財政縱向失衡會否抑制技術創新

劉亮亮

(南京財經大學財政與稅務學院,江蘇 南京 210023)

0 引言

在科技競爭日益激烈的今日，創新發展理念顯得特別關鍵。雖然企業是創新的主體，但政府在創新上具有一定的引導和支持作用。然而，作為提高大部分公共服務供給水平、強化科技創新的主要執行主體的地方政府可能存在違背中央創新驅動戰略貫徹的精神，即存在 “重生產、輕創新”的投資偏向[1]，不利于技術創新水平的提升。為了實現長遠發展目標、提升技術創新水平，需要深入剖析中央與地方政府之間的財政關系對實現這一目標可能存在的障礙。從縱向來看，我國的財政關系處于一種不均衡狀態。因此，分析財政縱向失衡對技術創新的影響具有重要意義。于井遠等[2]發現財政縱向失衡對技術創新具有抑制作用，財政縱向失衡通過政府創新偏好進而影響技術創新。這一研究對于理解政府在技術創新中的作用及其對技術創新的影響具有重要的啟示和借鑒意義，但仍有較大提升空間。第一，財政縱向失衡指標設計不完善，不能很好地反映財政支出分權與財政收入分權的不匹配程度，無法體現中國式財政分權改革的特征事實；第二，現有研究僅僅討論了財政縱向失衡通過政府創新偏好進而影響技術創新，但更多影響機制 (如政府間轉移支付)并未呈現；第三，現有研究盡管考慮了財政縱向失衡對技術創新的影響，但忽視了技術創新的空間效應，由此可能產生估計偏誤。基于此，本文運用空間杜賓模型，探究財政縱向失衡對技術創新的影響及其影響機制。

本文的創新之處主要表現在以下三個方面：第一，根據財政縱向失衡的定義并借鑒相關研究，測度一種同時融入財政收支分權和財政收支缺口等核心要素的財政縱向失衡指標，更好地體現財政分權改革的實踐；第二，不僅分析財政縱向失衡對技術創新的影響，還進一步分析財政縱向失衡通過 “為創新而競爭”和政府間轉移支付影響技術創新；第三，考慮到技術創新可能存在空間溢出效應，運用空間杜賓模型分析財政縱向失衡對技術創新的影響及其作用機制。

1 理論分析

財政縱向失衡是分權體制國家的共生現象。在政治上，中國是一個集權制國家,經過幾十年的權力下放后，地方政府享有充分的自主權，確立了政治集權與經濟分權并存的財政分權體制。從分權角度來看，財政體制改革中支出分權和收入分權往往同時發生改變，但支出責任的下放并不總是與收入的下放同時進行，特別是1994年分稅制改革以來，財權重心上移和事權重心下解造成地方政府事權與財權的不匹配，從而引致地方政府面臨嚴重的財力缺口[3]。1994年的分稅制財政體制改革實際上只是明確劃分了收入，卻未對政府間支出責任進行明確界定[4]。正因為政府間財政責任劃分具有的模糊性和重疊性，中央政府往往偏向于將支出責任下放給地方政府，以至于財政收入集中的同時往往伴隨著支出責任下放[5]。從政治集權角度來看，政治集權使得中央政府能夠約束地方官員。中央政府依據地方經濟增長率[6-7]或稅收[8]來考核和選拔地方官員。這種以GDP為核心的政治晉升考核機制使得地方政府將有限的資源投入到能快速帶來GDP增長的基建等領域，從而引致地方政府面臨財力缺口。基于以上分析，地方政府自有收入與其承擔的支出責任存在的財力缺口造成嚴重的財政縱向失衡問題。

技術創新投資具有投資周期長、見效慢、風險高的特點[9]。雖然技術創新有助于提高區域的長期競爭力，但短期內既不能轉化為GDP，也不能產生立竿見影的效益。因此，為了彌補財政縱向失衡下的財力缺口，地方政府往往沒有強有力的激勵來促進技術創新水平的提升，相反有強烈動機去投資能夠快速提升經濟增長和增加稅收收入的生產性項目，從而不利于提升技術創新水平。同時，考慮到在任職期間達成極大化自身利益的目的，具備 “政治人”[10-11]屬性的地方官員傾向于選擇能快速帶來經濟增長的項目，從而不利于技術創新水平的提升，這一現象表明財政縱向失衡不利于本地區技術創新水平的提升。

在現有的晉升激勵和財政縱向失衡框架下，周邊地區地方政府的財政策略受到本地區空間依賴性的影響，引致地方政府競爭進一步加劇，并且周邊地區與本地區的發展呈現相互借鑒模仿、相互攀比的態勢，從而導致周邊地區技術創新水平的下降[12]。同時，由于技術創新存在明顯的正外部性，周邊地區地方政府可能具有 “搭便車”的熱情，從而進行創新活動的積極主動性不夠，抑制了本區域技術創新水平的提升，這一現象表明財政縱向失衡通過空間溢出效應負向影響周邊地區技術創新。

2 實證設計

2.1 模型設定

本文的研究目的是運用空間計量模型探究財政縱向失衡對本地區與周邊地區技術創新的影響。現有的空間面板模型主要有空間滯后模型 (SLM)、空間誤差模型 (SEM)和空間杜賓模型 (SDM)。由于SDM實質上是一種兼具SEM和SLM特點的空間計量模型[13]，即同時包含因變量的空間滯后項和自變量的空間滯后項，因此，相比SLM和SEM，SDM能夠更為全面地反映空間自相關性對回歸結果的影響[14]。因此，本文借助SDM來探究財政縱向失衡與技術創新之間可能存在的空間相關性，以及財政縱向失衡對技術創新的影響。本文建立的空間面板模型如下：

INNit=α+ρW×INNit+β1VFI+βkXit+θ1W×VFIit+θkW×Xit+λt+μi+εit

(1)

其中，i和t表示省份和年份；α為常數項；ε為隨機誤差項；λ和μ表示時間和空間固定效應；INN為技術創新；VFI為財政縱向失衡；X為一系列控制變量；W為行標準化的空間距離權重矩陣；ρ、θ1、θk為空間相關系數，表示空間相關地區的經濟變量對當地技術創新的影響；β1和βk為相應變量的回歸系數，表示經濟變量對當地技術創新的影響。

2.2 變量說明

因變量 (技術創新，INN)：專利申請由國家知識產權局進行認定，執行標準較強，是度量技術創新較為有效的指標[15]。因此，遵循吳延兵[16]的研究，本文用各地區專利授權數占各地區GDP的比重加以表示，這個指標在一定程度上能夠反映地區技術創新能力。

自變量 (財政縱向失衡，VFI)：遵循Eyraud等[17]的研究，財政縱向失衡指標測量公式可表示為：

(2)

財政分權的非對稱性程度越高，也就是說財政支出分權 (FDE)程度越高、財政收入分權 (FDR)程度越低，財政縱向失衡程度就越高。財政分權主要采用劉亮亮等[18]的方法進行測算，用人均地方預算內財政支出 (收入)占人均地方預算內財政支出 (收入)與人均中央預算內財政支出 (收入)之和的比重加以表示。財政自給缺口率 (LBD)用地方預算內財政支出與地方預算內財政收入之差占地方預算內財政支出的比重加以表示。

控制變量 (X)：本文選取的控制變量主要涉及兩個方面，即區域技術創新環境和區域產業政策支持。一是區域技術創新環境，包括經濟發展水平 (lnGDPPC)和市場化水平 (MARK)。經濟發展水平用地區人均GDP的對數表示；市場化水平用國有固定資產投資占全社會固定資產投資的比重表示[19]，這是一個反向指標，該指標越大，表明市場化水平越低。二是區域產業政策支持，包括金融發展水平 (FIND)和產業結構 (IND)。金融發展水平用金融業增加值占地區GDP的比重表示；產業結構用第三產業增加值占第二產業增加值的比重表示。

2.3 數據來源

本文利用2001—2018年30個省、自治區和直轄市的數據進行實證分析，實證分析所用數據均來源于 《中國科技統計年鑒》 《中國財政年鑒》 《中國統計年鑒》以及國家數據庫公布的年度數據。根據數據的可獲取性和完整性，剔除西藏以及香港、澳門和臺灣地區，各變量的描述性統計結果見表1。

表1 變量的描述性統計結果

2.4 技術創新空間相關性分析

技術創新的正外部性使得本地技術創新時常與周邊地區產生互動關系，如技術創新帶來的溢出效應可能降低周邊地區進行創新活動的積極性。所以，技術創新在地區間可能存在空間溢出效應。因此，進一步分析技術創新的空間相關性就顯得非常必要。由于技術創新的空間相關性明顯與地區間的距離相關，當距離越近時，本地區受周邊地區技術創新溢出效應的影響可能就越大。為此，本文構造了空間距離權重矩陣W，以各省市中心之間地理距離的倒數作為權重，并對其進行標準化，各省的中心經緯度坐標來源于國家基礎地理信息系統。

為了檢驗技術創新的空間相關性，本文使用Moran’s I 統計量[20]進行判斷。技術創新的Moran’s I統計指標值如表2所示，可以看出，2001—2018年每一年的I值均為正數，并均達到10%的顯著水平，表明技術創新存在很明顯的正向空間相關性。

表2 2001—2018年技術創新的Moran’s I統計指標值

3 實證結果

3.1 基準回歸結果

實證估計結果如表3所示，從回歸結果來看，財政縱向失衡的空間相關系數均在1%的顯著性水平顯著，表明省際技術創新具有高度顯著的正向空間相關性，與上述Moran’s I統計量的檢驗結果保持一致。

未加入控制變量時，財政縱向失衡的系數不顯著，說明一定程度上遺漏變量對實證結果產生干擾。逐步加入控制變量后，財政縱向失衡的系數顯著并保持不變，說明此時遺漏變量不會對實證結果產生干擾。由于模型 (3)包含的變量全面，本文以此為基礎進行實證分析與討論。根據VFI的估計結果，財政縱向失衡的系數顯著為負，表明財政縱向失衡與本地區技術創新呈現顯著負向關系。根據W×VFI的估計結果，兩者乘積的系數也顯著為負，表明財政縱向失衡與周邊地區技術創新也呈現負向關系。由此粗略判斷，財政縱向失衡不僅與本地區技術創新呈現負向關系，同時也與周邊地區技術創新呈現顯著負向關系。為了充分揭示模型中各變量對技術創新的直接和間接影響，進一步對估計結果進行綜合分析和效應分解就顯得非常必要。

表3 空間杜賓模型回歸估計結果

根據Elhorst[13]和LeSage等[14]的分析，本文在模型 (3)的基礎上，對包含控制變量的回歸結果進行分解，得出各解釋變量的直接、間接和總效應的實證結果，相應的估計結果見表4。從總效應來看，財政縱向失衡的估計系數顯著為負，表明財政縱向失衡抑制技術創新水平的上升。其原因可能是為了平衡財政縱向失衡下的財力缺口，由于創新投資具有投資周期長、見效慢、風險高的特點，地方政府往往有強烈動機去投資能夠快速提升經濟增長和增加稅收收入的生產性項目，卻沒有提升技術創新水平的內在動機。同時，考慮到在任職期間達成極大化自身利益的目的，具備 “政治人”屬性的地方官員傾向于選擇能快速帶來經濟增長的項目，從而抑制了技術創新水平的提升。

從直接效應來看，財政縱向失衡的估計系數也是顯著為負，說明財政縱向失衡的增加能夠降低本地區技術創新水平。從間接效應來看，財政縱向失衡對技術創新具有顯著的負空間溢出效應，對周邊地區技術創新產生了負向作用。導致這一結果可能的原因是在同一評價機制下，不同地區的發展往往相互借鑒模仿、相互攀比。因此，財政縱向失衡程度的增加不僅抑制了本地區的技術創新，而且通過空間效應也抑制了相鄰地區的技術創新。這一結論不僅佐證了上述關于區域間技術創新具有正向空間相關性的正確性，也進一步確定了采用空間面板模型進行實證分析和討論的必要性和有效性。

表4 SDM模型直接、間接和總效應分解：基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗結果

為了增強基準回歸結果的可信性，本文從多個方面進行穩健性檢驗。各解釋變量的直接、間接和總效應的檢驗結果如表5所示。

表5 SDM模型直接、間接和總效應分解：穩健性檢驗結果

首先，考慮替換財政縱向失衡衡量指標的穩健性檢驗。遵循Jia等[21]的研究，本文用地方本級預算內財政支出減去財政收入占地方本級預算內財政支出的比重表示財政縱向失衡。根據表5中 (1)～ (3)的回歸結果，不管是從總效應來看，還是從直接影響來看，或者是從間接作用來看，財政縱向失衡的回歸系數仍然顯著為負，控制變量的回歸系數及其顯著性也基本上與基準回歸結果保持一致，證明基準回歸結果是穩健的。其次，考慮替換技術創新衡量指標的穩健性檢驗。遵循吳延兵[16]的研究，本文用研發支出占GDP的比重衡量技術創新。根據表5中 (4)～ (6)的回歸結果，不管是從總效應來看，還是從直接影響來看，或者是從間接作用來看，財政縱向失衡的回歸系數仍然顯著為負，控制變量的回歸系數及其顯著性也基本上與基準回歸結果保持一致，證明基準回歸結果是穩健的。最后，考慮不同空間權重矩陣的穩健性檢驗。基準回歸分析中，以兩個省份的中心距離來設置空間權重矩陣，但毗鄰省份之間受彼此技術創新溢出效應的影響也可能相對明顯。為此，本文構建空間鄰接矩陣：倘若兩個省份相鄰，取值為1，反之則取值為0，并對其進行標準化。根據表5中 (7)～ (9)的回歸結果，不管是從總效應來看，還是從直接影響來看，或者是從間接作用來看，財政縱向失衡不僅抑制本地區技術創新，還負向影響周邊地區的技術創新，也證明基準回歸結果是穩健的。通過三種不同的穩健性檢驗，結果均表明基準回歸結果依然穩健。

3.3 機制分析結果

為了進一步剖析財政縱向失衡對技術創新的影響機制，本文從 “為創新而競爭”和政府間轉移支付兩個角度進行展開分析。遵循何凌云等[22]的研究，本文使用人均財政科技支出的對數衡量 “為創新而競爭”指標；用中央補助減去地方上解中央支出與總人口比值的對數衡量轉移支付指標。各解釋變量的直接、間接和總效應的檢驗結果如表6所示。

表6 SDM模型直接、間接和總效應分解：機制分析結果

首先，將 “為創新而競爭”納入模型中，見表6中 (1)～ (3)的結果。從總效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和 “為創新而競爭”的交叉項系數分別顯著為負和正，表明 “為創新而競爭”在一定程度上弱化了財政縱向失衡對技術創新的負向作用。究其原因可能是在創新驅動發展戰略的背景下，技術創新也深受地方政府青睞，促使地方政府競爭的關鍵標尺轉變為 “為創新而競爭”[23]。同時，從 “科學技術是第一生產力”到 “科教興國”再到 “創新驅動發展”戰略，均體現著中央政府對技術創新的高度重視。為了得到中央政府的高度認可和政治提拔機會，各轄區地方政府會全力響應中央政府關于落實創新戰略的精神，競相加大科技投入力度，由此便產生了 “為創新而競爭”[24]。在這一過程中，地方政府傾向于發展區域創新活動，引起技術創新水平的上升，因而 “為創新而競爭”弱化了財政縱向失衡對技術創新的負向作用。從直接效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和 “為創新而競爭”的交叉項估計系數也分別顯著為負和正，說明 “為創新而競爭”弱化了財政縱向失衡對本地區技術創新的負向作用。從間接效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和 “為創新而競爭”的交叉項估計系數也分別顯著為負和正，表明 “為創新而競爭”弱化了財政縱向失衡對相鄰地區技術創新的負向作用。究其原因可能是政府科技投入具有正向空間相關性[25]，本地區 “為創新而競爭”在一定程度上增強了相鄰地區地方政府進行創新活動的積極性，從而弱化了財政縱向失衡對相鄰地區技術創新的負向影響。

其次，將政府間轉移支付納入模型中，結果見表6中 (4)～ (6)的結果。從總效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和政府間轉移支付的交叉項系數均顯著為負，表明政府間轉移支付強化了財政縱向失衡對技術創新的負向作用。究其原因可能是為了彌補財政縱向失衡下的財力缺口，利用政府間轉移支付和政府債務方式進行融資便成為政府的 “理性”選擇。在這一過程中，為了實現地方財政收支的平衡，地方政府利用轉移支付投資于資本回報率高、見效快的生產性領域，而相對忽視對創新的發展，從而不利于提升技術創新。此外，考慮到在任職期間達成極大化自身政治利益的目的，具有 “政治人”屬性的地方政府官員熱衷于利用轉移支付發展資本回報率高、見效快的生產性領域，進而相對擠壓對技術創新投資。可見，這一現象表明政府間轉移支付強化財政縱向失衡對技術創新的負向影響。從直接效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和轉移支付的交叉項估計系數也均顯著為負，說明轉移支付強化了財政縱向失衡對本地區技術創新的負向影響。從間接效應來看，財政縱向失衡與財政縱向失衡和轉移支付的交叉項估計系數也均顯著為負，表明轉移支付強化了財政縱向失衡對相鄰地區技術創新的負向影響。究其原因可能是現有的政治晉升激勵體制下，不同地區的發展往往相互借鑒模仿、相互攀比，使得相鄰地區的技術創新水平下降。

4 結論與政策建議

本文利用2001—2018年30個省市的面板數據，應用空間杜賓模型，實證討論財政縱向失衡對技術創新的影響及其作用機制。研究結果如下：①財政縱向失衡不僅抑制本地區技術創新水平的提升，而且空間溢出效應負向作用于周邊地區技術創新，相比于以往研究結果，這一結論更為全面、準確；② “為創新而競爭”正向調節財政縱向失衡對本地區及周邊地區技術創新的負向影響；③轉移支付負向調節財政縱向失衡對本地區及周邊地區技術創新的負向影響。

基于實證結果，本文提出如下針對性建議：第一，降低財政縱向失衡，提升技術創新水平。中央和地方應建立一個中央適度分權和地方合理分權的平衡模式，使得財權與事權高度匹配，進而縮小地方政府收支不對稱時的財政缺口以降低財政縱向失衡程度，從而達到提升技術創新的目的。同時，中央應重視技術創新的空間正相關效應，不斷拓寬地方政府的財政收入來源渠道，平衡財政縱向失衡下的地方財政收支缺口，以適度降低財政縱向失衡，提升技術創新水平。第二，降低財政縱向失衡、規范政府競爭，提升技術創新水平。中央應不斷優化地方政府官員考核和評價標準，改變傳統的 “以GDP論英雄”的考核模式，將科技投入、區域創新等指標納入考核范圍內，從而引導各地方政府由 “為增長而競爭”向 “為創新而競爭”轉變，促進創新發展，不斷提升區域技術創新水平。第三，降低財政縱向失衡、完善轉移支付制度，提升技術創新水平。中央應不斷完善現有的政府間轉移支付制度，糾正地方政府投資偏好，引導地方政府投資技術創新領域，更好地提升技術創新水平，以達到緩解甚至糾正財政縱向失衡對技術創新的抑制作用目的。