體的創(chuàng)新積極性。中央向地方的行政與財(cái)政分權(quán)，使得地方政府在地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)中擁有強(qiáng)大的資源動(dòng)員能力，在市場(chǎng)資源配置中處于主導(dǎo)地位、擁有實(shí)際權(quán)威，形成事實(shí)上的地方政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)模式。具體表現(xiàn)在如下方面。第一，地方政府控制著財(cái)政、土地、礦藏、融資平臺(tái)等巨量經(jīng)濟(jì)資源，擁有項(xiàng)目審批、經(jīng)營(yíng)許可證發(fā)放、土地資源使用、投資限制等諸多經(jīng)濟(jì)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(chǎng)投資行為。產(chǎn)業(yè)政策的制定和實(shí)施，通常伴隨著稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼等政策支持，地方政府借此能夠引導(dǎo)市場(chǎng)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(yù)地方國(guó)有企業(yè)的投資決策。在水平監(jiān)督機(jī)制缺乏的情況下，地方政府及官員干預(yù)市場(chǎng)運(yùn)行的權(quán)力很難受到有力掣肘，于是，中國(guó)式財(cái)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(cái)政支出傾向，而且能夠借助強(qiáng)有力政府“有形之手”，影響諸多市場(chǎng)參與者的投資傾向。地方官員動(dòng)用財(cái)稅資源、運(yùn)用政策優(yōu)惠手段，追求規(guī)模擴(kuò)張，而非追求穩(wěn)步增長(zhǎng)，造成各類市場(chǎng)主體的急功近利投資行為，嚴(yán)重削弱企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新的積極性和主動(dòng)性。此外，政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)經(jīng)常采用行政壁壘、市場(chǎng)管制等手段干預(yù)市場(chǎng)運(yùn)行，加大了微觀主體的生產(chǎn)成本和市場(chǎng)交易成本，既不利于新企業(yè)設(shè)立，也不利于既有企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新項(xiàng)目?，F(xiàn)實(shí)中可觀察到，政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)往往造成一哄而上、高度同質(zhì)化的行業(yè)發(fā)展態(tài)勢(shì)，導(dǎo)致一些產(chǎn)業(yè)短期內(nèi)就陷入重復(fù)建設(shè)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(guò)剩、企業(yè)負(fù)債累累，背后就是地方政府主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的結(jié)果。

在中國(guó)式財(cái)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(cái)政分權(quán)引發(fā)地方政府為爭(zhēng)奪財(cái)稅資源而展開(kāi)激烈的招商引資競(jìng)爭(zhēng)。招商引資競(jìng)爭(zhēng)有助于促成快速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但在官員行為短視近利、勞動(dòng)力自由流動(dòng)受阻的條件下，其未必有利于技術(shù)創(chuàng)新和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，在招商引資過(guò)程中，地方官員為追求即期利益和政績(jī)，偏重短期內(nèi)易產(chǎn)生收益、易彰顯政績(jī)的短平快項(xiàng)目，相對(duì)忽視短期內(nèi)難產(chǎn)生收益、難彰顯政績(jī)的創(chuàng)新性項(xiàng)目。短平快投資能快速增加本地稅基、能取得“立竿見(jiàn)影”式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果，引進(jìn)該類投資就成為地方政府招商引資工作的重中之重。當(dāng)有限的資源、政策集中于短平快引資項(xiàng)目時(shí)，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(dòng)就受到阻塞，創(chuàng)新資源的配置效率就會(huì)降低。其次，在激烈的招商引資競(jìng)爭(zhēng)中，資源稟賦條件較差、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較薄的地區(qū)往往缺乏競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，這些地區(qū)的地方政府可能放棄參與競(jìng)爭(zhēng)，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)榧兇獾摹奥訆Z者”，因?yàn)樗鼈円呀?jīng)注定是競(jìng)爭(zhēng)的失敗者。此類地方政府，若無(wú)積極性參與地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)，遑論有積極性推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，結(jié)果是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題日益凸顯。最后，招商引資競(jìng)爭(zhēng)使得資本跨地區(qū)流動(dòng)暢通，戶籍制度則使得勞動(dòng)力跨地區(qū)流動(dòng)受阻，從而一定程度上造成資源錯(cuò)配和誤置。在中國(guó)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(wù)與戶籍捆綁在一起，導(dǎo)致居民遷移成本高昂，導(dǎo)致“用腳投票”機(jī)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(dòng)力市場(chǎng)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(jìn)程。

在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，地方政府與企業(yè)合謀，阻滯市場(chǎng)進(jìn)入和創(chuàng)新投資。中國(guó)式財(cái)政分權(quán)創(chuàng)設(shè)出地方官員向企業(yè)設(shè)租尋租的有利條件：地方官員擁有轄區(qū)項(xiàng)目審批等經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，而這些經(jīng)濟(jì)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(jì)資源，也千方百計(jì)與政府官員建立政治關(guān)聯(lián)。政企合謀擾亂市場(chǎng)秩序，損害市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，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(dāng)?shù)仄髽I(yè)，促使企業(yè)采取重視安全、保護(hù)環(huán)境、節(jié)約資源的集約生產(chǎn)方式，也可能與當(dāng)?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(jì)發(fā)展的真實(shí)成本，地方官員傾向選擇于己有利的、經(jīng)濟(jì)效果立竿見(jiàn)影的粗放生產(chǎn)方式，而不予考慮該生產(chǎn)方式的社會(huì)成本[21]。在地方政府庇護(hù)下，政治關(guān)聯(lián)企業(yè)為賺取更多利潤(rùn)，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(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。政治關(guān)聯(lián)企業(yè)能夠獲得額外經(jīng)濟(jì)資源，能夠獲取受政府保護(hù)的市場(chǎng)壟斷力量，從而有效阻止?jié)撛诟?jìng)爭(zhēng)者進(jìn)入市場(chǎng)。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(dòng)性較大，創(chuàng)新項(xiàng)目的外部掣肘較少，創(chuàng)新投入、創(chuàng)新成果相應(yīng)較多[22]。政企合謀往往伴隨著權(quán)錢(qián)交易、行賄受賄等黑箱操作，破壞法律效力和執(zhí)法效果，導(dǎo)致企業(yè)無(wú)法產(chǎn)生穩(wěn)定的市場(chǎng)預(yù)期，使得企業(yè)喪失持續(xù)創(chuàng)新動(dòng)力。

綜上，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)引發(fā)地方官員短視行為、政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)、有偏招商引資政策、政企合謀等問(wèn)題，進(jìn)而削弱市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)、阻礙技術(shù)創(chuàng)新步伐。由此，本文提出如下待實(shí)證檢驗(yàn)的理論假說(shuō)：中國(guó)式財(cái)政分權(quán)抑制技術(shù)創(chuàng)新。[WTBX]

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

本文采用1978年以來(lái)中國(guó)內(nèi)陸31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）海南省設(shè)立于1988年，重慶直轄市設(shè)立于1997年。面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)中國(guó)式財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。基準(zhǔn)計(jì)量模型設(shè)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(cái)政分權(quán)度;ui為省份固定效應(yīng)，用來(lái)刻畫(huà)不隨時(shí)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(yīng)，用來(lái)刻畫(huà)不隨省份變化的時(shí)間特征，如全國(guó)性的宏觀因素、經(jīng)濟(jì)政策等;X為控制變量向量;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)理論假說(shuō)，我們預(yù)期財(cái)政分權(quán)系數(shù)估計(jì)值α1統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)，即財(cái)政分權(quán)對(duì)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(shí)際GDP的比重（記為pat/rgdp，實(shí)際GDP以1978年價(jià)格計(jì)算），衡量每單位實(shí)際GDP所含的專利數(shù)量，可稱為專利強(qiáng)度。以實(shí)際GDP作為權(quán)重，目的是控制各省實(shí)際經(jīng)濟(jì)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(wú)特別說(shuō)明，GDP即指名義GDP），可稱為研發(fā)強(qiáng)度;該變量中，分子分母都含有價(jià)格因素、兩者相除可消除價(jià)格，研發(fā)與GDP故而都采用名義值。

核心解釋變量為財(cái)政分權(quán)。財(cái)政分權(quán)表征中央向地方下放的經(jīng)濟(jì)權(quán)力，可分別從財(cái)政支出維度和財(cái)政收入維度度量。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)稅制幾經(jīng)變革（如，利改稅、財(cái)政包干制、分稅制），地方政府征稅范圍、收入分成比例隨時(shí)間不斷變化，導(dǎo)致財(cái)政收入分權(quán)存在著時(shí)間不一致性問(wèn)題。中央與地方的財(cái)政支出權(quán)責(zé)相對(duì)明確、地方財(cái)政支出范疇相對(duì)穩(wěn)定，財(cái)政支出分權(quán)能夠更準(zhǔn)確、一致地刻畫(huà)財(cái)政分權(quán)度。有鑒于此，本文遵循相關(guān)文獻(xiàn)的通常表示方法[17，23-24]，用如下兩個(gè)指標(biāo)度量財(cái)政分權(quán)。

預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)（bfd）只考慮中央和地方的預(yù)算財(cái)政支出，總財(cái)政支出分權(quán)（cfd）綜合考慮預(yù)算財(cái)政支出和預(yù)算外財(cái)政支出。由于預(yù)算外支出具有相當(dāng)?shù)囊?guī)模，總財(cái)政支出分權(quán)能夠更真實(shí)地刻畫(huà)分權(quán)度。上述財(cái)政分權(quán)指標(biāo)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(jiàn)，核心解釋變量還用如下兩個(gè)指標(biāo)度量：地方預(yù)算財(cái)政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重（記為fis）、市場(chǎng)化指數(shù)（記為mar）。預(yù)算財(cái)政支出占GDP的比重越高，意味著地方政府主導(dǎo)地方經(jīng)濟(jì)的程度越高、財(cái)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(chǎng)化指數(shù)表征各省市場(chǎng)化進(jìn)程，可作為政府分配經(jīng)濟(jì)資源的反向指標(biāo)，預(yù)期市場(chǎng)化指數(shù)對(duì)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(duì)外開(kāi)放度、交通基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用兩個(gè)指標(biāo)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(duì)外開(kāi)放度表示為進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重（記為tra）。國(guó)際貿(mào)易促進(jìn)知識(shí)、信息、技術(shù)流動(dòng)，加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，預(yù)期其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有正向影響。交通基礎(chǔ)設(shè)施用人均公路里程表示（記為roa）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用滯后一期人均實(shí)際GDP表示（記為rpc）。

回歸模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)可能存在著異方差，省內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平、省內(nèi)隨機(jī)誤差項(xiàng)均可能存在著序列相關(guān)，本文估計(jì)結(jié)果將報(bào)告聚類到省份的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。針對(duì)財(cái)政分權(quán)變量的內(nèi)生性問(wèn)題，本文以市場(chǎng)分割度（記為seg）作為財(cái)政分權(quán)的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

專利授權(quán)量來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，年份為1987—2014年。研發(fā)支出來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，年份為2000—2014年。預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)、總財(cái)政支出分權(quán)數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》，前者年份為1978—2014年，后者年份為1987—2010年（2011年起，預(yù)算外財(cái)政不再單列）。市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)自樊綱等[25]，年份為1997—2009年。市場(chǎng)分割度測(cè)算數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（后文將詳細(xì)介紹市場(chǎng)分割的計(jì)算方法），年份為1988—2013年。其他變量的數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1報(bào)告變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出看，1987—2014年，每百億元實(shí)際GDP平均產(chǎn)生285項(xiàng)專利，每百億元名義GDP平均產(chǎn)生86項(xiàng)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(cái)政分權(quán)指標(biāo)在考察期間有相當(dāng)大的波動(dòng)，總財(cái)政支出分權(quán)略高于預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)。地方預(yù)算財(cái)政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重平均為17.7%，市場(chǎng)化指數(shù)平均為5.7，說(shuō)明地方政府擁有轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的較大影響力、控制力。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）以專利數(shù)量為被解釋變量

表2估計(jì)結(jié)果以專利授權(quán)量/實(shí)際GDP（pat/rgdp）為被解釋變量、以預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)（bfd）為核心解釋變量。為檢驗(yàn)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(yīng)，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值為負(fù)，但并不顯著。

第（2）列進(jìn)一步控制工業(yè)占比（ind）和第三產(chǎn)業(yè)占比（ser），預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值在10%水平上顯著為負(fù)，表明財(cái)政分權(quán)度越高，每單位實(shí)際GDP產(chǎn)生的專利數(shù)量（專利強(qiáng)度）越低。

第（3）列進(jìn)一步控制對(duì)外開(kāi)放度（tra），預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值在5%水平上顯著為負(fù)，系數(shù)絕對(duì)值有所增加。

第（4）列引入交通基礎(chǔ)設(shè)施（取對(duì)數(shù)，lnroa），

第（5）列引入滯后一期人均實(shí)際GDP（取對(duì)數(shù)，L.lnrpc），預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值的顯著性及系數(shù)大小均沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。綜上，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)對(duì)專利強(qiáng)度表現(xiàn)出穩(wěn)定的顯著負(fù)影響。

第（5）列顯示，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)每增加一個(gè)單位，每百億元實(shí)際GDP所含專利數(shù)量減少36項(xiàng)。

上述回歸的時(shí)間區(qū)間為1987—2014年。在此期間，我國(guó)財(cái)稅體制發(fā)生重大變化：1994年實(shí)行分稅制，取代先前的財(cái)政包干制。分稅制改革，旨在提高中央財(cái)政收入占比;事實(shí)上，中央又以轉(zhuǎn)移支付方式，將大部分財(cái)政收入返還給地方政府。結(jié)果是，地方預(yù)算財(cái)政支出占全國(guó)預(yù)算財(cái)政支出的比重，并沒(méi)有降低，反而上升，由1994年70%逐步上升到2014年85%《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2017）》，第204頁(yè)。。也因此，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)表現(xiàn)出時(shí)間連續(xù)性。不過(guò)，為排除財(cái)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(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)對(duì)專利強(qiáng)度有顯著負(fù)影響，結(jié)果保持穩(wěn)健。

以上回歸均以專利授權(quán)量/實(shí)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(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值在1%水平上顯著為負(fù)，其每增加一個(gè)單位，每百億元名義GDP所含專利數(shù)量減少11項(xiàng)。

控制變量中，第三產(chǎn)業(yè)占比、對(duì)外開(kāi)放度表現(xiàn)出顯著正影響，表明產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放能顯著促進(jìn)創(chuàng)新;工業(yè)化程度、交通基礎(chǔ)設(shè)施、人均實(shí)際GDP沒(méi)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(yù)算財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值均在5%以上水平上顯著為負(fù)。各控制變量對(duì)研發(fā)強(qiáng)度沒(méi)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(cái)政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新的顯著負(fù)向關(guān)聯(lián)，是控制省份和年份固定效應(yīng)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(jì)政策差異的影響。雖然不同技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)所捕捉的信息有所差異，但估計(jì)結(jié)果都一致支持理論假說(shuō)。

（三）采用不同財(cái)政分權(quán)變量

預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)僅考慮預(yù)算財(cái)政支出，未考慮規(guī)模巨大的預(yù)算外財(cái)政支出，使得財(cái)政分權(quán)變量可能存在著測(cè)量誤差問(wèn)題。該種測(cè)量誤差進(jìn)入回歸模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)，造成財(cái)政分權(quán)變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)，導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。現(xiàn)通過(guò)設(shè)定不同的財(cái)政分權(quán)變量，盡可能減少因采用單一財(cái)政分權(quán)指標(biāo)而造成的估計(jì)偏誤。表4為相關(guān)估計(jì)結(jié)果。第（1）—（2）列以總財(cái)政支出分權(quán)（cfd）作為財(cái)政分權(quán)變量。被解釋變量無(wú)論是專利授權(quán)量與實(shí)際GDP之比（pat/rgdp）還是研發(fā)與GDP之比（rd/gdp），總財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值都顯著為負(fù)。

中國(guó)式財(cái)政分權(quán)造成地方政府深度介入經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，形成地方政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。我們用地方預(yù)算財(cái)政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重（fis）來(lái)刻畫(huà)地方政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)程度。該指標(biāo)可作為財(cái)政分權(quán)的近似度量：該指標(biāo)越大，表明財(cái)政分權(quán)程度越高。第（3）—（4）列結(jié)果表明，地方預(yù)算財(cái)政支出占比對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有顯著負(fù)影響。市場(chǎng)化程度作為地方政府分配經(jīng)濟(jì)資源的反向指標(biāo)，應(yīng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有積極效應(yīng)。第（5）—（6）列以市場(chǎng)化指數(shù)（mar）為核心解釋變量，正像預(yù)期的那樣，市場(chǎng)化指數(shù)估計(jì)值顯著為正。

（四）財(cái)政分權(quán)變量滯后一期

財(cái)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(duì)地方政府而言是相對(duì)外生的，對(duì)市場(chǎng)主體而言更具外生性。在中國(guó)式財(cái)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(jì)行政權(quán)力，擁有強(qiáng)大的資源支配力和經(jīng)濟(jì)控制力，深刻影響著轄區(qū)市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新行為。所以，在因果關(guān)系上，財(cái)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(cái)政分權(quán)變量進(jìn)行檢驗(yàn)。這里的邏輯是，即便技術(shù)創(chuàng)新影響財(cái)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(cái)政分權(quán)，而不是影響上期財(cái)政分權(quán)。換言之，若能發(fā)現(xiàn)滯后一期財(cái)政分權(quán)顯著影響本期技術(shù)創(chuàng)新，一定程度上可證實(shí)財(cái)政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新間的因果聯(lián)系。

表5報(bào)告將預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)、總財(cái)政支出分權(quán)、預(yù)算財(cái)政支出占比、市場(chǎng)化指數(shù)分別滯后一期（依次記為L(zhǎng).bfd、L.cfd、L.fis、L.mar）的估計(jì)結(jié)果。被解釋變量不論是專利強(qiáng)度還是研發(fā)強(qiáng)度，上述滯后一期變量估計(jì)值的方向和顯著性均與理論預(yù)期相一致，表明財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有因果影響。

（五）工具變量估計(jì)

上文已排除因測(cè)量誤差、反向因果而造成的估計(jì)偏誤，但仍然可能存在著某些不可觀測(cè)且與財(cái)政分權(quán)相關(guān)的遺漏變量，導(dǎo)致財(cái)政分權(quán)估計(jì)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(wèn)題。

本文以市場(chǎng)分割度作為財(cái)政分權(quán)的工具變量。各省份市場(chǎng)分割度以相對(duì)價(jià)格指數(shù)法來(lái)構(gòu)建。本文選取1988—2013年全國(guó)28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）不包括港澳臺(tái)、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(shū)報(bào)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(jià)格指數(shù)作為原始數(shù)據(jù)，構(gòu)建包括時(shí)間t、省份i、商品k的三維數(shù)據(jù)（共計(jì)26×28×9=6552個(gè)觀測(cè)值）。采用與陸銘等[26]相同的計(jì)算方法計(jì)算步驟如下。

（1）選取相鄰省作為觀測(cè)對(duì)象。我們直接對(duì)28個(gè)省分別找相鄰省進(jìn)行配對(duì)，不排除重復(fù)的配對(duì)，共有150對(duì)接壤省的配對(duì)結(jié)果。150個(gè)配對(duì)、26年、9類商品共有150×26×9=35100個(gè)觀測(cè)值。

（2）取對(duì)數(shù)、求差分?！吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》只提供商品零售價(jià)格指數(shù)的環(huán)比數(shù)據(jù)，可通過(guò)對(duì)環(huán)比數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)、求差分而得到相鄰省的相對(duì)價(jià)格比。

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

（4）去均值。影響商品價(jià)格的因素，既有市場(chǎng)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(jià)格波動(dòng)，去均值后所得到的相對(duì)價(jià)格變化僅與地區(qū)間市場(chǎng)分割因素和一些隨機(jī)因素相關(guān)。

（5）求方差。去均值后，將每一年每一個(gè)配對(duì)省的九類商品求方差，方差大小代表價(jià)格波動(dòng)范圍。

（6）求方差的均值。每一個(gè)省的市場(chǎng)分割指數(shù)是該省與其相鄰省相對(duì)價(jià)格方差的平均值。共得出26×28=728個(gè)市場(chǎng)分割指數(shù)。詳細(xì)的計(jì)算方法可參見(jiàn)陸銘等[26]。，共得到26年×28省=728個(gè)市場(chǎng)分割觀測(cè)值，它們表示各省與所有鄰省的市場(chǎng)分割程度的時(shí)序變化。

有效工具變量應(yīng)滿足其與內(nèi)生變量相關(guān)、與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)兩個(gè)條件。就相關(guān)性而言，財(cái)政分權(quán)強(qiáng)化地方政府財(cái)政激勵(lì)，各地區(qū)為保護(hù)本地資源、市場(chǎng)、稅基各自為戰(zhàn)，“以鄰為壑”地方保護(hù)政策成為地方政府的理性選擇[26]。因而，刻畫(huà)地方保護(hù)程度的市場(chǎng)分割指數(shù)與財(cái)政分權(quán)高度相關(guān)。就外生性而言，市場(chǎng)分割與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)這個(gè)條件并不容易滿足，市場(chǎng)分割可能通過(guò)多種渠道影響技術(shù)創(chuàng)新：比如，市場(chǎng)分割影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又影響技術(shù)創(chuàng)新;又如，市場(chǎng)分割導(dǎo)致地區(qū)重復(fù)建設(shè)、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(shí)際GDP、工業(yè)增加值占比、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、交通基礎(chǔ)設(shè)施等變量?？刂七@些變量以及省份、年份固定效應(yīng)后，市場(chǎng)分割應(yīng)僅通過(guò)財(cái)政分權(quán)這個(gè)渠道影響技術(shù)創(chuàng)新。為強(qiáng)化市場(chǎng)分割的外生性，以其滯后一期值作為財(cái)政分權(quán)的工具變量。

本文還用滯后一期財(cái)政分權(quán)作為本期財(cái)政分權(quán)的工具變量。一方面，由于時(shí)間上的連貫性、繼承性，滯后一期財(cái)政分權(quán)與本期財(cái)政分權(quán)之間高度相關(guān)。另一方面，控制省份經(jīng)濟(jì)變量以及省份和年份固定效應(yīng)后，滯后一期財(cái)政分權(quán)應(yīng)僅通過(guò)本期財(cái)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(yàn)方法。首先，工具變量和被工具變量必須強(qiáng)相關(guān)，否則，就產(chǎn)生弱工具變量問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)量有偏。使用兩階段最小二乘估計(jì)法時(shí)，可利用第一階段的F統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷兩者之間關(guān)系的強(qiáng)弱。一般而言，如果F統(tǒng)計(jì)量大于經(jīng)驗(yàn)值10，則不存在弱工具變量問(wèn)題[27]。其次，如果存在兩個(gè)及以上工具變量，可采取過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)來(lái)判斷工具變量是否符合外生性假設(shè)。兩種檢驗(yàn)的結(jié)果報(bào)告于表6底部。

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

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

（六）以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占比為被解釋變量

在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，地方官員任職期間既有漠視短期內(nèi)無(wú)法見(jiàn)效、無(wú)法彰顯政績(jī)的技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)，也有重視短期內(nèi)易見(jiàn)效、易彰顯政績(jī)的生產(chǎn)性投資的激勵(lì)。因此，財(cái)政分權(quán)在抑制技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，也應(yīng)促進(jìn)固定資產(chǎn)投資。若能發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)顯著正向影響固定資產(chǎn)投資，則可為財(cái)政分權(quán)的創(chuàng)新負(fù)效應(yīng)源于地方官員利益驅(qū)動(dòng)這一邏輯提供反向支持證據(jù)。

本文以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重（記為fix/gdp）為被解釋變量，來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)的投資效應(yīng)。表7報(bào)告相關(guān)估計(jì)結(jié)果本文也以滯后一期市場(chǎng)分割度、滯后一期核心解釋變量作為工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)。2SLS與OLS結(jié)果基本一致，但部分2SLS結(jié)果的過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)拒絕工具變量為外生的原假設(shè)。因篇幅所限，未匯報(bào)2SLS結(jié)果。。結(jié)果顯示，預(yù)算財(cái)政支出分權(quán)、預(yù)算財(cái)政支出占比的估計(jì)值顯著為正，總財(cái)政支出分權(quán)估計(jì)值接近10%顯著性水平，市場(chǎng)化指數(shù)估計(jì)值雖不顯著但仍有預(yù)期中的作用方向?？傮w而言，財(cái)政分權(quán)促進(jìn)固定資產(chǎn)投資。

綜上所述，財(cái)政分權(quán)顯著負(fù)影響技術(shù)創(chuàng)新、顯著正影響固定資產(chǎn)投資。這些實(shí)證結(jié)果的背后是地方官員的利益和政績(jī)觀：在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，地方官員受利益和政績(jī)驅(qū)動(dòng)，側(cè)重短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)明顯的固定資產(chǎn)投資，漠視短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)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(cái)政與行政分權(quán)賦予地方官員轄區(qū)經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，但地方官員的經(jīng)濟(jì)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(jì)政治利益，地方官員利用轄區(qū)經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，偏重見(jiàn)效快、易彰顯政績(jī)的短平快項(xiàng)目，漠視見(jiàn)效慢、難彰顯政績(jī)的技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目。中央政府依賴自上而下垂直機(jī)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(qiáng)有力政府“有形之手”，影響諸多市場(chǎng)參與者的創(chuàng)新行為。具體而言，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)引發(fā)地方官員短視行為、政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)、有偏招商引資政策、政企合謀等問(wèn)題，進(jìn)而削弱各類市場(chǎng)主體的技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)?；诟母镩_(kāi)放以來(lái)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究表明，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)顯著抑制技術(shù)創(chuàng)新：財(cái)政分權(quán)程度越高，專利強(qiáng)度和研發(fā)強(qiáng)度越低?？紤]測(cè)量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實(shí)證結(jié)果保持穩(wěn)健。

粗放增長(zhǎng)方式向集約增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型，是中國(guó)可持續(xù)發(fā)展的客觀要求。為培育增長(zhǎng)新動(dòng)力、打造發(fā)展新引擎，應(yīng)通過(guò)深化改革增進(jìn)財(cái)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(huì)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(yán)重的信息不對(duì)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(dòng)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(wù)質(zhì)量、營(yíng)商環(huán)境，擁有比垂直監(jiān)督者更多的信息，能更客觀地評(píng)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(huì)福利和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。把官員權(quán)力關(guān)進(jìn)制度的籠子里，設(shè)租尋租行為大大減少，各類市場(chǎng)主體預(yù)期穩(wěn)定，創(chuàng)新力、競(jìng)爭(zhēng)力將持續(xù)增強(qiáng)。其次，減少地方政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)，加快推進(jìn)政府職能轉(zhuǎn)型。地方政府深度介入經(jīng)濟(jì)活動(dòng)后，地方官員的自利短視行為作用于諸多市場(chǎng)主體，造成整個(gè)社會(huì)急功近利式經(jīng)濟(jì)行為。以政府治理能力現(xiàn)代化為導(dǎo)向，削減地方政府干預(yù)市場(chǎng)的行政權(quán)力，是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要突破口。簡(jiǎn)政放權(quán)，充分讓市場(chǎng)發(fā)揮資源配置的決定性作用，方能為大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新?tīng)I(yíng)造良好政策環(huán)境，方能持續(xù)增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。[JY]完善官員監(jiān)管體系、 減少政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)，應(yīng)成為深化改革的重點(diǎn)內(nèi)容。若能如此，能夠進(jìn)一步釋放財(cái)政分權(quán)體制的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力，能夠更充分激發(fā)市場(chǎng)微觀主體的創(chuàng)新能動(dòng)性，從而開(kāi)創(chuàng)未來(lái)中國(guó)可持續(xù)、高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新局面。

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