地方科技創新目標約束、財政科技支出與城市創新

徐建斌，李睿驍，蘭衛琴

(江西財經大學 財稅與公共管理學院，江西 南昌 330013)

0 引言

創新是引領發展的第一動力，是實現經濟高質量發展和可持續增長的重要驅動力。城市是創新活動的空間載體，城市創新體系是國家創新體系的重要組成部分，因此提升城市創新能力有助于增強國家創新實力。作為城市創新體系的重要建設主體，地方政府是引導和支持創新活動的關鍵一環。在中國式分權下，地方政府擁有充分的財政支出自主權，因此財政科技支出是地方政府參與城市創新系統建設的基本手段，能夠直接提升全社會創新投入水平[1]。事實上，隨著創新驅動發展戰略的深入實施，政府官員的考核內容也發生明顯變化，GDP等經濟發展速度指標逐漸淡化，取而代之的是科技創新、環境保護等體現發展質量的指標[2-3]。因此，各地區政府也從圍繞經濟發展的指標競爭逐步轉向圍繞財政科技支出的創新競爭。為向外傳遞正向的能力信號和積極的行為舉動，各地區設立了不同的科技創新目標[4]。

鑒于此，本文將實證考察地方科技創新目標約束對城市創新的影響及作用機制，其可能存在的邊際貢獻是：第一，在研究視角方面，通過手工整理2013-2019年各省市政府工作報告中關于地方科技創新目標的表述，確定地方科技創新目標約束變量，并結合城市面板數據和城市創新指數數據，考察地方科技創新目標約束對城市創新的影響，從而補充和拓展既有研究；第二，在研究內容方面，以財政科技支出作為地方科技創新目標約束對城市創新的影響路徑，驗證地方科技創新目標約束對城市創新的影響機制，進一步深化研究主題。

1 文獻評述與理論假設

1.1 文獻評述

圍繞城市創新，既有研究主要從以下方面展開討論：一是考察創新政策對城市創新水平的影響，并肯定創新政策對提升城市創新水平的積極作用。如設立國家創新型城市的試點政策對城市創新水平存在激勵效應[5-7]，此外，國家知識產權示范城市建設、智慧城市建設、國家高新區建設等創新政策也與城市創新力存在正向關聯[8-12]。二是考察創新投入要素對城市創新的影響，主要從土地資源、人力資本等方面展開研究。一方面，土地要素錯配不利于城市創新水平提升，如大規模出讓工業用地的資源配置方式對城市創新水平的綜合影響是不利的[13]。另一方面，高鐵建設有助于人力資本要素流動，在發達城市形成人才聚集效應，影響區域創新結構，促進發達城市創新水平提升[14-15]。從某種角度而言，外來人力資本是城市保持創新活力與競爭力的源泉[16]。三是考察中國式財政分權制度與城市創新的關系，但存在“如愿以償”和“事與愿違”兩種對立觀點。即一種觀點認為，財政分權賦予地方財政支出自主權，能夠通過提升財政科技支出比重實現城市創新水平提升[17]。另一種觀點認為，財政分權會促發地方政府“為增長而競爭”和“為引資而競爭”，這會抑制地方政府創新偏好，阻礙城市創新水平提升[18-20]。

不難看出，既有文獻多集中于探討創新政策、創新要素和財政分權制度與城市創新的關系，鮮有研究將城市創新與政府行為結合起來，缺乏從地方政府目標約束視角分析政府行為對城市創新影響的研究。由于地方目標責任考核制是我國政府管理體制的核心組成部分，地方政府每年設定的目標具有較強指導性和約束力，對地區經濟社會發展和政府行為產生深遠影響[21]。因此，分析地方政府如何設定科技創新目標，以及科技創新目標如何影響政府行為，進而影響城市創新水平具有重要理論意義和實踐意義。

1.2 研究假設

在中國式分權和“晉升錦標賽”體制下，各地區傾向于設定更高的發展目標，通過發揮財政支出自主權，將大量財政資源投向生產性活動，進而實現轄區內經濟高速增長和政治晉升[22-23]。中央對地方具有垂直管理特征，并制定了一套自上而下的目標激勵體系[24-25]。早期研究聚焦于“GDP”晉升錦標賽，研究結果顯示，地方官員晉升概率隨著轄區內經濟績效提升而增大[26]。但是，當創新驅動發展成為國家重大發展戰略后，中組部于2013年發布的地方官員政績考核制度不再將GDP作為主要指標，而是突出科技創新的重要性，使得區域競爭呈現出“R&D崇拜”和“創新崇拜”現象[27-28]。由此可見，科技創新成為地方政府的競爭標尺[3]。

隨著創新驅動發展戰略的不斷推進，各級政府的工作重心開始轉向科技創新，大量政府文件中也開始出現“科技創新”等詞匯及相關短語。作為重要的政府文件，政府工作報告通常闡述當年主要工作和目標，能夠反映當年政府工作重點[29]。鑒于此，本文通過查閱歷年地方政府工作報告，以確定地方政府設定了哪些科技創新目標。為了更清楚地解釋地方科技創新目標約束對城市創新的影響，本文以“晉升錦標賽”和壓力型體制為制度背景，從兩個方面分析地方政府設定科技創新目標的內在邏輯，以及地方科技創新目標約束對城市創新的作用機理(見圖1)。

圖1 地方科技創新目標影響城市創新的機理分析Fig.1 Mechanism analysis of the impact of local scientific and technological innovation objectives on urban innovation

一方面，當科技創新作為指標納入地方官員政績考核體系后，地方政府具有設定科技創新目標的自我施壓特征，這是因為“為創新而競爭”能夠幫助地方官員實現政治晉升[30]。在我國，地方官員擁有充分的自由裁量權。原因在于，改革開放后中央政府將大部分經濟管理權力下放到地方，使地方政府擁有一定經濟自主決策權。同時，財政分權體制改革也賦予地方財政支出自主權，使得地方政府有權自行調整財政支出結構[31-32]。此外，長期實行的屬地分級管理模式也給予地方政府充分的行政權力，相比之下，地方政府受到的外部監督和制約則非常有限[22]。在此情形下，地方政府可以根據所屬轄區的經濟發展水平、信息化水平、金融發展水平、產業結構等因素，按照上級政府提出的科技創新目標要求，自主設定符合自身條件的科技創新目標，通過調動財政資源、優化財政支出結構，實現這些目標，并進一步提升城市創新水平和獲取政治晉升。

另一方面，由于我國的行政層級具有垂直管理特征，下級政府設定科技創新目標的動力主要來源于上級政府壓力。具體而言，在我國壓力型體制下，上級政府將科技創新任務和目標層層分解，派遣給下級政府，責令其在規定時間內完成，然后根據完成情況進行獎懲[33]。中央政府作為國家創新戰略的制定者，將科技創新目標分配給省級政府和市級政府，最終由市級政府執行。在此過程中，下級政府向上級政府負責，上級政府保有對下級政府問責的權利[34]。在合理的壓力區間內，下級政府可以將壓力轉換為動力，較好地完成上級政府派發的任務。但是，當下級政府面臨的科技創新壓力超過一定限度時，壓力型體制將出現異化，導致“上有政策，下有對策”的現象[35]。地方政府為實現科技創新目標可能會弄虛作假，產生適得其反的效果。另一方面，如果上級政府設定的科技創新目標過低，下級政府可能會降低努力程度，甚至替代或拋棄，使目標偏離預期方向[35-36]。

因此，地方政府在設定科技創新目標時會受到內部約束和外部約束的雙重限制。其中，內部約束激勵地方官員合理設定科技創新目標，但外部約束可能導致其設定的科技創新目標“事與愿違”，使得科技創新目標對城市創新水平的影響難以確定。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

H1a：地方科技創新目標約束促進城市創新水平提升；

H1b：地方科技創新目標約束抑制城市創新水平提升。

就地方科技創新目標約束對城市創新的影響機理而言，本文認為，科技創新目標通過影響地方政府財政支出結構進而影響城市創新水平。這是因為，中國式財政分權制度賦予地方政府財政支出自主權，地方政府可以根據自身偏好配置財政資源，優化財政支出結構，進而實現地區經濟發展目標[31-32]。因此，當科技創新成為當年的發展目標后，地方政府為了實現科技創新目標，必然會調整財政支出結構，擴大科技創新支出。鑒于此，地方政府可能更傾向將財政資金用于研發活動，在減少生產性支出的同時提升財政科技支出比例。一方面，地方政府通過財政補貼、稅收優惠等激勵政策，鼓勵企業從事創新活動，在促進企業創新能力提升的同時提高城市創新水平；另一方面，地方政府的科技創新支出還可能流向高校和科研機構，鼓勵他們進行基礎研究，促進產學研融合。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

H2：地方科技創新目標約束通過影響財政科技支出水平，進而影響城市創新水平。

2 研究設計

2.1 變量定義

(1)被解釋變量：城市創新水平(inv)。既有研究主要以城市專利數量衡量城市創新水平，但專利數量無法反映真實的社會經濟價值，不同行業的專利數據也不具有可比性[14]。此外，有研究以《中國城市和產業創新力報告2017》中公布的城市創新指數測度城市創新水平，該指數綜合度量了城市創新產出狀況，但其考察區間為2001-2016年，不涉及2017年及以后數據，無法滿足本文研究需要[14]。鑒于此，借鑒毛文峰和陸軍[13]、張梁等[37]的做法，選取歷年《中國區域創新創業指數》中公布的人均創新創業指數除以100作為被解釋變量。該指數是以北京大學企業大數據研究中心為主導，由其與北京大學國家發展研究院和龍信數據研究院聯合開發的。它綜合考察了地區企業創新創業的實際產出，涉及全行業、所有規模企業，但不包含直轄市和自治州數據。

(2)解釋變量：地方科技創新目標約束。通過查閱歷年政府工作報告，確定地方政府設定的科技創新目標，結果發現，由于歷年國務院政府工作報告中未明確提出科技創新目標，導致各省市政府工作報告中關于科技創新的表述存在重大差異。因此，為統一口徑和方便后續研究，地方科技創新目標約束細分為以下三類：一是創新投入目標約束(target1)，其與研發經費支出或全社會研發投入相關；二是創新產出目標約束(target2)，其與專利申請數、專利授權數或發明專利相關；三是創新企業目標約束(target3)，其僅與高新技術企業相關。通過檢索我國內地30個省市(西藏因數據缺失，未納入研究范疇)以及280個副省級城市、地級市城市政府工作報告中的表述，對地方科技創新目標約束進行統計，如表1所示。若市政府設定了創新投入目標，則記為1，否則為0；若市政府設定了創新產出目標，記為1，否則為0；若市政府設定了創新企業目標，記為1，否則為0。需要說明的是，借鑒余泳澤和孫鵬博[34]的做法，僅將在當年政府工作報告中明確披露數值(包含絕對數和相對數)的省市認定為受到科技創新目標約束，對模糊性表述不予統計。

表1列示了我國省市科技創新目標統計結果。2013-2019年設定了科技創新目標的省市數量逐年增長，但也存在一些值得關注的現象：第一，2013年設定創新投入目標的省級政府數量高于2014-2017年數量，2013年和2014年設定創新企業目標的省級政府數量高于2015-2016年數量，這可能是自2012年提出創新驅動發展戰略后省級政府采取了策略性行為；第二，設定創新產出目標的省級政府數量始終不超過2個，而市級政府數量呈現緩慢增長態勢，表明兩級政府均不傾向于設置此類目標；第三，從三類科技創新目標看，兩級政府偏好存在細微差異，省級政府偏向于設立創新投入目標和創新企業目標，而市級政府更傾向于設立創新企業目標。

表1 各省市科技創新目標數量統計結果Tab.1 Statistics on the number of scientific and technological innovation objectives of provinces and cities in China

(3)中介變量：財政科技支出(fta)。根據理論分析，財政科技支出是地方科技創新目標影響城市創新水平的一條路徑，因此本文選取財政科技支出作為中介變量，采用城市科技支出占一般公共預算支出的比重度量，對地方科技創新目標與城市創新水平間的影響機制進行深入分析。

(4)控制變量。為控制其它城市創新影響因素，借鑒路京京等[17]、李政和楊思瑩[18]、何凌云和馬青山[19]的研究，選取以下控制變量：①經濟發展水平(pgdp)，以城市人均GDP度量；②信息化水平(internet)，以互聯網寬帶接入用戶數×100占總人口的比重度量；③金融發展水平(finance)，以年末金融機構人民幣各項存款余額占GDP比重度量；④產業結構(ind)，以第三產業增加值占GDP比重度量；⑤人力資本質量(hum)，以普通本專科在校學生數×100占總人口的比重度量。

2.2 數據來源與描述性統計

既有研究大多使用省級面板數據對區域創新的影響因素展開討論，但該做法忽視了同一省份內不同城市間的創新差異。因此，本文選取樣本信息更加豐富的城市面板數據進行研究。由于北京、上海、天津和重慶屬于直轄市，在行政級別上屬于省級政府，因此剔除上述4個城市。同時，由于西藏自治區數據缺失嚴重，也未納入考察。此外，本文考察的是創新驅動發展戰略背景下地方科技創新目標約束對城市創新的影響，因此將樣本觀測時間限定為2013-2019年，最終得到26個省和自治區管轄的277個城市、1 507個觀測值的面板數據。城市創新數據來源于歷年《中國區域創新創業指數》，地方科技創新目標數據來源于各城市人民政府網站中披露的歷年政府工作報告并經手工整理，其余數據來源于《中國城市統計年鑒》。

表2是對主要變量的描述性統計結果。其中，城市創新水平均值為0.511，標準差為0.283，表明不同城市創新水平差異較大。創新投入目標約束、創新產出目標約束和創新企業目標約束的均值分別為0.191、0.171和0.426，表明大多數城市傾向于創新企業目標約束。

表2 主要變量描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics of main variables

2.3 模型構建

為檢驗地方科技創新目標約束對城市創新水平的影響，根據理論分析，設立基準回歸模型，如式(1)～(3)所示。

invit=α0+α1target1it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(1)

invit=α0+α1target2it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(2)

invit=α0+α1target3it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(3)

式中，i代表城市，t代表年份。被解釋變量為城市創新水平(inv)，解釋變量分別為創新投入目標約束(target1)、創新產出目標約束(target2)和創新企業目標約束(target3)，control表示控制變量。ui和λt分別表示個體固定效應、時間固定效應。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

表3列示了本文基準回歸估計結果。其中，第(1)-(3)列的回歸模型控制了個體固定效應，第(4)-(6)列的回歸模型控制了個體固定效應和時間固定效應。結果顯示，創新投入目標約束的回歸系數顯著為正，表明創新投入目標約束能夠顯著促進城市創新水平提升。創新產出目標約束的回歸系數為負，創新企業目標約束的回歸系數正，但都不顯著。

表3 基準回歸估計結果Tab.3 Benchmark regression estimation results

對于上述研究結論，本文認為，可以利用張文翠[38]提出的上下協商博弈模型給予解釋。地方科技創新目標設定是上級與下級政府博弈的結果，博弈情形可分為下級博弈優勢、雙方地位平等和上級博弈優勢三類。就本文而言，創新企業目標最易于實現，下級政府會利用信息優勢爭取該目標設定權，因此屬于下級博弈優勢情形。表1中關于市政府設定三類科技創新目標的統計數據支持了上述結論，反映為創新企業目標設定數遠遠超過創新投入目標數和創新產出目標設定數。但是，創新企業目標設定并不必然導致創新水平提升，該結論獲得部分微觀證據支持。例如，在高新技術企業認定政策中，存在利用研發操縱行為的偽高新技術企業，政府支持難以提升其創新水平[39]。此外，上級政府更關注總體目標和結果型目標，會利用手中的目標設定權、檢查驗收權和激勵分配權，對下級政府提出具體的創新產出要求，進而在創新產出目標設定的博弈中處于優勢地位，這屬于上級博弈優勢情形[40]。此時，創新產出目標屬于下級政府的外生性目標，可能出現上級政府預設的工作目標與下級政府為實現此目標的資源條件不匹配情形，進而導致下級政府行為扭曲[41]。因此，創新企業目標與創新產出目標設定都會出現上下博弈失靈，難以提升城市創新水平。而創新投入目標屬于實現難度居中的目標，是雙方地位平等的博弈結果。下級政府可以通過討價還價，獲取目標設定權和執行空間，最終實現平衡共贏[42]。

綜上所述，在地方政府設定的三類科技創新目標中，只有創新投入目標約束顯著促進城市創新水平提升，創新產出目標約束和創新企業目標約束對城市創新的影響不顯著。

3.2 穩健性檢驗

為檢驗基準回歸結果的可靠性，從兩個方面進行穩健性檢驗：第一，更改被解釋變量的度量方式。使用《中國區域創新創業指數》的單位面積創新得分代替人均創新得分，對模型進行再估計；第二，調整樣本區間。表1列示的2013年地方科技創新目標可能是為了迎合2012年提出創新驅動發展戰略而采取的策略性行為，這會對實證結果產生影響。因此，本文剔除2013年的樣本數據，對模型進行再估計。

表4列示了穩健性檢驗結果。數據顯示，除第三列創新企業目標約束的顯著性水平有提升，其余回歸系數和顯著性水平均與基準回歸結果一致，表明本文結論穩健。

表4 穩健性檢驗估計結果Tab.4 Estimation results of robustness test

3.3 機制檢驗

根據理論分析，地方科技創新目標約束可能通過財政科技支出對城市創新水平產生影響，因此本文以財政科技支出作為中間變量，對地方科技創新目標約束與城市創新水平間的影響機制進行深入分析。由于基準回歸結果顯示，只有創新投入目標約束能夠顯著影響城市創新水平，因此，僅檢驗創新投入目標約束(target1)是否能夠通過擴大財政科技支出(fta)，進而提升城市創新水平(inv)。

根據溫忠麟和葉寶娟[43]的建議，設立以下逐步回歸模型：

invit=a0+a1target1it+a2∑controlit+ui+λt+εit

(4)

ftait=b0+b1target1it+b2∑controlit+ui+λt+εit

(5)

invit=c0+c1target1it+c2ftait+c3∑controlit+ui+λt+εit

(6)

首先，檢驗式(4)中的a1系數，若顯著為正，則表明創新投入目標約束對城市創新水平的總效應為正。其次，檢驗式(5)中的b1系數和式(6)中的c2系數，若兩者顯著為正，則表明間接效應顯著，若兩者有一個不顯著，則使用Bootstrap法進行再次檢驗。最后，檢驗式(6)中的系數c1是否顯著，若顯著為正，則說明還存在直接效應。

表5列示了機制檢驗估計結果。結果顯示，第(1)列中創新投入目標約束的回歸系數顯著為正，表明創新投入目標約束對城市創新水平的總效應為正。第(2)列中創新投入目標約束依然顯著為正，但第(3)列中財政科技支出對城市創新水平的影響不顯著，因此使用Bootstrap檢驗法進行檢驗。

表5 機制檢驗估計結果Tab.5 Estimation results of mechanism test

表6列示了使用Bootstrap檢驗法進行1 000次重復取樣的檢驗結果。數據顯示，財政科技支出的間接效應顯著為正，且95%的置信區間內不包含0，表明創新投入目標約束能夠通過擴大財政科技支出實現城市創新水平提升，假設H2得到驗證。

表6 Bootstrap法估計結果Tab.6 Estimation results of Bootstrap method

3.4 城市異質性分析

城市創新依賴于良好的經濟環境、科教環境、區位環境和社會文化環境，不同地區經濟發展水平、金融發展水平、產業結構等方面的差異會導致地方科技創新目標約束對城市創新水平產生不同影響。例如，我國東部地區相較于中部地區與西部地區，其經濟發展水平較高，基礎設施建設更完善，創新文化和氛圍更濃厚。而中部地區和西部地區存在區位劣勢，財政資源有限，參與對外交流的機會與合作更少，提升城市創新水平面臨多維因素制約。因此，本文將總樣本細分為東部地區、中部地區和西部地區3個子樣本，檢驗地方創新投入目標約束對城市創新的影響是否存在區位異質性。

表7列示了城市異質性估計結果。數據顯示，東部地區城市設定的創新投入目標約束能夠顯著促進城市創新水平提升，而在中部地區和西部地區，創新投入目標約束對城市創新的影響均不顯著。其原因在于：首先，西部地區經濟發展水平相對落后，政府創新偏好不足，財政資源供給有限，地方政府往往將有限的資源投入生產性公共品[44]。其次，中部地區處于經濟快速發展階段，地方官員也傾向于將大量財政支出用于生產性支出，以加大投資等方式推動經濟在短期內迅速增長(李政，楊思瑩，2018)。因此，中部地區和西部地區存在“重生產、輕創新”的財政支出偏好，導致其設定的創新目標難以實現。而東部地區經濟發展水平較高，財政資金充足，地方政府有能力為創新活動提供充足的研發費用，進而提升城市創新水平，最終實現高質量發展。因此，地方創新投入目標約束對城市創新的影響存在顯著的區位異質性。

表7 城市異質性估計結果Tab.7 Estimation results of urban heterogeneity

3.5 進一步討論

為進一步考察地方創新投入目標約束對城市創新的影響，引入“創新投入強度目標(rdtarget)”變量進行拓展性分析。具體而言，重新篩選政府工作報告中設定的創新投入增長型目標，最終得到包含218個觀測值的混合截面數據。表8的創新投入強度目標描述性統計結果顯示，平均值為2.1%，最大值和最小值分別為5%與0.4%，表明不同城市設定的創新投入強度目標差異較大。

表8 創新投入強度目標描述性統計結果Tab.8 Descriptive statistics of innovation investment intensity target

根據理論分析，創新投入強度目標對城市創新的影響受到內部約束和外部約束的雙重限制，是兩級政府進行協商博弈的結果，該影響可能是非線性的。為此，參考Hansen[45]的研究，建立門檻模型，檢驗創新投入強度目標是否存在門檻效應。門檻模型具體設定如下：

invit=α0+α1rdtargetitI(rdtargetit<γ1)+α2rdtargetitI(γ1

(7)

其中，rdtargetit表示門檻變量；I(·)表示指示函數；γ1和γ2分別為門檻值；controlit表示pgdpit、internetit、financeit、indit、humit等控制變量函數。

在進行門檻回歸前需要確定門檻值和個數，借鑒Hansen[46]提出的自舉法，利用Stata軟件中的Threshold模塊進行門檻效應分析，估計結果如表9所示。

表9 門檻效應主要估計結果Tab.9 Main estimation results of threshold effect

首先，對全樣本進行5 000次Bootstrap模擬，計算出門檻值為1.5%，此時rdtarget的回歸系數為15.615 9，表明創新投入強度目標能夠顯著提升城市創新水平。隨后，分別對門檻值兩側子樣本進行檢驗，發現左側子樣本不顯著，右側子樣本的門檻值為2.8%，在1%的置信水平下顯著，此時rdtarget的回歸系數仍然為正但不顯著。

在得到創新投入強度目標門檻值后，以門檻值為界，使用OLS進行分樣本回歸，以檢驗創新投入強度對城市創新影響的異質性。表10列示了分樣本回歸估計結果。數據顯示，當創新投入強度目標低于2.8%時，其對城市創新的影響為正但不顯著。當創新投入強度目標高于2.8%時，其顯著抑制城市創新水平提升。原因在于，地方官員往往面臨多重目標約束，尤其是嚴重的資源約束，當創新投入目標強度設定過高時，由于財政資源匱乏，會產生目標偏差，不利于城市創新水平提升[47]。需要說明的是，由于樣本數據較少，因此需要謹慎對待上述研究結論。

表10 分樣本回歸估計結果Tab.10 Estimation results of sub-sample regression

4 結語

4.1 研究結論

本文通過手工收集2013-2019年我國各省市政府工作報告中關于科技創新目標的數據，將地方科技創新目標細分為創新投入目標、創新產出目標和創新企業目標，并將地方科技創新目標與城市面板數據相結合，進行實證分析。結果顯示：第一，在三類地方科技創新目標中，只有創新投入目標約束能夠顯著促進城市創新水平提升，創新產出目標約束和創新企業目標約束對城市創新的影響不顯著；第二，地方科技創新目標約束對城市創新的影響通過財政科技支出實現，地方政府設定創新投入目標約束能夠顯著促進財政科技支出增加，進而推動城市創新水平提升；第三，地方創新投入目標約束對城市創新的影響存在區位異質性，具體而言，在東部地區，創新投入目標約束顯著促進城市創新水平提升，但對中部地區和西部地區的影響不顯著；第四，創新投入強度目標對城市創新的影響存在門檻效應。當創新投入強度目標高于2.8%時，會顯著抑制城市創新水平提升。

4.2 政策啟示

本文研究為優化地方科技創新目標設定和財政支出結構調整提供了經驗證據。第一，地方政府應當優先考慮設定創新投入目標。從2019年280個城市的政府工作報告來看，有176個城市設定了創新企業目標，遠遠大于創新投入目標設定數量。展望未來，為提升城市創新水平，地方政府應當優先考慮設定創新投入目標。第二，地方政府在設定科技創新目標時，應充分考慮城市區位，東部地區城市應盡可能設定創新投入目標。具體而言，中部地區和西部地區的地方政府仍然圍繞“為增長而競爭”，不適合設定創新投入目標。東部地區具有區位優勢，政府創新偏好較強，財政資源更豐富，更適合設定創新投入目標。第三，地方政府需要進一步提高財政科技支出比重。《2019年全國科技經費投入統計公報》顯示，我國R&D經費投入強度為2.23%，雖然創歷史新高，但與美國(2.83%)、日本(3.26%)等科技強國尚有差距。因此，要繼續加大財政支持力度，發揮財政科技支出對全社會R&D投入的拉動和引導作用。第四，地方政府在設定創新投入強度目標時，不應設定過高，要平衡好科技創新與經濟增長、居民就業、居民收入等其它目標關系，合理支配財政資源，進而提高財政資源使用效率。