于井遠(yuǎn)，王春元

（1.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)粵港澳大灣區(qū)創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力研究院，廣州510320；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，杭州310018）

一、引 言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，以人口紅利與資源紅利驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式難以為繼，通過(guò)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要性日益突顯。創(chuàng)新作為技術(shù)進(jìn)步和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力，［1］由于市場(chǎng)失靈常常無(wú)法形成有效供給。財(cái)政作為政府參與區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)的基本手段，不僅有助于緩解企業(yè)在創(chuàng)新過(guò)程中面臨的資源與環(huán)境約束難題，也有助于構(gòu)建良好的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施，從而發(fā)揮財(cái)政的結(jié)構(gòu)性調(diào)控作用，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

在分權(quán)制體制下，地方政府普遍面臨著縱向財(cái)政失衡。［2］特別在中國(guó)式分權(quán)制度下，地方政府由于承擔(dān)了過(guò)多的支出責(zé)任常常收不抵支，尤其是省級(jí)以下地方政府面臨著越來(lái)越大的財(cái)政壓力。［3］而過(guò)度的財(cái)政失衡不僅意味著地方財(cái)政收支缺口存在較大差異，也可能會(huì)放松地方財(cái)政紀(jì)律，助推其“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的財(cái)政支出偏向，不利于區(qū)域創(chuàng)新協(xié)調(diào)職能的發(fā)揮。［2，4，5］在此背景下，考察地方政府縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)制，對(duì)于理解深化財(cái)稅體制改革、構(gòu)建權(quán)責(zé)清晰的現(xiàn)代財(cái)政制度，從而助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

已有文獻(xiàn)充分地研究了財(cái)政政策與創(chuàng)新之間的關(guān)系，而關(guān)于縱向財(cái)政失衡與區(qū)域創(chuàng)新關(guān)系的研究還相對(duì)有限，并缺乏對(duì)二者作用機(jī)制的深入分析。在影響區(qū)域創(chuàng)新方面，Keen 和Marchand 開(kāi)創(chuàng)性地提出了財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)有利于地方政府提高創(chuàng)新支出以吸引資本流入的觀點(diǎn)；［6］基于創(chuàng)新溢出視角，Colombo 和Martinez-Vazquez 論證了財(cái)政分權(quán)與地方政府R&D 支出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)較高水平的財(cái)政分權(quán)伴隨著較低的創(chuàng)新強(qiáng)度和創(chuàng)新支出。［7］當(dāng)然，當(dāng)政府提高創(chuàng)新支出時(shí)，一個(gè)不可回避的問(wèn)題是政府R&D 投資與私人R&D 之間的關(guān)系。Ali-Yrkk認(rèn)為政府R&D投資非但沒(méi)有降低私人投資支出，反而對(duì)私人投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)；［8］這表明財(cái)政科技支出有利于提升企業(yè)創(chuàng)新水平。在財(cái)政分權(quán)體制下，地方財(cái)政失衡不僅加劇了地方政府支出偏向，也對(duì)地方稅收征管和土地財(cái)政行為產(chǎn)生了一定的影響；［4，9，10］而且失衡程度越高，地方財(cái)政支出偏向也就越嚴(yán)重，還會(huì)進(jìn)一步驅(qū)動(dòng)地方政府“賣(mài)地生財(cái)”的融資模式；［4］而財(cái)政分權(quán)在緩解財(cái)政壓力的同時(shí)還降低了地方稅收努力程度；［3］也有文獻(xiàn)考察橫向財(cái)政失衡與縱向財(cái)政失衡的交互效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)橫向財(cái)政失衡有利于提升地方稅收努力程度，而縱向財(cái)政失衡則會(huì)降低地方稅收努力程度，并且橫向失衡程度越大，縱向財(cái)政失衡對(duì)地方稅收努力程度的抑制效應(yīng)也越大；［10］且存在著較強(qiáng)的地區(qū)異質(zhì)性。［11］通過(guò)對(duì)上述文獻(xiàn)梳理，有必要將縱向財(cái)政失衡與區(qū)域創(chuàng)新納入統(tǒng)一的分析框架，實(shí)證考察縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因素的影響。

以政府創(chuàng)新偏好為切入點(diǎn)，采用2007—2017年279 個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用兩步系統(tǒng)GMM模型實(shí)證分析縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響及其作用機(jī)理。與已有研究相比，可能的貢獻(xiàn)是：首先，將縱向財(cái)政失衡與區(qū)域創(chuàng)新納入統(tǒng)一的分析框架，既在現(xiàn)有基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討了縱向財(cái)政失衡狀態(tài)下的公共品供給問(wèn)題，也進(jìn)一步闡釋了縱向財(cái)政失衡與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的內(nèi)在邏輯；其次，以政府創(chuàng)新偏好為視角分析了縱向財(cái)政失衡影響區(qū)域創(chuàng)新的中介效應(yīng)，深入探討其可能存在的作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假說(shuō)

縱向財(cái)政失衡在影響地方財(cái)政支出行為和財(cái)政資源配置效率的同時(shí)，也深刻地影響了地區(qū)創(chuàng)新水平。過(guò)度的縱向財(cái)政失衡會(huì)放松地方財(cái)政紀(jì)律，扭曲政府支出政策，降低地方財(cái)政努力并加劇預(yù)算軟約束。［12］雖然縱向財(cái)政失衡是個(gè)普遍現(xiàn)象，但由于我國(guó)同時(shí)存在經(jīng)濟(jì)分權(quán)與政治集權(quán)，地方官員的晉升并不由地方選民直接選舉產(chǎn)生，這意味著以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為主要評(píng)價(jià)指標(biāo)的政治考核體系，會(huì)迫使地方政府致力于短期內(nèi)能明顯促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，［13］而缺少提供福利性公共品的相應(yīng)激勵(lì)。

區(qū)域創(chuàng)新具有生產(chǎn)性公共物品和民生公共物品的屬性。［14，15］一方面，科技創(chuàng)新是技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵部分，也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接源泉與持續(xù)動(dòng)力，提升科技創(chuàng)新水平能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)可持續(xù)和高質(zhì)量發(fā)展提供源源不斷的動(dòng)力；另一方面，創(chuàng)新產(chǎn)出還有利于提升居民生活水平，提高社會(huì)福祉。［5］從這個(gè)角度講，縱向財(cái)政失衡下的地方政府既可能降低創(chuàng)新投入的激勵(lì)，也可能提升創(chuàng)新偏好，從而影響區(qū)域創(chuàng)新水平。

就前者而言，財(cái)政失衡可能從以下三個(gè)方面抑制區(qū)域創(chuàng)新：首先，在縱向財(cái)政失衡狀態(tài)下，財(cái)政支出分權(quán)程度高于財(cái)政收入分權(quán)；［16］為彌補(bǔ)財(cái)政收支缺口并緩解地方財(cái)政壓力，地方政府會(huì)將部分支出成本轉(zhuǎn)嫁給中央政府，產(chǎn)生成本共享與轉(zhuǎn)移支付依賴，而中央轉(zhuǎn)移支付也可能會(huì)降低地方政府稅收努力程度；［3，10］這加劇了地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)扭曲［17］，抑制政府科技投入從而降低區(qū)域創(chuàng)新水平。［18］財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府縱向財(cái)政失衡程度越高，越傾向于生產(chǎn)性支出；［13］因而會(huì)致力于短期的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高政績(jī)。同時(shí)，大規(guī)模的中央轉(zhuǎn)移支付也在一定的程度上降低了地方政府對(duì)資金的監(jiān)管力度，并成為腐敗聚集地，從而進(jìn)一步扭曲地方財(cái)政支出行為。［19］

其次，如果科技創(chuàng)新是民生性公共品，縱向財(cái)政失衡也可能抑制區(qū)域創(chuàng)新：第一，在財(cái)政支出一定的情況下，政府支出偏向會(huì)提升生產(chǎn)性支出比重，也可能提高市場(chǎng)利率、增加企業(yè)的融資成本從而抑制區(qū)域創(chuàng)新；［20］第二，除促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)外，區(qū)域創(chuàng)新的最終利益歸宿也有利于提升當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖牒拖M(fèi)水平。由于科技創(chuàng)新周期長(zhǎng)、見(jiàn)效慢、風(fēng)險(xiǎn)高、不確定性大，地方政府官員在有限的任期內(nèi)，難以將科技支出在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此他們可能缺乏相應(yīng)的創(chuàng)新投入激勵(lì)，從而抑制區(qū)域創(chuàng)新。

最后，科技創(chuàng)新及創(chuàng)新產(chǎn)出也可能因?yàn)橐绯鲂?yīng)致使供給不足。［21］由于創(chuàng)新所具有的正外部性，其他地區(qū)能以較低的成本進(jìn)行生產(chǎn)和創(chuàng)新研究。［7］研究表明，離大學(xué)等學(xué)術(shù)中心越近的企業(yè)越容易應(yīng)用其研究成果；［22］R&D 的區(qū)域溢出效應(yīng)可以覆蓋方圓300公里范圍，［23］Bloom等還發(fā)現(xiàn)R&D的外溢收益是內(nèi)部收益的2倍以上。［24］由于創(chuàng)新的最終受益并不僅限于本地區(qū)，地方政府無(wú)法將創(chuàng)新成本內(nèi)部化，這種“為別人做嫁衣”的區(qū)域創(chuàng)新行為最終可能導(dǎo)致創(chuàng)新投入不足，影響區(qū)域創(chuàng)新水平。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1：縱向財(cái)政失衡條件下，地方政府的財(cái)政支出偏向?qū)^(qū)域創(chuàng)新具有抑制作用。

財(cái)政失衡也可能有助于提升區(qū)域創(chuàng)新水平。首先，縱向財(cái)政失衡下的地方政府有中央轉(zhuǎn)移支付依賴的傾向。根據(jù)官方分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，轉(zhuǎn)移支付分為一般轉(zhuǎn)移支付、專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付與稅收返還，前兩者占了轉(zhuǎn)移支付總額的大部分。二者中，一般轉(zhuǎn)移支付具有均等化地方財(cái)力的作用，對(duì)地方配套無(wú)要求，而專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付更多地體現(xiàn)了中央的宏觀調(diào)控政策，其不僅需要地方政府有一定的配套資金，中央還對(duì)此部分資金的用途還有明確的要求。所以，專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付可以起到優(yōu)化地方公共支出結(jié)構(gòu)的作用，確保轄區(qū)的公共服務(wù)供給水平。［25］因此，對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付的依賴可能有助于糾偏支出結(jié)構(gòu)的扭曲，影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。此外，政府科技創(chuàng)新投入對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新也具有一定的示范效應(yīng)。由于科技創(chuàng)新具有生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)屬性，提高區(qū)域創(chuàng)新活力能推動(dòng)轄區(qū)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；尤其十九大報(bào)告中提出的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略，必然要求地方政府提升科技創(chuàng)新水平，以驅(qū)動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)。作為政府提高區(qū)域創(chuàng)新水平的主要政策支持工具，不斷提高科學(xué)與研究支出占比（R&D投資），并對(duì)企業(yè)研發(fā)給予補(bǔ)貼與實(shí)行稅收優(yōu)惠等財(cái)政激勵(lì)措施，不僅可以彌補(bǔ)地方科技創(chuàng)新的成本缺口，其社會(huì)回報(bào)還高于私人企業(yè)；［8］同時(shí)還會(huì)優(yōu)化本地創(chuàng)新投資環(huán)境，降低企業(yè)創(chuàng)新成本，并吸引創(chuàng)新資本流入，從而產(chǎn)生“示范效應(yīng)”。［6，26］因此，提出如下假設(shè)：

H2：縱向財(cái)政失衡下的地方財(cái)政支出行為可能對(duì)區(qū)域創(chuàng)新具有促進(jìn)作用。

總體上，縱向財(cái)政失衡既可能進(jìn)一步扭曲地方政府支出結(jié)構(gòu)，也可能糾偏這種行為，這取決于其是否增加或抑制了地方政府創(chuàng)新偏好。為驗(yàn)證上述研究假說(shuō)，論文以下部分將結(jié)合我國(guó)地市級(jí)面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證地方縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響。

三、實(shí)證分析策略

（一）實(shí)證模型設(shè)計(jì)

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定

依據(jù)前文分析，首先設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型，檢驗(yàn)縱向財(cái)政失衡與區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)系?；貧w模型設(shè)定如下：

式（1）中，yit表示第i個(gè)地級(jí)市第t年的創(chuàng)新水平，VFIit為縱向財(cái)政失衡程度，Xit為其他可能影響區(qū)域創(chuàng)新水平的控制變量，包括地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財(cái)政支出、金融規(guī)模及其效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度以及包括地方通信設(shè)施、醫(yī)療衛(wèi)生和基礎(chǔ)教育為代表的地方公共品供給，ui為地市級(jí)個(gè)體效應(yīng)，νt為時(shí)間效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。系數(shù)β1反映地方縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響程度。一般來(lái)講，短期內(nèi)政府創(chuàng)新政策是連續(xù)性的，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境也相對(duì)較為穩(wěn)定，借鑒已有研究［7］，進(jìn)一步控制被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，以反映區(qū)域創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)連續(xù)變化。

2.變量說(shuō)明

已有文獻(xiàn)使用地區(qū)專利數(shù)的自然對(duì)數(shù)作為創(chuàng)新水平的代理變量，雖然使用專利數(shù)據(jù)并不能完全代表地區(qū)的創(chuàng)新能力，但地區(qū)專利的申請(qǐng)需要經(jīng)過(guò)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局的認(rèn)定，執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)較強(qiáng)，一定程度上是度量區(qū)域創(chuàng)新能力最有效的變量；［27］VFIit體現(xiàn)了地方財(cái)政的收支缺口差異，使用財(cái)政收支缺口占財(cái)政支出的比率表示，這也是大多文獻(xiàn)中常用的代理指標(biāo)；［2，28］經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平使用人均實(shí)際GDP 的自然對(duì)數(shù)表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)使用產(chǎn)業(yè)升級(jí)指數(shù)表示，即∑xi ×i，xi為各產(chǎn)業(yè)占比；財(cái)政支出為各地一般預(yù)算支出占GDP 的比例；金融規(guī)模使用金融機(jī)構(gòu)存貸款除以地區(qū)GDP 表示，并以金融機(jī)構(gòu)貸款總額與存款總額的比值作為金融市場(chǎng)效率的代理變量；人口密度為每平方公里的人口數(shù)；通信設(shè)施、醫(yī)療衛(wèi)生等公共品分別使用每萬(wàn)人擁有的移動(dòng)電話數(shù)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)表示；以中小學(xué)在校生數(shù)表示地方對(duì)基礎(chǔ)教育的投入，基礎(chǔ)教育的投入有利于地區(qū)人力資本的提升。

3.估計(jì)方法

根據(jù)上述設(shè)定，容易知道式（1）的滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)存在相關(guān)性，如果使用普通最小二乘法（OLS）和固定效應(yīng)模型（FE）會(huì)產(chǎn)生系數(shù)估計(jì)偏誤。為有效校正估計(jì)偏差，使用Windmeijer’s 穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的兩步系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行實(shí)證分析，并使用內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為當(dāng)期的工具變量，但其系數(shù)估計(jì)容易受到工具變量個(gè)數(shù)的影響，為比較回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，也同時(shí)匯報(bào)OLS和FE的估計(jì)參數(shù)。

4.中介效應(yīng)檢驗(yàn)的模型設(shè)定

縱向財(cái)政失衡下地方支出偏向還會(huì)通過(guò)政府創(chuàng)新偏好影響區(qū)域創(chuàng)新水平，為檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好的中介機(jī)制作用，參考Baron 和Kenny 的研究［29］，按如下方法設(shè)計(jì)中介效應(yīng)檢驗(yàn)：第一步以政府創(chuàng)新偏好為被解釋變量，縱向財(cái)政失衡為解釋變量，檢驗(yàn)地方縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新偏好的影響；第二步以區(qū)域創(chuàng)新水平為被解釋變量，創(chuàng)新偏好為解釋變量，檢驗(yàn)地方科技創(chuàng)新投入對(duì)地區(qū)創(chuàng)新水平的影響；第三步以區(qū)域創(chuàng)新水平為被解釋變量，在基準(zhǔn)回歸模型中同時(shí)加入創(chuàng)新偏好與縱向財(cái)政失衡兩個(gè)變量，以此觀察二者系數(shù)的變化，如果創(chuàng)新偏好的系數(shù)出現(xiàn)大幅下降且其顯著性也有所降低，則說(shuō)明縱向財(cái)政失衡影響了政府創(chuàng)新偏好，從而進(jìn)一步影響區(qū)域創(chuàng)新水平。模型設(shè)計(jì)如下：

其中，prefernceit表示政府創(chuàng)新偏好，使用政府科技支出占財(cái)政支出的比率表示［5］，其他變量定義如式（1）。若縱向財(cái)政失衡通過(guò)地方創(chuàng)新偏好影響了創(chuàng)新水平，則待估參數(shù)β2和β3均應(yīng)當(dāng)顯著，如果待估參數(shù)β2和β3的乘積β2β3符號(hào)與β1一致為負(fù)，則說(shuō)明縱向財(cái)政失衡降低了地方創(chuàng)新偏好從而影響區(qū)域創(chuàng)新水平，反之如果二者符號(hào)相反，則表明縱向財(cái)政失衡增強(qiáng)了地方科技創(chuàng)新偏好。式（4）中的β4和β5則進(jìn)一步佐證上述關(guān)系。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒中2007—2017 年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，地區(qū)專利數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)，所有城市數(shù)據(jù)均為全市轄區(qū)數(shù)據(jù)。為了確保研究數(shù)據(jù)的可比性，剔除了樣本期間行政區(qū)劃發(fā)生變化行政區(qū)域，如巢湖，畢節(jié)等城市，對(duì)于樣本期間缺失數(shù)據(jù)，根據(jù)地級(jí)市當(dāng)年國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)手工收集填補(bǔ)，最終得到了279個(gè)地市級(jí)面板數(shù)據(jù)。所有貨幣類(lèi)數(shù)據(jù)均以2007 年為基期進(jìn)行了價(jià)格平減。表1 匯報(bào)了變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)①由于部分城市在部分年度表現(xiàn)為轉(zhuǎn)移支付凈輸出地，所以這部分城市縱向財(cái)政失衡的測(cè)度結(jié)果為負(fù)數(shù)。非常感謝審稿老師的建議。。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

首先考察縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的整體影響，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好的中介效應(yīng)機(jī)制，最后分樣本考察異質(zhì)性效應(yīng)。

（一）縱向財(cái)政失衡與區(qū)域創(chuàng)新

為便于比較系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，表2 中同時(shí)報(bào)告了使用OLS 和FE 法的回歸結(jié)果。從模型的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果穩(wěn)健可靠：首先，AR（1）和AR（2）的檢驗(yàn)結(jié)果表明了差分誤差項(xiàng)不能拒絕存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)，Hansen 檢驗(yàn)也沒(méi)有拒絕工具變量集的有效性，表明工具變量集的選擇較為合理；另外，由表2中第6 列可知，系統(tǒng)GMM 的估計(jì)結(jié)果在合理區(qū)間內(nèi)，處于OLS與FE之間，具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性。

表2 第4 列至第6 列逐步增加解釋變量，以此驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。首先第4列單獨(dú)考察核心解釋變量地方財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的整體影響，在此基礎(chǔ)上第5 列和第6 列逐步控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、公共物品類(lèi)變量，所有模型均已控制時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)。從模型估計(jì)結(jié)果看，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平顯著為負(fù)，表明縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新具有較強(qiáng)的負(fù)向影響。失衡程度越高，地方財(cái)政壓力越大，地方政府生產(chǎn)性支出激勵(lì)也就越強(qiáng)，從而抑制區(qū)域創(chuàng)新水平的提升，這也進(jìn)一步印證了Colombo 和Martinez-Vazquez 的研究結(jié)論。說(shuō)明較高的縱向財(cái)政失衡伴隨著較低的區(qū)域創(chuàng)新水平，也意味著地方政府更可能將區(qū)域創(chuàng)新視為一種民生性公共品，或者因其風(fēng)險(xiǎn)與收益不對(duì)稱而投資過(guò)少，抑制了區(qū)域創(chuàng)新。就其效應(yīng)大小而言，財(cái)政失衡每提高1 個(gè)百分點(diǎn)，區(qū)域創(chuàng)新水平下降近8%，并且在逐步加入控制變量后，核心解釋變量的系數(shù)變化微小，表明財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

就控制變量而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政支出有利于提高地區(qū)創(chuàng)新水平；金融規(guī)模對(duì)地區(qū)創(chuàng)新并沒(méi)有顯著影響，而金融市場(chǎng)效率則可以顯著提升地區(qū)創(chuàng)新水平。這和長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)金融市場(chǎng)大而不強(qiáng)有關(guān)，信貸配置傾向于國(guó)有企業(yè)，而充當(dāng)?shù)胤絼?chuàng)新主體的民營(yíng)企業(yè)及部分中小企業(yè)存在各種信貸約束［30］，致使金融市場(chǎng)的大而不強(qiáng)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新并沒(méi)有顯著影響，而提高金融市場(chǎng)運(yùn)行效率可以顯著地提升區(qū)域創(chuàng)新水平；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也能夠有效地促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新，因?yàn)榈诙a(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)中的高新技術(shù)行業(yè)是創(chuàng)新的主力軍；信息化基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明現(xiàn)有的信息化水平并沒(méi)有很好地支持地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新；此外醫(yī)療類(lèi)公共品的供給也顯著抑制了地區(qū)創(chuàng)新，這表明地方政府民生性支出不僅總量不足，還可能結(jié)構(gòu)安排不盡合理，在投入資源本來(lái)就比較有限的情況下，政府將資金更多地投入了與老百姓聯(lián)系更為緊密的基本公共服務(wù)上；人力資本的積累顯著地提高了地區(qū)創(chuàng)新，這和已有研究結(jié)論一致，表明創(chuàng)新更多地體現(xiàn)了人的因素。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換解釋變量與樣本范圍

根據(jù)已有研究，利用財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)重新度量縱向財(cái)政失衡，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體公式為1-（財(cái)政收入分權(quán)/財(cái)政支出分權(quán)）×（1-財(cái)政收支缺口）；其次由于北京、上海、天津、重慶4個(gè)直轄市和大連、青島、寧波、廈門(mén)、深圳5 個(gè)計(jì)劃單列市的城市級(jí)別和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其財(cái)政分權(quán)程度以及財(cái)政失衡程度自然也與一般地級(jí)市有較大區(qū)別，在基礎(chǔ)模型的基礎(chǔ)上刪除這9個(gè)城市樣本后，縮小范圍再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3的結(jié)果顯示，無(wú)論是更換解釋變量還是更改樣本范圍，結(jié)論都非常穩(wěn)健。②表3的檢型同時(shí)控制了相關(guān)變量，控制變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果省略；表4和表5類(lèi)似。

表2 縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響：基準(zhǔn)分析

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換解釋變量和更改樣本范圍

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：使用不同專利

2.使用分項(xiàng)專利

企業(yè)獲得授予的專利分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀專利，實(shí)用新型專利和外觀專利，不同專利授予時(shí)間有所差異，最短是6個(gè)月，長(zhǎng)則至5 年甚至更久，不同專利反映著創(chuàng)新質(zhì)量的差異。借鑒已有研究，［27］分別以各子專利授予的自然對(duì)數(shù)代理被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表4的穩(wěn)健性結(jié)果可知，縱向財(cái)政失衡不同程度低降低了專利授予數(shù)量，即進(jìn)一步證明了縱向財(cái)政失衡不利于區(qū)域創(chuàng)新這一基本結(jié)論。

（三）縱向財(cái)政失衡、政府創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新

為檢驗(yàn)縱向財(cái)政失衡是否通過(guò)降低政府創(chuàng)新偏好從而影響區(qū)域創(chuàng)新水平，首先考察縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新偏好的影響，如表5 的第1、2 和第5列；然后考察創(chuàng)新偏好對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響（第3列），即政府科技創(chuàng)新投入能否有效提升當(dāng)?shù)貏?chuàng)新水平；最后將創(chuàng)新偏好與縱向財(cái)政失衡納入同一模型進(jìn)一步考察政府創(chuàng)新偏好的機(jī)制效應(yīng)。為便于比較分析，第4 列同時(shí)列示了前文的回歸結(jié)果。

在表5中，第1、2和5列考察了縱向財(cái)政失衡與政府創(chuàng)新偏好之間的關(guān)系，其分析邏輯與基準(zhǔn)回歸一致。結(jié)果表明，縱向財(cái)政失衡對(duì)政府創(chuàng)新偏好的影響在1%的水平顯著為負(fù)，意味著縱向財(cái)政失衡抑制區(qū)域創(chuàng)新的原因可能是與其降低了區(qū)域創(chuàng)新偏好有關(guān)；而第3列的結(jié)果則給出了比較合理的解釋，政府科技投入是提升地區(qū)創(chuàng)新水平的主要因素，這一結(jié)果與現(xiàn)有研究結(jié)論一致［5］。地方政府是當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量，掌握了大量市場(chǎng)無(wú)法比擬的經(jīng)濟(jì)資源，不僅可以帶動(dòng)和引領(lǐng)區(qū)域科技創(chuàng)新方向，還通過(guò)示范效應(yīng)和政策引領(lǐng)作用激發(fā)私人創(chuàng)新投入，而且財(cái)政支出用于科技創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施和設(shè)備，還有利于降低市場(chǎng)創(chuàng)新成本，提升企業(yè)盈利能力。另外，政府科技創(chuàng)新支出也能改善創(chuàng)新環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新成果產(chǎn)業(yè)化，從而提高區(qū)域創(chuàng)新水平。

至于縱向財(cái)政失衡、創(chuàng)新偏好與區(qū)域創(chuàng)新水平三者之間的關(guān)系，通過(guò)將第3列和第5列估計(jì)系數(shù)的乘積（β2β3）與第4列的估計(jì)系數(shù)β1比較，可知過(guò)度的縱向財(cái)政失衡降低了政府科技投入意愿，導(dǎo)致科技創(chuàng)新投入下降，降低了區(qū)域創(chuàng)新水平。雖然科技創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原動(dòng)力，但由于創(chuàng)新過(guò)程長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高、不確定大，科技創(chuàng)新產(chǎn)出難以在官員任期內(nèi)有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而使得地方政府不愿意進(jìn)行科技創(chuàng)新。第6列同時(shí)考慮了縱向財(cái)政失衡與政府創(chuàng)新偏好后，發(fā)現(xiàn)縱向財(cái)政失衡狀態(tài)下的政府科技創(chuàng)新投入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響從5.936 下降到了3.944，降幅近33.55%，顯著性水平也從1%降到了10%，這表明縱向財(cái)政失衡通過(guò)抑制政府創(chuàng)新偏好降低區(qū)域創(chuàng)新水平。

表5 縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的機(jī)制效應(yīng)考察

再次，我們分析中介效應(yīng)β2β4的大小及顯著性，進(jìn)一步研究中介效應(yīng)的存在性及其顯著性。借鑒Baron和Kenny［29］與溫忠麟和葉寶娟［31］的研究，第4列為縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的總影響，第5列、第6列分別為中介效應(yīng)及直接效應(yīng)方程，從這三列的回歸分析結(jié)果可知，中介效應(yīng)是存在的。然后構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，z值為1.89，表明政府創(chuàng)新偏好的中介效應(yīng)在10%的水平上顯著，其占比為23.75%（0.08-0.071/0.08）。

（四）異質(zhì)性分析

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的穩(wěn)健性，通過(guò)分區(qū)域樣本考察縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響。首先，依據(jù)文獻(xiàn)中常有做法，考慮東中西部地區(qū)的異質(zhì)性影響。這是因?yàn)闁|部地區(qū)相對(duì)于中西部地區(qū)較為發(fā)達(dá)，財(cái)政收支缺口相對(duì)較小，部分地區(qū)甚至不存在財(cái)政收支缺口。因此，東部的區(qū)域創(chuàng)新水平可能與縱向財(cái)政失衡狀況無(wú)關(guān)，而是集中體現(xiàn)在中西部地區(qū)。其次，根據(jù)各年人均GDP 的中位數(shù)劃分發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)。再次，市場(chǎng)環(huán)境也不同程度地影響著區(qū)域創(chuàng)新水平，借鑒王小魯?shù)鹊姆椒ǎ?2］8—47，以市場(chǎng)化程度中位數(shù)將樣本劃分為市場(chǎng)化程度較高地區(qū)和較低地區(qū)，考察不同市場(chǎng)化程度的分組效應(yīng)。

從表6的分析結(jié)果可知，中西部地區(qū)及以GDP劃分的欠發(fā)達(dá)地區(qū)、低市場(chǎng)化地區(qū)中，縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響都顯著為負(fù)。與之相反，東部地區(qū)、發(fā)達(dá)地區(qū)以及市場(chǎng)化程度較高地區(qū)，縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響并不顯著，以上結(jié)論與賈俊雪等類(lèi)似［4］，在其研究中，縱向財(cái)政失衡同樣是對(duì)經(jīng)濟(jì)較為落后地區(qū)的土地出讓影響更為突出，而發(fā)達(dá)地區(qū)并無(wú)顯著影響。在劃分的三個(gè)樣本組中，東部地區(qū)也大都處于發(fā)達(dá)地區(qū)水平，并且擁有較高的市場(chǎng)化程度，由于擁有較為雄厚的財(cái)力基礎(chǔ)，可以充分保障本地區(qū)的財(cái)政支出總量與結(jié)構(gòu)安排，地方政府也能夠充分發(fā)揮有形之手的調(diào)控作用，提高政府的資源配置效率。而中西部、欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場(chǎng)化程度相對(duì)較低，財(cái)力的約束限制了地方政府科技投入水平。

表6 異質(zhì)性效應(yīng)分析

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，中西部地區(qū)的縱向財(cái)政失衡程度平均值為2.1，是東部地區(qū)的近3 倍，而代表其區(qū)域創(chuàng)新水平的專利數(shù)則比東部地區(qū)年均少1834 件，可見(jiàn)越是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，其財(cái)政失衡也越嚴(yán)重，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的抑制效應(yīng)也就越大。一方面，中西部地區(qū)的地方政府在承擔(dān)較大支出責(zé)任的同時(shí)，收入來(lái)源相對(duì)較少，責(zé)權(quán)的不匹配進(jìn)一步加劇了地方財(cái)政失衡，從而也加劇了其財(cái)政支出偏向行為；另一方面，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的地區(qū)，地方政府既面臨著經(jīng)濟(jì)趕超，同時(shí)主政官員也面臨著較大的政績(jī)考核壓力，迫使其為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)，將更多的精力致力于生產(chǎn)性公共品的供給，而忽視甚至抑制了對(duì)科技創(chuàng)新的支持。

五、基本結(jié)論

通過(guò)系統(tǒng)闡釋了縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響，揭示了縱向財(cái)政失衡通過(guò)政府創(chuàng)新投入偏好進(jìn)而影響區(qū)域創(chuàng)新的內(nèi)在邏輯，并使用2007—2017 年期間的我國(guó)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)采用兩步系統(tǒng)GMM進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)論如下：

第一，整體來(lái)看，地方縱向財(cái)政失衡顯著降低了區(qū)域創(chuàng)新水平，縱向財(cái)政失衡每增加1個(gè)百分點(diǎn)，區(qū)域創(chuàng)新水平則下降8%，表明地方財(cái)政收支缺口惡化了區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境。增加政府科技創(chuàng)新投入能夠有效彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈，提高區(qū)域創(chuàng)新水平，創(chuàng)新投入及創(chuàng)新成果具有典型的經(jīng)濟(jì)性和民生性公共品特征；創(chuàng)新投入周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高，完全由市場(chǎng)供給可能會(huì)造成供給不足等問(wèn)題；而政府科技創(chuàng)新投入不僅能改善整體區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，降低市場(chǎng)創(chuàng)新成本，由于其示范效應(yīng)會(huì)激發(fā)更多的私人創(chuàng)新支出，提升了整體區(qū)域創(chuàng)新水平。

第二，地方縱向財(cái)政失衡降低區(qū)域創(chuàng)新水平的主要影響機(jī)制是政府創(chuàng)新偏好。雖然在理論上，地方縱向財(cái)政失衡對(duì)政府創(chuàng)新偏好的影響是不確定的，但實(shí)證研究結(jié)果表明，在縱向財(cái)政失衡狀態(tài)下，地方政府具有“重投資、輕創(chuàng)新”的投資動(dòng)機(jī)，致使地方科技創(chuàng)新投入不足抑制了區(qū)域創(chuàng)新水平。

第三，縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的影響存在地區(qū)差異性。以人均GDP 表征的發(fā)達(dá)地區(qū)以及市場(chǎng)化程度較高地區(qū)的縱向財(cái)政失衡對(duì)區(qū)域創(chuàng)新無(wú)顯著影響，而中西部地區(qū)、欠發(fā)達(dá)地區(qū)和市場(chǎng)化程度較低區(qū)域的創(chuàng)新水平明顯受到了縱向財(cái)政失衡的負(fù)向影響。