● 廖直東

（廣東財經(jīng)大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院，廣東 廣州 510320）

一、引言

我國“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標綱要提出：“堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐”。這就迫切要求破除體制機制障礙，充分調(diào)動各方的積極性和主動性，全面提升國家創(chuàng)新體系效能。地方政府在促進科技創(chuàng)新上具有兩項重要職能，一是執(zhí)行中央政府有關(guān)科技事項重大決策，二是根據(jù)本地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展情況自主開展科技領(lǐng)域建設(shè)，這兩項職能分別對應(yīng)科技領(lǐng)域共同財政事權(quán)和地方財政事權(quán)。地方財政科技投入是地方政府履行其科技領(lǐng)域職能的物質(zhì)保障和具體體現(xiàn)，關(guān)系到國家創(chuàng)新體系效能的提升。

在分權(quán)體制下，中央政府把事權(quán)和財政支出責(zé)任下移給地方政府，但財政收入權(quán)限不作相應(yīng)下移，甚至向中央政府集中，則極有可能出現(xiàn)地方政府財政收支缺口擴大和嚴重依賴中央政府轉(zhuǎn)移支付的局面，這被稱為財政縱向失衡[1]。財政縱向失衡作為財政分權(quán)體制的普遍特征，其政策后果引發(fā)了學(xué)者們的廣泛關(guān)注[2]。那么，在中國情境下財政縱向失衡是否影響以及如何影響地方財政科技投入？此外，大量文獻討論了基于財政分權(quán)體制和政治晉升錦標賽體制的多級目標激勵體系及其影響，在不同的財政縱向失衡程度下，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用是否存在差異？回答這些問題，能夠為充分發(fā)揮地方政府的主體作用和促使地方政府積極履行科技領(lǐng)域相關(guān)職能，從而為堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展和全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢提供理論基礎(chǔ)，與此同時，也可為地方政府兼顧地方經(jīng)濟短期增長目標和區(qū)域創(chuàng)新能力長期建設(shè)目標提供路徑支持。但是，縱觀現(xiàn)有文獻，這些問題尚未得到深入研究。

研究考察財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響，并探討財政縱向失衡如何影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用，創(chuàng)新之處主要有：首先，在研究視角方面，現(xiàn)有分析財政體制與地方財政科技投入間關(guān)系的相關(guān)文獻，大多基于財政收入分權(quán)或財政支出分權(quán)視角，忽略了分權(quán)體制下地方政府財政收入與其所擔(dān)負的財政事權(quán)、支出責(zé)任不相匹配這一顯著特征，即忽略了財政縱向失衡特征；其次，在研究設(shè)計方面，基于2001—2018年的省級面板數(shù)據(jù)，不僅采用系統(tǒng)GMM方法考察了財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響，還利用面板門檻效應(yīng)模型分析了財政縱向失衡對經(jīng)濟增長目標影響地方財政科技投入的門檻效應(yīng)；再次，在結(jié)論方面，研究發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡顯著抑制了地方財政科技投入，但這種抑制作用具有時間異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性，此外，在較低的財政縱向失衡下，經(jīng)濟增長目標會促進地方財政科技投入，而在較高的財政縱向失衡下，經(jīng)濟增長目標會抑制地方財政科技投入；最后，在政策啟示方面，研究能夠為構(gòu)建高效的科技創(chuàng)新治理體系提供理論基礎(chǔ)，進而為破除阻礙全面塑造新發(fā)展優(yōu)勢的財政體制障礙提供政策支撐。

二、文獻綜述

后文的研究與分析財政分權(quán)對地方政府創(chuàng)新投入影響的文獻密切相關(guān)。周克清等發(fā)現(xiàn)財政支出分權(quán)會提高地方財政科技投入占地方財政支出的比重[3]，白俊紅等則發(fā)現(xiàn)財政收入分權(quán)抑制了地方政府的科技投入[4]，而支出分權(quán)則對地方科技投入有積極影響。包健等的研究表明，財政收入分權(quán)提高了地方政府財政科技投入占地方財政支出的比重，而財政支出分權(quán)則降低了地方科技投入占財政支出的比重[5]。現(xiàn)有相關(guān)研究雖然發(fā)現(xiàn)了財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)對地方財政科技投入作用的差異，但是研究結(jié)論存在較大爭議，更沒有從財政縱向失衡的角度進行進一步分析。

此外，有學(xué)者以地方財政科技投入表示地方政府創(chuàng)新偏好，分析地方政府創(chuàng)新偏好與創(chuàng)新活動間的關(guān)系。一是直接研究政府創(chuàng)新偏好與創(chuàng)新之間的關(guān)系，張寬等發(fā)現(xiàn)中國情境下政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新能力之間存在正向關(guān)系[6]。劉斐然等的研究表明，政府創(chuàng)新偏好顯著促進了企業(yè)創(chuàng)業(yè)活動，且市場一體化發(fā)揮了中介效應(yīng)作用[7]。綦勇等研究了趕超戰(zhàn)略下政府創(chuàng)新偏好對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響[8]。二是在分析創(chuàng)新績效的影響因素時，考察政府創(chuàng)新偏好的中介作用，李政等分析了政府創(chuàng)新偏好對財政分權(quán)影響區(qū)域創(chuàng)新效率的中介作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)抑制政府創(chuàng)新偏好，進而引起創(chuàng)新效率損失[9]。于井遠等則發(fā)現(xiàn)財政縱向失衡通過抑制政府創(chuàng)新偏好，進而降低了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出[10]。以上研究凸顯了地方政府對區(qū)域創(chuàng)新績效和創(chuàng)新能力的重要性，對我們深入理解地方政府在區(qū)域創(chuàng)新體系中的重要作用提供了有益洞見，但較少分析財政縱向失衡在其中的作用。

基于財政分權(quán)體制和政治晉升錦標賽體制的多級目標激勵體系，雖然讓各地區(qū)取得了較高速度的經(jīng)濟增長，但也引起了地方政府和地方政府官員的諸多短視行為，并造成了一些不良后果，形成了高速增長的成本。比如，余泳澤等發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長目標硬約束抑制了全要素生產(chǎn)率[11]。趙新宇等的研究表明，經(jīng)濟增長目標會引起要素市場扭曲，帶來要素配置的低效[12]。任曉怡等的分析顯示，經(jīng)濟增長目標過高，對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險有顯著提升作用[13]。經(jīng)濟增長目標驅(qū)動了資本要素投入，促進了經(jīng)濟增長[14]，但經(jīng)濟增長目標壓力也抑制了創(chuàng)新[15]。事實上，經(jīng)濟增長目標硬約束之所以會抑制全要素生產(chǎn)率，其中一個機制即在于經(jīng)濟增長目標硬約束擠壓了地方政府的創(chuàng)新投入。然而，這些現(xiàn)象背后都有一個被忽略的前提，即形成多級目標激勵體系的財政分權(quán)體制具有顯著的縱向失衡特征。在不同的財政縱向失衡下，經(jīng)濟增長目標的作用可能存在差異。那么，財政縱向失衡會如何影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用呢？

在中國情境下，關(guān)于財政縱向失衡的研究集中在兩個方面。其一，探討中國情境下財政縱向失衡的形成原因。魯建坤等從國家治理視角分析中國財政縱向失衡的形成邏輯，認為政治激勵在改善國家治理績效中的不足造成了財政激勵的擴張，進而導(dǎo)致了財政縱向失衡[16]，李永友等研究表明預(yù)算軟約束是導(dǎo)致財政縱向失衡程度上升的重要機制[17]。其二，研究中國情境下財政縱向失衡的后果。此類文獻較多，儲德銀等研究了財政縱向失衡導(dǎo)致公共支出結(jié)構(gòu)偏向的理論機制[18]，韋東明等的研究表明，財政縱向失衡降低了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，且通過公共支出偏向?qū)?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生負向影響[19]。但較少有文獻直接涉及財政縱向失衡影響地方財政科技投入的機理和效應(yīng)，更沒有深入探討財政縱向失衡如何影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用。

三、作用機制與研究假設(shè)

首先，地方政府對創(chuàng)新的偏好與創(chuàng)新本身的性質(zhì)密切相關(guān)，這就構(gòu)成了財政縱向失衡扭曲地方財政科技投入的前提。

無論是創(chuàng)新過程還是創(chuàng)新成果，都具有公共物品性質(zhì)和正外部性。從創(chuàng)新價值鏈視角分析，創(chuàng)新過程依次包括知識創(chuàng)新、科研創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新三個階段[20]，創(chuàng)新價值鏈上游階段的創(chuàng)新成果構(gòu)成下游階段的創(chuàng)新投入。因此，越往創(chuàng)新價值鏈上游，創(chuàng)新的公共物品性質(zhì)越明顯，正外部性越強，相應(yīng)地，越往創(chuàng)新價值鏈下游，創(chuàng)新的公共物品性質(zhì)越不明顯，正外部性越弱。雖然具有戰(zhàn)略性、全局性和事關(guān)國家安全等性質(zhì)的科技創(chuàng)新事項可由中央政府承擔(dān)，但具有區(qū)域特征的科技創(chuàng)新所需公共物品和服務(wù)仍然需要地方政府提供。然而，由于創(chuàng)新的公共物品性質(zhì)和正外部性，地方政府在提供相關(guān)公共物品和服務(wù)時具有搭便車傾向。更為關(guān)鍵的是，從企業(yè)的角度分析，與企業(yè)的其他經(jīng)營活動相比，創(chuàng)新活動所需要的投入更大，所耗費的時間更長，且創(chuàng)新活動的過程和結(jié)果都具有很高的風(fēng)險和不確定性，即使保持長時間的大量人力、物力的投入，最后仍然可能一無所獲。如果地方政府和地方政府官員僅從短期利益視角考慮，則會扭曲地方財政科技投入。

其次，較高的財政縱向失衡導(dǎo)致地方政府和地方政府官員面臨巨大的財政壓力，巨大的財政壓力扭曲了地方財政科技投入。

財政縱向失衡表面上是地方政府在財政預(yù)算收入中占比遠小于其在財政預(yù)算支出中的占比，與此同時，中央政府在財政預(yù)算收入中的占比遠大于其在財政預(yù)算支出中的占比[16]。實質(zhì)上是地方政府享有的財政收入與其擔(dān)負的財政事權(quán)、財政支出責(zé)任不相匹配。在財政縱向失衡程度較高的情況下，地方政府面臨極大的財政壓力，勢必要通過開源和節(jié)流來緩解財政壓力。如上所述，創(chuàng)新具有較強的公共物品性質(zhì)和正外部性，地方政府可能普遍存在搭便車的傾向，且創(chuàng)新具有投入大、不確定性高、所需時間長等特征，短期內(nèi)不一定能帶來地區(qū)經(jīng)濟的快速增長。因此，在節(jié)流方面，財政壓力導(dǎo)致地方政府極有可能改變對創(chuàng)新的偏好，壓縮對科技創(chuàng)新的支持[21]，把有限的財政資源投入到其他領(lǐng)域尤其是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域。在開源方面，在地方政府沒有稅收立法權(quán)限的情況下，通過吸引資源流入和加快地區(qū)經(jīng)濟增長從而擴大稅基和稅源就成為必然選擇。地方政府會極力完善基礎(chǔ)設(shè)施條件，通過招商引資吸引更多資源流入?yún)^(qū)域內(nèi)，進而創(chuàng)造更多稅源和稅基，從而擴大地方政府財政收入和緩解其所面臨的財政壓力。地區(qū)之間甚至?xí)榱宋愒炊_展基礎(chǔ)設(shè)施上的“標尺競爭”[18]，這就進一步扭曲了地方政府的創(chuàng)新偏好。顯而易見，在較高的財政縱向失衡下，為緩解財政壓力，由于創(chuàng)新本身獨特的屬性和特征，地方政府的開源和節(jié)流兩個方面動機都傾向于壓縮對科技創(chuàng)新的投入。據(jù)此提出研究假設(shè)1：

H1：財政縱向失衡抑制了地方財政科技投入。

此外，財政縱向失衡還可能影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用。

政治晉升錦標賽體制與政府縱向分權(quán)結(jié)合，地方政府和地方政府官員會圍繞經(jīng)濟增長展開激烈競爭，這會促使地方政府和地方政府官員關(guān)注區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟增長。不僅如此，基于這些體制背景，經(jīng)濟增長目標管理形成了我國獨具特色的多級目標激勵體系，進而進一步塑造了地方政府和地方政府官員對地區(qū)經(jīng)濟增長的強烈偏好。但是，財政分權(quán)作為形成多級目標激勵體系的主要體制背景之一，其典型特征即財政縱向失衡，可能會影響地方政府實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標的方式選擇。因此，在不同的財政縱向失衡程度下，經(jīng)濟增長目標壓力對地方財政科技投入的影響可能存在差異。

促進經(jīng)濟增長一般有要素投入驅(qū)動方式、效率改進驅(qū)動方式和創(chuàng)新驅(qū)動方式。相對而言，要素投入驅(qū)動方式能在更短時間內(nèi)實現(xiàn)目標，但是隨著資本要素不斷積累，實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標的效果會變得更弱，持續(xù)性更差。在同樣的經(jīng)濟增長目標壓力下，可以采用不同的驅(qū)動方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標，這嚴重依賴于地區(qū)的技術(shù)水平和資源稟賦等條件。在財政縱向失衡程度較低的情況下，地方政府獲得的財政收入與其負擔(dān)的財政事權(quán)、支出責(zé)任相對匹配，因而擁有相對更多的財政資源和更大的財政政策空間，地方政府可能會同時采用要素投入驅(qū)動方式、效率改進驅(qū)動方式和創(chuàng)新驅(qū)動方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標，因此地方政府會對創(chuàng)新給予一定關(guān)注，從而增加地方財政科技投入。然而，在財政縱向失衡程度較高的情況下，地方政府獲得的財政收入與其負擔(dān)的財政事權(quán)、支出責(zé)任嚴重不匹配，地方政府面臨的經(jīng)濟增長壓力和財政壓力相互疊加，財政資源和財政政策空間較為有限，這會使地方政府和地方政府官員更傾向于通過驅(qū)動要素投入促進經(jīng)濟增長，以實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標，緩解雙重壓力。因而會降低對創(chuàng)新的關(guān)注度和減少地方財政科技投入。以上討論說明，在較低的財政縱向失衡下，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入可能存在促進作用，但在較高的財政縱向失衡下，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入可能具有抑制作用。據(jù)此提出研究假設(shè)2：

H2：經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)財政縱向失衡跨過門檻值時，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔谩?/p>

四、研究設(shè)計

（一）研究方法

為檢驗研究H1，深入分析財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響，設(shè)置如下基本回歸模型。

其中，i表示省份，t表示年份，Rd表示地方財政科技投入，Vfi表示財政縱向失衡，Con表示控制變量向量，α0表示常數(shù)項，α1表示變量Vfi的系數(shù)，β表示由各控制變量的系數(shù)構(gòu)成的向量，μi表示個體效應(yīng)，εit表示隨機擾動項，符合慣常的假設(shè)。

作為分權(quán)體制特征的財政縱向失衡，極有可能會影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用。進一步采用面板門檻模型檢驗研究H2。門檻數(shù)需要進行門檻檢驗才能確定，為了展示方便，此處給出單門檻模型如下：

其中，γ表示門檻值，由系統(tǒng)回歸后內(nèi)生得出，I(·)是示性函數(shù)，φ1和φ2分別表示門檻變量在Vfiit＜γ和Vfiit≥γ時經(jīng)濟增長目標(Target)對地方財政科技投入(Rd)的作用系數(shù)。可通過如下假設(shè)檢驗確定單門檻效應(yīng)是否存在：

參考Qunyong的方法[22]，可以給出包含雙重和多重門檻效應(yīng)的模型設(shè)定以及門檻效應(yīng)的檢驗方法。

（二）變量定義

被解釋變量是地方財政科技投入，參照張寬等的研究[6]，用地方政府財政科技支出占地方政府財政支出的比重(Govstruc)表示，還可以用地方政府財政科技支出與地區(qū)GDP的比值(Govsize)表示。在穩(wěn)健性檢驗中將用指標Govsize代替指標Govstruc。

解釋變量主要是財政縱向失衡(Vfi)。財政縱向失衡的測算參考儲德銀等采用的方法[18]。具體測算方法如下：

FDR、FDE和LBD分別表示財政收入分權(quán)、財政支出分權(quán)和地方政府自給財政缺口率，計算公式分別是：

其中，LGR表示地方政府公共預(yù)算收入，LGE表示地方政府公共預(yù)算支出，CGR表示中央公共預(yù)算收入，CGE表示中央公共預(yù)算支出，LPOP表示地方總?cè)丝跀?shù)，POP表示全國總?cè)丝跀?shù)。

此外，在多級目標激勵體系下，經(jīng)濟增長目標可能會影響地方財政科技投入，且經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的影響可能依賴財政縱向失衡程度。為了檢驗研究H2，把地區(qū)經(jīng)濟增長目標(Target)當(dāng)作解釋變量，用各省級地方政府公布的年度經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)表示。

參考白俊紅等的研究[4]，控制變量包括：基礎(chǔ)設(shè)施水平(Infr)，用每平方千米的鐵路營業(yè)里程表示；對外開放水平(For)，用地區(qū)進出口總額與地區(qū)GDP的比值表示；經(jīng)濟發(fā)展水平(Eco)，用人均GDP的對數(shù)表示。

（三）數(shù)據(jù)來源

構(gòu)建地方財政科技投入、縱向財政失衡、基礎(chǔ)設(shè)施水平、對外開放水平和經(jīng)濟發(fā)展水平等指標，所需數(shù)據(jù)主要來自EPS數(shù)據(jù)平臺、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國科技統(tǒng)計網(wǎng)。2001—2018年省級地區(qū)經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)嶺南學(xué)院產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟研究中心徐現(xiàn)祥教授團隊收集和公開的數(shù)據(jù)，參考徐現(xiàn)祥等的方法[23]對個別地區(qū)的個別年份缺失數(shù)據(jù)進行了補充。最終采用2001—2018年31個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)。表1給出了主要變量的含義和描述性統(tǒng)計。

表1 變量含義和描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

在檢驗研究H1時，財政縱向失衡程度是主要解釋變量，其他變量是控制變量；在檢驗研究H2時，財政縱向失衡是門檻變量，經(jīng)濟增長目標是主要解釋變量，其他變量當(dāng)作控制變量。

（一）對研究假設(shè)H1的經(jīng)驗檢驗

1.基準結(jié)果分析

考慮到中國財政縱向失衡可能存在內(nèi)生性，采用兩步系統(tǒng)GMM估計式（1），表2給出了估計結(jié)果，為了形成對比，表2還給出了固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果。

表2 基準估計結(jié)果

表2模型（1）的結(jié)果顯示，財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響系數(shù)為-3.8277，且在1%的顯著性水平下通過系數(shù)檢驗；模型（2）的結(jié)果顯示，財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響系數(shù)為-4.5568，也在1%的顯著性水平下通過系數(shù)檢驗。因此，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，估計結(jié)果都顯示財政縱向失衡會抑制地方財政科技投入。

表2模型（3）估計結(jié)果顯示，地方財政科技投入的一階滯后項的系數(shù)為0.5553且具有很強的統(tǒng)計顯著性，擾動項差分二階自相關(guān)檢驗的p值為0.187，因而應(yīng)接受“擾動項無自相關(guān)”的原假設(shè)，且過度識別約束檢驗的p值為0.194，結(jié)果顯示應(yīng)接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)。

以上分析表明，使用兩步系統(tǒng)GMM進行估計是合適的。模型（3）估計結(jié)果表明，財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響系數(shù)為-2.5222，符號為負，且有很強的統(tǒng)計顯著性，這意味著財政縱向失衡會抑制地方財政科技投入。原因就在于，創(chuàng)新自身的性質(zhì)，加上財政縱向失衡導(dǎo)致的巨大財政壓力，兩者共同作用，產(chǎn)生了財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制效應(yīng)。

2.異質(zhì)性分析

2005年底，國務(wù)院出臺了《國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020年)》(國發(fā)〔2005〕44號)，首次提出建設(shè)創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略。2006年初，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于實施科技規(guī)劃綱要,增強自主創(chuàng)新能力的決定》，全面部署規(guī)劃綱要和建設(shè)創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略的實施。與此同時，2006年國務(wù)院又頒布了《實施〈國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020年）〉的若干配套政策》，制定了科技投入、稅收激勵、金融支持和政府采購等多個方面的支持政策。在此背景下，財政縱向失衡對地方財政科技投入的作用可能會發(fā)生變化?；诖?，設(shè)置年份虛擬變量Time，在2001—2005年間，該虛擬變量取值為0;在2006—2018年，該虛擬變量則取值為1。采取設(shè)置交互項的方式，檢驗財政縱向失衡對地方財政科技投入作用的時間異質(zhì)性。估計結(jié)果見表3模型（1）。

表3 異質(zhì)性檢驗

表3模型(1)的估計結(jié)果顯示，擾動項不存在自相關(guān)，且采用的工具變量都是有效的，地方財政科技投入的一階滯后項系數(shù)為正且具有很強的統(tǒng)計顯著性。財政縱向失衡的系數(shù)為-2.1010，有很強的統(tǒng)計顯著性，財政縱向失衡與時間虛擬變量交互項的系數(shù)為0.0919，但不具有統(tǒng)計顯著性，對兩個系數(shù)進行聯(lián)合顯著性檢驗，χ2統(tǒng)計量的值為607.49，相應(yīng)的p值為0，在1%的水平顯著。因此，財政縱向失衡對地方財政科技投入的邊際影響為-2.1010+0.0919Time?？紤]到 Time為 0-1虛擬變量，因此，當(dāng)Time取值為0，即在2001—2005年間，財政縱向失衡對地方財政科技投入的邊際影響為-2.1010；當(dāng)Time取值為1，即在2006—2018年間，財政縱向失衡對地方財政科技投入的邊際影響為-2.0091。顯而易見，在整個樣本期間內(nèi)，財政縱向失衡抑制了地方財政科技投入，且這種抑制作用在2006—2018年間有輕微下降。這可能意味著，創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略的實施弱化了財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制效應(yīng)，但這種弱化作用非常有限。原因可能在于，在財政縱向失衡程度沒有明顯改變的情況下，創(chuàng)新型國家建設(shè)戰(zhàn)略的實施本身受限于有限的財政資源和財政政策空間，因而并沒有顯著增加地方政府財政科技投入，最終表現(xiàn)出有限的弱化作用。

此外，相比于中西部地區(qū)①中西部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，東部地區(qū)則包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。，東部地區(qū)市場發(fā)育更為成熟，且區(qū)位條件優(yōu)越。這會不會影響財政縱向失衡對地方財政科技投入的作用？為此，設(shè)置地區(qū)虛擬變量District，當(dāng)省級地區(qū)處于中西部地區(qū)時，District取值為0，當(dāng)省級地區(qū)處于東部地區(qū)時，District取值為1，采用設(shè)置交互項的辦法考察財政縱向失衡對地方財政科技投入作用的地區(qū)異質(zhì)性。表3模型（2）給出了分地區(qū)的估計結(jié)果。

表3模型（2）的估計結(jié)果均顯示，擾動項差分二階自相關(guān)檢驗的p值為0.146，因而應(yīng)接受“擾動項無自相關(guān)”的原假設(shè)。此外，模型過度識別約束檢驗的p值為0.225，結(jié)果顯示應(yīng)接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，因此，模型采用的工具變量是有效的。地方財政科技投入的一階滯后項系數(shù)在1%顯著性水平通過假設(shè)檢驗。

表3模型（2）的估計結(jié)果表明，財政縱向失衡的系數(shù)以及財政縱向失衡與地區(qū)虛擬變量交互項的系數(shù)分別為-2.315和-3.084，符號都為負，且都有較強的統(tǒng)計顯著性，這說明，財政縱向失衡抑制了地方財政科技投入，且相比于中西部地區(qū)，在東部地區(qū)財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用更強。原因可能在于，相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)有優(yōu)越的區(qū)位優(yōu)勢和成熟的市場環(huán)境，地方政府加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更容易吸引資源進入?yún)^(qū)域內(nèi)，進而帶來地區(qū)經(jīng)濟快速增長和擴大稅源，這有可能會強化財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了避免測量誤差帶來的估計偏誤，進行了兩項穩(wěn)健性檢驗。其一，更換被解釋變量，參考張寬等的研究[6]，用地方政府財政科技支出與地區(qū)GDP的比值(Govsize)表示地方財政科技投入。其二，更換解釋變量，參考儲德銀等的方法[18]，采用地方政府自給財政缺口率(Lbd)替換財政縱向失衡。重新估計,結(jié)果見表4。

表4 考慮測量誤差的穩(wěn)健性檢驗

表4模型（1）和模型（2）的估計結(jié)果表明，兩個模型擾動項均不存在自相關(guān)，且工具變量都是有效的。更換被解釋變量后的結(jié)果表明，財政縱向失衡的影響系數(shù)為-0.0827，符號為負且具有很強的統(tǒng)計顯著性，說明更換被解釋變量后財政縱向失衡對地方財政科技投入仍然具有抑制作用。更換解釋變量后的估計結(jié)果表明，地方政府自給財政缺口率對地方財政科技投入的系數(shù)為-0.0121，符號為負，且在5%的顯著性水平下顯著，說明地方政府自給財政缺口率對地方財政科技投入存在抑制作用。這些估計結(jié)果表明，更換核心變量后，財政縱向失衡會抑制地方財政科技投入這一研究結(jié)論沒有實質(zhì)性變化。因而研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

此外，根據(jù)白俊紅等[4]的研究，科技發(fā)展水平可能會影響地方財政科技投入，以每萬人專利申請授權(quán)數(shù)量表示科技發(fā)展水平（Tsdev），并放入基本回歸模型。重新估計,結(jié)果見表5。

表5 考慮遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗

表5中固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果均顯示，財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響系數(shù)符號為負，且都在1%的顯著性水平下通過系數(shù)檢驗。動態(tài)面板模型的估計結(jié)果表明，地方財政科技投入的一階滯后項的系數(shù)為0.2211且具有很強的統(tǒng)計顯著性，擾動項差分二階自相關(guān)檢驗的p值為0.157，因而應(yīng)接受“擾動項無自相關(guān)”的原假設(shè)，且過度識別約束檢驗的p值為0.204，結(jié)果顯示應(yīng)接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響系數(shù)為-0.9516，符號為負，具有很強的統(tǒng)計顯著性。三個模型的估計結(jié)果意味著，在加入表示科技發(fā)展水平的變量后，財政縱向失衡會抑制地方財政科技投入。這與基準回歸模型的結(jié)果一致，進一步說明從基準回歸結(jié)果中得出的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（二）對假設(shè)H2的經(jīng)驗檢驗

1.門檻數(shù)檢驗

財政縱向失衡會影響地區(qū)經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用，采用面板門檻效應(yīng)模型進行分析。以財政縱向失衡作為門檻變量，設(shè)置400個網(wǎng)格搜尋點和500次自助抽樣(Bootstrap)，檢驗是否存在門檻效應(yīng)。參考Qunyong的思路[22]，基于單門檻效應(yīng)模型檢驗單門檻效應(yīng)是否存在，如果檢驗結(jié)果拒絕線性效應(yīng)的原假設(shè)，說明存在單門檻效應(yīng)；進一步基于雙門檻效應(yīng)模型進行雙門檻效應(yīng)檢驗，若檢驗結(jié)果不具有顯著性，則樣本僅存在單門檻效應(yīng)；如果檢驗結(jié)果具有顯著性，進一步基于三重門檻效應(yīng)模型進行三重門檻效應(yīng)檢驗，并依據(jù)檢驗結(jié)果進行類似的推理。

表6給出了財政縱向失衡門檻效應(yīng)檢驗的F統(tǒng)計量和相應(yīng)p值。結(jié)果顯示，當(dāng)以地方財政科技投入變量Govstruc作為被解釋變量時，財政縱向失衡在10%的顯著性水平下通過了單門檻效應(yīng)檢驗，但沒有通過雙門檻效應(yīng)檢驗；當(dāng)以地方財政科技投入變量Govsize作為被解釋變量時，財政縱向失衡在5%的顯著性水平下通過單門檻效應(yīng)檢驗，也沒有通過雙門檻效應(yīng)檢驗。而且，兩個被解釋變量的財政縱向失衡的門檻估計值都為0.2809，95%置信水平的置信區(qū)間均為[0.2680，0.2922]。

表6 門檻效應(yīng)檢驗與門檻估計值結(jié)果

2.門檻效應(yīng)分析

單門檻模型估計結(jié)果見表7。表7模型（1）和模型（2）的估計結(jié)果顯示，財政縱向失衡對地方財政科技投入變量Govstruc和Govsize的門檻值均為0.2809。在財政縱向失衡程度沒有達到門檻值0.2809，即財政縱向失衡程度小于0.2809時，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入變量Govstruc和Govsize的影響系數(shù)分別為0.0929和0.0206，并且都在1%的水平上顯著。這意味著，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入變量Govstruc和Govsize具有促進作用，經(jīng)濟增長目標的提高可以加強地方財政科技投入。然而，當(dāng)財政縱向失衡程度跨過門檻值0.2809后，即財政縱向失衡程度大于等于0.2809時，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入變量Govstruc和Govsize的影響系數(shù)分別為-0.0502和-0.0131，同樣都在1%的水平上顯著。這說明經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入變量Govstruc和Govsize具有抑制作用，經(jīng)濟增長目標的提高會降低地方財政科技投入。

表7 門檻模型估計結(jié)果

綜合以上分析，可以得出結(jié)論，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)財政縱向失衡跨過門檻值時，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔谩?/p>

六、研究結(jié)論和政策啟示

（一）研究結(jié)論

利用2001—2018年的省級面板數(shù)據(jù)，實證分析了財政縱向失衡對地方財政科技投入的影響，進一步探討了財政縱向失衡如何影響經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的作用。

研究結(jié)果表明，財政縱向失衡顯著抑制了地方財政科技投入；以2006年為界，財政縱向失衡的抑制作用存在差異，實施《國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020年)》后，財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用僅有輕微下降；財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用存在地區(qū)異質(zhì)性，財政縱向失衡的抑制作用在東部地區(qū)比在中西部地區(qū)更強；此外，財政縱向失衡還會改變經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的影響，當(dāng)財政縱向失衡跨過門檻值時，經(jīng)濟增長目標對地方財政科技投入的促進作用轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔谩?/p>

研究拓展了關(guān)于財政縱向失衡政策后果的認識，深化了我們對財政縱向失衡體制和經(jīng)濟增長目標管理的理解。與此同時，從財政縱向失衡視角研究地方財政科技投入，深化了創(chuàng)新體系理論的研究，為研究中國情境下的創(chuàng)新體系失靈提供了新的視角。

（二）政策啟示

為完善支撐全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢的體制機制，有必要破除阻礙全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢的財政體制障礙。根據(jù)研究結(jié)論，總體上應(yīng)該適度降低財政縱向失衡程度。具體而言：

第一，進一步完善政府間的事權(quán)和支出責(zé)任劃分。應(yīng)該在國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化背景下，進一步科學(xué)厘清政府和市場的邊界。在此基礎(chǔ)上，上調(diào)本應(yīng)由中央政府負責(zé)卻由地方政府承擔(dān)的財政事權(quán)和支出責(zé)任至中央政府，下調(diào)本應(yīng)由地方政府負責(zé)卻由中央政府承擔(dān)過多的事務(wù)至地方政府，與此同時，進一步完善中央和地方共同財政事權(quán)和支出責(zé)任的劃分。如此方可在一定程度上緩解財政縱向失衡，進而降低財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用。

第二，適當(dāng)擴大地方政府稅收自主權(quán)。進一步完善稅收權(quán)限劃分，在稅收立法權(quán)限集中于中央政府的前提下，可適當(dāng)賦予地方政府在給定范圍內(nèi)開征新稅種、改變稅率和稅基等方面的稅收權(quán)限。

第三，進一步健全地方稅體系。一方面，可適當(dāng)增加共享稅中地方政府的分享比例，另一方面，應(yīng)積極穩(wěn)妥推進稅收立法，擴大和穩(wěn)定地方稅體系，擴充地方稅收收入，以使地方財政收入與地方政府承擔(dān)的事權(quán)和支出責(zé)任相匹配，進而降低財政縱向失衡程度，弱化財政縱向失衡對地方財政科技投入的抑制作用，并充分發(fā)揮經(jīng)濟增長目標管理的積極作用。

第四，完善轉(zhuǎn)移支付制度，實行差異化的一般性轉(zhuǎn)移支付與專項轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)。具體而言，對于中西部地區(qū)，應(yīng)該以一般性轉(zhuǎn)移支付為主，輔以適當(dāng)?shù)膶ｍ椶D(zhuǎn)移支付，而在東部地區(qū)，應(yīng)該以面向科技創(chuàng)新領(lǐng)域的專項轉(zhuǎn)移支付為主。