吳賜聯(lián)，林 晶

（1．福建江夏學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院，福建福州，350108；2．福建江夏學(xué)院數(shù)理教研部，福建福州，350108）

一、引言

實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化是擺脫對(duì)外技術(shù)依賴，確保中國(guó)經(jīng)濟(jì)安全的重要舉措。在產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)過(guò)程中，中國(guó)依舊面臨核心基礎(chǔ)元器件、零部件設(shè)計(jì)制造能力不強(qiáng)，關(guān)鍵基礎(chǔ)材料相對(duì)缺乏，先進(jìn)基礎(chǔ)工藝掌握不夠，尖端設(shè)計(jì)能力不強(qiáng)等現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。[1]加之美國(guó)聯(lián)合其他盟國(guó)對(duì)中國(guó)進(jìn)行技術(shù)封鎖與關(guān)鍵零部件斷供，企圖阻止中國(guó)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)?？梢?，唯有打造自主可控、安全、高效有韌性的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈，才能確保中國(guó)由制造業(yè)大國(guó)轉(zhuǎn)化為制造業(yè)強(qiáng)國(guó)目標(biāo)的如期實(shí)現(xiàn)。財(cái)政作為國(guó)家治理的基礎(chǔ)，分權(quán)賦予地方政府相對(duì)獨(dú)立的財(cái)政利益和支配權(quán)力，這種獨(dú)立的財(cái)政支配權(quán)力有助于地方政府結(jié)合地區(qū)資源稟賦，合理配置財(cái)政資源，引導(dǎo)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，財(cái)政調(diào)控作為彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈的有形之手，其分權(quán)制度對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈的影響機(jī)理如何？財(cái)政分權(quán)如何通過(guò)政府的創(chuàng)新偏好間接影響產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)？這些問(wèn)題有待進(jìn)一步研究。

針對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的研究，學(xué)術(shù)界主要關(guān)注以下幾個(gè)領(lǐng)域：一是產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的特征與測(cè)度。產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的實(shí)質(zhì)是產(chǎn)業(yè)鏈水平的現(xiàn)代化，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展基礎(chǔ)更優(yōu)、數(shù)字化水平更高、創(chuàng)新能力更強(qiáng)、韌性更好、協(xié)同更高效和更加可持續(xù)。[2]可從基礎(chǔ)創(chuàng)新能力、高端引領(lǐng)能力、協(xié)同創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)支撐與控制力、綠色可持續(xù)發(fā)展等5 個(gè)維度進(jìn)行評(píng)價(jià)。[3]二是財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響。財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響，存在“促進(jìn)論”和“抑制論”觀點(diǎn)。財(cái)政自主度的提升促使地方政府合理配置資源，顯著提升地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率[4]，財(cái)政分權(quán)度的提高通過(guò)推動(dòng)金融發(fā)展和提高區(qū)域創(chuàng)新效率而間接促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化[5]。持相反觀點(diǎn)學(xué)者認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化是產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的重要標(biāo)志，雖然財(cái)政分權(quán)會(huì)顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，但會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化，進(jìn)而抑制產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。[6]三是政府創(chuàng)新偏好與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府可自主確定財(cái)政的科技創(chuàng)新投入比例。政府創(chuàng)新偏好具有創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)和技術(shù)推動(dòng)效應(yīng)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)存在顯著的正向效應(yīng)。[7-8]

綜上所述，針對(duì)財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)影響機(jī)理的研究結(jié)論仍存在較大分歧，政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的中介效應(yīng)是否顯著也有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。本研究擬結(jié)合現(xiàn)有研究成果，提出財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)影響的理論假說(shuō)；構(gòu)建產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，測(cè)算2014—2020 年中國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)；結(jié)合財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響機(jī)理，政府創(chuàng)新偏好的中介效應(yīng)，并探討影響機(jī)理的區(qū)域異質(zhì)性問(wèn)題。

二、理論分析與研究假說(shuō)

（一）財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化

財(cái)政分權(quán)包括收入分權(quán)與支出分權(quán)，作為中央與地方財(cái)政權(quán)力關(guān)系的一種制度安排，分權(quán)在很大程度上決定了財(cái)政資源配置的方式、效率與水平。[9]在財(cái)政收入分權(quán)體制下，較高的財(cái)政收入分權(quán)系數(shù)，意味著地方政府擁有更大的財(cái)稅資源配置能力，為提升地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力，地方政府會(huì)推動(dòng)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以推進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提升產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率[10]，并通過(guò)創(chuàng)造良好商業(yè)環(huán)境以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展[11]，通過(guò)財(cái)稅傾斜政策促使資源不斷地從生產(chǎn)率水平低向水平高的部門轉(zhuǎn)移，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勝劣汰和產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)[12]。然而，在支出分權(quán)體制下，地方政府的財(cái)政支出壓力容易造成投資目標(biāo)短視，地方政府傾向于將社會(huì)資源投向GDP 增長(zhǎng)和財(cái)政增收見效快的房地產(chǎn)業(yè)[6]，或傾向于從事浪費(fèi)性的公共投資，降低了產(chǎn)業(yè)效率，阻礙產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)[13]。據(jù)此提出以下假設(shè)：

假說(shuō)H1a：財(cái)政收入分權(quán)激勵(lì)地方政府改善投資和技術(shù)環(huán)境，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。

假說(shuō)H1b：財(cái)政支出分權(quán)容易造成投資短視，阻礙產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。

（二）財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好與產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化

政府創(chuàng)新投入作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展引擎，與產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境相輔相成，而且創(chuàng)新投入具有累積效應(yīng)。只有當(dāng)政府創(chuàng)新投入達(dá)到一定水平，才能有效帶動(dòng)包括金融貸款能力、企業(yè)規(guī)模大小和基礎(chǔ)設(shè)施狀況等產(chǎn)業(yè)發(fā)展配套環(huán)境的完善，財(cái)政創(chuàng)新投入作用于產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的正向影響才能顯現(xiàn)。[8]財(cái)政扶持的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生的知識(shí)外溢不僅能提升本地產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)能力，還有助于推進(jìn)創(chuàng)新企業(yè)在細(xì)分尖端領(lǐng)域的技術(shù)攻關(guān)，實(shí)現(xiàn)本地產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)升級(jí)以助推經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)勁增長(zhǎng)。因此，在財(cái)政分權(quán)體制下，財(cái)政收入分權(quán)度越高，地方政府的財(cái)政實(shí)力越雄厚，會(huì)通過(guò)增加科技創(chuàng)新的投入以加快區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)中技術(shù)水平整體提升，可見收入視角下財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)政府科技創(chuàng)新投入。[14]

中國(guó)式財(cái)政分權(quán)能為地方官員自利性投資偏好的形成創(chuàng)造制度條件。由于信息不對(duì)稱和監(jiān)督成本巨大，中央政府難以有效約束地方政府“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的自利性投資偏好。[15]而且，政府創(chuàng)新偏好所帶來(lái)的科學(xué)與技術(shù)支出具有公共物品的屬性[16]，地區(qū)科技成果容易被其他地區(qū)所復(fù)制和模仿，加上科技創(chuàng)新具有產(chǎn)出不確定性和創(chuàng)新周期長(zhǎng)的特點(diǎn)，地方官員傾向于追求任期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政增收，容易將財(cái)政資源配置到見效快的資本密集型行業(yè)中，擠占創(chuàng)新應(yīng)有的支出。同時(shí)，政府行為的示范效應(yīng)會(huì)引導(dǎo)區(qū)域內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新資金的投向，導(dǎo)致創(chuàng)新資源錯(cuò)配、地區(qū)陷入產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新扭曲的惡性循環(huán)。加之，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)給予地方政府尋租的空間，地方保護(hù)主義思想阻礙創(chuàng)新要素的流動(dòng)，地區(qū)間資源配置效率不高，造成產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化所需的創(chuàng)新資源投入不足，創(chuàng)新要素的協(xié)同性差，尖端技術(shù)產(chǎn)出不足，阻礙產(chǎn)業(yè)鏈的現(xiàn)代化進(jìn)程。因而，支出視角下的財(cái)政分權(quán)會(huì)抑制政府創(chuàng)新投入。[14]據(jù)此提出以下假設(shè)：

假說(shuō)H2a：財(cái)政收入分權(quán)會(huì)提升政府創(chuàng)新偏好，增加尖端領(lǐng)域創(chuàng)新投入，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈的現(xiàn)代化。

假說(shuō)H2b：財(cái)政支出分權(quán)會(huì)抑制政府創(chuàng)新偏好，阻礙政府創(chuàng)新基礎(chǔ)性和引領(lǐng)性功能的發(fā)揮，制約產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

基于財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響機(jī)理和研究假設(shè)，本文構(gòu)建財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)間關(guān)系的面板模型：

其中，icmit表示i地區(qū)第t年的地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)，fdit為地區(qū)財(cái)政分權(quán)變量，在后續(xù)研究中將其細(xì)分為收入分權(quán)fdsrit和支出分權(quán)fdzcit，Zit為控制變量，ui和vt分別代表個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)，αi為回歸系數(shù)，εit為誤差項(xiàng)。

在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府出于地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政增收的目標(biāo)考量，會(huì)調(diào)節(jié)財(cái)政資源的配置模式，其中政府在技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域的投入規(guī)模會(huì)直接影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)水平。因此，本研究將政府創(chuàng)新偏好引入研究模型，探討財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好和產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)間的傳導(dǎo)機(jī)制。構(gòu)建如式（2）和（3）所示的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚚17]，其中pfit代表政府創(chuàng)新偏好中介變量，體現(xiàn)政府創(chuàng)新活躍度。

檢驗(yàn)過(guò)程采用逐步回歸法，首先，以政府創(chuàng)新偏好為被解釋變量，運(yùn)用式（2）檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新偏好的影響；其次，以地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)為被解釋變量，以政府創(chuàng)新偏好為解釋變量，運(yùn)用式（3）檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響。為檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好在財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)進(jìn)程中是否起到完全中介作用，即控制了政府創(chuàng)新偏好后，財(cái)政分權(quán)是否依舊顯著影響產(chǎn)業(yè)鏈水平，進(jìn)一步構(gòu)建回歸方程（4）進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）被解釋變量

產(chǎn)業(yè)鏈本質(zhì)是經(jīng)濟(jì)體中各產(chǎn)業(yè)部門之間基于不同經(jīng)濟(jì)技術(shù)嵌入程度和時(shí)空布局關(guān)系而形成的一種鏈?zhǔn)疥P(guān)聯(lián)形態(tài)，產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的必然結(jié)果，包括產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)提升、運(yùn)行模式優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)鏈控制力增強(qiáng)和治理能力提升。[18]產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化標(biāo)準(zhǔn)可以從多個(gè)維度來(lái)考察，如關(guān)鍵核心技術(shù)自主可控，具備較強(qiáng)的抗沖擊力和應(yīng)變能力，產(chǎn)業(yè)鏈間高度協(xié)同，產(chǎn)業(yè)鏈要綠色化，“鏈主”要具有價(jià)值鏈治理能力等。[19-20]本研究從基礎(chǔ)創(chuàng)新能力、高端引領(lǐng)能力、協(xié)同創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)支撐與控制力和綠色可持續(xù)發(fā)展5 個(gè)維度，25 個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)測(cè)算全國(guó)各省市的產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)。[3]運(yùn)用改進(jìn)的TOPSIS（Technique for order preference by similarity to ideal solution）模型對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)進(jìn)行測(cè)算，傳統(tǒng)的TOPSIS 模型指標(biāo)權(quán)重相同，無(wú)法體現(xiàn)差異性，本文先采用熵權(quán)法對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，再結(jié)合熵權(quán)權(quán)重對(duì)TOPSIS 模型進(jìn)行改進(jìn)。[21]數(shù)據(jù)來(lái)自2015—2021 年的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于西藏、青海和新疆部分年份數(shù)據(jù)缺失，將其排除，測(cè)算28 個(gè)地區(qū)2014—2020 年的產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)。鑒于地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)的需要，根據(jù)28 個(gè)地區(qū)7 年間icm指數(shù)均值，將icm≥0．4 的地區(qū)稱為產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型，icm＜0．4稱為產(chǎn)業(yè)鏈追隨型，見表1、表2。

表1 產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型地區(qū)7 年間的產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)均值

表2 產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)7 年的產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)均值

（三）解釋變量和控制變量

本文的核心解釋變量為財(cái)政分權(quán)。財(cái)政分權(quán)的衡量主要有3 種方法：一是從財(cái)政收入視角，即用地方人均財(cái)政收入除以地方人均財(cái)政收入和中央本級(jí)人均財(cái)政收入之和[19][22]；二是從財(cái)政支出視角，即用地方人均財(cái)政支出除以地方人均財(cái)政支出和中央本級(jí)人均財(cái)政支出之和[9][23]；三是從財(cái)政自有收入角度度量財(cái)政分權(quán)，即用自有收入的邊際增量來(lái)衡量，認(rèn)為地方政府財(cái)政自給率更能體現(xiàn)財(cái)政困難[24-26]；考慮到財(cái)政收入和支出分別代表不同的邏輯事實(shí)，為清晰體現(xiàn)二者對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)影響機(jī)理的差異，本研究借鑒甘行瓊等做法，計(jì)算時(shí)剔除地區(qū)人口規(guī)模和GDP 對(duì)指數(shù)的影響，定義如式（5）和（6）所示的財(cái)政收入與支出分權(quán)計(jì)算公式[6]：

政府的創(chuàng)新偏好主要通過(guò)政府財(cái)政支出行為產(chǎn)生[9][27]，即財(cái)政分配使得具有創(chuàng)新偏好的地方政府通過(guò)增加財(cái)政支出中的科學(xué)技術(shù)支出的占比以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)水平提升，因此，中介變量政府創(chuàng)新偏好以地方財(cái)政科學(xué)技術(shù)支出在地方財(cái)政一般預(yù)算支出中的占比來(lái)衡量[9]。

控制變量主要包括：（1）地區(qū)金融發(fā)展水平（finsize），用地區(qū)年末存款余額/地區(qū)GDP 來(lái)表示；（2）人力資本（hc），用平均受教育年限來(lái)衡量，計(jì)算公式為：hc= 9×（初中在校生/總?cè)丝跀?shù)）+12×（普通高中在校生/總?cè)丝跀?shù)）+12×（中職在校生/總?cè)丝跀?shù)）+16×（普通高校在校生/總?cè)丝跀?shù)）；（3）固定資產(chǎn)總額inv，運(yùn)用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)總額來(lái)表示，回歸前先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；（4）市場(chǎng)化程度mark，直接采用“中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)”中的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)①由于中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)只更新到2019年，2020數(shù)據(jù)采用2018和2019年的平均值。；（5）對(duì)外開放度（pfdi），用進(jìn)口和出口總額占GDP 比重表示；（6）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），以2010 年為基期的人均實(shí)際GDP 來(lái)表示，回歸前先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；（7）技術(shù)創(chuàng)新水平（tec），運(yùn)用3 種專利授權(quán)量來(lái)表示，回歸前先進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；（8）城市化水平（urban），通過(guò)城市人口占比來(lái)衡量。

（四）各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)查閱2015—2021 年的《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)，各變量的統(tǒng)計(jì)特征見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)影響的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)

財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)見表4。先運(yùn)用公式（1）檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響，表4 中模型1、2 表明，收入分權(quán)正向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，回歸系數(shù)為0．1552，且在5%水平顯著，假設(shè)H1a得到證實(shí)，而支出分權(quán)的回歸系數(shù)為-0．3607，未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H1b未能通過(guò)檢驗(yàn)。其成因可能是：一方面，隨著地方政府財(cái)政收入分權(quán)度的提升，地方政府擁有更大的財(cái)政支配權(quán)和更強(qiáng)的財(cái)政基礎(chǔ)，有利于地方政府通過(guò)有效的稅收安排和產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)要素資源在產(chǎn)業(yè)鏈中流動(dòng)，引領(lǐng)政產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新資源協(xié)同共享，從而強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新基礎(chǔ)和技術(shù)引領(lǐng)，提升產(chǎn)業(yè)鏈的技術(shù)把控程度。同時(shí)，較強(qiáng)的財(cái)政支配能力也有助于提升區(qū)域公共資源供給質(zhì)量，降低地區(qū)政府一味追求財(cái)政收入而盲目投資造成的生態(tài)環(huán)境破壞現(xiàn)象，提升產(chǎn)業(yè)鏈的生態(tài)安全性。另一方面，在財(cái)政收入一定的前提下，支出分權(quán)意味著地方政府要承擔(dān)更多的事權(quán)，這會(huì)加重地方政府的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，傳統(tǒng)唯“GDP”論的政績(jī)考核體系，致使地方政府目光敵視，容易促使地方政府將社會(huì)資源配置到見效快、財(cái)政收入高的房地產(chǎn)項(xiàng)目，而忽視了科技創(chuàng)新所帶來(lái)的生產(chǎn)效率提高的長(zhǎng)期增長(zhǎng)效應(yīng)[6]，資源的錯(cuò)配極大削弱產(chǎn)業(yè)鏈的技術(shù)尖端和引領(lǐng)性，制約了產(chǎn)業(yè)鏈的抗風(fēng)險(xiǎn)能力的提升。

表4 財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)影響的回歸結(jié)果

從控制變量的影響上看，區(qū)域人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的促進(jìn)作用最強(qiáng)，而且均在1%水平下顯著，核心技術(shù)可控和技術(shù)引領(lǐng)是產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的前提。因此，只有促進(jìn)地區(qū)教育事業(yè)發(fā)展、提升地區(qū)人均受教育水平和引進(jìn)高精尖創(chuàng)新人才才能為地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)提供智力保障；固定資產(chǎn)投資總額和區(qū)域市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)具有正向促進(jìn)，產(chǎn)業(yè)政策的立足點(diǎn)要注重引導(dǎo)投資資金流向，優(yōu)化投資的質(zhì)量，同時(shí)也要注重優(yōu)化本地市場(chǎng)環(huán)境，為產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)提供更好的營(yíng)商環(huán)境；對(duì)外開放對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的促進(jìn)作用為負(fù)，這說(shuō)明傳統(tǒng)以市場(chǎng)換技術(shù)戰(zhàn)略的失敗，改革開放以來(lái)，我國(guó)貿(mào)易總額屢創(chuàng)新高，但出口產(chǎn)品技術(shù)含量低，高端技術(shù)進(jìn)口受限，貿(mào)易倒逼產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)提升效應(yīng)未能實(shí)現(xiàn)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平、城鎮(zhèn)化水平和金融發(fā)展水平是產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的基礎(chǔ)，能為產(chǎn)業(yè)鏈提供充足社會(huì)資源、技術(shù)資源、需求資源和資金資源，它們的作用效果均顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．更換核心解釋變量再檢驗(yàn)

模型1 的核心解釋為收入分權(quán)fdsr和支出分權(quán)fdzc，考慮到財(cái)政分權(quán)代理變量的選擇差異對(duì)實(shí)證結(jié)果會(huì)有顯著的影響[28]，在此用財(cái)政自主度作為收入分權(quán)的代理變量，財(cái)政自主度f(wàn)dsrdl=地方政府一般預(yù)算收入/地方政府一般預(yù)算支出，用fdzcdl=（地方本級(jí)人均預(yù)算財(cái)政支出-地方本級(jí)人均財(cái)政轉(zhuǎn)移支付）/（地方本級(jí)人均預(yù)算財(cái)政支出+中央本級(jí)人均預(yù)算財(cái)政支出），作為財(cái)政支出分權(quán)代理變量[29]，檢驗(yàn)結(jié)果見表4 的模型3 和模型4。代理變量fdsrdl對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)回歸系數(shù)為0．1033，與fdsr 的作用方向一致，也均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明收入分權(quán)度提升顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)；代理變量fdzcdl對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的回歸系數(shù)為-0．0595，且在5%水平顯著，與fdzc的作用方向一致，說(shuō)明回歸所得結(jié)論具備穩(wěn)健性。

2．更換檢驗(yàn)方法的再檢驗(yàn)

采用系統(tǒng)GMM 模型對(duì)基準(zhǔn)數(shù)據(jù)進(jìn)行再回歸，以滯后一期的解釋變量作為工具變量，回歸結(jié)果見模型5、6，結(jié)果表明收入分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)具有正向促進(jìn)作用，支出分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，結(jié)果與模型1、2 保持一致。

（三）政府創(chuàng)新偏好影響產(chǎn)業(yè)鏈的效應(yīng)分析：基于中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，運(yùn)用公式（3）檢驗(yàn)政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈的作用機(jī)理，回歸結(jié)果見表4，無(wú)論是運(yùn)用普通最小二乘法檢驗(yàn)的模型7，還是運(yùn)用系統(tǒng)GMM 方法估計(jì)的模型8，政府創(chuàng)新偏好都顯著影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平。產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化離不開堅(jiān)實(shí)的創(chuàng)新基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)鏈頭部技術(shù)必需具備高端引領(lǐng)能力，整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈的技術(shù)支撐力要強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)鏈控制力要強(qiáng)才能有效降低斷鏈風(fēng)險(xiǎn)，而這些目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)均離不開創(chuàng)新。只有地方政府具備較強(qiáng)的創(chuàng)新偏好，注重提升政府財(cái)政支出中科學(xué)與技術(shù)支出的比例，合理引導(dǎo)區(qū)域創(chuàng)新資源配置，才能為地區(qū)創(chuàng)新提供更優(yōu)質(zhì)平臺(tái)，增加地區(qū)共性技術(shù)供給，著力打造良好的創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)科技成果產(chǎn)業(yè)化，縮短產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)生命周期，提升產(chǎn)業(yè)鏈中企業(yè)的技術(shù)引領(lǐng)性和尖端性，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。

其次，運(yùn)用公式（2）檢驗(yàn)財(cái)政收入分權(quán)、支出分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新偏好的影響，見表5。普通最小二乘法和系統(tǒng)GMM 檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，回歸結(jié)果穩(wěn)健。模型9 表明，財(cái)政收入分權(quán)顯著促進(jìn)政府創(chuàng)新，假說(shuō)H2a得到證實(shí)，模型10 顯示支出分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù)，假說(shuō)H2b也得到印證。一方面，收入分權(quán)提升地方政府的創(chuàng)新偏好，政府創(chuàng)新偏好需要強(qiáng)大財(cái)政收入的支撐，隨著財(cái)政收入分權(quán)度提升，地方政府可支配的財(cái)政資源更多，這為有創(chuàng)新意識(shí)的政府官員施政創(chuàng)造條件，而且創(chuàng)新與財(cái)政收入提升具有良性的循環(huán)累積效應(yīng)，螺旋式推動(dòng)創(chuàng)新偏好的實(shí)施；另一方面，財(cái)政支出分權(quán)卻抑制了政府的創(chuàng)新偏好，由于創(chuàng)新成果具有公共物品屬性和技術(shù)外溢性特征，地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新成果容易在短期內(nèi)外溢從而助推其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這種“為他人做嫁衣”的利他行為與當(dāng)前晉升機(jī)制下的政府官員激勵(lì)相悖[9]，同時(shí)，地方官員的任期也容易帶來(lái)短視心理，傾向于將財(cái)政資源支配到見效快的投資領(lǐng)域。

表5 財(cái)政分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新偏好影響的回歸結(jié)果

綜上所述，財(cái)政收入分權(quán)助推產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，同時(shí)也顯著促進(jìn)政府創(chuàng)新偏好，通過(guò)政府創(chuàng)新偏好的實(shí)施進(jìn)一步提升產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平。結(jié)合中介效應(yīng)的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)[9]，由于模型9 中的γ與模型7 中α系數(shù)均顯著，而且γα乘積與模型1 中的β值符號(hào)一致，說(shuō)明財(cái)政收入分權(quán)通過(guò)影響政府創(chuàng)新偏好進(jìn)而推進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的中介效應(yīng)為0．0356。為考察政府創(chuàng)新偏好是完全還是部分中介效應(yīng)，運(yùn)用回歸模型（4）對(duì)政府創(chuàng)新偏好的間接效應(yīng)進(jìn)行再檢驗(yàn)，見表6。

表6 政府創(chuàng)新偏好間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

模型13、15 的δ1和δ2均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而且系數(shù)比模型1 和5 中的要小，說(shuō)明財(cái)政收入分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響既存在直接效應(yīng)，又存在通過(guò)政府創(chuàng)新偏好影響的間接效應(yīng)，結(jié)合模型13 中的回歸系數(shù)，調(diào)整后的間接效應(yīng)值分別為0．0323。由于模型14 和16 中的δ1不顯著，δ2顯著，所以，財(cái)政支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的影響完全通過(guò)政府創(chuàng)新偏好來(lái)實(shí)現(xiàn)，不存在直接效應(yīng)，是完全中介效應(yīng)。

（四）財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)是否存在區(qū)域異質(zhì)性特征，根據(jù)表1、表2 的分類。產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型地區(qū)包括北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、廣東、河南和安徽等9 省市，其中有77．78%位于東部沿海地區(qū)，2021 年GDP 占全國(guó)50．70%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好且政府財(cái)政實(shí)力雄厚，區(qū)域科技創(chuàng)新投入規(guī)模較大且資金來(lái)源渠道多樣。其余19 個(gè)地區(qū)屬于產(chǎn)業(yè)鏈追隨型區(qū)域，產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)過(guò)程中尚存在特定短板。

產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型地區(qū)的回歸結(jié)果，見表7。模型17 表明在產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型區(qū)域，財(cái)政收入分權(quán)度提升在1%水平上顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，而且系數(shù)比模型24 中對(duì)應(yīng)的系數(shù)大，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化程度越高，財(cái)政收入分權(quán)的促進(jìn)作用越強(qiáng)，財(cái)政收入分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)具有相互促進(jìn)功能。然而，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)于政府創(chuàng)新偏好具有顯著的負(fù)向作用，即財(cái)政收入分權(quán)抑制了政府創(chuàng)新偏好，這與李政、楊思瑩的研究結(jié)論一致[9]。同時(shí)，政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)也呈抑制作用，但結(jié)果不顯著，這與模型7的結(jié)果明顯相悖。鑒于表8 中模型28 表明追隨型地區(qū)政府創(chuàng)新偏好顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，因此可以推測(cè)政府創(chuàng)新偏好與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)呈倒U 型的變化關(guān)系。由于模型21 中的變量pf回歸系數(shù)不顯著，所以政府創(chuàng)新偏好的中介效應(yīng)效果差。

表7 產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型地區(qū)回歸結(jié)果

表8 產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)回歸結(jié)果

在財(cái)政支出方面，財(cái)政支出分權(quán)在1%顯著水下負(fù)向作用于產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，這與全國(guó)層面的回歸結(jié)果保持一致。這可能與此類地區(qū)的創(chuàng)新主體向企業(yè)轉(zhuǎn)移有關(guān)，政府的創(chuàng)新支出更多充當(dāng)引領(lǐng)性角色，隨著地區(qū)整體技術(shù)實(shí)力的提升，企業(yè)創(chuàng)新能力和活力的逐漸釋放，企業(yè)逐漸替代政府充當(dāng)創(chuàng)新主力軍，政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的促進(jìn)作用在減弱。由于模型21 中的變量pf回歸系數(shù)不顯著，所以政府創(chuàng)新偏好在財(cái)政支出分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈間的中介效應(yīng)不顯著。

表8 為19 個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)樣本的回歸結(jié)果，與引領(lǐng)型地區(qū)一樣，財(cái)政收入分權(quán)顯著正向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，支出分權(quán)顯著阻礙產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新偏好的促進(jìn)作用不顯著，而支出分權(quán)依舊抑制了政府創(chuàng)新偏好。原因依舊與地方政府的財(cái)政自給率相關(guān)。與引領(lǐng)型區(qū)域最大的不同是，在追隨型區(qū)域中，政府創(chuàng)新偏好在1%的顯著水平正向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，原因是產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)，政府尚未擺脫其創(chuàng)新引領(lǐng)角色，在產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中，政府依舊充當(dāng)主要領(lǐng)導(dǎo)角色，也從另一側(cè)面反應(yīng)，此類地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新實(shí)力有待進(jìn)一步提升。在政府創(chuàng)新偏好的中介效應(yīng)層面，政府創(chuàng)新偏好在財(cái)政收入分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)中的中介效應(yīng)不顯著，財(cái)政收入分權(quán)直接作用于產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。但在支出分權(quán)與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)中則呈現(xiàn)完全中介效應(yīng)，財(cái)政支出完全通過(guò)政府創(chuàng)新偏好影響產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)。

五、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論

本文在財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好與產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)理論關(guān)系假說(shuō)基礎(chǔ)上，基于產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，測(cè)算2014—2020 年全國(guó)各省市的產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化指數(shù)，通過(guò)構(gòu)建線性回歸模型，揭示財(cái)政分權(quán)、政府創(chuàng)新偏好與地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)之間的內(nèi)在機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：（1）在全國(guó)層面，財(cái)政收入分權(quán)顯著提升產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平，而支出分權(quán)卻抑制了產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，但回歸系數(shù)不顯著，替換核心解釋變量和變更檢驗(yàn)方法，結(jié)果依舊穩(wěn)健；（2）財(cái)政收入分權(quán)能夠顯著激發(fā)政府創(chuàng)新偏好，但支出分權(quán)卻抑制政府創(chuàng)新，收入分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)存在直接效應(yīng)和通過(guò)政府創(chuàng)新偏好間接影響的雙重效應(yīng)，但財(cái)政支出分權(quán)完全通過(guò)抑制政府創(chuàng)新偏好間接阻礙產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)；（3）在分區(qū)域?qū)用?，產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型地區(qū)財(cái)政收入分權(quán)雖然顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，但卻抑制了政府創(chuàng)新偏好。由于政府創(chuàng)新偏好對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈影響的中介效應(yīng)不顯著，因此，財(cái)政收入分權(quán)直接正向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)不存在間接效應(yīng)，財(cái)政支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的抑制效應(yīng)也僅存在直接效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)財(cái)政收入分權(quán)和政府創(chuàng)新偏好均顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)，但財(cái)政收入分權(quán)對(duì)政府創(chuàng)新偏好的促進(jìn)作用不顯著，因此，收入分權(quán)直接正向提升產(chǎn)業(yè)鏈水平，不存在通過(guò)政府創(chuàng)新偏好的間接效應(yīng)。然而，支出分權(quán)則完全通過(guò)抑制政府創(chuàng)新偏好進(jìn)而阻礙產(chǎn)業(yè)鏈的升級(jí)，可見存在完全中介效應(yīng)。

（二）政策建議

第一，繼續(xù)深化財(cái)稅體制改革，合理設(shè)置收入與支出分權(quán)比率，提升地方政府財(cái)政自給率。受地方財(cái)政資源的限制，地方政府會(huì)權(quán)衡財(cái)政資源的配置領(lǐng)域，在現(xiàn)有的官員晉升機(jī)制下，容易導(dǎo)致地方政府“重投資、輕創(chuàng)新”的短期自利性投資偏好，因此要改善地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不對(duì)等關(guān)系，給予其更大的財(cái)政自主權(quán)，通過(guò)提升地方政府的財(cái)政自給率，緩解其因?yàn)樨?cái)政資源短缺而減少創(chuàng)新投入，發(fā)揮地方政府在推動(dòng)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化中的主體作用。

第二，在推行財(cái)政分權(quán)改革時(shí)，有效規(guī)范地方政府的財(cái)政收支行為。要發(fā)揮財(cái)政制度對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的靶向功能，著力扶植戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。要改革地方政府政績(jī)考核體系，糾正激勵(lì)扭曲現(xiàn)象，實(shí)現(xiàn)地方政府間良性競(jìng)爭(zhēng)，破除市場(chǎng)保護(hù)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)技術(shù)互通，推動(dòng)技術(shù)要素轉(zhuǎn)移，實(shí)現(xiàn)不同層次地區(qū)間產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三，根據(jù)地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)狀，通過(guò)中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付進(jìn)行調(diào)節(jié)，實(shí)行差異化的財(cái)政分權(quán)強(qiáng)度策略。要根據(jù)產(chǎn)業(yè)鏈引領(lǐng)型和追隨型地區(qū)不同的財(cái)政狀況，合理設(shè)置中央與地方的財(cái)權(quán)與事權(quán)，使財(cái)政分權(quán)強(qiáng)度適應(yīng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的現(xiàn)實(shí)需要。產(chǎn)業(yè)鏈追隨型地區(qū)可以增加財(cái)政收入的分權(quán)水平，降低財(cái)政支出分權(quán)水平，以最大限度地激發(fā)地方政府的創(chuàng)新偏好。而在引領(lǐng)型地區(qū)，要努力扭轉(zhuǎn)支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)的負(fù)向作用，政策著力點(diǎn)放在規(guī)范政府的財(cái)政支出行為。