一、問題的提出

科技創(chuàng)新正在成為地方發(fā)展的新標尺。進入“十四五”開局之年，中國內(nèi)外發(fā)展環(huán)境發(fā)生深刻變化：就內(nèi)部發(fā)展環(huán)境而言，中國已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，新發(fā)展階段對科技創(chuàng)新能力要求越發(fā)提高；就外部發(fā)展環(huán)境而言，當今世界百年未有之大變局正在加速形成，中國在迎接新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革之余，面臨著貿(mào)易保護和技術(shù)霸權(quán)等“逆全球化”浪潮；在內(nèi)外環(huán)境交互影響下，科技創(chuàng)新的地位不斷上升。2021年3月，中國發(fā)布了《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》，提出“堅持創(chuàng)新在中國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，并且把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐”，對地方政府而言，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展主題進一步明確，科技創(chuàng)新責任通過新型舉國體制不斷壓實，創(chuàng)新激勵正成為地方發(fā)展激勵的最新形態(tài)，科技創(chuàng)新水平成為其主要激勵標尺。

與此同時，創(chuàng)新激勵肩負起地方發(fā)展激勵轉(zhuǎn)型的新使命，為指引財政分權(quán)和引資競爭超越GDP增長激勵框架，轉(zhuǎn)而促進科技創(chuàng)新水平提升提供了新思路。一方面，盡管現(xiàn)有的創(chuàng)新激勵集中在地方科技支出等財政激勵維度，但事實上已經(jīng)為財政分權(quán)和引資競爭促進科技創(chuàng)新水平提供了中介機制

；另一方面，創(chuàng)新激勵包含制度創(chuàng)新的維度

，可以有效改善財政分權(quán)和引資競爭的制度效率，進而提升科技創(chuàng)新水平。不過，財政分權(quán)、引資競爭聯(lián)系創(chuàng)新激勵的理論框架尚未搭建，進而對財政分權(quán)、引資競爭與科技創(chuàng)新水平關(guān)系的認識也有待深入。

首先，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平影響的認識尚未統(tǒng)一。財政分權(quán)的實質(zhì)是中央政府對地方政府下放經(jīng)濟權(quán)力

，在同等條件下，地方政府的科技支出行為和科技創(chuàng)新資源配置更加因地制宜

，同時這一效應會因地方政府效率、土地財政、財政及稅收補貼、財政科技支出結(jié)構(gòu)和稅收治理結(jié)構(gòu)等作用機制而進一步被放大

。但在GDP增長激勵框架下，科技創(chuàng)新并非是首選，在財力有限的情況下，地方政府會優(yōu)先保障“短平快”為特征的“鐵公基”類生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施的財政支出

，而對提升公共服務特別是科技創(chuàng)新領(lǐng)域的財政支出和補貼缺乏動力

，并且由于稅收競爭、政府行政干預、財權(quán)事權(quán)不匹配等原因使結(jié)構(gòu)扭曲效應會持續(xù)增強

。近年來，李琳和周一成

與田紅宇等

發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新影響呈現(xiàn)出“倒U型”變動關(guān)系，其突破性意義在于關(guān)注了財政分權(quán)的非線性尺度，并發(fā)現(xiàn)了影響尺度的外部條件，這為統(tǒng)一財政分權(quán)的多元效應提供了可能。

其次，引資競爭與科技創(chuàng)新水平的關(guān)系需要進一步檢驗。在GDP增長激勵框架下，外商直接投資成為盤活地方政府土地和勞動力優(yōu)勢的重要資本要素，圍繞外商直接投資引發(fā)了地方政府間涉及財稅優(yōu)惠、土地出讓和勞動力價格等內(nèi)容的貼現(xiàn)行為，綜合體現(xiàn)為引資競爭，本質(zhì)是地方政府以財稅資本、土地優(yōu)惠和勞動力價格補貼外部資本的要素流動。這種激勵框架下，引資競爭的任務是單一的，其獲得的外商直接投資是服務于經(jīng)濟增長而非補充創(chuàng)新資本，借助經(jīng)濟增長效應，引資競爭能為科技創(chuàng)新水平提升提供累積效應

，但并未從根本上改善科技創(chuàng)新水平

。進入新發(fā)展階段，引資競爭有了更多的科技創(chuàng)新任務屬性和制度創(chuàng)新內(nèi)涵，理論上，不僅外商直接投資的科技溢出效應會加強，引資競爭的本質(zhì)也會從要素流動轉(zhuǎn)向制度創(chuàng)新，這改善了科技創(chuàng)新的環(huán)境條件，因此，其與科技創(chuàng)新水平的關(guān)系需要進一步檢驗。

最后，財政分權(quán)、引資競爭與科技創(chuàng)新水平的關(guān)系需要進一步挖掘。目前，關(guān)于財政分權(quán)與引資競爭關(guān)系的討論尚未清晰。在財政分權(quán)視角下，引資競爭經(jīng)常被擴展為府際競爭的代理變量，且多用來解釋經(jīng)濟增長和經(jīng)濟發(fā)展

，對科技創(chuàng)新水平的解釋較少涉及。卞元超和白俊紅

基于財政分權(quán)，借助“增長”和“創(chuàng)新”兩類地方競爭激勵解釋了科技創(chuàng)新水平，但未能獨立探討引資競爭。何凌云和馬青山

在類似邏輯下，引入引資競爭，并發(fā)現(xiàn)了引資競爭在此過程中的負向中介效應。田紅宇等

與田時中等

發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)和引資競爭對科技創(chuàng)新水平具有協(xié)同效應。但引資競爭和財政分權(quán)間的作用邏輯本質(zhì)上是互動而非單向的，因而二者與科技創(chuàng)新水平的關(guān)系需要進一步挖掘。

綜上所述，深化財政分權(quán)、引資競爭和科技創(chuàng)新水平關(guān)系的認識，是激勵地方發(fā)展適應內(nèi)外部環(huán)境變化的必然，財政分權(quán)和引資競爭想要轉(zhuǎn)而促進科技創(chuàng)新水平提升，需要一個超越GDP增長的激勵框架，并支持發(fā)現(xiàn)引資競爭在這一組關(guān)系中的新效應。本文由此構(gòu)建了“地方政府創(chuàng)新激勵框架”，并試圖發(fā)現(xiàn)和檢驗引資競爭的新效應。

1)根據(jù)對煤層氣儲層基本特征和儲層速度影響因素的分析結(jié)果，即在巖性和煤級變化不大的情況下儲層地震波速度受氣體含量變化的影響，提出了一種煤層氣儲層速度預測方法，通過綜合煤層雙重孔隙結(jié)構(gòu)和脹縮效應引起的孔隙度變化，并利用Gassmann流體替代理論得到彈性模量，進行速度預測。

二、理論分析與研究假設(shè)

創(chuàng)新激勵為地方經(jīng)濟發(fā)展提供了一個全新的解釋框架。

微生物群落以“浮游生物”或“生物膜”的形成存在，由細菌及胞外聚合物（EPS）共同組成，包括多糖、核酸、胞外DNA（eDNA）、蛋白質(zhì)、金屬離子等。微生物群落能夠提高細菌對傷口免疫的清除、抗生素和消毒劑的耐受性，傳送營養(yǎng)物質(zhì)，排出代謝產(chǎn)物，是其他部位發(fā)生感染的細菌源頭。

首先，創(chuàng)新激勵為地方經(jīng)濟發(fā)展引入了新的產(chǎn)出標尺——科技創(chuàng)新水平。創(chuàng)新激勵突破了GDP增長激勵的理論范式，使地方經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)涵從經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，并把經(jīng)濟發(fā)展的激勵標尺從GDP增速這一結(jié)果指標前移到科技創(chuàng)新水平這一過程指標上，促使經(jīng)濟發(fā)展邏輯從數(shù)量主義升級為質(zhì)量提升和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，不僅如此，科技創(chuàng)新還成為經(jīng)濟發(fā)展、社會進步和行政改革的最大公約數(shù)，有效解決了新發(fā)展階段面臨的多任務困境。

其次，創(chuàng)新激勵提供了地方經(jīng)濟發(fā)展的升級動力——制度創(chuàng)新。創(chuàng)新激勵繼承了GDP增長激勵框架中要素激勵、制度激勵和標尺激勵等內(nèi)容，但強調(diào)是一種創(chuàng)新要素激勵、制度創(chuàng)新激勵和創(chuàng)新標尺激勵，特別是強調(diào)制度創(chuàng)新激勵，不同于創(chuàng)新要素投入可以標尺化為科技創(chuàng)新激勵，制度創(chuàng)新雖然難以標尺化，但可以提高科技創(chuàng)新激勵效率，這提供了地方發(fā)展不斷向上的基本動力。

首先，人際情緒管理受到社會標準和期待等文化因素的影響，不同文化背景下的個體在人際情緒管理方面存在顯著的差異.相比個體主義文化，集體主義文化中的人們更多地關(guān)注他人的情緒，但是自己遇到情緒問題時，尋求外部支持的意愿卻很小[23].因此，未來需要進一步開展跨文化研究，以增進對人際情緒管理的理解.

最后，創(chuàng)新激勵有力統(tǒng)一了財政分權(quán)和引資競爭兩種制度視角。一方面，進入新發(fā)展階段，無論是財政分權(quán)還是引資競爭，都以高質(zhì)量發(fā)展為目標激勵，而高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)需要堅持創(chuàng)新在現(xiàn)代化過程中的核心地位；另一方面，從改革開放與創(chuàng)新的關(guān)系出發(fā)，財政分權(quán)從屬于改革維度，引資競爭則是基于開放的競爭，創(chuàng)新作為改革開放的動力源，不僅帶給引資競爭更多制度創(chuàng)新動力，也在財政分權(quán)激勵傳導過程中賦能更多創(chuàng)新偏好，能夠有效地整合縱向分權(quán)和橫向競爭對科技創(chuàng)新水平的雙重激勵效應。

通過數(shù)據(jù)關(guān)聯(lián)，對數(shù)據(jù)進行全面地分析，從中發(fā)現(xiàn)并挖掘數(shù)據(jù)之間的相互聯(lián)系，對關(guān)聯(lián)規(guī)則進行初步了解和解釋，從而找出異常聯(lián)系和異常數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)審計疑點。在經(jīng)濟責任審計中，存在著財政、稅務、社保、培訓等不同類別的不同方面的數(shù)據(jù)，我們可以利用它們在橫向和縱向之間的關(guān)系來開展關(guān)聯(lián)性研究，全面跟蹤分析數(shù)據(jù)，通過經(jīng)濟責任審計模式的運用和推行使審計效率加強。在深入挖掘數(shù)據(jù)過程中，還應注意觀察數(shù)據(jù)庫和模型分析數(shù)據(jù)等變動信息，利用其對數(shù)據(jù)的關(guān)聯(lián)內(nèi)容進行分析，研究體制機制性問題，挖掘行業(yè)性和趨勢性潛力。

基于以上三點，本文嘗試構(gòu)建以科技創(chuàng)新水平提升為目標的“地方政府創(chuàng)新激勵框架”如圖1所示。在此框架下，科技創(chuàng)新水平成為創(chuàng)新標尺激勵的核心內(nèi)容，并給予地方政府充分提升科技創(chuàng)新水平的政治激勵；引資競爭成為制度創(chuàng)新激勵的重點領(lǐng)域，地方政府被給予引資競爭的行政激勵；財政分權(quán)并不受到直接的財政激勵，但是科技創(chuàng)新激勵會帶來更強的財政創(chuàng)新支出偏好，這直接影響財政分權(quán)基礎(chǔ)上的財政科技支出，并帶給地方政府進一步擴大財政分權(quán)的動力。

在此框架下，財政分權(quán)、引資競爭影響科技創(chuàng)新水平的方向和效率需要重新討論和測度，引資競爭對財政分權(quán)促進科技創(chuàng)新水平的作用也需要進一步認識，據(jù)此，本文給出以下研究維度：

(一)財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的影響機制

在GDP增長激勵框架下，財政分權(quán)提高了地方政府財政支出的自由度，在同等財政科技支出水平下，相比較中央政府，地方政府可以更加清晰地發(fā)現(xiàn)轄區(qū)內(nèi)科技創(chuàng)新的短板和轄區(qū)內(nèi)的科技創(chuàng)新潛力，從而作出更有效率的科技創(chuàng)新決策，進而能夠因勢利導地整合本地區(qū)的科技創(chuàng)新資源，優(yōu)化科技創(chuàng)新環(huán)境，有效提升科技創(chuàng)新水平。但是，財政分權(quán)卻在影響科技創(chuàng)新水平時表現(xiàn)出多元結(jié)論，這與財政分權(quán)的均衡狀態(tài)密切相關(guān)。

呂煒和王偉同

用“包容性財政體制”總結(jié)了中國式財政分權(quán)的特征，在中國的市場化改革中，財政分權(quán)激勵給了地方政府無限的經(jīng)濟發(fā)展責任和有限的財政稟賦，地方政府有動力在分稅制和轉(zhuǎn)移支付等規(guī)范性財政制度之外，探索地方債和土地財政等非規(guī)范性的財政分權(quán)來實現(xiàn)財政收支均衡。“包容性財政體制”將非規(guī)范性財政分權(quán)納為財政分權(quán)的補充性制度，它沒有被傳統(tǒng)意義上的財政收入分權(quán)所容納，卻在一定程度上反映在財政支出分權(quán)上，并左右了財政分權(quán)的尺度和收支均衡，因此，造成財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的多元影響。非規(guī)范性財政分權(quán)對科技創(chuàng)新的積極意義在于：一方面，有效緩解了地方財政壓力，促進了規(guī)范性財政分權(quán)安排下財政收支均衡，為優(yōu)化財政科技支出結(jié)構(gòu)奠定了基礎(chǔ)；另一方面，非規(guī)范性財政分權(quán)事實上構(gòu)成地方財政支出競爭的重要基礎(chǔ)，有效支持了地方引資競爭，進而為提升地方資本積累效率奠定了基礎(chǔ)。

在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的影響發(fā)生變化。一方面，創(chuàng)新激勵框架給了地方政府更多的科技創(chuàng)新激勵，僅基于規(guī)范性財政分權(quán)，地方政府相比過去有更強的創(chuàng)新偏好，有更強的動力增加對科技創(chuàng)新的財政支出比重，為轄區(qū)內(nèi)科技創(chuàng)新事業(yè)發(fā)展提供更多資金支持和制度保障，從而優(yōu)化科技創(chuàng)新水平；另一方面，在創(chuàng)新激勵框架下，地方政府有尋求非規(guī)范性財政分權(quán)以擴大財政科技支出的動力，同時，非規(guī)范性財政分權(quán)緩解了規(guī)范性財政分權(quán)下的收支失衡困境，GDP增長激勵帶來的支出結(jié)構(gòu)扭曲效應得到遏制，并進一步擴大了地方財政支出的自由度，賦予了地方政府更寬的科技創(chuàng)新支出增幅，提升了規(guī)范性財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的正向激勵效應?；谝陨戏治?，筆者提出如下假設(shè)：

：在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，財政分權(quán)有效提升了科技創(chuàng)新水平。

(二)引資競爭對科技創(chuàng)新水平的影響機制

在GDP增長激勵框架下，引資競爭帶來了外商直接投資對科技創(chuàng)新水平的“祈福效應”。外商直接投資加速了本地市場的資本積累和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，企業(yè)和政府在實現(xiàn)對產(chǎn)值的追求后，有余力也有動力保障科技創(chuàng)新支出；伴隨著外部資本而來的還有外部管理經(jīng)驗和先進生產(chǎn)技術(shù)，其對研發(fā)投入更為重視，生產(chǎn)技術(shù)也更為先進，這會激勵本土企業(yè)開展追隨戰(zhàn)略，同其開展技術(shù)創(chuàng)新競賽，進而提升整體科技創(chuàng)新水平。但是，引資競爭對科技創(chuàng)新水平的影響并未表現(xiàn)出理想狀態(tài)，這與引資競爭主要集中于要素性引資競爭范疇有關(guān)。通過地方政府引資貼現(xiàn)的形式可以將引資競爭歸納為兩種：一種是通過稅收優(yōu)惠、財政補貼和土地出讓優(yōu)惠等價值讓渡進行要素價格貼現(xiàn)的要素性引資競爭；另一種是通過優(yōu)化營商環(huán)境和增進外商投資管理效率等進行制度貼現(xiàn)的制度性引資競爭。在GDP增長激勵下，地方政府急于將自身土地和勞動力等要素優(yōu)勢通過外商直接投資變現(xiàn)為地區(qū)生產(chǎn)總值和稅收，有著強烈的要素價格貼現(xiàn)動力，但隨著要素性引資競爭加劇，各地表現(xiàn)出要素價格的“逐底競爭”?！爸鸬赘偁帯毕拗屏说胤秸淖儸F(xiàn)空間和外資利用效率，事實上對財政科技支出和制度性引資競爭產(chǎn)生擠出效應，外商直接投資的“祈福效應”也因此伴隨效率損失以及缺乏可持續(xù)性，導致引資競爭并未在整體效率上提升科技創(chuàng)新水平。

在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，引資競爭對科技創(chuàng)新水平的影響發(fā)生變化。其一，創(chuàng)新激勵框架給了地方政府更多科技創(chuàng)新激勵，地方引資競爭會更注重高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域外部資本的引入，這提升了引資質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，強化了外商直接投資的“祈福效應”。其二，創(chuàng)新激勵框架給了地方政府更強的制度性引資競爭激勵：一方面，遏制要素性引資競爭陷入“逐底競爭”，規(guī)避了“逐底競爭”帶給“祈福效應”的效率損失；另一方面，通過引資創(chuàng)新改善引資效率，提升創(chuàng)新資本的利用率，進一步強化了外商直接投資的“祈福效應”。基于以上分析，筆者提出如下假設(shè)：

：在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，引資競爭有效提升了科技創(chuàng)新水平。

(三)引資競爭對財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平的影響機制

在GDP增長激勵框架下，引資競爭直接產(chǎn)出外商直接投資，引資競爭水平不同，外商直接投資的規(guī)模不同，區(qū)域市場的資本積累效率就有可能不同，而財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的提升同樣依賴資本積累效率。在同等財政分權(quán)程度和創(chuàng)新偏好下，區(qū)域市場資本積累效率越高，政府財政收入及企業(yè)資本積累就越高，財政科技創(chuàng)新支出和企業(yè)研發(fā)投入也就越高，區(qū)域整體科技創(chuàng)新水平也就可能越高。因此，引資競爭水平差異帶來的資本積累效率差異，可能會催生對財政分權(quán)影響科技創(chuàng)新水平的門限效應。但是，目前尚沒有文獻證實這一結(jié)論。這可能與在GDP增長激勵框架下，引資競爭吸引的外資規(guī)模較小、層次較低和利用效率較差有關(guān)，并未從整體上改善整個區(qū)域的資本積累效率。

上海誠達物流運輸有限公司按照環(huán)境狀況和客戶需求的不同，提供合適的策略和適當?shù)牡谌轿锪鞣?。作為第三方物流企業(yè)，具有其他企業(yè)不具備的資源，與供應商、制造商的穩(wěn)定關(guān)系，是第三方物流服務企業(yè)發(fā)展的根基；把握制造商、供應商對第三方物流服務的需求和要求，是第三方物流服務企業(yè)得意不斷發(fā)展的前提。

在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，引資競爭的門限效應可能會逐漸顯現(xiàn)。其一，創(chuàng)新激勵框架強化了創(chuàng)新標尺激勵，這指引引資競爭逐漸擺脫要素流動范疇，外商直接投資的結(jié)構(gòu)、質(zhì)量發(fā)生變化，進而外資利用效率發(fā)生變化，這有可能引發(fā)區(qū)域市場的資本積累效率突變。其二，創(chuàng)新激勵框架更強調(diào)制度性引資競爭，其涵蓋高新科技園和自由貿(mào)易區(qū)等形式的引資管理創(chuàng)新和“放改服”等營商環(huán)境優(yōu)化，并借此產(chǎn)生制度創(chuàng)新的外部性。一方面，通過遏制“逐底競爭”，提升了外資積累效率；另一方面，通過改善市場效率和政府效率，提升了區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新資本的整體利用效率，這也有可能引發(fā)財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平效率的突變?；谝陨戏治?，筆者提出如下假設(shè)：

：地方政府創(chuàng)新激勵框架下，引資競爭在財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平提升中存在門限效應。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)對變量之間是否存在多重共線性進行診斷，判斷標準為：當0

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量：科技創(chuàng)新水平(patent)

可中斷負荷與火電機組的正旋轉(zhuǎn)備用性質(zhì)相同,都屬于備用資源。當電力系統(tǒng)發(fā)生容量短缺時,電力公司既可以調(diào)用發(fā)電機組備用容量供電,也可以調(diào)用或購買可中斷負荷填補容量空缺,或兩種資源同時使用。由于電力系統(tǒng)的職責是為廣大電力用戶提供連續(xù)、安全、穩(wěn)定的電能,如果全部使用可中斷負荷來彌補備用容量的空缺則會導致部分電力用戶經(jīng)常性斷電,顯然是不現(xiàn)實的。圖1為發(fā)電側(cè)備用與可中斷負荷的關(guān)系。

對于科技創(chuàng)新水平的測量，筆者考慮到一個地區(qū)的專利申請授權(quán)量是直接反映該地區(qū)創(chuàng)新能力的量化指標，為規(guī)避人口規(guī)模的影響，選取人均專利申請授權(quán)量作為衡量科技創(chuàng)新水平的表征變量。測量方法是：科技創(chuàng)新水平=各省份專利申請授權(quán)量/各省份總?cè)丝凇?/p>

由表5可知：

在創(chuàng)新激勵框架下，財政分權(quán)是一種更接近收支均衡的分權(quán)狀態(tài)，其在規(guī)范性財政分權(quán)基礎(chǔ)上，融入了非規(guī)范性財政分權(quán)的內(nèi)涵。本文借鑒張晏和龔六堂

與李強和劉慶發(fā)

的研究經(jīng)驗，選取能夠體現(xiàn)地方政府事權(quán)和支出責任的財政支出分權(quán)程度，作為衡量這種狀態(tài)下財政分權(quán)的代理變量。具體的測算方法是：財政支出分權(quán)程度=各省份本級預算內(nèi)財政支出/中央預算內(nèi)財政支出。

3.門限變量：引資競爭(fdi)

對于引資競爭，學界經(jīng)常采用外商直接投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來衡量。但由此可能帶來潛在的問題：一是與整體地方競爭的區(qū)分度不夠。二是此維度下的引資競爭更側(cè)重于引資數(shù)量，對引資質(zhì)量缺乏考量。對此，本文選取人均外商直接投資來代替原有測量指標：一是人均外商直接投資對市場效率和政府效率的追求足夠直接，哪里要素價格更低、制度優(yōu)勢更明顯，外商直接投資就流向哪里。二是人均外商直接投資對市場公平和區(qū)域開放也足夠敏感，這也構(gòu)成制度性引資競爭的一個重要維度。三是人均外商直接投資可以很好地綜合要素性引資競爭和制度性引資競爭的內(nèi)涵。測量方法是：引資競爭=各省份外商直接投資實際利用總額/各省份年末總?cè)丝凇?/p>

由于個體的差異性，不同人群可能對藥物的敏感性不同，本例的重點是應用本研究提出的亞組識別的方法，判斷患者所適用的藥物。

4.控制變量(X)

內(nèi)生性檢驗表明引資競爭對科技創(chuàng)新水平提升產(chǎn)生顯著的正向激勵效應，那么這種激勵效應是否會一直存在或者發(fā)生突變？這是本文重點探究的一個問題。

基于上述分析，本文得到以下研究結(jié)論：

由表1可知，樣本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)平穩(wěn)，各類變量的波動性較小，離散程度也比較低，樣本取值相對集中，不存在異常值的干擾。由此可以判斷，樣本的統(tǒng)計性質(zhì)良好，滿足實證分析對數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質(zhì)的基本要求。

面板數(shù)據(jù)包含樣本個體和樣本時間兩個維度。對于樣本個體的考量，選取全國30個省份(不包括西藏自治區(qū)和中國港澳臺地區(qū))的面板數(shù)據(jù)，分析財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的影響。對于樣本時間周期的衡量，考慮到2007年黨的十七大報告中明確提出“建設(shè)創(chuàng)新型國家”的發(fā)展要義，意味著創(chuàng)新激勵在此時已經(jīng)被明確擺在了更加突出且重要的位置，以此為依據(jù)選擇2007年數(shù)據(jù)為本文實證分析的起始點。由于相關(guān)統(tǒng)計指標在2017年以后的數(shù)據(jù)收錄尚不完整，而且部分關(guān)鍵指標數(shù)據(jù)因客觀原因存在較大異常，需另外討論，為保證樣本中各項數(shù)據(jù)的連續(xù)性、平穩(wěn)性和一致性，將數(shù)據(jù)的截至點選擇在2017年。計算財政分權(quán)、引資競爭、科技創(chuàng)新水平和其他控制變量的各項具體指標的相關(guān)數(shù)據(jù)均從EPS數(shù)據(jù)平臺中的《中國財政稅收數(shù)據(jù)庫》《中國科技數(shù)據(jù)庫》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫》《中國金融數(shù)據(jù)庫》《中國第三產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》中獲得，其中個別省份或個別年份的某項缺失數(shù)據(jù)，在相應省份對應年度的統(tǒng)計年鑒中公布的數(shù)據(jù)進行補齊。

(三)模型構(gòu)建

1.基準回歸模型構(gòu)建

一是本文借鑒何凌云和馬青山

、李風嬌等

與田紅宇等

的研究，選擇固定效應模型構(gòu)建模型(1)來檢驗財政分權(quán)與科技創(chuàng)新水平兩者之間的關(guān)系，以便甄別財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平是否存在直接影響。二是在財政分權(quán)基礎(chǔ)上引入引資競爭，檢驗引資競爭對科技創(chuàng)新水平的影響，建立模型(2)?？紤]到財政分權(quán)與科技創(chuàng)新水平之間以及引資競爭與科技創(chuàng)新水平之間都可能存在互為因果效應，進而為規(guī)避由此產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，參考胡麗娜和薛陽

與李強和劉慶發(fā)

的經(jīng)驗，選擇系統(tǒng)GMM估計方法進行處理，將被解釋變量的滯后一期項作為解釋變量放置在基準回歸模型(1)和模型(2)中，形成動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(3)和模型(4)。

(1)

(2)

(3)

(4)

由于各省份引資競爭水平不同，導致財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平起到的作用會有所差異。本文借鑒李風嬌等

的研究，通過構(gòu)建門限效應模型(5)，對在不同引資競爭水平下，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平起到的影響效果進行分析。

2.門限效應回歸模型構(gòu)建

patent

=ω

+ω

fiscal

·I(fdi

≤λ

)+ω

fiscal

·I(λ

≤λ

)+…+ω

fiscal

·I(λ

≤λ

)+

(5)

其中，X

表示所有控制變量，μ

表示個體擾動項，ε

表示隨機擾動項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果與分析

表2列(1)和列(2)逐步給出了財政分權(quán)、引資競爭對科技創(chuàng)新水平的固定效應回歸結(jié)果。由列(1)可知，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平在5%的顯著性水平下產(chǎn)生促進作用。當財政支出分權(quán)程度提升1個單位，科技創(chuàng)新水平會隨之提升44.886個單位，H1得到驗證。地方政府創(chuàng)新激勵框架下，地方政府被給予更強的科技創(chuàng)新激勵，僅在規(guī)范性分權(quán)基礎(chǔ)上，地方政府會擁有更強的財政科技支出偏好，這有效提升了科技創(chuàng)新水平。同時，在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，地方政府為提升財政科技支出規(guī)模，會尋求非規(guī)范性財政收入加以支持，這事實上也擴大了財政分權(quán)程度，進一步強化了財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵效應。由列(2)可知，在財政分權(quán)基礎(chǔ)上，引資競爭也對科技創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向影響，但這種正向影響并不顯著，這可能與中國引資競爭水平整體較低有關(guān)。在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，盡管引資競爭被給予更多的引資創(chuàng)新激勵，但是引資競爭尚未完全擺脫“逐底競爭”帶來的效率損失，因而其正向效應尚不顯著，引資競爭對科技創(chuàng)新水平的激勵效應需要進一步挖掘。不過，在控制變量不變的情況下，引入引資競爭變量，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵水平出現(xiàn)小幅下降，這說明引資競爭部分調(diào)節(jié)了財政分權(quán)的激勵水平，間接驗證了引資競爭對科技創(chuàng)新水平的激勵效應，因而H2可以尋求進一步驗證。

對于控制變量而言，列(1)和列(2)回歸結(jié)果表現(xiàn)出高度的一致性。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、區(qū)域創(chuàng)新支出水平、區(qū)域人力資本結(jié)構(gòu)和市場創(chuàng)新效率對科技創(chuàng)新水平提升均產(chǎn)生不同程度的正向激勵效果，但是，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、區(qū)域創(chuàng)新支出水平和市場創(chuàng)新效率均不顯著。一方面，這恰恰說明目前在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，依然重視提升科技創(chuàng)新水平，注重對技術(shù)的研發(fā)和專利的申請，但之所以回歸結(jié)果不顯著是因為這些地區(qū)更加清晰地意識到，在經(jīng)濟由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中，僅僅擁有專利是不夠的，需要將申請到的專利和研發(fā)出來的技術(shù)進行轉(zhuǎn)化，從而形成對科技創(chuàng)新水平提升的積累效應；另一方面，由于地方政府財政科技支出的偏好性選擇和市場創(chuàng)新效率還未完全釋放出對科技創(chuàng)新水平提升的顯著激勵效應，說明通過進一步深化改革、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式來激發(fā)科技創(chuàng)新水平的提升勢在必行。另外，區(qū)域教育支出水平、區(qū)域基建投資水平、地方政府官員晉升強度、區(qū)域外貿(mào)依存度和區(qū)域金融市場發(fā)育程度對科技創(chuàng)新水平起到不同程度的抑制作用，其中區(qū)域基建投資水平和區(qū)域外貿(mào)依存度對科技創(chuàng)新水平提升起到的抑制作用分別通過5%和1%的顯著性水平檢驗，說明現(xiàn)階段中國的地方政府“重基建、輕創(chuàng)新”的財政支出偏好性選擇依然存在。地方政府官員晉升強度的回歸系數(shù)為負，說明在政治晉升面前，地方政府官員依然會傾向于選擇能夠體現(xiàn)經(jīng)濟增速的投資項目，從而忽視對科技創(chuàng)新領(lǐng)域的投資。區(qū)域外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)為負，說明目前中國的區(qū)域外貿(mào)依存度過高會抑制科技創(chuàng)新水平的提升。區(qū)域金融市場發(fā)育程度對科技創(chuàng)新水平的提升也起到微弱抑制作用，說明需要進一步促進金融發(fā)展。

(二)內(nèi)生性處理結(jié)果與分析

為規(guī)避財政分權(quán)與科技創(chuàng)新水平互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文選擇將科技創(chuàng)新水平的滯后一期項放置在基準回歸模型中作為解釋變量，將原本的固定效應模型(1)和模型(2)修正為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(3)和模型(4)，重新進行回歸分析。

根據(jù)表2報告的結(jié)果顯示，列(3)和列(4)的一階序列(AR(1))相關(guān)檢驗接受原假設(shè)，二階序列相關(guān)檢驗(AR(2))拒絕原假設(shè)，均通過序列相關(guān)檢驗，說明在模型設(shè)定上不存在序列相關(guān)性。Sargan檢驗結(jié)果表明工具變量選取是有效的。

由列(3)可知，前期科技創(chuàng)新水平對當期科技創(chuàng)新水平產(chǎn)生顯著的正向影響，說明一個地區(qū)前期科技創(chuàng)新水平會對當期科技創(chuàng)新水平的提升產(chǎn)生積累效應。財政分權(quán)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這與模型(1)基準回歸結(jié)果基本一致，但系數(shù)相對有小幅下降，這與過濾掉前期科技創(chuàng)新的積累效應有關(guān)。由列(4)可知，財政分權(quán)基礎(chǔ)上，過濾掉科技創(chuàng)新水平的前期累積效應，引資競爭對科技創(chuàng)新水平的激勵效應變得顯著，引資競爭水平每提高1個單位，可以使科技創(chuàng)新水平有效提升27.032個單位；同時，引資競爭減少了科技創(chuàng)新水平前期積累效應對財政分權(quán)的不利調(diào)節(jié)，相對于列(2)，財政分權(quán)的系數(shù)有了微小上調(diào)。這說明，在地方創(chuàng)新激勵框架下，引資競爭跳出了要素競爭范疇后，對科技創(chuàng)新水平的激勵效應逐漸顯現(xiàn)，而且，其對財政分權(quán)激勵效應的正向調(diào)節(jié)也在加強。由此，H2得到驗證，并為驗證H3提供了基礎(chǔ)。

對于控制變量而言，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域基建投資水平、地方政府官員晉升強度和區(qū)域外貿(mào)依存度對科技創(chuàng)新水平提升沒有起到促進作用，其中區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)注重科技轉(zhuǎn)化多于科技研發(fā)，可能是該變量回歸系數(shù)為負的原因，其余變量的回歸系數(shù)之所以為負，與基準回歸結(jié)果分析中保持一致；但是相對于基準回歸，區(qū)域基建投資水平和區(qū)域外貿(mào)依存度對科技創(chuàng)新水平的負效應在大幅減弱，這說明投資和外貿(mào)對科技創(chuàng)新的抑制效應實際上要很??；而地方政府官員晉升強度對科技創(chuàng)新的負效應卻變得更大且通過顯著性檢驗，因而要更加注意政績評價中的短視行為。另外，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、區(qū)域人力資本結(jié)構(gòu)、區(qū)域教育支出水平、區(qū)域創(chuàng)新支出水平、市場創(chuàng)新效率和區(qū)域金融市場發(fā)育程度的回歸系數(shù)均為正，說明這些因素對科技創(chuàng)新水平的提升起到正向激勵作用；在列(4)中，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和區(qū)域教育支出水平的回歸系數(shù)絕對值相比基準回歸在降低但不顯著，因此，通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提升教育支出水平對促進科技創(chuàng)新仍然意義重大，但要注意更加高效；相對于基準回歸，區(qū)域創(chuàng)新支出水平和市場創(chuàng)新效率分別在5%和1%的水平上顯著為正，說明區(qū)域創(chuàng)新支出和市場創(chuàng)新效率對科技創(chuàng)新水平的激勵效應正在逐步釋放；區(qū)域人力資本結(jié)構(gòu)的正向效應變小，則可能與科技創(chuàng)新人才供給與科技創(chuàng)新市場需求的結(jié)構(gòu)性矛盾有關(guān)；金融市場發(fā)育程度的激勵效應由負轉(zhuǎn)正并相當可觀和顯著，則可能是金融回歸實體經(jīng)濟帶來的促進效應。

九甜粘一號是吉林市農(nóng)業(yè)科學院培育出的糯玉米新品種，2016年通過吉林省農(nóng)作物品種審定委員會審定。為探討九甜粘一號的配套栽培技術(shù)措施，加快其示范推廣步伐，我們對其進行了一系列相關(guān)的試驗研究，找出了該品種的適宜密度，為該品種的高產(chǎn)栽培及大面積推廣應用提供了必要的科學依據(jù)。本研究取得的主要結(jié)果如下：

(三)門限效應回歸結(jié)果與分析

考慮到除財政分權(quán)和引資競爭對科技創(chuàng)新水平的影響，一個地區(qū)的經(jīng)濟、政治和社會等多方因素也會對科技創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。本文選擇以下變量作為控制變量：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平(lneconomic)：用各省份人均地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)表示；區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(indstru)：用各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值/各省份地區(qū)生產(chǎn)總值表示；區(qū)域人力資本結(jié)構(gòu)(lnresearcher)：用各省份細分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員中從事科學研究和技術(shù)服務人員總數(shù)的自然對數(shù)表示；區(qū)域教育支出水平(education)：用各省份財政教育支出/各省份財政支出總額表示；區(qū)域創(chuàng)新支出水平(finninv)：用各省份財政科技支出/各省份財政支出總額表示；區(qū)域基建投資水平(infrsqd)：用各省份全社會固定資產(chǎn)投資總額/各省份地區(qū)實際生產(chǎn)總值表示；市場創(chuàng)新效率(market)：用各省份企業(yè)R&D投入總額/各省份全社會R&D投入總額表示；地方政府官員晉升強度(gov)：借鑒顧元媛和沈坤榮

的賦值方法，2011年和2016年取值為1，2007—2010年、2012—2015年和2017年取值為0；區(qū)域外貿(mào)依存度(trade)：用各省份貨物進出口總額/各省份地區(qū)實際生產(chǎn)總值表示；區(qū)域金融市場發(fā)育程度(financial)：用各省份金融產(chǎn)業(yè)增加值/各省份地區(qū)實際生產(chǎn)總值表示。變量的描述性統(tǒng)計分析如表1所示。

其一，對引資競爭是否存在門限效應進行檢驗，運用Bootstrap反復抽樣300次分別對單一門限、雙重門限和三重門限依次進行甄別。表3顯示引資競爭具有門限效應，同時經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)引資競爭通過1%的單一門限效應的顯著性水平檢驗(P=0.000<0.010)，雙重(P=0.247>0.100)和三重(P=0.623>0.100)門限效應均不顯著，進而認為其存在單一門限效應。其二，對引資競爭的門限值進行測度。引資競爭在財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平提升過程中的門限值是0.025，當引資競爭達到這一水平時，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵作用會發(fā)生突變。其三，對引資競爭(fdi)在財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平提升中的門限效應進行回歸分析，如表4所示。表4給出引資競爭的門限效應檢驗結(jié)果，由于引資競爭只存在單一門限，進而將引資競爭水平劃分高低兩個維度：當引資競爭處于低維度(fdi≤0.025)時，財政分權(quán)程度每提升1個單位，可以激勵科技創(chuàng)新水平提升34.412個單位；當引資競爭處于高維度(fdi>0.025)時，財政分權(quán)程度每提升1個單位，可以激勵科技創(chuàng)新水平提升77.196個單位。據(jù)此H3得到驗證。而據(jù)動態(tài)面板模型的回歸結(jié)果，當前，中國財政分權(quán)程度每提升1單位，可以激勵科技創(chuàng)新水平提升37.428單位，由此判斷，當前中國整體引資競爭水平基本處于較低維度。這與中國引資競爭集中于要素競爭范疇的分析相契合，而要素性引資競爭限制了引資競爭水平向更高維度突破。

在要素性引資競爭下，地方政府通過稅收優(yōu)惠、財政補貼和土地出讓優(yōu)惠對本地具有相對優(yōu)勢的勞動力價格、土地價格和自然資源價格進行貼現(xiàn)，以吸引外資流入，本質(zhì)上是以要素價格貼現(xiàn)為特征的要素流動，其吸引到的外商直接投資規(guī)模有上限，且層次較低、流動性較強，在一定程度上犧牲了地方發(fā)展?jié)摿Γ痪邆淇沙掷m(xù)性。隨著經(jīng)濟發(fā)展，地方要素價格優(yōu)勢不在，要素性引資競爭失去基礎(chǔ)，引資競爭也就不可能向更高維度突破。而制度性引資競爭突破了這一桎梏，其依賴營商環(huán)境創(chuàng)新和引資管理創(chuàng)新來改善市場效率和政府效率，并將引資競爭從效率維度的競爭擴展到開放性、公平性等維度的競爭，本質(zhì)上是依靠制度創(chuàng)新對外商直接投資的成本進行制度貼現(xiàn)，這種競爭吸引的外商直接投資層次較高，外部性更強，激勵財政分權(quán)提升科技創(chuàng)新水平的效率就可能發(fā)生突變。而在高維度引資競爭下，財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)變?yōu)?7.196，比低維度引資競爭下的回歸系數(shù)增加1.243倍，也正好契合了這一假設(shè)。

(四)穩(wěn)健性檢驗

借鑒李強和劉慶發(fā)

與楊其靜和高雄偉

的研究，本文對財政分權(quán)測量方法進行更換，采用收入分權(quán)作為代理變量，具體測度方式是：fiscal

=各省份財政收入/中央財政收入，由表3可知，引資競爭在財政收入分權(quán)影響科技創(chuàng)新水平提升的過程中存在雙重門限效應。并將財政收入分權(quán)代入門限回歸模型中，重新對引資競爭的門限效應進行檢驗，結(jié)果如表4列(2)所示。由列(2)可知，當引資競爭處于低水平時(fdi≤0.025)，財政收入分權(quán)對科技創(chuàng)新水平提升存在正向影響，但是影響效果不明顯；當引資競爭處于中等水平時(0.0250.036)，財政收入分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵效果也是顯著的，并且通過回歸系數(shù)的大小對比可知，當引資競爭處于高水平時，財政收入分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵作用是最有效的。

總而言之，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，引資競爭在財政收入分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平提升過程中存在門限效應。與上述引資競爭在財政支出分權(quán)影響科技創(chuàng)新水平提升中門限效應檢驗的結(jié)果保持一致，區(qū)別僅在于門限個數(shù)和門限閾值上。因此，證明研究結(jié)果具備穩(wěn)健性。

(五)異質(zhì)性分析

引資競爭在財政分權(quán)激勵科技創(chuàng)新水平提升過程中產(chǎn)生門限效應，那么所存在的門限效應是否存在異質(zhì)性？本文將總體樣本按照地理區(qū)位劃分為東、中、西三個子樣本，對引資競爭的門限效應逐一進行檢驗，結(jié)果如表5所示。

2.解釋變量：財政分權(quán)(fiscal)

基于空間變化的角度分析，廣東省城市旅游效率水準較高，多數(shù)的城市達到了高技術(shù)效率有效的標準。在城市間中的旅游效率具有一定的差異，多數(shù)的年份標準差均高于0.1，而這種時空特征主要就是因為廣東省旅游行業(yè)發(fā)展較早，各項設(shè)施配套完善，具有較為成熟的產(chǎn)業(yè)鏈。同時，隨著國家經(jīng)濟的提升，廣東省人均消費水平也在不斷地提升，人們對于生活品質(zhì)要求更為嚴格，帶動了旅游行業(yè)的發(fā)展。

就東部地區(qū)而言，引資競爭存在單一門限效應。當引資競爭處于較低水平(fdi≤0.025)時，財政分權(quán)每提升1個單位，可以激勵東部地區(qū)的科技創(chuàng)新水平提升59.216個單位；當引資競爭處于較高水平(fdi>0.025)時，財政分權(quán)每提升1個單位，可以激勵東部地區(qū)科技創(chuàng)新水平提升85.371個單位。對比全國來看，東部引資競爭的效率突變點更低，回歸系數(shù)更高。這意味著東部地區(qū)無論是在哪種引資競爭層次，都能用更少的外商直接投資實現(xiàn)更高的效率突變。這可能與東部地區(qū)的引資競爭更充分、更高質(zhì)有關(guān)。東部地區(qū)引資競爭開展較早，對要素性引資競爭擺脫更快，對制度性引資競爭更加重視，理解也更加多元，效率、公平、開放都是其競爭價值標尺，因此，東部地區(qū)的引資競爭水平更為高級，其門限效應系數(shù)也就更高。

就中部地區(qū)而言，引資競爭不具備門限效應。同時財政分權(quán)對中部地區(qū)的科技創(chuàng)新水平雖起到正向提升作用，但是激勵效果不顯著。這說明，中部地區(qū)整體引資競爭層次較低且較為集中，尚未區(qū)分出門限效應，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵效應也尚未充分發(fā)揮。引資競爭層次較低可能與中部地區(qū)開放較晚、外資流入差距較大、要素價格優(yōu)勢較差、東部虹吸效應較強，導致中部地區(qū)無法按要素性引資競爭邏輯提升引資競爭水平，而其又與缺乏開展制度性引資競爭的嘗試有關(guān)。激勵效應不顯著可能與財政科技支出有關(guān)，盡管財政分權(quán)激勵了區(qū)域創(chuàng)新支出，但是引資競爭層次較低反而抑制了財政科技支出水平，因此，財政分權(quán)的部分激勵效應被引資競爭所消減。另外，中部地區(qū)財政分權(quán)尚未接近均衡狀態(tài)，所以對科技創(chuàng)新水平的激勵效應還不顯著。

就西部地區(qū)而言，引資競爭具備單一門限效應，當引資競爭處于較低水平時(fdi≤0.006)，財政分權(quán)每提升1個單位，本地區(qū)的科技創(chuàng)新水平降低21.013個單位；當引資競爭處于較高水平時(fdi>0.006)，財政分權(quán)每提升1個單位，本地區(qū)的科技創(chuàng)新水平降低9.285個單位，但此時抑制效應不顯著。這說明，西部地區(qū)引資競爭一旦上升到某一層次，財政分權(quán)對西部地區(qū)科技創(chuàng)新水平提升的抑制作用會大大降低，并且趨于不顯著。而且這一效率突變點對比全國平均水平來說更容易達到。但是，西部地區(qū)的財政分權(quán)更接近不均衡狀態(tài)，財政分權(quán)表現(xiàn)出對科技創(chuàng)新水平的負效應。

綜合來看，東部地區(qū)引資競爭的門限效應水平和作用方向基本上決定了全國的門限水平和作用方向；中部尚不存在引資競爭的門限效應，西部存在負激勵效應的門限效應，這與中西部財政分權(quán)距離均衡狀態(tài)更遠有關(guān)，也有可能與財政分權(quán)和引資競爭對區(qū)域創(chuàng)新支出的激勵方向不一致有關(guān)。東西部的統(tǒng)一性在于，引資競爭層次的升級，有利于財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的趨好性、躍遷性改善，這一點與全樣本的結(jié)論一致。另外，引資競爭的門限效應可能存在階段性或?qū)哟涡裕谝Y競爭早期或者層次較低時，其存在負向顯著的門限效應；在引資競爭成熟期或者層次較高時，其存在正向顯著的門限效應；在引資競爭發(fā)展期或者層次適中時，其不存在門限效應。

五、結(jié)論及建議

導致青少年身材矮小的病因有很多，比如遺傳、環(huán)境、營養(yǎng)、運動、睡眠、心理因素等。此外，不注意運動，生活習慣差，常吃洋快餐、方便面、火腿、罐頭、甜食、飲料等垃圾食品，也可能造成身材矮小。

對廠區(qū)無組織排放廢氣，根據(jù)風向在廠界周圍處布點監(jiān)測，上風向設(shè)1對照點（○4），下風向設(shè)3個監(jiān)控點（○1～○3），共布設(shè)4個監(jiān)測點，監(jiān)測項目為顆粒物。監(jiān)測結(jié)果及監(jiān)測期間的氣象條件見表3。

首先，在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，財政分權(quán)和引資競爭均有效提升了科技創(chuàng)新水平，過濾積累效應之后，財政分權(quán)的實際激勵效應更大。

其次，在地方政府創(chuàng)新激勵框架下，當引資競爭水平跨越0.025的門限值時，財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平的激勵系數(shù)將提升1.243倍。

最后，引資競爭的門限效應存在明顯的區(qū)域差異，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)引資競爭層次較低，其門限效應需要進一步挖掘和改善，引資競爭的門限效應可能存在階段性或?qū)哟涡浴?/p>

為進一步提升科技創(chuàng)新水平，筆者提出以下建議：

首先，繼續(xù)深化財政分權(quán)體制改革。推進地方政府財權(quán)與事權(quán)相匹配，發(fā)揮經(jīng)濟分權(quán)對區(qū)域競爭的協(xié)同效應和促進效應；進一步擴大規(guī)范性財政支出分權(quán)，積極發(fā)揮中央轉(zhuǎn)移支付制度對財政分權(quán)收支均衡的調(diào)節(jié)作用；探索非規(guī)范性財政分權(quán)的改革空間，強化地方債和土地財政等非規(guī)范性財政收入賦能科技創(chuàng)新的機制建設(shè)；建立常態(tài)規(guī)范的財政收支分權(quán)均衡機制，抑制財政收支失衡所帶來的支出結(jié)構(gòu)扭曲效應，強化地方政府創(chuàng)新偏好，優(yōu)化地方政府財政科技支出結(jié)構(gòu)以及公共服務支出結(jié)構(gòu)，對地方政府從GDP增長激勵轉(zhuǎn)向創(chuàng)新激勵，最終提升其科技創(chuàng)新水平，以幫助中國適應現(xiàn)階段內(nèi)外發(fā)展環(huán)境變化，實現(xiàn)地方發(fā)展激勵理論轉(zhuǎn)型與高質(zhì)量發(fā)展實踐的相統(tǒng)一。

（1）按照因地制宜的原則確定路線指標，保證定位的合理性，最大限度利用老路，根據(jù)各路段功能及特征，確定相應的技術(shù)及改造方案，如果路段技術(shù)指標無法達到要求，則可通過對工程措施的應用來解決，如限速、增設(shè)減速標志，保證路段通行的安全性，有針對性地開展勘察設(shè)計。

其次，積極引導引資競爭升級。進一步擴大整體開放，提升外資利用規(guī)模和質(zhì)量，整體提升外資利用效率，強化外商直接投資對科技創(chuàng)新水平的“祈福效應”；鼓勵地方政府圍繞營商環(huán)境優(yōu)化和引資管理創(chuàng)新開展制度性引資競爭，抑制要素價格貼現(xiàn)的“逐底競爭”，并引入效率、公平、開放、創(chuàng)新等更加全面的競爭維度，以突破要素性引資競爭帶來的門限制約，獲取財政分權(quán)對科技創(chuàng)新水平提升的更高維度激勵；進而基于制度性引資競爭，通過引資創(chuàng)新聯(lián)系制度創(chuàng)新激勵，強化引資競爭的制度外部性，最終提升科技創(chuàng)新水平，實現(xiàn)科技創(chuàng)新水平提升與制度創(chuàng)新的相統(tǒng)一。

最后，因地制宜，縮小財政分權(quán)和引資競爭的區(qū)域差異，平衡各地區(qū)的創(chuàng)新差異。第一，擴大中央轉(zhuǎn)移支付對中西部科技創(chuàng)新的傾斜，豐富和完善專項轉(zhuǎn)移支付制度，并探索在非規(guī)范性財政分權(quán)維度建立中央轉(zhuǎn)移支付制度，東部地區(qū)應承擔主要責任。第二，鼓勵東部地區(qū)率先探索和創(chuàng)新制度性引資競爭，避免要素性引資競爭，為中西部地區(qū)開展要素性引資競爭留下空間，并在制度性引資競爭維度給予中西部地區(qū)更寬尺度的政策支持。第三，激勵東中西各地區(qū)在制度創(chuàng)新維度展開充分互動，東部地區(qū)應作為科技創(chuàng)新的主力軍，并對中西部地區(qū)的科技創(chuàng)新予以專項支持和對口支持。

剪取右腎腎皮質(zhì)按1∶9比例加入冰浴0.9%NaCl溶液研磨制備10%勻漿組織液，4℃、3500×ɡ離心10 min。按CAT可見光法試劑盒說明書操作，測A405 nm值，計算CAT活性。SOD活性及GSH和MDA含量的測定按試劑盒說明書操作，具體方法同1.4。

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