王金杰 盛玉雪

一、引 言

公共研發(fā)承擔(dān)著基礎(chǔ)知識與共性技術(shù)供給、重點領(lǐng)域與特殊行業(yè)創(chuàng)新項目培育等重要功能，具備非經(jīng)濟性公共物品特征，彌補了市場機制在基礎(chǔ)科學(xué)領(lǐng)域以及一些創(chuàng)新成本較高、創(chuàng)新風(fēng)險較大的科技領(lǐng)域資源配置不足。自2006年提出建設(shè)創(chuàng)新型國家以來，我國逐步發(fā)展成為僅次于美國的第二大研發(fā)經(jīng)費投入國，公共研發(fā)支出成為提升區(qū)域創(chuàng)新能力的重要途徑，也成為各地方政府發(fā)展創(chuàng)新經(jīng)濟的重要手段。2017年，國家財政科學(xué)技術(shù)支出總量為 8383.6億元，近十年來的年均增長率為 22.4%，遠超同期經(jīng)濟增長速度。其中，2012年地方政府首次超越中央政府成為公共研發(fā)的主要投入者，2017年地方政府在公共科技支出中的占比達到了 59.1%，而在總量高速增長的同時，也出現(xiàn)了地方政府缺乏有效的監(jiān)督、對官員短期內(nèi)行政績效缺乏監(jiān)督等政府失靈行為(傅勇，2010)，這引發(fā)了地方公共研發(fā)支出出現(xiàn)錯誤配置。有效治理這種政府失靈行為以提高公共研發(fā)支出效率、促進公共資源的有效配置和長期經(jīng)濟增長尤為必要(劉勇政等，2011)。

關(guān)于如何通過有效治理改善地方公共研發(fā)支出的研究，現(xiàn)有文獻主要從“政府治理”“腐敗治理”“官員治理”對公共研發(fā)支出的影響等角度展開研究(傅勇，2010；謝升峰，2006；皮建才，2012)，強調(diào)改善地方政府內(nèi)部機構(gòu)的行政結(jié)構(gòu)、政府機構(gòu)的行政效率、政府官員的腐敗程度等對地方公共研發(fā)支出規(guī)模的影響，歸結(jié)起來在已有研究中產(chǎn)生了兩種互相矛盾的觀點：一是有效治理將降低地方公共研發(fā)支出。由于監(jiān)管或信息的缺失，官員極易利用權(quán)利在極度缺少競爭、市場價格不透明的領(lǐng)域獲得“傭金”(Mauro，1998)，同時，科技創(chuàng)新的高風(fēng)險性可能成為地方政府的“尚方寶劍”，可能成為公共研發(fā)投入高而產(chǎn)出低下的“遮陽傘”，導(dǎo)致官員總是傾向于盡可能地擴大公共支出規(guī)模，以獲得更多的貪腐機會(Niskanen，1971；謝升峰，2006)，公共研發(fā)支出作為財政支出的一部分，也將由于政府官員的濫用職權(quán)存在“虛胖”。因此，有效的治理將壓縮公共研發(fā)支出可侵占、挪用和截留的空間，從源頭上減少公共研發(fā)支出。二是有效治理將增加公共研發(fā)支出。這類文獻以財政支出結(jié)構(gòu)為研究對象，認(rèn)為一個“短視”的政府將會大量投資到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等生產(chǎn)性公共物品，而壓縮教育、衛(wèi)生等消費性公共物品的支出(傅勇和張晏，2007；吳俊培和姚連芳，2008)。由于公共研發(fā)支出的現(xiàn)實成效一般需要很長的時間才能顯現(xiàn)，具有一定的消費屬性，其實際支出規(guī)模將低于社會最優(yōu)規(guī)模，存在“營養(yǎng)不良”?？偟膩砜?，現(xiàn)有研究主要圍繞地方政府內(nèi)部的治理而展開，主要治理公權(quán)濫用、政府短視等失靈行為(吳俊培和姚蓮芳，2008；劉窮志和何奇，2011；劉勇政和馮海波，2011)，并對地方公共研發(fā)支出規(guī)模產(chǎn)生或負(fù)向或正向的影響，從而使得公共研發(fā)實際支出更接近社會最優(yōu)支出規(guī)模。由此可見，目前地方政府內(nèi)部治理是降低還是增加地方公共研發(fā)支出的已有研究結(jié)論仍然大相徑庭，如圖1所示。

事實上，改善地方公共研發(fā)支出配置僅僅關(guān)注如何改善地方政府內(nèi)部治理這種直接的治理行為可能有失偏頗，引起地方公共研發(fā)支出誤配的也可能是地方政府策略互動(蹤家峰等，2009；潘鎮(zhèn)等，2013)、“標(biāo)尺競爭”(Besley和 Case，1995；周業(yè)安，2012)等原因，但少有學(xué)者突破有效治理與政府支出的直接關(guān)系，探討如何系統(tǒng)性改善地方公共研發(fā)支出配置的問題。其可能的原因在于：第一，地方政府策略互動、標(biāo)尺競爭等政府失靈行為對地方公共研發(fā)支出誤配的影響更為隱蔽和不易發(fā)現(xiàn)，僅有少部分學(xué)者突破對于地方政府內(nèi)部治理與政府支出的直接關(guān)系，探討治理所帶來的空間溢出效應(yīng)問題(郭杰等，2013)，但并沒有系統(tǒng)性的剖析治理與地方政府支出規(guī)模的空間機制，缺乏對于治理本身的深度探討。第二，對于地方公共研發(fā)支出這類公共物品的治理主要還是政府起到主導(dǎo)作用，尤其是財政分權(quán)框架下所帶來的財政和政治激勵成為了治理的核心(傅勇等，2007、2010)，而忽視了治理過程中公眾、企業(yè)及社會組織的治理貢獻。

圖1 地方政府內(nèi)部治理對公共研發(fā)支出的雙向影響

十八屆三中全會明確提出“緊緊圍繞更好保障和改善民生、促進社會公平正義深化社會體制改革，改革收入分配制度，促進共同富裕，推進社會領(lǐng)域制度創(chuàng)新，推進基本公共服務(wù)均等化，加快形成科學(xué)有效的社會治理體制，確保社會既充滿活力又和諧有序”。十九大報告中也明確提出：“加強社會治理制度建設(shè)，完善黨委領(lǐng)導(dǎo)、政府負(fù)責(zé)、社會協(xié)同、公眾參與、法治保障的社會治理體制，提高社會治理、社會化、法制化、智能化、專業(yè)化水平”，再次強調(diào)社會治理的重要性。這就意味著，社會治理將改進傳統(tǒng)的治理方式，更強調(diào)創(chuàng)新社會治理體制，更鼓勵和強調(diào)公眾參與、上下互動、平等協(xié)作等治理方式(徐猛，2014)。這實際上也意味著有效治理不僅僅是政府內(nèi)部的單向化治理行為，更應(yīng)是民眾、市場等主體多方參與治理的過程，是多方共同形成的科學(xué)、有效的監(jiān)督與協(xié)同過程。公共物品、公共服務(wù)等是社會治理的重點領(lǐng)域(楊浩和南銳，2015；范如國，2014)，換句話講，社會治理可能成為改善地方公共研發(fā)支出的有效政策。

社會治理怎樣改善地方公共研發(fā)支出的誤配呢？社會治理所建立的是一套具有約束性的行政法規(guī)、章程、制度、公約等的制度安排，使得民眾、企業(yè)、上下級政府、鄰近區(qū)域政府等共同參與、上下互動、平等協(xié)作的系統(tǒng)性治理方式，并形成一種超越單個被治理區(qū)域的影響。這種治理方式實質(zhì)上使得分析地方公共研發(fā)支出問題應(yīng)建立在一個更為全面的理論分析框架下，不但應(yīng)包含政府內(nèi)部對公共研發(fā)支出的直接治理效果，也應(yīng)將對于外部各方共同參與、上下互動、平等協(xié)作的間接治理效果納入其中，后者弱化了地方政府與公眾、企業(yè)、社會組織之間的信息不對稱性與偏好不一致性，進而使得地方社會治理產(chǎn)生空間上的溢出效應(yīng)，形成空間上治理效果。這種治理方式不但對官員貪腐、政府短視等政府內(nèi)部治理失靈帶來的公共研發(fā)支出錯配有效，更將對地方政府策略互動等更為隱蔽的原因所帶來的公共研發(fā)支出錯配問題產(chǎn)生治理效果。全面客觀地評價社會治理對地方公共研發(fā)支出的空間影響、對于社會治理的有效推進和區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

本文從理論和實證兩個方面對社會治理對地方公共研發(fā)支出產(chǎn)生的空間影響進行研究：第一，基于委托-代理理論建立社會治理的理論研究框架，全面識別社會治理的空間影響，將社會治理的政策效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，并對雙重政策效應(yīng)對地方公共研發(fā)支出的影響方向進行判斷；第二，以十八屆三中全會以來的社會治理政策作為準(zhǔn)自然實驗，采用空間倍差模型(Spatial Difference in Difference，Spatial DID)對社會治理的空間影響進行實證測度。傳統(tǒng) DID模型一般假設(shè)個體具有獨立性，并僅對政策的直接效應(yīng)進行測度，當(dāng)社會治理存在空間溢出，該方法存在遺漏變量偏誤和無效估計問題?？臻g DID則突破了這種獨立性假設(shè)的局限性，在政策的直接效應(yīng)之外考量了政策的空間溢出效應(yīng)，能對社會治理的空間影響進行更為全面和準(zhǔn)確衡量。

本研究的主要貢獻在于：(1)理論構(gòu)建上，本文識別出社會治理政策對地方公共研發(fā)支出具有直接和溢出雙重效應(yīng)，基于委托-代理框架全面剖析社會治理對地方公共研發(fā)支出的空間影響，擴展了該問題的研究思路；(2)本文將十八屆三中全會社會治理政策作為準(zhǔn)自然實驗，建立空間倍差模型對地級市層面社會治理對地方公共研發(fā)支出的政策效應(yīng)進行全面衡量，為政策效應(yīng)研究領(lǐng)域引入了新的研究工具；(3)本文證實了十八屆三中全會提出的社會治理對于地方公共研發(fā)支出具備增加和降低的雙重影響，長期來看，地方公共研發(fā)支出的增加幅度將大于降低幅度，并使得地方公共研發(fā)支出規(guī)模有所擴大，這一結(jié)論是對原有研究的進一步拓展和提升，也為公共研發(fā)支出領(lǐng)域的社會治理政策制定提供理論依據(jù)。

二、理論框架

社會治理實質(zhì)是政府承擔(dān)制定規(guī)則、完善協(xié)調(diào)機制、做好社會治理體制的頂層設(shè)計和建章立制工作，同時推動信息公開、協(xié)商民主等，培育公民參與能力和社會組織的協(xié)同與監(jiān)督能力，發(fā)揮體制內(nèi)外各種力量的監(jiān)督作用，加強對政府行為的約束，治理政府失靈行為(周俊和郁建興，2015；范如國，2014)。理論上看，社會治理對于地方公共研發(fā)支出偏離社會最優(yōu)的治理機制在于破解作為代理人與委托人之間存在信息不對稱的難題(Abbink和 Serra，2012)，實質(zhì)上就是破除委托-代理關(guān)系中這種不一致偏好和自由量裁權(quán)等信息不對稱現(xiàn)象，治理地方公共研發(fā)支出中的政府失靈行為，進而對地方公共研發(fā)支出產(chǎn)生影響。在我國，地方公共研發(fā)支出中除了存在上級政府-地方政府這層委托代理關(guān)系外，還存在著民眾—地方政府這一層委托代理關(guān)系。因此，政府失靈行為主要來源于兩層委托代理關(guān)系扭曲。

一是民眾與政府之間委托-代理關(guān)系的扭曲?；谖?代理邏輯，在公共研發(fā)支出這一活動中，政府作為代理人顯然比作為委托人的民眾具有更明顯的信息優(yōu)勢。當(dāng)代理人缺乏必要的被監(jiān)管的機制，公職人員對設(shè)計、執(zhí)行相關(guān)政策法規(guī)擁有過大的自由裁量權(quán)，既可能出現(xiàn)政府官員濫用職權(quán)并擴大公共研發(fā)支出，利用研發(fā)高風(fēng)險性、部分壟斷性和價格難以衡量的特點獲得尋租空間；也可能出現(xiàn)政府由于“短視”而壓縮公共研發(fā)支出，將更多的公共資源投入到短期收益更高的財政支出項目，造成公共研發(fā)支出的一次扭曲。

二是上級政府與地方政府之間委托-代理關(guān)系的扭曲。我國有明顯的“政治集權(quán)而經(jīng)濟分權(quán)”特征，地方政府是公共支出中的主角①根據(jù)財政部2015年財政收支情況報告，2015年我國一般公共預(yù)算支出 175768億元，地方財政用地方本級收入、中央稅收返還和轉(zhuǎn)移支付資金及動用結(jié)轉(zhuǎn)結(jié)余資金等安排的支出 150219億元，即我國地方財政一般預(yù)算支出占國家財政支出85.5%。，中央或省級掌握著對于財政支出的審批權(quán)和考核權(quán)。中央政府的行為目標(biāo)是追求整個社會公共利益最大化，地方政府由于政治晉升制度需遵從“向上負(fù)責(zé)”的政治遵從格局，并強烈地追求任期內(nèi)的經(jīng)濟增長(潘鎮(zhèn)等，2013)。中央政府越發(fā)意識到研發(fā)的重要作用，并對地方政府的公共研發(fā)提出了一些剛性要求，這反映在考核官員的任務(wù)清單和升遷激勵中(Tsui和 Wang，2004)。尤其在“科學(xué)發(fā)展觀”提出之后，財政科技經(jīng)費投入是否達標(biāo)甚至在地方官員的升遷中具有“一票否決”的地位(孫碧波等，2014)。由于我國科技政策多缺乏連續(xù)性、協(xié)同性，其成效也較難衡量，地方政府一方面可能由于缺乏應(yīng)對經(jīng)驗，一方面也可能由于上下級政府信息傳遞存在障礙，而可能會采取象征性服從的執(zhí)行策略，如保持一個小幅度的增長，也可能是官員為了規(guī)避試錯風(fēng)險而采取直接模仿鄰近地區(qū)或經(jīng)濟發(fā)展程度接近的地區(qū)的地方政府公共科技投入決策(潘鎮(zhèn)等，2013；汪偉，2013)，即存在“標(biāo)尺競爭”和變相“合謀”。從具體實踐看，地方政府的“合謀”既存在相互“攀高”而擴大地方公共研發(fā)支出的可能，也存在相互以達標(biāo)為準(zhǔn)的“攀低”而縮減地方公共研發(fā)支出規(guī)模的可能。這種政府間策略互動帶來的直接后果是公共支出結(jié)構(gòu)和規(guī)模的二次扭曲(蹤家峰等，2009)。此外，公共研發(fā)支出作為地方財政支出的一部分，其錯誤配置具有傳染性(Goel和 Nelson，2007；Becker等，2009；Dong 和 Torgler，2012；汪偉等，2013)和明顯的網(wǎng)絡(luò)化特征(唐利如，2011)，即官僚機構(gòu)中一個節(jié)點出現(xiàn)錯誤配置常常伴隨著其他節(jié)點的錯誤配置，相互之間隱匿錯誤并降低被查處的概率。

社會治理已經(jīng)突破了傳統(tǒng)的線性模式而向復(fù)雜的科學(xué)管理模式轉(zhuǎn)變，形成社會治理體制與方式。政府內(nèi)部與政府外部的公眾、企業(yè)和社會組織之間形成互動協(xié)作關(guān)系，并在同一目標(biāo)、內(nèi)在動力和相對規(guī)范的結(jié)構(gòu)形式中整合起來，形成社會系統(tǒng)的宏觀時空結(jié)構(gòu)或有序功能結(jié)構(gòu)的自組織狀態(tài)，產(chǎn)生單一社會主體無法實現(xiàn)的社會治理整體效應(yīng)。尤其是大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)、人工智能等新一代信息技術(shù)的出現(xiàn)，能夠全面整合政府、公眾、市場的數(shù)據(jù)資源，突破政府條塊分割的數(shù)據(jù)限制，形成跨區(qū)域、跨行業(yè)、跨群體的信息資源共享平臺，提高了政府信息的披露程度，同時為吸納公眾、市場主體的監(jiān)督和優(yōu)化建議拓寬了有效渠道(范如國，2014；詹國輝和張國磊，2019；劉濤，2017)。換句話說，社會治理有效地打破委托人和代理人之間的信息不對稱，使得委托人可以承擔(dān)更多的監(jiān)督功能，治理的有效性才能得以實現(xiàn)(Rauch和 Evans，2000)，地方政府作為代理人才能真正基于委托人的偏好制定相應(yīng)的公共研發(fā)支出決策。進一步看，社會治理政策效應(yīng)的顯現(xiàn)，除了加強監(jiān)管和信息溝通機制等地方政府內(nèi)部治理以打破委托人與代理人之間的信息不對稱之外，還將打破地方政府作為代理人的策略互動均衡，進而對地方公共研發(fā)支出產(chǎn)生影響。對于某代表性地區(qū)而言，社會治理既會對被治理地區(qū)的公共研發(fā)支出產(chǎn)生直接影響，還可能對其他地區(qū)產(chǎn)生影響，存在政策的溢出效應(yīng)。

首先，社會治理通過增加民眾、社會組織等對于地方政府官員的監(jiān)督途徑，有利于優(yōu)化地方政府的決策機制，減少由于信息不對稱而引起的政府失靈行為，從而形成對于地方公共研發(fā)支出的“直接效應(yīng)”。一方面，社會治理實質(zhì)上降低了地方公共研發(fā)支出中官員的自由裁量權(quán)，進一步消除了官員利用公權(quán)進行侵占、挪用或截留支出或獲得“傭金”的機會，從根源上降低了官員為追求個人私利而擴大公共支出規(guī)模的可能；另一方面，社會治理降低了地方政府對于公共研發(fā)支出的自由裁量權(quán)，降低地方政府的“短視”，使得地方政府不得不糾正短視行為，轉(zhuǎn)而更為客觀、科學(xué)地制定公共支出結(jié)構(gòu)，扭轉(zhuǎn)公共研發(fā)支出“營養(yǎng)不良”的局面，從而增加了地方公共研發(fā)支出。

其次，社會治理弱化地方策略互動所帶來的“標(biāo)尺競爭”和變相“合謀”問題等對地方公共研發(fā)支出的影響，從而形成“溢出效應(yīng)”。社會治理通過建立一套具有約束性的行政法規(guī)、章程、制度、公約制度安排，使得各類主體共同參與并相互監(jiān)督，不僅利用以電子政務(wù)等為代表的新興互聯(lián)網(wǎng)渠道“吸納”各方社會主體治理意見用于不斷優(yōu)化既有的制度設(shè)計，并促進各類主體服從正式制度規(guī)則甚至非正式的社會規(guī)范，進而使得地方政府與中央政府、市場主體之間形成一致性偏好，使得傳統(tǒng)的“標(biāo)尺競爭”或“合謀”局面將被打破，形成對于與中央政府、公眾利益趨于一致的創(chuàng)新發(fā)展觀念，對地方公共研發(fā)支出形成治理上的“溢出效應(yīng)”。這種治理上的“溢出效應(yīng)”主要包括：一方面，社會治理后各方與地方政府形成以“優(yōu)化公共研發(fā)支出、增加地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展活力”為發(fā)展目標(biāo)的共同偏好，克服“攀低”所帶來的影響而“增加”公共研發(fā)支出規(guī)模，提高基礎(chǔ)知識與共性技術(shù)供應(yīng)，增強重點領(lǐng)域與特殊行業(yè)創(chuàng)新項目培育；另一方面，社會治理也能克服地方政府“攀高”所帶來的影響而“降低”公共研發(fā)支出中“虛高”的部分，提高地方政府的公共研發(fā)支出效率，從而治理地方公共研發(fā)支出“二次扭曲”的問題。此外，當(dāng)一方政府得到有效的治理，“合謀”對象往往遭到警示，并對這些地方政府的實際支出形成影響。

總的來看，社會治理對地方公共研發(fā)支出會具有較為復(fù)雜的政策沖擊。通過社會治理，官員謀私、政府短視、標(biāo)尺競爭和變相合謀等政府失靈行為都將消匿，消除了民眾與地方政府、上級政府與地方政府的信息不對稱，形成社會治理的“直接效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”，這種直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)根據(jù)政府失靈的具體情況可能體現(xiàn)為負(fù)向影響，即向下調(diào)節(jié)原來支出中虛高的部分，或者體現(xiàn)為正向影響，即向上調(diào)節(jié)原來支出中不足的部分，使地方公共研發(fā)支出更接近社會最優(yōu)支出規(guī)模，也就是說，社會治理增加還是降低地方公共研發(fā)支出來源于治理的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。這意味著，對社會治理的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)進行測度是判斷社會治理對地方公共研發(fā)支出實際調(diào)節(jié)方向的前提，如圖2所示。因此，本文以社會治理特征為基礎(chǔ)，以社會治理對公共研發(fā)支出的溢出效應(yīng)為著眼點，在一個更為完整的治理框架內(nèi)，考量社會治理對公共研發(fā)支出的實際效應(yīng)，以克服只觀測直接效應(yīng)所帶來的偏誤。

圖2 社會治理對地方公共研發(fā)支出的雙重政策效應(yīng)

三、研究設(shè)計：模型選擇與描述性統(tǒng)計

倍差法是政策效應(yīng)的主要測度方法(劉瑞明和趙仁杰，2015)，特別是考慮到內(nèi)生性問題，采用倍差法成為相關(guān)研究的主要選擇(鐘覃琳等，2016；王茂斌和孔東民，2016)。倍差法隱含的識別假設(shè)是總體中的任何個體并不會受到其他個體接受處理與否的影響(個體處理效應(yīng)穩(wěn)定假設(shè)，Stable Unit Treatment Value Assumption，SUTVA)，也排除了個體間的互動，嚴(yán)格假設(shè)個體間相互獨立(Chagas等，2016)。但是，在更為完整的治理框架下，社會治理將同時對成效顯著區(qū)域和成效一般區(qū)域產(chǎn)生影響，存在治理政策的溢出效應(yīng)。由于違反了 SUTVA假設(shè)，基于倍差法的社會治理效應(yīng)測度方法需要進一步拓展。與倍差法相比，空間倍差法放松了個體處理效應(yīng)穩(wěn)定假設(shè)，可以解決政策效應(yīng)的空間溢出問題。目前，學(xué)界對空間倍差法的研究仍處于起步階段，主要用于研究公共交通、公共物品、公共政策等對于周邊居民房產(chǎn)價值、收入增值等的空間影響(Heckert和 Mennis，2012；Dubé等，2014；Chagas等，2016)，國內(nèi)研究尚屬空白。本文借鑒以上研究，采用空間倍差模型研究社會治理對于地方公共研發(fā)支出的影響?？紤]到十八屆三中全會提出社會治理政策對于地方公共研發(fā)支出廣泛的影響，本文進一步借鑒王茂斌和孔東民(2016)、鐘覃琳等(2016)等的研究，將十八屆三中全會的社會治理政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗，檢驗社會治理的雙重政策效應(yīng)對地方公共研發(fā)支出的影響。

（一）Spatial DID模型與政策效應(yīng)分解

令yit表示地區(qū)i在t時期的公共研發(fā)支出表示地區(qū)i在t時期的k維外生變量，Dit為相應(yīng)的社會治理政策虛擬變量，等于實驗組虛擬變量(treated)和實驗期虛擬變量(time)的交叉項若地區(qū)i屬于實驗組(treated＝1)，且 t在政策沖擊發(fā)生之后(time＝1)，則Dit為 1，否則為 0。經(jīng)典的 DID模型為：

其中，α即政策效應(yīng)(實驗效應(yīng)、處理效應(yīng)，treatment effect)，γ為1×k維待估參數(shù)。對于多期面板數(shù)據(jù)，模型可進一步寫為：

Y為NT×1維因變量，φ和θ分別為空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，X為NT×k維協(xié)變量矩陣，ε為NT×1維誤差項。α代表的處理效應(yīng)完全落在實驗組，式(1)滿足SUTVA假設(shè)。

由于社會治理的政策效應(yīng)并不局限在被治理的地區(qū)，我們將政策的空間溢出效應(yīng)納入 DID方程，進一步建立空間自變量滯后模型(Spatial Lag of X model，SLX)(LeSage和Pace，2009；Vega和 Elhorst，2015)，這是DID模型的空間拓展之一。

考慮到誤差項可能存在空間相關(guān)，我們進一步建立空間杜賓誤差模型(Spatial Durbin Error Model，SDEM)①在本文中，我們將社會治理視為外生沖擊，并僅考慮這種外生沖擊的空間相關(guān)(WD)導(dǎo)致的政策效應(yīng)溢出，而未直接考慮因變量的空間相關(guān)(WY)。后者意味著政策效應(yīng)全局溢出(global spillover)，而前者僅為局部溢出(local spillover)。因此，本文暗含的假設(shè)是空間效應(yīng)局限在一階近鄰之內(nèi)，一階近鄰之外 SUTVA仍成立(Delgado和Florax，2015)。關(guān)于政策效應(yīng)的全局溢出是未來可拓展的研究方向之一。，具體為：

由于式(3)與式(2)的區(qū)別僅在于誤差項包含自回歸結(jié)構(gòu)，故SDEM的政策效應(yīng)較SLX并未改變。當(dāng)λ為0，式(3)退化為式(2)。

表1 DID和Spatial DID模型的政策效應(yīng)分解

（二）主要變量定義

本文的樣本為全國地級以上城市。剔除數(shù)據(jù)遺漏較多的城市，得到由 283個城市7年(2009—2015年)數(shù)據(jù)構(gòu)成的平衡面板數(shù)據(jù)，N=283，T=7。被解釋變量取地方公共財政支出中的科學(xué)技術(shù)支出，數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒 2010—2016》。借鑒郭杰等(2013)的研究，本文考慮的外生變量X包括地級市市轄區(qū)生產(chǎn)總值、外商直接投資、在崗職工平均人數(shù)、萬人在校大學(xué)生，表示公共研發(fā)支出的區(qū)域環(huán)境以及公共研發(fā)的基礎(chǔ)。對部分缺失的數(shù)據(jù)我們進行了插值補齊。

根據(jù)黨的十八屆三中全會召開時間(2013年)，我們將 2009—2012年作為實驗發(fā)生前的時間窗口，time賦值為 0；2013—2015年則視為實驗發(fā)生后，time賦值為 1。理論上地級市層面的政府失靈行為具有時序依賴性，其自身不會出現(xiàn)突然加重或減弱，而是在短期內(nèi)維持在一定的水平上。因此，我們假定研究期內(nèi)政府失靈的變化僅受到社會治理政策的影響。參照 Glaese和 Saks(2006)、周黎安和陶婧(2009)、聶輝華(2014)等的研究，本文定義實驗組為治理成效較顯著的地區(qū)?？紤]到如下三個因素：(1)根據(jù)十八屆三中全會提出的“健全基層綜合服務(wù)管理平臺，及時反映和協(xié)調(diào)人民群眾各方面各層次利益訴求”的要求，省政府是落實社會治理的重要執(zhí)行主體，地級市受到的社會治理水平等均在一定程度上具有相似性，地級市治理成效可由省內(nèi)平均水平表示；(2)政府失靈行為具有長期性和難以根治性，不能簡單的按照職務(wù)犯罪人均立案數(shù)作為衡量政策沖擊所帶來的治理效果，而應(yīng)該采用政策沖擊前后差值作為對治理效果的反應(yīng)；(3)社會治理政策在短期內(nèi)有較強的治理沖擊，具備較強治理成效的地區(qū)短期內(nèi)人均職務(wù)犯罪立案數(shù)將有所增加，本文定義實驗組虛擬變量如下：若某省年均職務(wù)犯罪立案數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重在實驗發(fā)生后(2013—2015年)較實驗發(fā)生前(2009—2012年)提高，即表示治理成效明顯，則該省屬于實驗組，為其下轄所有城市的 treated變量賦值為1，否則屬于控制組，賦值為0。2012年之前的各省職務(wù)犯罪立案數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國檢察年鑒》，2013年以后的數(shù)據(jù)根據(jù)各省檢察院年度工作報告整理獲得。由于 2013年山西和 2014年浙江、廣東等省份沒有在其檢察院年度工作報告中披露這一數(shù)據(jù)，本研究采用上一年度數(shù)據(jù)進行補齊。最終，有 48個城市屬于實驗組，其余239個城市則為控制組。

表3為本文主要變量的描述性統(tǒng)計。為了進一步使得數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，本文對主要變量取自然對數(shù)。表4顯示實驗組和控制組之間存在顯著差異，實驗組市轄區(qū)生產(chǎn)總值、外商投資水平和在崗職工平均人數(shù)均顯著高于控制組，實驗組地市萬人在校大學(xué)生數(shù)也略高于控制組，但兩組差異并不顯著。在后文的計量模型中我們將對這些差異進行控制。表5為主要變量的相關(guān)系數(shù)，公共研發(fā)支出(lnprde)與政策虛擬變量(D)之間的相關(guān)系數(shù)達到 0.138，而與相鄰地區(qū)社會治理政策(W×D)之間的相關(guān)系數(shù)也達到0.155，可初步證實社會治理政策與地區(qū)公共研發(fā)支出之間存在著直接相關(guān)和空間相關(guān)關(guān)系，但這一結(jié)論仍需進一步實證檢驗。

表3 變量選擇、定義和描述性統(tǒng)計

表4 實驗組和控制組主要變量均值t檢驗

表5 變量相關(guān)系數(shù)表

四、實證分析與穩(wěn)健性評估

（一）平行趨勢檢驗

圖3為社會治理政策沖擊發(fā)生前后2009—2015年間實驗組和控制組地區(qū)公共研發(fā)支出的演變趨勢，包括均值和 95%置信區(qū)間。我們發(fā)現(xiàn)，在政策沖擊發(fā)生之前，控制組和實驗組地區(qū)公共研發(fā)支出基本以相同的趨勢增長，而在2013年政策沖擊之后，雖然實驗組和控制組公共研發(fā)支出都有一定的增長，但實驗組地區(qū)公共研發(fā)支出增長趨勢明顯減弱，而控制組變化趨勢較為平穩(wěn)。為得到實驗效應(yīng)的一致估計，DID隱含的假設(shè)是若沒有政策變化，實驗組和控制組的時間趨勢一致。為此，我們考慮 2013年之前的非實驗期，將地方政府研發(fā)投入對外生變量 X、空間固定效應(yīng)、時間趨勢項(trend)以及時間趨勢與實驗組虛擬變量的交互項進行回歸，以驗證是否滿足平行趨勢假設(shè)?；貧w發(fā)現(xiàn)，上述交互項的系數(shù)估計值為0，且t檢驗的p值達到0.593，即并不能拒絕系數(shù)為0的原假設(shè)，滿足平行趨勢。

表6 平行趨勢檢驗

圖3 實驗組和控制組地方公共研發(fā)支出變化趨勢

（二）主要回歸結(jié)果分析

采用經(jīng)典的 DID模型對樣本數(shù)據(jù)進行估計，得到的政策效應(yīng)為負(fù)值，即社會治理政策使得地方公共研發(fā)支出有所下降，但遺漏變量導(dǎo)致的估計偏誤問題十分嚴(yán)重。表7中模型(1)包含時間固定效應(yīng)但不添加任何外生變量，估計得到的政策效應(yīng)(D的系數(shù))為-0.0771但并不顯著，這種偏誤在增加外生解釋變量后仍未得到消除，模型(2)估計得到的政策效應(yīng)仍不顯著。當(dāng)我們進一步增加政策虛擬變量的空間滯后項(W×D)以及其他外生變量的空間滯后項(模型(4)和模型(5))后，估計①本文參照Elhorst (2012) 關(guān)于空間面板模型的估計方法，采用極大似然法 (ML) 進行估計。得到的政策效應(yīng)顯著不為零，其中直接效應(yīng)在 5%水平上顯著為負(fù)(估計值分別為-0.224和-0.222)，溢出效應(yīng)在接近 10%水平上顯著為正(估計值均為 0.219)。其他外生控制變量對地方公共研發(fā)的影響正如預(yù)期的那樣顯著為正。由于不論是傳統(tǒng)的LM檢驗還是穩(wěn)健的LM檢驗，模型(1)～(5)幾乎都在 1%的顯著性水平上拒絕了誤差項沒有空間自相關(guān)的原假設(shè)，我們進一步估計SDEM模型。

表7 DID和SLX估計結(jié)果

不論是僅考慮時間固定效應(yīng)(模型(6))還是同時考慮時間和空間雙固定效應(yīng)(模型(7))，SDEM 模型中誤差項的空間自回歸系數(shù)均顯著為正，表明數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)中誤差項存在不可忽視的空間相關(guān)性。由于空間模型對于空間權(quán)重矩陣可能比較敏感，我們在鄰接矩陣的基礎(chǔ)上，進一步采用最近 4～6鄰空間權(quán)重矩陣對雙固定效應(yīng)的 SDEM 模型重新進行估計。估計發(fā)現(xiàn)，這種誤差項的空間相關(guān)十分穩(wěn)健，λ在 1%水平上顯著為正，絕對值在0.38左右。

表8 SDEM估計結(jié)果

綜上，當(dāng)考慮誤差項的空間相關(guān)時，社會治理政策在兩個方向上影響地方公共研發(fā)支出。一是社會治理政策對于地方公共研發(fā)支出存在負(fù)的直接效應(yīng)。政策虛擬變量(D)的系數(shù)為-0.2左右，且通過了 1%水平的顯著性檢驗，這表明社會治理縮減了本地區(qū)的公共研發(fā)支出，即社會治理政策的直接效應(yīng)主要表現(xiàn)為“降低”。這可能是由于十八屆三中全會前后以“中央紀(jì)委監(jiān)察部網(wǎng)站”為代表的公共監(jiān)督渠道降低了中央和人民監(jiān)督地方的成本；通過構(gòu)建“陽光政府”，讓更多的公權(quán)使用成為公開性信息，降低代理人在研發(fā)支出決策過程中的有限理性；通過建立“預(yù)決策制度”讓更多的民眾參與公共研發(fā)預(yù)算決策，進一步降低了政府失靈行為的發(fā)生率；此外，政府先后依托國家科技計劃管理平臺、戰(zhàn)略咨詢與綜合評審委員會，對財政科技計劃的管理將實現(xiàn)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和綜合決策，并將科技部、財政部及地方政府納入管理平臺，實現(xiàn)統(tǒng)一管理，削弱了地方政府對于公共研發(fā)支出的自由裁量權(quán)，打擊了地方政府在此過程中產(chǎn)生的挪用、滯留資金等行為。即社會治理通過增加上級政府、民眾與地方政府之間的信息通道、監(jiān)督機制，降低地方官員在公共研發(fā)支出中挪用、擠占和滯留資金等情況的發(fā)生幾率，壓縮了公共科研支出的誤配空間，并表現(xiàn)為將原先高于社會最優(yōu)水平的公共研發(fā)支出水平拉低，使公共研發(fā)支出得以“瘦身”。

另一方面，社會治理對于地方公共研發(fā)支出存在正的溢出效應(yīng)。政策虛擬變量的空間滯后項(W×D)系數(shù)在0.16左右，且在5%的水平上顯著，說明各地區(qū)的社會治理將對鄰近地區(qū)的公共研發(fā)支出產(chǎn)生向上調(diào)節(jié)的作用，即社會治理的溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)為增加地方公共研發(fā)支出，這可能是因為社會治理政策出臺后，公眾、企業(yè)、社會組織等多方的監(jiān)督和約束機制發(fā)揮了作用，尤其是將創(chuàng)新驅(qū)動作為國家戰(zhàn)略幾乎成為社會共識以后，更有利于加強公眾、企業(yè)與社會組織、中央政府作為委托人與地方政府作為代理人的偏好一致性，從而削弱地方政府在公共研發(fā)支出中的“標(biāo)尺競爭”及其所帶來的變相“合謀”行為。當(dāng)?shù)胤秸g傳統(tǒng)的“標(biāo)尺競爭”和變相“合謀”局面被打破，政府失靈行為得到較好治理的地區(qū)會對鄰近地區(qū)(特別是合謀地區(qū))的公共研發(fā)支出產(chǎn)生影響，并表現(xiàn)為將原先低于社會最優(yōu)水平的公共研發(fā)支出水平調(diào)高。

總的看來，十八屆三中全會提出的社會治理政策形成政府內(nèi)部治理與外部主體協(xié)同，改善了地方政府與公眾、社會組織之間信息不對稱性、偏好不一致性等狀況，既通過削弱官員貪腐、政府短視等行為發(fā)揮直接效應(yīng)，又通過削弱地方政府的策略互動及變相合謀等發(fā)揮溢出效應(yīng)。其中直接效應(yīng)主要表現(xiàn)為縮減了地方研發(fā)支出，溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)為增加了地方公共研發(fā)支出。這從反面說明，在地方公共研發(fā)支出問題上政府失靈是多維度的，既存在官員貪腐造成地方公共研發(fā)支出“虛胖”的問題，又存在地方政府在地方公共研發(fā)支出方面相互“攀低”而“合謀”造成地方公共研發(fā)支出“營養(yǎng)不良”的問題。由于社會治理的空間溢出效應(yīng)的絕對值略低于直接效應(yīng)，約為后者的80%，故在控制時間、空間固定效應(yīng)以及其他外生因素后，社會治理對于實驗組產(chǎn)生直接和溢出雙重政策效應(yīng)，并表現(xiàn)為對公共研發(fā)支出的縮減幅度大于增加幅度，同時，社會治理對于控制組的公共研發(fā)支出只存在溢出效應(yīng)，并表現(xiàn)為“增加”，本文的理論分析部分得到支持和回應(yīng)。

（三）進一步分析：政策效應(yīng)的時間演變

考慮到社會治理對公共研發(fā)支出的影響可能存在時滯，同時政策效應(yīng)可能在不同時段有所差異，本文進一步對社會治理政策效應(yīng)演變進行估計，建立模型如式(4)所示。Dt為按年份構(gòu)造的政策虛擬變量，等于實驗組虛擬變量(treated)和各年份虛擬變量(t)的交叉項為政策實施后第一年的直接效應(yīng)，β2013則表示政策實施后第一年的溢出效應(yīng)，類似地，α2014、α2015分別為政策實施后第二、三年的直接效應(yīng)，β2014、β2015分別為政策實施后第二、三年的溢出效應(yīng)。當(dāng)且式(4)退化為式(3)，即式(4)為非約束模型而式(3)為約束模型。

回歸顯示，對社會治理政策的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)所施加的時不變約束條件不成立，在10%的顯著性水平上LR統(tǒng)計量大于臨界值。正如表9所示，社會治理政策的直接效應(yīng)在政策出臺后的第一年達到最大，其后絕對值逐年減小。以最近 5鄰空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果為例，政策的直接效應(yīng)在 2013年為-0.2576，2014年稍有降低為-0.2518，約為2013年的97.76%，到2015年直接效應(yīng)降為-0.1175，不考慮顯著性則為政策初年的 45.6%，即在政策出臺后的第三年其直接效應(yīng)僅為政策施行初年的一半不到。另一方面，政策的溢出效應(yīng)卻表現(xiàn)出完全不同的時間趨勢。仍以最近 5鄰空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果為例，在社會治理政策出臺初年，政策的溢出效應(yīng)為 0.1688，次年減小為0.1347，約為初年的79.86%，但第三年后，政策的這種溢出效應(yīng)大幅增大，甚至高于政策初年。綜合考慮直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)(α＋β)，基本結(jié)論是短期內(nèi)(2013年、2014年)社會治理的直接效應(yīng)大于空間溢出效應(yīng)，直接擠壓了地方公共研發(fā)支出中的政府失靈的空間，隨著時間的推移和治理成效的累積，這種可壓縮的空間越來越小，公共研發(fā)實際支出中虛高的部分漸趨消失，社會治理降低地方公共研發(fā)支出的作用逐漸衰減。從較長期來看(2015年)，社會治理政策的溢出效應(yīng)大于直接效應(yīng)，并主要表現(xiàn)為增加地方公共研發(fā)支出。

為了檢驗政策效應(yīng)這種時序演變的穩(wěn)健性，本文進一步采用最近 7～20鄰空間權(quán)重矩陣估計式(4)。圖4為采用17個不同W矩陣估計得到的政策效應(yīng)(直接效應(yīng)α、溢出效應(yīng)β、綜合效應(yīng)α＋β)的概率密度曲線。可見，直接效應(yīng)α的分布曲線隨著時間的推移逐漸向零移動，即社會治理政策的直接效應(yīng)將隨時間推移逐漸降低，溢出效應(yīng)β的分布曲線并未隨時間推移有大的移動，即社會治理政策的溢出效應(yīng)將在時間上得以維持，而總的政策效應(yīng)α＋β的分布曲線則顯示出隨時間推移逐漸右移，即社會治理政策在長期來看將擴大研發(fā)支出規(guī)模，這一結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。由此推斷，當(dāng)前我國社會治理對地方公共研發(fā)支出的溢出效應(yīng)比直接效應(yīng)影響力更為持久，并對地方公共研發(fā)支出維持相當(dāng)規(guī)模的“增加”，地方政府公共研發(fā)支出規(guī)模將由于社會治理效應(yīng)而持續(xù)增大。

表9 社會治理政策效應(yīng)的時間演變

圖4 社會治理政策效應(yīng)的時間演變

五、結(jié)論與政策建議

社會治理是政府自上而下與社會自下而上治理方式的結(jié)合，是一套具有約束性的制度安排，使得各類主體共同參與并相互監(jiān)督，形成共建共治共享的社會治理格局。識別社會治理中政府內(nèi)部治理與外部主體協(xié)同治理對地方公共研發(fā)支出的影響，對于推動社會治理和區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展都具有重要意義。本文基于委托-代理理論構(gòu)建了社會治理對地方公共研發(fā)支出的空間影響理論分析框架，將對地方政府的策略互動和變相合謀等政府失靈行為的治理納入考量。研究認(rèn)為，社會治理的政策效應(yīng)具有特殊的空間屬性，有效的社會治理將形成一種超越單個被治理區(qū)域的影響，這一影響可分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，對于地方公共研發(fā)支出可能具有“降低”“增加”雙向影響。進一步，本文運用我國 2009—2015年地級市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以十八屆三中全會提出的社會治理作為政策沖擊，建立空間倍差模型測算了社會治理對地方公共研發(fā)支出的影響，結(jié)果有力地支持了理論判斷。實證結(jié)果表明，社會治理政策對地方公共研發(fā)支出具有“降低”“增加”雙重影響。其中，社會治理的直接效應(yīng)體現(xiàn)為“降低”，而溢出效應(yīng)體現(xiàn)為“增加”。隨著時間的推移，社會治理政策的直接效應(yīng)減弱但溢出效應(yīng)得以維持，長期來看，社會治理將使得地方公共研發(fā)支出規(guī)模有所擴大。

本文的理論和實證模型實質(zhì)是以社會治理方式克服民眾與地方政府、上級政府與地方政府之間委托-代理關(guān)系的信息不對稱問題。一方面，強化了公共研發(fā)支出中民眾、上級政府對于地方政府與官員的監(jiān)督和制度約束，使得地方公共研發(fā)支出中的政府失靈空間受到直接擠壓；另一方面，強化了各級政府、民眾、企業(yè)等社會組織之間的一致性偏好，打破了地方政府之間的“標(biāo)尺競爭”和變相“合謀”局面，產(chǎn)生治理的溢出效應(yīng)。根據(jù)政府失靈行為的具體實際，社會治理的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)可能體現(xiàn)為對支出規(guī)模的負(fù)向或正向的雙重影響，使地方公共研發(fā)支出更接近社會最優(yōu)支出規(guī)模。

與以往研究相比，本文不僅僅關(guān)心社會治理對地方公共研發(fā)支出作用的結(jié)果表現(xiàn)，而是更關(guān)心社會治理這一制度安排的本質(zhì)特征，并將對地方公共研發(fā)支出行為中的策略互動和變相合謀等失靈行為的治理效果納入到研究框架中，引出社會治理政策效應(yīng)具有特殊的空間屬性，即具有直接和溢出雙重政策效應(yīng)，深入破解了社會治理影響地方公共研發(fā)支出的內(nèi)在邏輯，從而對此問題形成更多的思考。與此同時，本文論證了社會治理對于地方公共研發(fā)支出可能同時存在“降低”和“增加”雙重影響，這也是對以往文獻的擴展和深入。

本文的研究結(jié)論隱含著一定的政策啟示：盡管社會治理對地方公共研發(fā)支出的正向、負(fù)向影響可能同時存在，但社會治理機制的引入和長期實施，將提高地方公共研發(fā)支出規(guī)模和有效性的水平。另一個啟示是，政府失靈可能使得地方公共研發(fā)支出中的“營養(yǎng)不良”長期存在，故積極推進社會治理的同時應(yīng)進一步提升地方公共研發(fā)支出規(guī)模的水平，以確保地方公共資源的有效配置。