安 勇，原玉廷

（1.山西财经大学金融学院，山西 太原 030006；2.山西大学商务学院，山西 太原 030031）

1 引言

在“新常态”背景下，粗放型经济增长方式难以为继，创新驱动日益成为推动中国经济转型升级的核心动力。为此，中国加大了创新投入力度。2018年中国R&D经费投入总量达到了1.96万亿元，位居全球第二；R&D人员总量自2007年起一直稳居世界首位。然而，遗憾的是中国创新产出仍然较低，与R&D投入地位不相匹配。WIPO和美国康奈尔大学等机构发布的2018年全球创新指数报告显示，中国排名第17位，与瑞士、荷兰、瑞典等创新强国仍存在不小差距。因此，如何有效提升创新效率已成为中国实施创新驱动战略过程中亟需解决的难题之一。

现有研究已经表明，FDI[1]、金融抑制[2]、政府行为[3]、要素市场扭曲[4-5]是影响中国创新效率的重要因素。但是，学者们尚未充分注意到土地财政制度带来的创新效率损失问题。土地财政的形成主要归因于中国特有的经济分权与政治集权制度，其已经成为地方政府的“第二财政”。不可否认，土地财政在缓解地方财政压力、推动工业化和城市化进程[6]等方面作用显著。但是，随着地方政府对土地财政依赖度的逐步增大，其负面效应也逐步凸显，如造成公共支出结构扭曲[7]、推高房价[8]、滋生腐败[9-10]等，并最终会影响到创新效率的提升。文献检索发现，目前仅有少数研究涉及到相关内容，如鲁元平等从城市层面[11]、阎波等从省级层面[12]考察了土地财政对区域创新（专利数量）的影响。这些研究较为深入，但仍存在可改进之处：一是尚未从效率角度探究土地财政与区域创新活动之间的关系，且缺乏对作用机制的系统剖析与识别；二是忽略了区域创新效率存在的空间互动机制，模型估计结果存在偏误。

鉴于此，本文以区域创新效率为研究对象，以土地财政扭曲效应为切入点，系统剖析土地财政对区域创新效率的影响及其机制。本文的贡献在于：（1）在理论层面上，从企业创新资金投入挤占效应、企业家创业精神扭曲效应以及寻租激励效应3条路径剖析土地财政抑制区域创新效率的作用机制。（2）在技术层面上，基于超越对数随机前沿模型对区域创新效率进行测算，随后借助空间计量模型实证考察土地财政对区域创新效率的影响效果；进一步，通过对中间机制进行检验，尝试厘清土地财政抑制区域创新效率的传导路径。

2 理论分析

土地财政稳定了地方财政收入，对地方扩大招商引资、完善基础设施建设起到了重要作用，进而优化了创新环境。同时，借助土地财政，地方政府完全有能力以向企业直接投资、提供创新资助等方式介入企业创新。按照此逻辑土地财政有可能对区域创新活动产生挤入效应。然而，在政绩考核压力刺激下，地方政府普遍具有短视化行为，创新往往得不到政府青睐，同时政府干预经济也会扭曲市场机制的资源配置功能。由此，土地财政对区域创新效率具有挤出效应有其内在的必然逻辑。

第一，土地财政通过挤占企业创新资金投入抑制了区域创新效率提升。主要体现在：土地财政策略下，地方政府并非是土地出让收入的被动接受者，其会主动出击来寻求土地出让收入的最大化。在土地供应总量有限情形下，推高地价成为增加土地出让收入的有效方式[13]。同时，在地方债务融资中，土地是最重要的抵押资产，且地方政府最终还款还得依靠土地出让收入[14]。因此，地方政府有内在动力推高土地价格以提高抵押品价值及增强还款能力。当然，地方政府也完全有能力来提高地价，如采取土地限量供应，推进房地产投资等措施。作为住房成本的重要组成部分，地价上涨必然会推高房价并带动房地产市场的持续繁荣，这一方面提升了房地产投资的资金回报率水平，与具有高风险、高投入的创新过程形成了鲜明对比，另一方面也推高了企业用工成本，引致企业利润率水平下降[15]。在逐利天性驱使下，进军房地产业无疑成为诸多企业的理性选择。企业这一跨行业套利行为势必会对研发资本投入产生挤占效应[16]，从而使企业陷入“低技术锁定”状态[17]。另外，在中国存在金融抑制背景下，银行贷款是企业创新活动最主要的外部融资渠道。房价上涨会诱使银行将有限资金投入回报率较高、风险较低且回收期较短的房地产业，由此引发的贷款期限错配会挤占微观主体创新活动对长期资金的需求，这阻碍了创新活动的顺利开展[18-19]，并最终会造成区域创新效率的缺失。

第二，土地财政对企业家创业精神产生了扭曲效应，不利于创新效率提升。主要体现在：企业家创业精神蕴含着企业家的自信、冒险精神和成就需要等微观特质，是企业创新的基础和前提[20]。企业家创业精神通过知识溢出效应、竞争效应及示范效应对创新能力和创新效率产生了促进作用。首先，依据内生增长理论，知识溢出是推动技术进步的重要途径，而企业家创业行为能够提高“知识过滤”速率，进而促进了知识溢出[21]。其次，为了在市场中立足，企业家创业通常伴随着生产要素的重新组合以及生产方式的改进，从而为提升企业创新能力和效率提供了力量源泉。同时，为了不被新进企业淘汰，在位企业也会不断提高创新效率以保持竞争优势。另外，企业家创业精神还具有示范效应，这会促使潜在创业者向其学习先进的生产技术、管理经验并进而进行技术革新等，从而会增加区域的创新活动存量。然而，土地财政所造成的企业跨行业套利行为一方面会加剧创业主体的融资约束，另一方面也会导致其过于追求短期利益而丧失冒险精神，这严重制约了企业家的创业动力。加之土地财政激励下地方政府会显著降低诸如教育、医疗、社会保障等非经济性支出的比重[7]，相当于变相减少了创业主体的持久性收入，易于导致其失去对新知识、新技术的探索欲望，从而阻碍了企业家创业精神的充分发挥。

第三，土地财政具有寻租激励效应，造成了创新效率缺失。良好的制度环境有助于公平竞争秩序的形成和资源配置效率的改善，是推动创新效率提升的重要保障。然而，土地财政通过寻租激励效应对区域创新环境产生了破坏作用。中国地方政府对辖区土地享有完全的定价权和分配权，而在土地财政激励下地方政府实行了差别化的地价政策，加之土地监管缺失，企业有足够动机在土地要素上做文章，通过与政府建立联系以试图降低生产成本[5]，从而造成了巨大的土地寻租空间，越权批地、人情地、权钱交易等土地违法事件屡见不鲜。寻租活动一方面挤占了大量原本可用于研发的资金支出，导致创新资金短缺，另一方面也破坏了公平竞争机制，固化了企业粗放式发展模式，扼杀了企业创新积极性。此外，寻租活动还会减弱产权保护效果[22]以及扭曲政府创新补贴政策的激励效应[23]，进而不利于创新效率提升。

3 研究设计

3.1 区域创新效率测度模型设定

效率测度主要涉及两类方法，即随机前沿法（SFA）和数据包络法（DEA）。与DEA相比，SFA具有以下优势：一是SFA对非效率项和随机误差项进行了分离，测度结果更接近实际；二是SFA不易受极端值影响；三是SFA可对模型进行统计检验与推断。因此，本文采用SFA来测度区域创新效率。在生产函数选取方面，超越对数（Trans-Log）函数对产出弹性无特殊要求，其形式较柯布道格拉斯（C-D）函数更为灵活。因此，本文最终选取了超越对数随机前沿模型。具体模型设定如下：

式（1）中：RDit表示i省份t年的实际创新产出；f（·）表示具有完全效率时的前沿创新产出，用以表征最优生产技术；xit表示影响创新产出的变量集，包括劳动投入RDLit和资本投入RDKit；vit-μit为复合误差项，具体可分解为相互独立的两项，其中，随机误差项vit服从N（0，），技术非效率项μit服从N+（μ，），且μit=μiexp［-η（t-T）］，η表示时变参数。

创新效率可表示为实际创新产出与前沿创新产出之比，即：

RDEit取值范围为［0，1］，若RDEit=1则表示技术完全有效，RDEit＜1则表示技术无效。

3.2 空间计量模型设定

创新过程常伴随着要素的区际流动以及技术外溢等现象，这使得区域创新活动是相互联系的。此时，忽略空间因素会导致模型设定存在偏误。因此，本文将通过构建空间面板计量模型进行实证分析。空间面板计量模型包括空间面板滞后模型（SLPM）和空间面板误差模型（SEPM）两种基本形式，其模型表述如下：

式（3）—式（4）中：式（3）为SLPM模型，式（4）为SEPM模型；LF表示土地财政；X表示其他解释变量集，包括外资依存度（FDI），金融发展水平（FIN）、人力资本（HUM）、产业结构（SER）；ρ表示空间自回归系数，用来描述创新效率的空间相关性；λ表示空间误差系数，用来描述误差项的空间相关性；W表示空间权重矩阵，本文采用地理距离矩阵形式，即，d表示省份间的距离；μit、εit为随机干扰项。

3.3 变量选取及数据说明

（1）区域创新效率（RDE）：由SFA法测算得出，测算过程中所用变量说明如下。创新产出（RD）：现有研究大都从知识技术角度进行测度，而专利是重要的衡量指标[4]。鉴于发明专利的原创性最高，最能体现省份创新能力，这里采用发明专利授权量衡量创新产出。创新投入：包括创新劳动投入（RDL）和资本投入（RDK）。其中，劳动投入采用R&D人员全时当量衡量；资本投入采用永续盘存法测算的R&D资本存量衡量。

（2）土地财政依赖度（LF）：土地财政收入包括土地出让收入、土地相关税费收入以及土地融资收入等。鉴于土地融资数据不易获取[24]，而土地出让收入占有很大比重，且地方政府对其享有较大的自由支配权。因此，本文以土地出让收入近似替代土地财政收入，并参照邵朝对等的做法[25]，采用各省份土地出让收入占GDP比重衡量土地财政依赖度。

（3）其他解释变量。外资依存度（FDI），采用各省份外商直接投资额占GDP比重衡量；金融发展水平（FIN），采用各省份金融业增加值占GDP比重衡量；人力资本水平（HUM），参照李政等的做法[3]，采用各省份大专以上学历人口占比衡量；产业结构（IND），采用各省份第三产业增加值占GDP比重衡量。

本文以中国大陆30个地区（由于西藏数据大量缺失，暂不考虑）为研究对象，样本区间设定为2003—2016年，所用数据来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》及《中国国土资源统计年鉴》。

4 区域创新效率测度结果分析

本文采用极大似然估计法（MLE）对各省份的创新效率进行了测度（表1）。可以看出，无论是C-D模型还是Trans-Log模型，方差参数γ均显著为正且似然比（LR）统计值亦通过了显著性检验，表明中国区域创新确实存在技术无效率。因此，采用SFA法来对区域创新效率进行测度是可行的。进一步，通过测算得到广义似然统计量λ= -2ln［L（H0）/L（H1）］的值为23.183，通过了1%显著性水平的检验，故应选取Trans-Log模型。

图1描绘了2003—2016年全国及东、中、西部地区创新效率的演化进程。从全国层面来看，创新效率呈现逐年上升态势，但整体水平仍然较低，考察期年度均值仅为0.36。从区域层面来看，考察期内各区域创新效率均呈现上升趋势，但区域不平衡特征明显，呈现出东西中部依次递减的特点。具体而言，东部地区创新效率具有绝对优势，其历年均值较西部和中部分别高出11.64%和33.31%；西部地区创新效率略高于全国平均水平；而中部地区创新效率低于全国平均水平高达14.76%，更为严重的是，中部地区追赶西部与东部地区的动力不足，2013年以来差距被进一步拉大。创新效率存在空间异质性的可能原因在于，东部地区地域优势明显，创新环境优越，创新要素“虹吸效应”显著，最终引致较高的创新效率。从中部地区来看，考察期内R&D人员全时当量与R&D经费内部支出均值分别为西部地区的2.07倍、1.90倍，但发明专利授权量仅为1.81倍，粗放化创新模式导致其创新效率低于西部地区。

表1 SFA模型估计结果Tab.1 The estimation results of SFA model

图1 中国创新效率演化特征Fig.1 Evolution of innovation ef ficiency in China

5 实证结果与分析

5.1 空间相关性检验

在进行空间计量分析之前，本文利用Moran’s I指数检验区域创新效率是否存在空间关联性，计算公式如下：

式（5）中：Yi表示省份i的创新效率；和S2表示区域创新效率的样本均值与样本方差。

由表2可以看出，2003—2016年间区域创新效率的Moran’s I检验值均显著为正，表明区域创新效率存在正向空间溢出效应。因此，构建空间计量模型是合理的。

5.2 总体样本分析

首先，参照ELHORST的做法[26]，通过比较SLPM模型和SEPM模型的拉格朗日乘数（LM）及其稳健形式（Robust LM）统计值的显著性及数值大小对模型形式进行识别。由LM检验和Robust LM检验结果可知，SLPM模型和SEPM模型的检验值分别为（45.886，36.858）和（21.141，12.112），且均在1%水平上显著，但是SLPM模型的LM值和Robust LM值均大于SEPM模型。而且，SLPM估计的拟合优度（0.885）明显高于SEPM（0.006）。因此，本文最终选择SLPM模型进行实证分析。

表3中模型1列出了采用MLE方法进行估计的结果。空间自回归系数显著为正，表明各省创新效率之间存在空间集聚性。由模型1可以看出，土地财政依赖度的回归系数在5%水平上显著为正，表明土地财政抑制了区域创新效率的提升。具体而言，土地财政依赖度每增加1个单位，区域创新效率将减损0.034。其他解释变量方面，外资依存度对区域创新效率具有促进作用，究其原因其不仅能够拓宽企业创新资金来源，同时也能够通过技术外溢效应和示范效应快速提升国内企业的技术水平和科技成果转化能力。金融发展有利于区域创新效率提升，金融发展不仅能为企业提供更为充足的创新资金，同时多层次金融体系的完善也提高了创新资金的使用效率，从而保障了整条创新链的流畅运行，有利于区域创新效率的提升。人力资本对区域创新效率具有正向影响，高素质人力资源能够提升团队协作能力，以及创新知识获取、转化能力，进而对创新效率产生了积极影响。第三产业比重对区域创新效率具有负向影响，这可能与三次产业结构不尽合理有关。当前，第二产业产能过剩以及第三产业高端生产性服务业供给不足问题严重，无法为提升区域创新效率提供有力支撑。

表3 基准回归结果Tab.3 The estimation results of benchmark model

5.3 分样本分析

为了考察土地财政影响区域创新效率的空间差异，本文进一步从东、中、西部3个地区进行了分析。结果如表3中模型2—模型4所示。可以看出，土地财政对东部地区创新效率的抑制作用最大，西部次之，而对中部的作用效果不明显。这种空间差异性可能是由市场机制引发的，相比中西部地区，东部地区的人口集聚特征更为明显，土地资源相应也更为稀缺。依据供求规律，稀缺资源的边际效应强于非稀缺资源，故土地财政对东部地区创新效率的抑制作用最大。同时，相比西部地区，外资依存度、产业结构等对中部地区创新效率的影响更大，进而弱化了土地财政的作用效果。

6 土地财政影响区域创新效率的机制分析

理论分析表明，土地财政可能通过挤占企业创新资金投入、扭曲企业家创业精神以及引发寻租行为等路径影响到区域创新效率，参照吕越等[27]、徐彦坤和祁毓[28]的做法，本文通过两个步骤进一步对上述路径进行验证：首先，检验土地财政对各路径变量的影响；其次，引入土地财政与各路径变量的交互项，验证土地财政是否会通过路径变量影响到区域创新效率，模型构建如下：

式（6）—式（7）中：CHANNEL包括3个变量：企业R&D经费支出（RDI），采用各省份R&D经费内部支出中的企业资金对数值衡量，同时为减弱异方差影响，对变量进行了对数化处理；寻租激励（CRI），参照戴魁早的做法[29]，采用各省份每十万名公职人员犯罪立案数衡量；企业家创业精神（ENT），参照LI等[30]的做法，采用各省份个体户和私营企业数量占总人口比重衡量。LF·CHANNEL表示土地财政依赖度与路径变量的交互项；其他变量同上文。所用数据来源于《中国统计年鉴》《中国检查年鉴》及检察院公报。

表4中模型5—模型6给出了机制1（企业创新资金投入挤占效应）的检验结果。由模型5可知，土地财政的系数显著为负，表明土地财政挤占了企业创新资金投入。由模型6可知，企业R&D经费支出的系数显著为正，表明创新资本投入增加能够促进创新效率提升。同时，由于表征企业R&D经费支出对创新效率的边际效应的系数β2显著为负，表明土地财政弱化了企业创新资金投入对创新效率的促进作用。由此，企业创新资金投入是土地财政影响区域创新效率的重要机制。

模型7—模型8给出了机制2（寻租激励效应）的检验结果。可以看出，土地财政引发了寻租行为，寻租行为抑制了区域创新效率，且土地财政强化了寻租行为的负向作用效果。由此，寻租激励是土地财政影响区域创新效率的重要机制。

模型9—模型10给出了机制3（企业家创业精神扭曲效应）的检验结果。可以看出，土地财政挤出了企业家创业精神，企业家创业精神能够显著提升区域创新效率，且土地财政弱化了企业家创业精神的正向作用效果。由此，企业家创业精神是土地财政影响区域创新效率的重要机制。

另外，考虑到模型可能存在由反向因果关系引发的内生性问题，本文通过将解释变量的一阶滞后项替换原变量进行了重新估计，所得结论与前述一致，具有较好的稳健性。

表4 影响机制检验结果Tab.4 The results of mechanism test

7 研究结论与启示

本文首先对土地财政影响区域创新效率的机制进行了理论分析，随后基于超越对数SFA模型对区域创新效率进行了测度。在此基础上，通过构建空间计量模型实证考察了土地财政对区域创新效率的影响效应。主要研究结论如下：中国区域创新效率整体呈现上升态势，但地域分异明显，呈现东西中部依次递减的特征；中国区域创新效率具有典型的空间集聚特征；整体而言，土地财政抑制了区域创新效率的提升，但作用效果存在空间差异，东部地区土地财政对创新效率的负向影响最大，西部次之，而中部地区的影响不显著；进一步，机制检验结果发现，土地财政对区域创新效率的抑制作用是通过挤占企业创新资金投入、扭曲企业家创业精神以及引发权利寻租等路径实现的。

基于研究结论，本文得到以下启示：（1）调整现有财政分配模式，缓解地方财政压力。一是应完善转移支付制度，尝试按照地方经济发展水平、财政状况等客观标准确定转移支付规模，实现转移支付均等化。二是构建以房产税、物业税、环境税等为主的地方税体系，稳定政府财政收入。三是中央应考虑将部分事权适当上移，改变地方政府财权事权不对等局面。（2）改革政绩考核机制，校正地方政府短视化行为。应建立合理的多维考核体系，弱化经济规模比重，融入创新能力指标，切实切断土地利益链。（3）完善土地管理体制，营造良好的创新环境。一是将竞争机制引入土地交易市场，打破地方政府在土地征用与供应中的绝对垄断权，提升土地资源配置效率；二是将土地出让收入纳入预算体系，规范其支出结构；三是完善土地监管机制，加大土地违法查处力度。应加快推进闲置土地清理处置，盘活闲置土地用于创业创新。坚决打击土地贪污、腐败等违法行为，压缩土地寻租空间，营造良好的创新生态环境。