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(1.暨南大學經濟學院，廣東廣州510632；2. 廣東金融學院 區(qū)域金融政策研究中心，廣東廣州510521；3. 廈門大學經濟學院，福建廈門361005)

一、引言

改革開放以來，中國經濟的高速增長已成為全球經濟的一大“奇跡”。然而，隨著中國經濟進入“新常態(tài)”，經濟增長模式逐步從要素和投資驅動轉為技術創(chuàng)新驅動，以此擺脫有形生產要素生產的邊際效益遞減規(guī)律[1]。在“十三五”規(guī)劃中，明確把技術創(chuàng)新作為整個經濟社會發(fā)展的重要戰(zhàn)略支撐，由此彰顯出研發(fā)創(chuàng)新活動的先導作用。2018年中央經濟工作會議更是鮮明指出，將“大力培育新動能，強化科技創(chuàng)新，推動傳統(tǒng)產業(yè)優(yōu)化升級”作為供給側結構性改革的重要著力點，并進一步“加快建設創(chuàng)新型國家，推動重大科技創(chuàng)新取得新進展，促進大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新上水平”。

如何推動技術創(chuàng)新？這需要“大學—產業(yè)—政府”的“三股螺旋”機制[2]發(fā)揮核心支柱作用。其中，政府機構作為國家(地區(qū))創(chuàng)新體系中的重要建構力量，可以通過財政稅收調整[3]、金融結構變遷[4]和財政科技投入[5]等方式來提高地區(qū)創(chuàng)新動能。但一個更直觀的特征事實是，中國經濟的增長奇跡，突出體現在各類產業(yè)的發(fā)展壯大上，產業(yè)發(fā)展和升級與地區(qū)創(chuàng)新的關系十分緊密，甚至成為地區(qū)創(chuàng)新驅動的重要載體。盡管中國地方政府出臺了大量支持產業(yè)發(fā)展的政策文件，在推動產業(yè)優(yōu)化轉型升級上更是不遺余力，但這是否表明中國的產業(yè)政策在推動地區(qū)創(chuàng)新上成效卓著呢？然而，該問題的答案并非顯而易見。在理論上，地方政府不一定能夠出臺和實施對技術創(chuàng)新有積極作用的產業(yè)政策，概其原因，在于地方政府的產業(yè)政策可能關注產業(yè)經濟體量的壯大而非創(chuàng)新動能的提升。在實踐中，世界各國都有著將產業(yè)政策作為地區(qū)經濟(創(chuàng)新)活動的重要抓手，其中不乏日本、韓國等國家的成功典型[6-7]，當然也有數量不菲的失敗案例[8]。簡單地對案例經驗進行橫縱比較并不能得到確切的結論，對這一問題的追索仍有高度的理論價值和實踐意義。

當前的研究文獻有如下缺憾：其一，現有研究多將精力傾注在“產業(yè)政策—微觀企業(yè)(創(chuàng)新)發(fā)展”的范式框架中，未將產業(yè)政策的研究視角提升至宏觀層面，學術界所初步形成的宏觀產業(yè)政策的理論框架和內在邏輯并沒有依托事實進行科學、系統(tǒng)的經驗剖析；其二，大量文獻對國外經典研究有著較強的路徑依賴，如探討產業(yè)政策之功效(產業(yè)政策對企業(yè)運營績效的效應；產業(yè)政策對企業(yè)投資的影響等)，并在此基礎上提出優(yōu)化建議后便“戛然而止”。但事實上，產業(yè)政策的執(zhí)行在很大程度上依賴于當地政府的介入，即地方政府的產業(yè)政策會受到地方政治、財政激勵的影響乃至扭曲。如若產業(yè)政策存在效率沉降乃至失效，很可能在于它與當地政府的激勵結構間存在顯著錯位。畢竟，任何一種經濟政策都與政治制度相互嵌合進而影響市場主體，而這恰恰是現有文獻較少涉及之處。較之已有的研究成果，本文可能的增量貢獻主要集中在：第一，在有效識別宏觀層面的地區(qū)產業(yè)政策水平基礎上，剖析不同屬性的產業(yè)政策之于地區(qū)創(chuàng)新的(聯合)驅動作用；第二，基于中國地區(qū)經濟發(fā)展制度特征事實——官員績效考核與財政力量的解讀，給出一個理解“產業(yè)政策—地區(qū)創(chuàng)新”效應的理論邏輯框架和經驗證據；第三，從市場經濟發(fā)展程度的角度出發(fā)，判別當前產業(yè)政策存在的有效性和必要性，為當前的“產業(yè)政策之爭”提供有實證檢驗支撐的有效參考，這對我國產業(yè)政策轉型研究大有裨益。

二、文獻綜述與理論分析

目前，針對產業(yè)政策的研究文獻中，仍多以定性分析為主[9-11]。在定量研究中，基本采用的是宏微觀結合的方式，即通過宏觀產業(yè)政策文件與微觀企業(yè)數據進行匹配[12-15]，以研究產業(yè)政策對微觀企業(yè)主體的經濟(創(chuàng)新)活動的影響。在宏觀層面(省際面板數據)上識別產業(yè)政策的文獻十分罕見[16]，但可惜的是，該文獻僅聚焦在產業(yè)政策何以影響產業(yè)結構變遷的討論上，對產業(yè)政策的經濟(創(chuàng)新)效應刻繪較少。

一般而言，關乎地區(qū)創(chuàng)新能力的戰(zhàn)略新興產業(yè)有著顯著的準公共品特質，技術創(chuàng)新內生出的高風險使得這類活動飽受市場失靈的困擾[17]，簡單依靠經濟個體自身來吸收這類不確定性顯然難以提高創(chuàng)新技術的供給水平。在產業(yè)政策的調節(jié)下，政府部門可以通過建構適配科研創(chuàng)新的基礎設施、財政補貼和金融扶持等手段，分散技術創(chuàng)新活動中存在的風險和研發(fā)成本，以實現“市場—政府”在技術研發(fā)上的協同作用，從而推動產業(yè)技術創(chuàng)新。正如Aghion等(2015)[18]所言，適宜的產業(yè)政策完全可以扮演技術創(chuàng)新的推動者角色。

反對產業(yè)政策施行的理由同樣值得關注。產業(yè)政策低效乃至無效主要取決于：第一，政府機構畢竟不是市場主體，受到有限信息和有限理性的約束，地方政府難以如同企業(yè)家一般具有對市場的敏銳嗅覺，其在預測符合技術演替潮流的產業(yè)走向上失誤頻頻[19]；第二，地方政府由于自身特殊的主體屬性，在產業(yè)政策的制定上容易引發(fā)尋租行為，從而被特殊利益集團所俘獲，由此導出的產業(yè)政策很可能形成“劣幣驅逐良幣”的效果；第三，地方政府往往以中央政府產業(yè)政策為“藍本”制定符合自身優(yōu)勢的產業(yè)政策，但在實踐中，地方政府的產業(yè)政策模式極易被周邊地區(qū)所模仿，以至于形成了同質產業(yè)政策的泛化現象。更有甚者，某些欠發(fā)達地區(qū)會主動偏離自身的生產邊界，被動“挪移”發(fā)達地區(qū)的先進經驗，造成區(qū)際間的產業(yè)同構化和分工不足，這種產業(yè)政策的“偏向性”扭曲極大地減損了地區(qū)的經濟(創(chuàng)新)效率[20]。

客觀來看，上述文獻僅著重探討地方產業(yè)政策的經濟后效差異，卻忽略了中國經濟轉型的獨有特質，使得這些研究文獻只能拘泥于發(fā)達國家情境進行研究工作的重復再造，其結論導向所蘊含的學理價值和應用價值大打折扣。抽象來看，產業(yè)政策的要求不外乎經濟總量和經濟質量兩類要求(不同時期的側重可能有所差異)，這使得中國的產業(yè)政策與日本、韓國乃至歐美的產業(yè)政策相比不存在顯著差異，但在落實產業(yè)政策的主體以及主體面臨的約束(激勵)方面，中國的產業(yè)政策卻獨具特色。無論是Qian和Weingast(1997)[21]的“中國特色財政聯邦主義”抑或是周黎安(2007)[22]的“晉升錦標賽”理論，都無一例外地指向了地方政府在特定激勵情境下致力于轄域內經濟發(fā)展的特征事實，這為我們撩起了窺探中國地方產業(yè)政策制度演進機理的窗?。罕揪途邆錆夂裾庵镜漠a業(yè)政策，與地方政府的行為函數天然有著千絲萬縷的聯系[23]。不難發(fā)現，解決原有文獻不足的核心在于，識別轉型經濟背景下的“產業(yè)政策—區(qū)域創(chuàng)新”機制，并重點研究表征制度安排的潛在變量—地方政府行為是如何影響產業(yè)政策進而影響了區(qū)域創(chuàng)新的。有鑒于此，本文從刻畫地方政府行為的政治激勵[22]和財政激勵[24]兩條主線出發(fā)，對其進行深入的探討。

中國經濟轉型時期一大顯著特征即在于地方政府的“晉升錦標賽”制度[22]。地方政府官員長期在以GDP為中心的“標尺競爭”氛圍中，必然會衍生出對經濟總量更加偏好的行為函數。這種浸染了明顯短期性色彩的地方經濟發(fā)展導向，與創(chuàng)新活動的長期性特征相錯位。其邏輯結果是，地方政府對基礎設施等能夠在短期兌現經濟增長的建設活動有著近乎本能的濃厚興趣[25]，并由此惡化了地區(qū)創(chuàng)新活動的生存環(huán)境。Guan和Yam(2015)[26]就發(fā)現，類似支持地區(qū)科技創(chuàng)新的支出，僅在地方政府行為函數中占據了較小權重。地方政府會依托產業(yè)政策引導，鼓勵產業(yè)發(fā)展“比規(guī)模、拼產值”，從而將自身的政治晉升目標轉嫁給轄區(qū)內的經濟個體，擾動了地區(qū)正常的創(chuàng)新活動路徑[27]。值得強調的是，這并不一定會導出“政府在晉升壓力的驅使下所制定的產業(yè)政策會阻滯地區(qū)創(chuàng)新”的悲觀結論。這是因為，當前中國(區(qū)域)經濟體系的發(fā)展已然進入新舊動能轉換新時期，簡單依賴有形生產要素的積累并不能有效帶動經濟增長，在績效考核的壓力下，地方政府只能尋求新的經濟增長路徑，而通過創(chuàng)新驅動來實現上述目標已成為諸多經濟發(fā)達省份的共同默契[28]。由此可見，地方政府的“工具理性”心態(tài)會隨著時代經濟背景的變遷而加以調整，當這種單純以經濟增長為考核中心的偏向被(適度)糾正后，地方政府行為的干預可能會更加積極理性、主動，其所制定的產業(yè)政策也會更加向有利于區(qū)域創(chuàng)新的路徑偏移。當然，黎文靖、鄭曼妮(2016)[29]中的企業(yè)策略性創(chuàng)新行為也極有可能會映射至宏觀地區(qū)的創(chuàng)新活動上：地方政府制定的產業(yè)政策也極有可能對那些“多快好省”的創(chuàng)新項目有著更高的偏好，以滿足相關的考核要求，從而抑制了地區(qū)的實質性創(chuàng)新行為。

在中國的財政制度變遷進程中，財政收支結構已成為刻畫地方政府行為的關鍵變量。郭慶旺、賈俊雪(2006)認為，“財權上移—事權留置”現象的普遍演繹，使得地方的財政支出壓力日漸沉重，在經濟資源的調配和使用上時常面臨捉襟見肘的困局。于此境況下，地方政府在制定產業(yè)政策時不得不考量自身的財政狀況：一方面，地方政府無意制定那些能夠促進地區(qū)科技創(chuàng)新的重大產業(yè)政策，因為這需要政府諸多財政資源的匹配，在財政收支狀況緊繃的情況下更是如此，并最終造成了區(qū)域創(chuàng)新的減益效果；另一方面，收支境況不佳的地方政府，更加關注如何在有限時間內能夠從轄域內攝取足夠的財政稅收資源以彌補收支缺口[30]，那些周期短、效益好，且能夠提供豐厚稅收資源的產業(yè)更容易被地方政府的產業(yè)政策所“關照”；而長周期、高風險，甚至需要政府支持補貼的創(chuàng)新活動項目則多容易被“理性”忽略[31]。更何況，地方區(qū)際競爭下的財政收支結構會出現系統(tǒng)性扭曲，如傅勇(2010)[32]就觀測到了地方政府更重視基礎設施建設而忽略科技創(chuàng)新的公共設施建設的“支出偏向”，由此而生的產業(yè)政策難以起到強有力的創(chuàng)新驅動作用也就不難理解了。與上述見解不同，張梁梁、楊俊、羅鑒益(2016)[33]的看法卻十分樂觀：在財政不平衡的狀態(tài)下，地方政府對有限財政資源進行精打細算的激勵和能力都有顯著提高，不但承擔了轄區(qū)內的大部分經濟、社會事務，還促進了當地財政科技投入的穩(wěn)中有升。可以推論的是，為了更好地發(fā)揮財政資源的作用，地方政府更有激勵利用好產業(yè)政策，以進一步推動地區(qū)的經濟(創(chuàng)新)發(fā)展。當然，上述理論是否合乎實踐，仍需要更為深入的實證檢驗與理論分析。

三、研究設計

(一)數據來源

各省(直轄市、自治區(qū))的GDP、財政、產業(yè)結構等數據源于各地區(qū)的歷年統(tǒng)計年鑒，地區(qū)人口數據來源于中經網統(tǒng)計數據庫，地區(qū)的財政科技支出來自于前瞻網數據庫和《全國科技經費投入統(tǒng)計公報》，相關的區(qū)域創(chuàng)新專利數據則來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和前瞻網數據庫。地區(qū)稅收數據則來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網站。本文截取1999-2015年中國大陸30個省、直轄市、自治區(qū)的平衡面板數據(不含西藏)作為研究載體[注]由于西藏地區(qū)的數據缺失較為嚴重，且同中國其他省份的數據差異十分明顯。特別的，中國香港、澳門和臺灣省由于經濟制度等差異使得數據結構、口徑上存在著較大不同，數據可獲性不高，故本文對上述地區(qū)進行了排除。。相關的產業(yè)政策文件數據則來自于中國法律法規(guī)數據庫。

(二)變量設定

1. 被解釋變量

創(chuàng)新變量組(Inven、Uti、Des)。在過往研究文獻中，研究開發(fā)投入(R&D)常被作為創(chuàng)新能力的測度指標，但此類指標僅能作為創(chuàng)新能力的一個“中間”而非“終極”測度變量。因此，以專利產出代替研發(fā)投入的新路徑逐漸被學界所重視。在專利數據的甄別上，有兩套數據體系，一為專利申請數；二為專利授權數。本文認為，在當前中國專利申請參差不齊甚至存在大量冗余的情況下，采用專利授權數更能剔除出創(chuàng)新數據中的“噪音”。有鑒于此，本文擬以地區(qū)的專利授權數作為創(chuàng)新能力的測度指標，并得到了Inven(發(fā)明創(chuàng)新專利數)、Uti(實用新型專利數)和Des(外觀設計專利數)三個創(chuàng)新能動性遞減的數據體系，從而為本文考察區(qū)域創(chuàng)新能力異質性提供堅實的數據基礎。

2. 核心解釋變量

產業(yè)政策變量組(Policy_N、Policy_L)。當前中國的產業(yè)政策導向是由政府政策法規(guī)等文件進行傳遞的。因此，以地方政府相關法規(guī)規(guī)章的文件數量作為測度產業(yè)政策的手法，應具備一定的適當性。于此，遵循如下數據篩選方法：第一，由于本文的研究定位為省域產業(yè)政策，更關注的是地方為產業(yè)發(fā)展乃至地區(qū)創(chuàng)新所做出的努力，因此那些對中國全域都有普遍影響的司法解釋、行政法規(guī)和部門規(guī)章等不在考慮之列；第二，行業(yè)規(guī)定、團體條例乃至市一級的地方性規(guī)章、法規(guī)，其影響邊界難以覆蓋全省，本文對此也予以剔除；第三，各類產業(yè)政策文件中，篩選出那些“現行有效”“已被修訂”“已被修正”“部分失效”的政策作為有效文件，剔除那些處于“已失效”狀態(tài)的產業(yè)政策文件。如上所述，本文利用Python爬蟲工具，歸集并篩選中國法律法規(guī)數據庫中全國各省、直轄市、自治區(qū)每年與產業(yè)發(fā)展相關的政策文件。進一步地，韓超等(2017)[15]認為，無論是在作用方向還是傳導路徑上，不同類型的政策帶來的影響可能有所不同。一般認為，地方法規(guī)的位階較高，在調整社會經濟關系中具有一定的權威性，而政府規(guī)章的位階和權威性則相對較弱，其在內容上側重于規(guī)范行政主體行為和程序性規(guī)范。在某種程度上，地方性規(guī)章并沒有如地方性法規(guī)一般，對新的權利(義務)進行創(chuàng)制，而是對現有法律體系規(guī)定的權利(義務)進行內容具體化和補充延展[34]。不難發(fā)現，簡單忽略這一差異則無法準確刻畫出產業(yè)政策影響的穩(wěn)健結果。對此，本文進一步地將這些產業(yè)政策文件界分為地方性規(guī)章文件數量(Policy_N)和地方性法規(guī)文件數量(Policy_L)，以此來量化地方的產業(yè)政策水平。

增長考核壓力(Develop)。擬通過Press指標來度量地方政府考核壓力：某省所處地區(qū)板塊的GDP均值增長率減去該省GDP增長率所得到的差額。若該差額大于0，則該省的相對經濟績效較差，官員則面臨被替代的風險會上升[28]，從而加劇官員為績效考核而產生的競爭，反之亦然[注]中國要素稟賦差異極大，在績效考核上簡單將所有地區(qū)放置在同一起跑線上，只能是形式公平而非實質公平。本文對相關省份按照東中西部板塊進行分離，既考慮到了地區(qū)差異，又注重臨近比照，是較為合理的選擇。。

財政不平衡(Disorder)。本文借鑒了宮汝凱(2015)[35]的處理手法，將以如下表達式來測度地方政府的收支不平衡狀態(tài)：一般預算支出/一般預算收入，該比值越大，則意味著當地的財力不平衡程度越深，反之則反是。

3. 控制變量

借鑒既有文獻，加入一系列能影響地區(qū)創(chuàng)新的變量。如地區(qū)人力資本存量——地區(qū)總人口數(RP)、產業(yè)結構(Structure，第二產業(yè)產值與第三產業(yè)產值的比值)、財政科技投入強度(TFI，地方財政科技投入總額與當地GDP的比值)、地方GDP增長速度(GDP_SPD)以及地方稅負水平(TAX_Burden，增值稅+營業(yè)稅+企業(yè)所得稅+個人所得稅)/當地GDP)。描述性統(tǒng)計參見表1。

表1描述性統(tǒng)計

VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxPolicy_N5101.4101.660014Policy_L5103.7863.485037Inven5102 1224 542536 015Uti5108 79117 18030124 465Des5106 35217 82919175 758Press510-0.0020.037-0.3550.147Disorder5102.1920.8921.0526.745Market5100.6300.1330.2050.886RP5104 3542 62951010 849Structure5101.2060.3110.2482.023TFI5100.0020.0029.73e-060.014GDP_SPD5100.1410.067-0.0930.497TAX_Burden5100.0500.0230.0230.152

(三)模型設定

為驗證政府產業(yè)政策對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響機制，構造如下實證研究模型

Patit=α+β1Policyit+ΣФCV+εit

其中，地區(qū)專利狀況Patit為被解釋變量，包含了三個層次的創(chuàng)新專利(Invenit、Utiit和Desit)，核心解釋變量Policy為地方產業(yè)政策水平，包含Policy_N和Policy_L兩個指標，分別代表地方性規(guī)章文件數量和地方性法規(guī)文件數量；在控制變量組CV中，包含了地區(qū)人力資本存量(RP)、產業(yè)結構(Structure)財政科技投入強度(TFI)、地方GDP增長速度(GDP_SPD)以及地方稅負水平(TAX_Burden)；εit為模型隨機誤差項?？紤]到專利創(chuàng)新產出的時效問題，對核心解釋變量(Policy_N和Policy_L)進行滯后期處理，這在一定程度上也能減輕反向因果問題對模型的不利擾動。對于模型中的非比值型變量，統(tǒng)一進行了對數化處理。為了克服模型中可能存在的異方差擾動，在所有回歸中默認采用了穩(wěn)健標準誤校正技術，并根據Hausman檢驗結果采用了固定效應模型(FE)進行估計。

四、實證結果及經濟解釋

(一)產業(yè)政策與區(qū)域創(chuàng)新

表2的報告是基于本文基準模型的檢驗結果[注]囿于篇幅，在后文的實證檢驗中，本文略去了相關控制變量的回歸結果。備索。。無論是以地方性規(guī)章數(LnPolicy_N)還是以地方法規(guī)數(LnPolicy_L)作為衡量產業(yè)政策的變量，無論被解釋變量是采用何種層次的專利創(chuàng)新產出來測度，相關的產業(yè)政策變量的回歸系數都為正值。這說明與產業(yè)發(fā)展相關的地方性規(guī)章和地方性法規(guī)的制定與推進都在地區(qū)創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略中扮演了較為重要的角色，初步驗證了地方產業(yè)政策的必要性和有效性。但進一步細致對比可發(fā)現，在各個層次的專利創(chuàng)新活動上，較之于地方政府規(guī)章，地方性法規(guī)的促進作用更為明顯(系數值更大)，甚至還在時間序列上展現出一定的動態(tài)自我強化特征(在兩個滯后期的檢驗中都顯著為正)。上述結果可以從產業(yè)政策的位階層次得以解釋：由地方政府出臺的規(guī)章制度僅具備了行政效力而缺乏嚴格的法律支撐，依靠行政力量推動的地方性規(guī)章對于政府和市場而言都不具備有效的約束和強制規(guī)定，也缺少相應的規(guī)范和保障。一方面，這種產業(yè)政策在制定、核準和實施上難以回避隨意性，甚至會滋生尋租空間，阻礙市場競爭機制發(fā)揮作用；另一方面，缺乏足夠強制力的產業(yè)政策往往會在具體實踐中被“迂回折中”，在政企尋租行為的擾動下甚至會面臨失效的困境。上述經驗實證和理論闡釋，與當前經濟法學界流行的理論觀點不謀而合[36-38]?？梢酝贫ǎ邆湟欢ǚ杉s束條件的地方性法規(guī)，在一定程度上合乎“產業(yè)政策內容法律化”之要求，其在經濟實踐中展現出更強勁的創(chuàng)新動能也就成為邏輯使然了。特別地，根據韓永輝等(2017)[16]的整理分類，發(fā)現地方性法規(guī)形式的產業(yè)政策多以規(guī)劃型為主，而規(guī)章形式的產業(yè)政策則多具有引導型和促進型特征。本文認為，規(guī)劃型的產業(yè)政策多具備長期性的特征要素，這迫使地方政府更加關注地區(qū)經濟(創(chuàng)新)發(fā)展的遠景，在制定上會更加謹慎科學，在實踐中的經濟(創(chuàng)新)促進作用亦會更加長遠；而引導型和促進型的規(guī)章式產業(yè)政策，較易受到短期的經濟利益的擾動，所展現的創(chuàng)新動能驅動效果就十分有限。

在控制變量組中，地區(qū)人力資源變量總人口數(RP)并不會對區(qū)域創(chuàng)新產生顯著的促進作用。原因在于，人口基數越大，會攤薄有限的科技資源，反而不利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升。產業(yè)結構(Structure)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響并不具有統(tǒng)計意義的顯著差異，說明當前的產業(yè)結構優(yōu)化導向仍無法向區(qū)域創(chuàng)新供給足夠的動力，這也折射出當前產業(yè)結構調整滯緩的隱憂。相比之下，地區(qū)的財政科技投入之于創(chuàng)新的作用十分顯著，在6個組別的回歸中，指標TFI都為正值且通過了1%的顯著性測試。這說明當前的財政科技投入較好地解釋了當前中國區(qū)域創(chuàng)新能力逐步提升的現實[28]。地區(qū)的經濟增速(GDP_SPD)在各個模型中多顯著為負，表明地區(qū)的經濟增長越快，則越有可能阻滯區(qū)域創(chuàng)新動能，這為地區(qū)短期經濟增長與專利創(chuàng)新長期性的“錯配”現象提供了證據支持。其邏輯在于，想要實現地區(qū)增速提升，則必須將有限的資源用以見效快的項目(如基礎設施建設等)，那些具有長期性的創(chuàng)新活動資源會面臨一定的擠出效應(Crowding-Out Effect)，并由此抑制了地區(qū)創(chuàng)新動能。當然，本文所發(fā)現的有趣現象不僅于此。一般認為，地方稅收在創(chuàng)新上時常扮演著負面角色[39]，原因不外乎稅負會抽取地方(企業(yè))的可用資源，從而縮小了創(chuàng)新可能性邊界。但在表2的實證檢驗中卻呈現出截然不同的結果(TAX_Burden基本顯著為正)。究其原因，在于當地政府通過稅收歸集收入后，能夠擁有更多的資源用以創(chuàng)新配套設施的建設，并最終提升了區(qū)域的創(chuàng)新產出效果，相比之下，較低水平的稅收不足以保障地方政府的財政力量，無法為地區(qū)創(chuàng)新提供有效支撐。

表2產業(yè)政策與地區(qū)創(chuàng)新：基準回歸

變量M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnPolicy_Nt-10.120*(1.93)0.050(1.13)0.060(1.11)———LnPolicy_Nt-20.161***(2.94)0.083*(1.91)0.044(0.86)———LnRPt0.357(0.17)-0.991(-0.48)-3.341*(-1.89)-0.314(-0.15)-1.404(-0.66)-3.697*(-1.99)Structuret0.274(0.54)0.231(0.65)0.165(0.42)0.152(0.31)0.164(0.46)0.103(0.26)TFIt323.609***(3.09)285.830***(3.41)296.712***(3.86)340.365***(3.25)296.906***(3.56)306.151***(3.97)GDP_SPDt-1.628(-1.67)-2.225***(-3.02)-1.575**(-2.06)-1.701(-1.67)-2.301***(-3.06)-1.632**(-2.09)TAX_Burdent42.617***(3.11)44.145***(4.46)27.805**(2.54)37.966**(2.68)41.159***(3.96)24.619**(2.19)LnPolicy_Lt-1———0.174***(3.20)0.119**(2.75)0.095**(2.22)LnPolicy_Lt-2———0.211***(3.46)0.131**(2.63)0.111**(2.06)_cons0.303(0.02)13.090(0.79)32.377**(2.28)5.805(0.35)16.421(0.96)35.252**(2.36)ModelFEFEFEFEFEFEN450450450450450450R20.5920.6620.4990.6040.6710.507

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5% 和10% 水平上顯著；(2)括號中為穩(wěn)健的t統(tǒng)計量，下文同。

表3產業(yè)政策協同與地區(qū)創(chuàng)新

變量M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnPolicy_Nt-10.264**(2.33)0.154(1.68)0.140*(2.00)———LnPolicy_Nt-2———0.270**(2.06)0.182*(1.95)0.089(1.02)LnPolicy_Nt-1×LnPolicy_Lt-1-0.112(-1.32)-0.082(-1.27)-0.045(-0.73)———LnPolicy_Lt-10.260***(2.93)0.188**(2.64)0.150**(2.12)———LnPolicy_Nt-2×LnPolicy_Lt-2———-0.118(-1.41)-0.095(-1.49)-0.054(-0.83)LnPolicy_Lt-2———0.273***(2.78)0.186**(2.39)0.145*(1.80)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN480480480450450450R20.6060.6680.5120.6000.6680.503

在表2的回歸檢驗中，本文僅是通過產業(yè)政策的單項變量來考察產業(yè)政策之于地區(qū)創(chuàng)新的影響。但在現實中，地方政府規(guī)章抑或是地方政府法規(guī)同時存在(生效)的情況具有典型的普遍性，檢驗這兩類產業(yè)政策的協同作用則顯得十分必要。由此，本文在實證回歸中加入了兩類產業(yè)政策的交互項(LnPolicy_N×LnPolicy_L)以進行深入考察(詳見表3)。

在表3的實證結果中，無論是地方性規(guī)章抑或是地方性法規(guī)的單項變量依舊對區(qū)域創(chuàng)新活動有著正面的促進作用，其系數大小和顯著性也基本同表2的實證結果吻合，這也佐證了原有實證結果的穩(wěn)健性。然而，當本文將研究中心轉向交互項時，情況發(fā)生了變化：無論滯后期如何，地方產業(yè)政策交互項的t值都偏小，無法通過任何慣常水平下的顯著性檢驗。這說明，當前地方政府產業(yè)政策在制定和實施上的協同理念不足，由此導出的政策聯動效果不盡如人意。一方面，這可能與地方政府在產業(yè)政策制定過程中有較大的靈活性和隨意性有關，以至于產業(yè)政策之間出現相互拮抗抵觸的異象；另一方面，這也與地方政府在政策制定時缺乏統(tǒng)籌思維有關，不同的產業(yè)政策間出現了一定的各自為政的獨立現象，不利于發(fā)揮協同效應，由此蘊藏的改進空間十分可觀。

表4產業(yè)政策、績效考核壓力與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:績效考核壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.185(1.68)0.139(1.50)0.133(1.55)0.053(0.87)0.085(1.02)0.100(1.46)LnPolicy_Nt-20.225**(2.41)0.121(1.46)0.153**(2.09)0.071(1.18)0.084(1.30)0.058(0.77)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN230220230220230220R20.4960.6660.5950.7060.4040.541Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:績效考核壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.105(1.24)0.174**(2.16)0.074(1.17)0.106*(1.95)0.054(0.90)0.110*(2.02)LnPolicy_Lt-20.183**(2.29)0.193**(2.30)0.117*(1.82)0.113*(1.81)0.090(1.25)0.120*(1.75)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN230220230220230220R20.4930.6740.5930.7120.4060.548

(二)產業(yè)政策、地方政府行為與區(qū)域創(chuàng)新

產業(yè)政策本身就蘊含了相當的政府意志。換言之，地方政府行為在很大程度上決定了產業(yè)政策的制定和實施路徑，其對地區(qū)創(chuàng)新驅動所能產生的影響不容忽視。為了清晰刻畫這種路徑，本文研究了不同程度的地方政府行為(考核晉升壓力，Press；財政不平衡程度，Disorder)下的產業(yè)政策效應，具體的回歸結果見表4和表5。

根據既有的理論文獻，如若地方政府有著較大的績效考核壓力，那么形成了對地區(qū)經濟總量的“偏愛”和對遠期投資活動(如創(chuàng)新研發(fā)活動)的“偏見”也就不難理解了。在表4的實證結果中，盡管沒有發(fā)現地方政府在較大績效考核壓力下所制定的產業(yè)政策擠出了地區(qū)創(chuàng)新活動的經驗事實[注]這確實也說明了強化核心競爭力已然成為現階段中國(區(qū)域)經濟發(fā)展的重要目標導向，即便對方政府存在較大績效考核壓力，也不會輕易地大幅擠出對創(chuàng)新活動的支持(吳非、杜金岷、李華民，2017)。，但依舊發(fā)現了一些有趣的結構性差異。首先，較大的績效考核壓力確實是擾動地方政府支持區(qū)域創(chuàng)新的重要因素。在以實質性創(chuàng)新能力(發(fā)明專利LnInven)的回歸組別中，較大績效考核壓力組別下的產業(yè)政策(LnPolicy_N和LnPolicy_L)盡管在滯后一期項中展現出了正向促進作用，但其與較小績效考核壓力組別相比，仍有一定差距(LnPolicy_L在滯后兩期都顯著為正，展現了較強的動態(tài)自我強化路徑)。這說明存在較大考核壓力的地方政府，在產業(yè)政策的制定上會自覺不自覺地將目標導向偏移至地區(qū)經濟總量的提增上，從而降低了對創(chuàng)新活動的關注，反之則反是。其次，產業(yè)政策通過地方性法規(guī)的形式頒布執(zhí)行，其創(chuàng)新促進效果更優(yōu)于地方性規(guī)章(在實用新型和外觀設計創(chuàng)新活動中都有一定的促進功效)。這可能歸因為地方性法規(guī)存在的強制約束力，有效地劃分了地方政府行為的“四至范圍”，即便當地政府在績效考核壓力的驅使下有著忽略創(chuàng)新活動的動機，但在約束機制下，已盡可能地校正了對總量經濟增長模式的偏愛。

進一步地，本文將研究轉向了影響地方政府行為的財政激勵因素上(表5)。研究發(fā)現，地方政府制定并施行的產業(yè)政策，有著明顯的異質性差異。通過地方政府規(guī)章形式推行的產業(yè)政策在財政因素的影響下僅展現出了微弱的促進效果(在模型M(1)和M(2)中系數為正且通過10%的統(tǒng)計顯著性檢驗)。這說明當前的政府規(guī)章在制定和施行過程中并沒有依循當地的財政收支狀況，以至于財政狀況差異難以影響產業(yè)政策的效果，這也從側面體現出政府規(guī)章式的產業(yè)政策科學性和嚴謹性尚有缺憾，無法有效利用當地財政力量來搭配產業(yè)政策的實施。而與此成鮮明對比的，是以政府法規(guī)形式頒布的產業(yè)政策展現出了較強的創(chuàng)新動能。具體來看，在財政收支壓力較小的地區(qū)，地方政府的財政資源利用程度較好，也多意味著地方政府的(財政)治理能力較強，此時的法規(guī)式地方產業(yè)政策更能借助地方財政力量實現對創(chuàng)新活動的支持。在財政壓力較小的組別中，LnPolicy_L的滯后項在所有層次的專利創(chuàng)新上都顯著為正(至少通過了5%的顯著性檢驗)便是明證。當然，上述實證和理論闡述并不意味著較大的地方財政收支壓力會削弱地方法規(guī)式產業(yè)政策的創(chuàng)新驅動效果。在模型M(7)和M(9)中可以發(fā)現，即便在較大財政壓力的情境下，地方性法規(guī)雖沒有展現出時間序列上的動態(tài)促進效果，但依舊展現出了有趣的“結構性”創(chuàng)新驅動作用。Dittmar和Thakor(2007)[40]的研究發(fā)現，那些財務資源緊缺的企業(yè)在促進自身研發(fā)創(chuàng)新時可能更為有效，其理由是，財務資源的捉襟見肘會迫使企業(yè)更加有效地利用資源，并最終形成合意的經濟(創(chuàng)新)促進效果。上述研究的結論是可以進一步延伸的，對于財政收支壓力較大(或說財政力量相對不足)的地方政府而言，會更加注重利用地方產業(yè)政策促進地區(qū)創(chuàng)新，其結果是，LnPolicy_L促進了地區(qū)的高、中層次創(chuàng)新活動(LnInven和LnUti)。可以推定，面臨較強財政約束邊界的地方政府，有著強烈的“精打細算”的行為偏好，不會將(產業(yè)政策)精力集中在低端創(chuàng)新研發(fā)活動中。在模型M(11)中，LnPolicy_L對低端創(chuàng)新活動LnDes的促進作用不甚明顯便是明證。

表5產業(yè)政策、財政收支壓力與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.061(0.87)0.132(1.53)0.027(0.42)0.050(0.80)-0.058(-0.87)0.131(1.38)LnPolicy_Nt-20.148*(1.85)0.178*(1.94)0.061(1.63)0.115(1.37)-0.040(-0.49)0.127(1.35)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN220230220230220230R20.6580.6020.7930.6450.5990.491Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.120**(2.32)0.240***(3.35)0.082**(2.38)0.164**(2.47)0.061(1.44)0.128**(2.61)LnPolicy_Lt-20.105(1.60)0.292***(3.24)0.030(0.70)0.208**(2.58)0.046(0.59)0.149**(2.10)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN220230220230220230R20.6610.6250.7960.6640.6000.498

(三)拓展性研究：產業(yè)政策何去何從？基于產業(yè)政策“結構性”調整的研究

“產業(yè)政策”概念一經問世，就帶有著濃厚的政府干預色彩。特別是地方政府缺乏對產業(yè)、技術演進的完全信息，在產業(yè)選擇和培育上有明顯局限[41]，更不用說這種模式容易出現體制僵化、成本高企現象。對于長期浸染在計劃經濟體制的中國，現階段中許多看似“市場失靈”的現象，實質上是政府對微觀經濟主體管制過多的結果，產業(yè)政策也不例外[42]。一個直觀的問題是，在市場經濟發(fā)育程度較好的地區(qū)，產業(yè)政策的效力是否會逐步衰減，以至于市場機制能夠逐步替代產業(yè)政策。如若答案是肯定的，那么合乎邏輯的路徑是，培育好地區(qū)的市場經濟發(fā)育程度，以逐步篩減掉帶有濃厚政府干預(引導)色彩的產業(yè)政策，最終向高階的市場經濟體制邁進。為了確證上述問題，本文界分了地區(qū)市場化程度“較好”和“較差”兩個組別[注]本文使用各省的非國有企業(yè)固定資產占地區(qū)總固定資產投資的比重來度量市場化程度。，并進行回歸檢驗(詳見表6)。

表6產業(yè)政策、市場化程度與區(qū)域創(chuàng)新

Panel A:政府規(guī)章M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:財政收支壓力大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Nt-10.047(0.83)0.178(1.67)0.045(1.02)0.029(0.47)0.030(0.61)0.016(0.19)LnPolicy_Nt-20.042(0.77)0.061(0.73)0.021(0.43)0.005(0.11)-0.081(-1.29)0.050(0.60)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN262188262188262188R20.6470.5800.7030.6850.4880.581Panel B:政府法規(guī)M(7)M(8)M(9)M(10)M(11)M(12)LnInventLnInventLnUtitLnUtitLnDestLnDest分組變量:市場化程度大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別大于均值組別小于均值組別LnPolicy_Lt-10.232***(4.79)0.074(0.96)0.154***(3.21)0.042(0.87)0.171***(4.42)0.011(0.20)LnPolicy_Lt-20.079(1.03)0.062(0.82)0.021(0.33)0.005(0.10)0.044(0.68)-0.025(-0.43)控制變量YESYESYESYESYESYESModelFEFEFEFEFEFEN262188262188262188R20.6630.5740.7110.6850.5030.580

研究發(fā)現，政府規(guī)章制度類的產業(yè)政策，在不同程度的市場化地區(qū)都無法展現出對創(chuàng)新活動的促進作用。這說明，當前政府規(guī)章類的產業(yè)政策制定并非以當地的市場經濟條件為歸依，缺乏市場根基的產業(yè)政策，難以有效地扮演區(qū)域創(chuàng)新驅動的角色。表6中Panel A的研究，也同前文中“規(guī)章類產業(yè)政策效力較弱”的研究結論保持著較高的一致性。但就Panel B來看，情況則發(fā)生了較大的變化：滯后一期的政府法規(guī)類產業(yè)政策(LnPolicy_Lt-1)，在較好的市場化環(huán)境下強有力地推動了地區(qū)創(chuàng)新活動的開展。具體來看，政府法規(guī)在三個層次的專利創(chuàng)新活動上都有著顯著的促進作用(變量LnPolicy_Lt-1的系數為正且都通過了1%的顯著性檢驗)，且在高層次的發(fā)明專利組別中(LnInvent)，系數為0.232，較之中低層次的專利創(chuàng)新活動(LnUtit和LnDest)的產出系數更大(分別為0.154和0.171)。這說明，在較好市場環(huán)境下的產業(yè)政策，能夠更突出地集中力量推進區(qū)域實質性創(chuàng)新能力的養(yǎng)成。當然，也需要意識到的是，Panel B中產業(yè)政策變量在遠期(滯后二期)的創(chuàng)新驅動效果并不明顯，折射出了當前產業(yè)政策在制定和推行仍有不小的改進空間，這是后期地方政府應進一步努力的方向。

表6的實證結果可得到如下結論：其一，并非所有類型的產業(yè)政策都一貫有效，只有政府法規(guī)類的產業(yè)政策在指導地區(qū)創(chuàng)新上具備了較好的創(chuàng)新動能，因此在產業(yè)政策的制定上，更應注重產業(yè)政策自身的“結構調整”(如更重視政府法規(guī)類產業(yè)政策)；其二，產業(yè)政策效力的發(fā)揮，離不開良好市場機制的支持，與其說產業(yè)政策與市場機制是替代性關系，倒不如說產業(yè)政策效力的發(fā)揮需要市場發(fā)展的相互配合。這也進一步確證了在當前的經濟條件下，市場力量固然重要，但并不能以此摒棄地方產業(yè)政策的使用。如何做到產業(yè)政策與市場機制的“琴瑟和鳴”，是當前區(qū)域創(chuàng)新驅動發(fā)展的一大重要路徑。本小節(jié)的研究，也進一步為林毅夫(2017)[43]的新結構經濟學理論體系提供了新的經驗證據。

(四)內生性處理

在前文的技術處理中，本文對核心解釋變量采用滯后項處理，可以最大限度地減弱反向因果的內生性干擾，但依舊面臨著遺漏變量問題。對此，本文引入了專利創(chuàng)新活動的滯后一期、滯后二期作為解釋變量，進一步解決遺漏變量問題，并刻畫出地區(qū)創(chuàng)新的慣性趨勢。此時，面板模型被稱為“動態(tài)面板模型”(DPD)。使用傳統(tǒng)的回歸技術手段會產生較強的動態(tài)面板偏誤，因此本文擬采用一步系統(tǒng)GMM進行動態(tài)面板回歸。由表7的底部檢驗統(tǒng)計量可知，所有方程都通過了殘差自相關的AR(1)、AR(2)檢驗和工具變量聯合有效的Sargan檢驗，這表明表7的回歸系數是確當的。結果顯示，使用動態(tài)面板模型，以滯后因變量作為不可觀測變量的代理變量，本文相關的研究結論依舊同上文保持一致，支持了“法規(guī)性質的產業(yè)政策在地區(qū)創(chuàng)新中更優(yōu)于規(guī)章性質的產業(yè)政策”的結論。

表7產業(yè)政策與地區(qū)創(chuàng)新：動態(tài)面板SYS-GMM檢驗

變量M(1)M(2)M(3)M(4)M(5)M(6)LnInventLnUtitLnDestLnInventLnUtitLnDestLnInvent-11.092***(13.49)——1.101***(13.25)——LnInvent-2-0.100(-1.30)——-0.101(-1.26)——LnUtit-1—1.246***(15.22)——1.208***(10.22)LnUtit-2—-0.245***(-2.90)——-0.204*(-1.67)—LnDest-1——0.913***(10.43)——1.030***(10.12)LnDest-2——0.067(0.78)——-0.046(-0.45)LnPolicy_Nt-10.028*(1.69)0.008(0.84)0.015(0.55)———LnPolicy_Lt-1———0.063**(2.57)0.056***(3.60)0.039*(1.81)控制變量YESYESYESYESYESYESAR(1).P值0.0020.0000.0020.0020.0000.001AR(2).P值0.7250.5970.1040.8040.7280.160Sargan檢驗.P值0.1140.7400.1020.2020.8690.947

五、結論性評述

本文利用了同產業(yè)相關的地方性規(guī)章和法規(guī)數據測度了地區(qū)的產業(yè)政策水平，進而依托中國1999-2015年30個省市自治區(qū)的面板數據，試圖為“產業(yè)政策—區(qū)域創(chuàng)新”的關系提供合乎現實的經濟解釋，并將地方的“績效考核”和“財政壓力”兩大衡量地方政府行為的因素嵌入上述分析框架。本文實證發(fā)現，產業(yè)政策顯著推動了地區(qū)的創(chuàng)新活動水平，盡管政策間的協同作用仍有較大優(yōu)化空間；產業(yè)政策發(fā)揮積極作用還取決于地方政府行為的異質性，其在很大程度上影響了產業(yè)政策的效果。想要進一步釋放產業(yè)政策的創(chuàng)新動能，需要輔之以良好的市場制度環(huán)境。

本文具有以下重要的政策啟示。第一，產業(yè)政策能顯著促進地區(qū)創(chuàng)新。這肯定了產業(yè)政策存在的合理性和有效性，在當前中國經濟由“唯GDP”的發(fā)展路徑到創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的轉向來看，應科學把握產業(yè)政策的創(chuàng)新引導作用，以系統(tǒng)、高效的產業(yè)政策體系推動地區(qū)創(chuàng)新能力的提增。第二，地方政府不同的產業(yè)政策應更加注重政策導向的耦合協同，避免政策間的路徑出現拮抗、相互抵觸的現象，在逐步引導產業(yè)政策聚焦地區(qū)創(chuàng)新的基礎上強化產業(yè)政策的統(tǒng)籌協同機制。第三，積極探索適應“新常態(tài)”和“供給側結構性改革”要求的新型地方政治激勵關系，進一步削弱地方政府在產業(yè)政策執(zhí)行上存在的激勵扭曲現象。應堅定地從過去單一強調GDP總量增長轉向注重創(chuàng)新驅動等一攬子目標，在降低傳統(tǒng)經濟總量指標的考核權重基礎上，適當提高與創(chuàng)新能力相關的考核要求，將其作為地方績效考核的一個正向指標來進行核評，從制度上優(yōu)化地方政府的政治晉升行為，降低產業(yè)政策的資源錯配程度，提高對創(chuàng)新活動的支持力度。第四，建立相對合理的地方財政制度體系，避免因地方政府缺乏財政資源而降低了對地區(qū)創(chuàng)新的重視程度，建立起“財權—事權”相對平衡的運轉模式，確保地方政府擁有足夠的資源來匹配產業(yè)政策的制定與推行，從而將地方的創(chuàng)新活動維系在一個較高水平。第五，產業(yè)政策和市場化之間具有著明顯的互補特質，區(qū)域創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略應當超越“市場抑或是政府”的爭辯泥潭，在優(yōu)化自身政策結構體系的基礎上實現同市場機制的融合，既要強調無形之手，也要發(fā)揮產業(yè)政策有形之手的調控引導作用。