政策不確定性對地區實質性創新的影響和路徑研究

孫 龍 賈瑞乾 祁新洲

（復旦大學管理學院，上海 200433）

引言

隨著我國對科技創新認識的逐步深化，“科教興國”、“創新型國家” 等一系列發展政策成為國家戰略，突出了政府在科技創新領域的關鍵作用，也對各類創新主體產生著重要影響［1］。地方官員周期性換屆及不定期交流引起的變更會帶來當地政治生態的改變和政策實施的間斷，是政策不確定性風險的最主要來源［2，3］，影響著科技創新發展。

當前，我國科技創新正飛速發展。投入方面，包括政府財政科技支出在內的全社會研究與試驗發展（R＆D）經費逐年攀升，由2013 年的11847億增至2022 年的30783 億元，10 年間的年平均增長率高達11.2%；產出方面，2013～2022 年我國國內專利申請量從237.7 萬件增至536.5 萬件，居世界第一。盡管專利總數龐大，但高質量的發明專利申請量占專利申請總量的比例從2013 年的34.7%降到了2022 年的30.2%，降幅近15%。科技創新水平低、高質量創新成果少的問題嚴重制約著我國創新發展。進入新常態階段，創新質量的提升比盲目追求數量增長更重要。與以獲得政府補貼和稅收優惠而單純追求創新產出數量為目的的“策略性創新” 不同，“實質性創新” 是以促進科技進步和獲取競爭優勢為目的的科技創新活動，強調創新產出質量［4］，本文將基于“實質性創新” 視角研究我國省域創新發展問題。

1 理論分析與研究假設

1.1 政策不確定性對地區實質性創新的影響

地方官員變更造成政策不確定，影響著當地的科技創新發展。改革開放以來，“官員晉升錦標賽制度” 和中國特色的“財政分權制度” 使得地方官員有動力和能力為了個人政績而影響地方經濟社會發展［5，6］。地方官員的變更對既定的政策可能造成嚴重沖擊，致使政策不確定性大幅提升，原因有三：（1）地方官員變更時會打破原有的政治生態，與新任官員再次建立聯系需要耗費時間等成本，不確定性增加［7］；（2）新任官員為了晉升會更加凸顯自己任內政績，改變原有方案并推行新政策，即“新官上任三把火”［8］；（3）地方官員為了政績會積極影響當地政府、金融機構和企業等，出臺產業政策，以配合其達成任內的施政目標［9］，當地各類機構也會為了與官員建立良好的政治聯系，積極配合改變市場化行為［10］。

官員變更會改變企業面臨的政策、融資及市場環境；高校和科研院所的研究則受到政府政策指導和經費支持。因此，社會主要創新主體的研發活動都會受到政府影響［11］。當外部政策不確定性提高時，企業為了避險改變創新行為，高校和科研院所也會調整研究方向，造成地方創新發展變動。企業在穩定的政策環境中更傾向于對開發新技術及新產品進行投入；高校和科研院所在穩定的政策環境中，更能專注于長期的基礎研究。當官員變更造成地區政策不確定性上升時，企業會調整經營策略，減少短期回報低的研發活動。主要是減少投資、保留現金流，并增加短期收益應對風險［12］；同時，配合地方官員政績訴求，以獲得財政補貼和稅收優惠，盡快提升創新產出數量以達到官員任內政績目標［4，13］。高校和科研院所則在地方科技政策調整下，頻繁調整研究方向，以獲得經費支持；在企業避險減少研發活動的背景下，各地的產學研機構也會受到沖擊，方向的調整和經費的減少，都顯著影響著研究型創新投入及產出［14］。

假設H1：官員變更會對地區實質性創新發展產生抑制作用。

1.2 不同類型官員變更的影響差異

本文中不同類型地方官員主要指省級黨委書記和省長（包括直轄市市委書記和市長、自治區黨委書記和主席。以下簡稱省委書記和省長。），二者在層級和職能上有著顯著差別，對地區的政策制定和實施也會產生不同影響。從層級上看，我國實行黨政雙線并行的政治體制，各級地方實行黨委負責制，省委書記是各省黨委最高領導，省長在黨內職務則是省委副書記。因此，省委書記層級上高于省長，是地方一把手，權力和影響力都更大［12］。從職能上看，省委書記負責黨委工作，省長負責行政工作。行政長官對地區經濟發展具有更為直接的影響［14］，但在發展目標的制定上，政府部門起草的重要政策文件都須經由省委研究討論才能發布實施，省委書記對地方發展政策的制定具有最終決定權。以往研究也從不同領域證實了省委書記對地區經濟發展具有更顯著的影響［15］。

假設H2：省委書記的變更對地區實質性創新發展的影響更為顯著。

1.3 基于財政科技支出強度的路徑探尋

（1）官員變更與財政科技支出強度

“財政分權制度” 賦予了地方官員充分的財政自由裁量權，可以通過財政支出政策引導并促進地方經濟社會發展。①新任官員上任伊始需先了解當地企業經營現狀，再重新制定符合自己政績目標的發展政策。對投入大而產出慢的科技項目會更加謹慎，可能暫停追加投資甚至減少研發補助［16］；②為盡量創造自己的政績，新任官員會更傾向依靠投資拉動經濟增長，如調動財政資源配合新政策投資傳統優勢產業，減少科技創新項目的財政補貼和稅收優惠［15］；③財政支出配合新政策向相關產業和企業傾斜，以政府名義為其提供了“隱性信用擔保”［17］，因此，政府官員有動力和能力通過干預財政支出政策并帶動當地金融機構共同扶持“政績工程”。

假設H3（a）：地方官員變更顯著降低了地區財政科技支出強度。

（2）財政科技支出強度與地區實質性創新

財政科技支出強度反映了地區財政投資科技創新的規模和力度，直接影響當地研發活動。高校和科研機構承擔著基礎研究，這類研究投入大、風險高、研發周期長，產出的則是科技含量高、原創性強、具有競爭優勢和奠定技術基礎的成果，直接影響地區實質性創新發展。對于企業而言，科技財政是重要的研發經費及“隱性信用擔保”，通過緩解企業融資約束、提高風險承擔水平，激勵企業開展研究型活動，更好地提升創新能力［14］。

假設H3（b）：財政科技支出強度對地區實質性創新發展具有顯著的正向作用。

綜合假設H3（a）和H3（b），形成基于財政科技支出強度的路徑假設H3：地方官員變更造成的政策不確定性對地區實質性創新發展的影響傳導路徑為“官員變更→財政科技支出強度→地區實質性創新”。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

圖1 研究模型

根據指標一致性和數據可得性原則，選取1991～2022 年共計32 年間我國大陸31 個省（區、市）的面板數據為研究樣本。省級官員變更數據根據人民網地方領導資料庫手工收集整理。地區專利等數據來自國家統計局和Wind 數據庫；地區研發經費投入、研發人員數等數據來自《中國科技統計年鑒》。

2.2 變量定義與測量

（1）被解釋變量：實質性創新（Innovation）。專利數是衡量地區創新產出的穩健指標［4，18］，其中，發明專利代表著高水平的創新成果。我國專利申請量逐年增長已成定勢，但單純的數量增加無法代表質量的提升，發明專利占比才更能夠體現地區創新質量的變化。故采用當年地區發明專利申請量占專利申請總量的比例作為地區實質性創新的代理變量。

（2）解釋變量：省級官員變更（Change）表征的政策不確定性。以官員在1～6 月變更記當年為變更年，在7～12 月變更記下一年為變更年［19］。另一種方法不區分月份，當年變更則記為變更年［3］，本文用此方法進行穩健性檢驗。

（3）中介變量：財政科技支出強度（STFinance）。以當年地區財政科技支出額占財政一般預算支出額的比例度量，可有效避免因時間推移和經濟增長造成的地區財政科技支出增加的趨勢干擾［20］。

（4）控制變量：選擇地區研究與試驗發展經費內部支出的對數（lnR＆D）代表研發資本流量①［1，21］；地區研發人員數的對數（lnPerson）代表人力資本流量［22］；人均GDP 的對數（lnPgdp）代表各地區的知識存量［23］；技術市場成交額的對數（lnMarket）代表外部市場環境；地區財政赤字率（Red）代表政府政策；失業率（Jobless）和高等院校總數的對數（lnSchool）代表地區民生和教育水平［24］。

主要變量的含義及測量見表1。

表1 主要變量定義

2.3 模型構建

本文模型設定包括以下兩部分，Hausman 檢驗結果表明固定效應更合適。

（1）政策不確定性對地區實質性創新的影響檢驗

以多元回歸分析為基礎構建本文實證模型：

其中，Schangeit與Mchangeit分別為省委書記變更與省長變更，Innovationit為實質性創新，Xit為控制變量，γyear為時間固定效應，γpro為省（區、市）固定效應，eit為隨機擾動項。

（2）基于財政科技支出強度的傳導路徑檢驗

傳導路徑檢驗分兩步：①以財政科技支出強度（STFinance）為被解釋變量，官員變更（Schange）為解釋變量，檢驗官員變更對財政科技支出強度的影響；②以實質性創新（Innovation）為被解釋變量，財政科技支出強度（STFinance）為解釋變量，考察財政科技支出強度對實質性創新的影響。具體模型設定如下：

若β1顯著為負，同時λ1顯著為正，則傳導路徑成立。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

表2 匯報了1991～2022 年共計32 年間我國31 個省（區、市）（考慮到數據可獲性，不包含港、澳、臺地區）主要官員變更的逐年統計情況。

表2 1991～2022 年省級官員變更分布統計

總體上看，我國省級官員的變更較為頻繁。其中，省委書記共計變更240 次；省長共計變更258次。如圖2 所示，省級官員變更數波峰分別位于1993、1998、2003、2008、2013、2017 和2021 年，且省委書記和省長變更頻率較為同步。這主要是因為1992～2022 年間每5 年召開一次黨代會，黨代會召開前后是政府官員變更的高峰期，造成了以上7 個年份官員變更比例較高。

圖2 省級官員變更統計圖

表3 匯報了變量的統計特征。實質性創新能力（Innovation）平均值為0.2617，即國內發明專利申請量占專利申請總量的26.17%，表明我國各省（區、市）的實質性創新能力總體偏低。其中，最小值為0，最大值為0.7341，表明不同省（區、市）的實質性創新能力差異較大。其他變量統計性描述見表3。

表3 變量描述性統計

3.2 回歸分析

（1）政策不確定性對地區實質性創新影響的檢驗

表4 前兩列是政策不確定性對地區實質性創新影響的回歸結果。列（1）中省委書記變更Schange回歸系數在10%的水平上顯著為負；省長變更Mchange回歸系數不顯著。說明不同類型的省級官員變更對地區實質性創新影響并不一致，省委書記比省長變更的影響更加顯著，支持了假設H2。進一步剔除省長變更的影響，單獨檢驗省委書記變更的顯著性，如列（2）回歸結果所示，Schange回歸系數同樣在10%的水平上顯著為負，與列（1）回歸結果一致，說明省委書記變更會對地區實質性創新產生抑制作用，證實了假設H1，即省委書記的變更會造成地區政策不確定性顯著增加，從而對當地實質性創新產生抑制作用。

表4 官員變更、財政科技支出強度和地區實質性創新

（2）基于財政科技支出強度的傳導路徑檢驗

表4 后兩列匯報了傳導路徑檢驗結果。路徑探尋第一步是檢驗省委書記變更對地區財政科技支出強度的影響效果。列（3）的被解釋變量為財政科技支出強度（STFinance），解釋變量為省委書記變更（Schange），從回歸結果可以看出，Schange回歸系數在10%的水平上顯著為負，即省委書記變更會造成地區財政科技支出強度下降，證實了假設H3（a）。路徑探尋第二步是檢驗財政科技支出強度對地區實質性創新的影響效果。列（4）的被解釋變量為地區實質性創新能力（Innovation），解釋變量為財政科技支出強度（STFinance），回歸結果顯示，STFinance回歸系數在5%的水平上顯著為正，即當地財政科技支出強度對地區實質性創新具有顯著的正向作用，證實了假設H3（b）。綜合表4 后兩列回歸結果，將路徑第一步中Schange的顯著回歸系數－0.0005 和路徑第二步中STFinance的顯著回歸系數1.4025 相乘，即可得顯著的中介效應－7.01×10－4，表明省委書記變更通過降低當地財政科技支出強度，從而降低了地區實質性創新，證實了假設H3。

3.3 官員背景的調節效應與異質性分析

（1）官員背景的調節效應檢驗

高階理論（Upper Echelons Theory）認為，諸如年齡、性別、學歷、工作經歷等因素會對高級管理者的決策行為產生顯著影響［25］。針對本文而言，地區實質性創新發展是省級主要官員面臨的新的重要課題，每個人對創新重要性的認識和推進創新發展的政策設計也會受到自身背景的影響，并最終影響本省（區、市）各類創新主體的創新行為。如高學歷省委書記在過往受到的教育中更多形成了對創新內涵和重要性的認識，會更加重視實質性創新發展并合理引導，避免過往大水漫灌式的創新補貼。因此，在政策不確定性影響地區實質性創新的同時，省委書記的個人背景亦會對企業創新產生調節作用。

借鑒李洪濤和石宇［26］、唐雪松等［27］的研究，選取省委書記的學歷、專業及企業工作經歷3 個背景因素作為調節變量：①學歷（Education）：省委書記就任前所取得的最高學位，博士記3，碩士記2，學士記1，其他記0；②專業（Major）：省委書記取得最高學位的專業背景，理工科記2，人文社科記1，其他記0；③企業工作經歷（Enterprise）：省委書記就任前是否曾經在企業工作過，有企業工作經歷記1，沒有記0。將調節變量與省委書記變更做交互項，分別得到Sch?Edu、Sch?Maj、Sch?Ent加入模型（3）。

表5 匯報了省委書記背景的調節效應檢驗結果。如列（1）所示，Schange系數在5%水平上顯著，Education系數不顯著，而交互項Sch?Edu系數在10%水平上顯著。由于Schange和Sch?Edu的系數皆為負，省委書記的學歷負向調節省委書記變更對地區實質性創新的抑制作用，即隨著省委書記學歷的增高，其變更對地區實質性創新的負向影響趨于加劇。如列（2）所示，Schange系數在5%水平上顯著，Major及交互項Sch?Maj的系數皆不顯著，說明省委書記的專業背景不具有調節作用。如列（3）所示，Schange系數在10%水平上顯著，Enterprise系數不顯著，而交互項Sch?Ent系數在1%水平上顯著。由于Schange系數為負，Sch?Ent系數為正，省委書記的企業工作經歷正向調節省委書記變更對地區實質性創新的抑制作用，即新任省委書記如果具有企業工作經歷，其變更對地區實質性創新的負向影響趨于減弱。

表5 省委書記背景的調節效應檢驗

綜上可知，省委書記的學歷加劇了其變更對地區實質性創新的負向影響，而企業工作經歷則減弱此影響。這可能是由于企業工作經歷比學校學習經歷能接觸到更加真實和具體的創新活動，有企業工作經歷的省委書記就任后，更加理解穩定的外部環境對企業等主體開展實質性創新活動的重要性，就更愿意降低政策不確定性帶來的影響，如通過微調政策、減少干預、穩定預期等支持地區實質性創新發展。“紙上得來終覺淺，絕知此事要躬行”，省級官員對創新活動的深入認識也來自實踐。

（2）不同區域的分組檢驗

由于我國各省（區、市）所處地理區域的差異，各地區經濟發展水平、市場化進程、政府行政能力等多方面存在較大差距。在科技創新領域，政府從上到下采取頂層設計、目標分解、逐層攤派的方式，結合官員晉升考核機制和各地方政府的財政支配權可以看出，政府主導或引導下的科技研發是我國當前創新領域主要的發展形式。前文實證結果亦可見，省委書記變更對地區實質性創新發展具有顯著負向影響，且路徑檢驗也表明，省委書記可能會以財政科技支出為政策手段干預地區科技創新發展。地區財政隨經濟發展水平提高而擁有更大支配空間，地方官員對地區科技創新的影響也越大。因此，我國東部省（區、市）官員變更對地區實質性創新的影響可能比中西部省（區、市）更加顯著，這也與“東部地區政策傳導機制比中西部地區更為完善，故地方官員造成的政策變化對企業投資等的影響更加顯著” 的研究結論相一致［28］。

本文按照國家統計局的區域劃分標準將我國31 個省（區、市）分為東部（11 個）和中西部（20個）兩組進行分組檢驗。表6 匯報了檢驗結果，其中，東部地區省長變更Mchange系數依舊不顯著，而省委書記變更Schange系數始終在5%的水平上顯著為負，與前文研究結論一致。中西部地區省委書記變更Schange和省長變更Mchange系數都不顯著。證實了上述假設。

表6 東部／中西部地區分組檢驗

（3）東、中西部不同時期的分組檢驗

我國政府對科技創新重要性的認識是逐步加深的，伴隨著重視程度的提升，政府規劃目標和官員考核體系中也不斷增加著科技創新指標。這其中，又以兩個“首次” 格外突出：2000 年我國“十五規劃” 首次納入了創新驅動發展指標，計劃目標是“到2005 年全社會研究與開發經費占國內生產總值的比例提高到1.5%以上”，這一目標有效地刺激了地方政府對科技創新的財政傾斜和政策引導；2014 年1 月新修訂的《黨政領導干部選拔任用工作條例》 首次在官員考核評價體系中加入了科技創新指標，要求“更加重視勞動就業、居民收入、科技創新、教育文化、社會保障、衛生健康等的考核，……，防止單純以經濟增長速度評定工作實績”，從官員晉升制度入手激勵地方官員對科技創新給予更多重視［29］。在政府不斷加強創新驅動發展戰略實施過程中，目標的達成需要逐層分解和下放。因此，政策的調整是發展方向和著力點改變的重要標志，以2000 年和2014年的兩個“首次” 為劃分依據，將1991～2022 年分為3 個時期：1991～1999 年，國家政策尚未凸顯科技創新的階段；2000～2013 年，國家政策開始凸顯科技創新的階段；2014～2022 年，國家政策配合官員選拔制度激勵科技創新的階段。這3 個時期對科技創新的重視程度逐步加強，具有明顯的遞進關系，官員變更對地區實質性創新的影響也可能顯示出逐漸加強的趨勢。

繼續在東部和中西部不同顯著性基礎上進行分時期檢驗。表7 匯報了分組檢驗結果，其中，東部地區Schange系數依次經歷不顯著、10%水平顯著和1%水平顯著的變化，表明東部地區省委書記變更對地區實質性創新的影響在逐步加強；而中西部地區Schange在3 個時期的系數均不顯著，表明中西部地區省委書記變更對地區實質性創新的影響并不顯著。證實了假設。

表7 東、中西部地區不同時期分組檢驗

3.4 穩健性檢驗

（1）改變官員變更統計方式

統一將官員變更的當年記為變更年［3］，以此變更數據作為新的解釋變量Schange?和Mchange?代入模型（3）進行檢驗。檢驗結果如表8 列（1）和（2）所示，Schange?系數在5%的水平上顯著為負，Mchange?系數依舊不顯著。與前文結論完全一致，結果穩健。

表8 穩健性檢驗

（2）更換一階滯后指標

我國專利統計分為申請量和授權量兩項，本文選擇國內專利授權量作為新指標替換被解釋變量進行穩健性檢驗。由于專利授權相較專利申請具有滯后期［1］，因此，需要對所有解釋變量和控制變量做一階滯后，新的被解釋變量用Innovation?表示。回歸結果如表8 列（3）和（4）所示，省委書記變更的系數分別在10%和5%的水平上顯著為負，省長變更的系數不顯著。與前文結論完全一致，結果穩健。

（3）內生性檢驗

以上更換實質性創新指標進行的穩健性檢驗中，對所有自變量進行了一階滯后，在一定程度上排除了內生性問題。為了進一步排除原指標變量可能存在的內生性問題，借鑒以往研究選擇工具變量法進行檢驗。選取官員任期Term作為官員變更的工具變量［30］，采用兩階段最小二乘法進行回歸分析。第一階段，將Schange對工具變量“省委書記任期Sterm” 進行回歸，得到Schange的估計值。第二階段，用Innovation對Schange的估計值進行回歸。結果如表9 所示，第一階段中工具變量Sterm系數在1%的水平上顯著，且F 統計量為14.66，大于10，顯著排除了弱工具變量問題；第二階段中Schange系數在1%水平顯著為負。與前述研究結論完全一致，結論穩健。

表9 內生性檢驗

4 結論與政策啟示

官員變更造成的政策不確定性對地區經濟社會發展具有顯著影響。本文以1991～2022 年共計32 年間我國31 個省（區、市）的面板數據為樣本，研究省級主要官員變更對地區實質性創新發展的影響，以及基于財政科技支出強度的傳導路徑探尋。研究發現：（1）省委書記變更對地區實質性創新發展具有顯著的負向影響，即省委書記的頻繁變動會抑制地區實質性創新發展；（2）省委書記變更影響地區實質性創新發展的可能傳導路徑為“省委書記變更→財政科技支出強度→地區實質性創新”，即省委書記變更導致地方財政科技支出強度下降，進而抑制地區實質性創新發展；（3）進一步研究發現，省委書記的學歷和企業工作經歷具有顯著調節作用，而專業背景的調節效應不顯著，其中，學歷背景加劇了其變更對地區實質性創新的負向影響，而企業工作經歷則減弱其變更帶來的影響程度。這意味著，高學歷省委書記在更替時，可能會給地區的創新活動帶來更大的不確定性和抑制作用；具有企業工作經歷的省委書記在上任后，可能更能理解企業的運作機制和市場需求，從而能夠更快地穩定市場預期，減少政策不確定性對企業創新活動的影響；（4）相比于中西部地區而言，東部地區的省委書記變更對地區實質性創新發展具有更加顯著的影響；且這種影響隨著政府對科技創新重視程度的加深而不斷強化。

本文結論拓展了新制度經濟學關于宏觀制度環境中的政策不確定性影響經濟社會發展的研究，同時啟示我們：（1）完善官員任期制度，穩定市場政策預期。盡可能落實5 年任期的制度規定，降低官員變動頻率，尤其高級官員，構建更可預測的施政周期，減輕政策實施的不連貫性和不確定性，幫助穩定市場創新主體對外部環境的預期，降低為適應政策環境變化而做出調整的成本；（2）鼓勵創新實踐調研，提升創新規律認識。“紙上得來終覺淺，絕知此事要躬行”，高級官員應深入社會各類創新主體調研，加深對創新活動特征和規律的了解，為創新主體提供靈活和有針對性的支持，構建以企業為主體的社會創新發展體系，形成更加活躍和具有韌性的創新生態系統；（3）創新科技評價指標，優化官員晉升體系。政府應著眼于建立更為科學、全面的評價體系，更好地引導官員在實踐中推動創新。以實質性創新為導向，建立準確、全面的評價指標，將其納入官員晉升考核體系，避免對創新“數量” 的過度追求，而應更關注創新“質量”，更好地推動地區經濟社會長遠發展。

注釋：

①《中國科技統計年鑒》 統計指標發生變更，其中，“各地區研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出” 數據統計始于1998 年，并延續至今；“各地區科技活動經費內部支出” 數據統計始于1991 年，止于2008 年。為保證研究時序長度和數據一致性，需將兩種統計口徑統一。由于兩種指標存在顯著相關性，本文以上述兩種指標在1998～2008 年共11 年的重合統計數據為樣本，分省（區、市）建立了31 個一元線性回歸模型，分別擬合各省（區、市）數據，結果顯示模型R2值均在0.98 以上，說明模型具有很好的擬合度。以此模型代入1991～1997 年各省（區、市）“科技活動經費內部支出” 數據計算得到統一口徑后的“研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出” 數據，因研發支出不可能為負，故對擬合結果中小于0 的個別樣本值賦值為0，最終得到完整的、口徑一致的“各地區研究與試驗發展（R＆D）經費內部支出” 數據。