刘亮亮

(南京财经大学财政与税务学院,江苏 南京 210023)

0 引言

在科技竞争日益激烈的今日，创新发展理念显得特别关键。虽然企业是创新的主体，但政府在创新上具有一定的引导和支持作用。然而，作为提高大部分公共服务供给水平、强化科技创新的主要执行主体的地方政府可能存在违背中央创新驱动战略贯彻的精神，即存在 “重生产、轻创新”的投资偏向[1]，不利于技术创新水平的提升。为了实现长远发展目标、提升技术创新水平，需要深入剖析中央与地方政府之间的财政关系对实现这一目标可能存在的障碍。从纵向来看，我国的财政关系处于一种不均衡状态。因此，分析财政纵向失衡对技术创新的影响具有重要意义。于井远等[2]发现财政纵向失衡对技术创新具有抑制作用，财政纵向失衡通过政府创新偏好进而影响技术创新。这一研究对于理解政府在技术创新中的作用及其对技术创新的影响具有重要的启示和借鉴意义，但仍有较大提升空间。第一，财政纵向失衡指标设计不完善，不能很好地反映财政支出分权与财政收入分权的不匹配程度，无法体现中国式财政分权改革的特征事实；第二，现有研究仅仅讨论了财政纵向失衡通过政府创新偏好进而影响技术创新，但更多影响机制 (如政府间转移支付)并未呈现；第三，现有研究尽管考虑了财政纵向失衡对技术创新的影响，但忽视了技术创新的空间效应，由此可能产生估计偏误。基于此，本文运用空间杜宾模型，探究财政纵向失衡对技术创新的影响及其影响机制。

本文的创新之处主要表现在以下三个方面：第一，根据财政纵向失衡的定义并借鉴相关研究，测度一种同时融入财政收支分权和财政收支缺口等核心要素的财政纵向失衡指标，更好地体现财政分权改革的实践；第二，不仅分析财政纵向失衡对技术创新的影响，还进一步分析财政纵向失衡通过 “为创新而竞争”和政府间转移支付影响技术创新；第三，考虑到技术创新可能存在空间溢出效应，运用空间杜宾模型分析财政纵向失衡对技术创新的影响及其作用机制。

1 理论分析

财政纵向失衡是分权体制国家的共生现象。在政治上，中国是一个集权制国家,经过几十年的权力下放后，地方政府享有充分的自主权，确立了政治集权与经济分权并存的财政分权体制。从分权角度来看，财政体制改革中支出分权和收入分权往往同时发生改变，但支出责任的下放并不总是与收入的下放同时进行，特别是1994年分税制改革以来，财权重心上移和事权重心下解造成地方政府事权与财权的不匹配，从而引致地方政府面临严重的财力缺口[3]。1994年的分税制财政体制改革实际上只是明确划分了收入，却未对政府间支出责任进行明确界定[4]。正因为政府间财政责任划分具有的模糊性和重叠性，中央政府往往偏向于将支出责任下放给地方政府，以至于财政收入集中的同时往往伴随着支出责任下放[5]。从政治集权角度来看，政治集权使得中央政府能够约束地方官员。中央政府依据地方经济增长率[6-7]或税收[8]来考核和选拔地方官员。这种以GDP为核心的政治晋升考核机制使得地方政府将有限的资源投入到能快速带来GDP增长的基建等领域，从而引致地方政府面临财力缺口。基于以上分析，地方政府自有收入与其承担的支出责任存在的财力缺口造成严重的财政纵向失衡问题。

技术创新投资具有投资周期长、见效慢、风险高的特点[9]。虽然技术创新有助于提高区域的长期竞争力，但短期内既不能转化为GDP，也不能产生立竿见影的效益。因此，为了弥补财政纵向失衡下的财力缺口，地方政府往往没有强有力的激励来促进技术创新水平的提升，相反有强烈动机去投资能够快速提升经济增长和增加税收收入的生产性项目，从而不利于提升技术创新水平。同时，考虑到在任职期间达成极大化自身利益的目的，具备 “政治人”[10-11]属性的地方官员倾向于选择能快速带来经济增长的项目，从而不利于技术创新水平的提升，这一现象表明财政纵向失衡不利于本地区技术创新水平的提升。

在现有的晋升激励和财政纵向失衡框架下，周边地区地方政府的财政策略受到本地区空间依赖性的影响，引致地方政府竞争进一步加剧，并且周边地区与本地区的发展呈现相互借鉴模仿、相互攀比的态势，从而导致周边地区技术创新水平的下降[12]。同时，由于技术创新存在明显的正外部性，周边地区地方政府可能具有 “搭便车”的热情，从而进行创新活动的积极主动性不够，抑制了本区域技术创新水平的提升，这一现象表明财政纵向失衡通过空间溢出效应负向影响周边地区技术创新。

2 实证设计

2.1 模型设定

本文的研究目的是运用空间计量模型探究财政纵向失衡对本地区与周边地区技术创新的影响。现有的空间面板模型主要有空间滞后模型 (SLM)、空间误差模型 (SEM)和空间杜宾模型 (SDM)。由于SDM实质上是一种兼具SEM和SLM特点的空间计量模型[13]，即同时包含因变量的空间滞后项和自变量的空间滞后项，因此，相比SLM和SEM，SDM能够更为全面地反映空间自相关性对回归结果的影响[14]。因此，本文借助SDM来探究财政纵向失衡与技术创新之间可能存在的空间相关性，以及财政纵向失衡对技术创新的影响。本文建立的空间面板模型如下：

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为常数项；ε为随机误差项；λ和μ表示时间和空间固定效应；INN为技术创新；VFI为财政纵向失衡；X为一系列控制变量；W为行标准化的空间距离权重矩阵；ρ、θ1、θk为空间相关系数，表示空间相关地区的经济变量对当地技术创新的影响；β1和βk为相应变量的回归系数，表示经济变量对当地技术创新的影响。

2.2 变量说明

因变量 (技术创新，INN)：专利申请由国家知识产权局进行认定，执行标准较强，是度量技术创新较为有效的指标[15]。因此，遵循吴延兵[16]的研究，本文用各地区专利授权数占各地区GDP的比重加以表示，这个指标在一定程度上能够反映地区技术创新能力。

自变量 (财政纵向失衡，VFI)：遵循Eyraud等[17]的研究，财政纵向失衡指标测量公式可表示为：

(2)

财政分权的非对称性程度越高，也就是说财政支出分权 (FDE)程度越高、财政收入分权 (FDR)程度越低，财政纵向失衡程度就越高。财政分权主要采用刘亮亮等[18]的方法进行测算，用人均地方预算内财政支出 (收入)占人均地方预算内财政支出 (收入)与人均中央预算内财政支出 (收入)之和的比重加以表示。财政自给缺口率 (LBD)用地方预算内财政支出与地方预算内财政收入之差占地方预算内财政支出的比重加以表示。

控制变量 (X)：本文选取的控制变量主要涉及两个方面，即区域技术创新环境和区域产业政策支持。一是区域技术创新环境，包括经济发展水平 (lnGDPPC)和市场化水平 (MARK)。经济发展水平用地区人均GDP的对数表示；市场化水平用国有固定资产投资占全社会固定资产投资的比重表示[19]，这是一个反向指标，该指标越大，表明市场化水平越低。二是区域产业政策支持，包括金融发展水平 (FIND)和产业结构 (IND)。金融发展水平用金融业增加值占地区GDP的比重表示；产业结构用第三产业增加值占第二产业增加值的比重表示。

2.3 数据来源

本文利用2001—2018年30个省、自治区和直辖市的数据进行实证分析，实证分析所用数据均来源于 《中国科技统计年鉴》 《中国财政年鉴》 《中国统计年鉴》以及国家数据库公布的年度数据。根据数据的可获取性和完整性，剔除西藏以及香港、澳门和台湾地区，各变量的描述性统计结果见表1。

表1 变量的描述性统计结果

2.4 技术创新空间相关性分析

技术创新的正外部性使得本地技术创新时常与周边地区产生互动关系，如技术创新带来的溢出效应可能降低周边地区进行创新活动的积极性。所以，技术创新在地区间可能存在空间溢出效应。因此，进一步分析技术创新的空间相关性就显得非常必要。由于技术创新的空间相关性明显与地区间的距离相关，当距离越近时，本地区受周边地区技术创新溢出效应的影响可能就越大。为此，本文构造了空间距离权重矩阵W，以各省市中心之间地理距离的倒数作为权重，并对其进行标准化，各省的中心经纬度坐标来源于国家基础地理信息系统。

为了检验技术创新的空间相关性，本文使用Moran’s I 统计量[20]进行判断。技术创新的Moran’s I统计指标值如表2所示，可以看出，2001—2018年每一年的I值均为正数，并均达到10%的显著水平，表明技术创新存在很明显的正向空间相关性。

表2 2001—2018年技术创新的Moran’s I统计指标值

3 实证结果

3.1 基准回归结果

实证估计结果如表3所示，从回归结果来看，财政纵向失衡的空间相关系数均在1%的显著性水平显著，表明省际技术创新具有高度显著的正向空间相关性，与上述Moran’s I统计量的检验结果保持一致。

未加入控制变量时，财政纵向失衡的系数不显著，说明一定程度上遗漏变量对实证结果产生干扰。逐步加入控制变量后，财政纵向失衡的系数显著并保持不变，说明此时遗漏变量不会对实证结果产生干扰。由于模型 (3)包含的变量全面，本文以此为基础进行实证分析与讨论。根据VFI的估计结果，财政纵向失衡的系数显著为负，表明财政纵向失衡与本地区技术创新呈现显著负向关系。根据W×VFI的估计结果，两者乘积的系数也显著为负，表明财政纵向失衡与周边地区技术创新也呈现负向关系。由此粗略判断，财政纵向失衡不仅与本地区技术创新呈现负向关系，同时也与周边地区技术创新呈现显著负向关系。为了充分揭示模型中各变量对技术创新的直接和间接影响，进一步对估计结果进行综合分析和效应分解就显得非常必要。

表3 空间杜宾模型回归估计结果

根据Elhorst[13]和LeSage等[14]的分析，本文在模型 (3)的基础上，对包含控制变量的回归结果进行分解，得出各解释变量的直接、间接和总效应的实证结果，相应的估计结果见表4。从总效应来看，财政纵向失衡的估计系数显著为负，表明财政纵向失衡抑制技术创新水平的上升。其原因可能是为了平衡财政纵向失衡下的财力缺口，由于创新投资具有投资周期长、见效慢、风险高的特点，地方政府往往有强烈动机去投资能够快速提升经济增长和增加税收收入的生产性项目，却没有提升技术创新水平的内在动机。同时，考虑到在任职期间达成极大化自身利益的目的，具备 “政治人”属性的地方官员倾向于选择能快速带来经济增长的项目，从而抑制了技术创新水平的提升。

从直接效应来看，财政纵向失衡的估计系数也是显著为负，说明财政纵向失衡的增加能够降低本地区技术创新水平。从间接效应来看，财政纵向失衡对技术创新具有显著的负空间溢出效应，对周边地区技术创新产生了负向作用。导致这一结果可能的原因是在同一评价机制下，不同地区的发展往往相互借鉴模仿、相互攀比。因此，财政纵向失衡程度的增加不仅抑制了本地区的技术创新，而且通过空间效应也抑制了相邻地区的技术创新。这一结论不仅佐证了上述关于区域间技术创新具有正向空间相关性的正确性，也进一步确定了采用空间面板模型进行实证分析和讨论的必要性和有效性。

表4 SDM模型直接、间接和总效应分解：基准回归结果

3.2 稳健性检验结果

为了增强基准回归结果的可信性，本文从多个方面进行稳健性检验。各解释变量的直接、间接和总效应的检验结果如表5所示。

表5 SDM模型直接、间接和总效应分解：稳健性检验结果

首先，考虑替换财政纵向失衡衡量指标的稳健性检验。遵循Jia等[21]的研究，本文用地方本级预算内财政支出减去财政收入占地方本级预算内财政支出的比重表示财政纵向失衡。根据表5中 (1)～ (3)的回归结果，不管是从总效应来看，还是从直接影响来看，或者是从间接作用来看，财政纵向失衡的回归系数仍然显著为负，控制变量的回归系数及其显著性也基本上与基准回归结果保持一致，证明基准回归结果是稳健的。其次，考虑替换技术创新衡量指标的稳健性检验。遵循吴延兵[16]的研究，本文用研发支出占GDP的比重衡量技术创新。根据表5中 (4)～ (6)的回归结果，不管是从总效应来看，还是从直接影响来看，或者是从间接作用来看，财政纵向失衡的回归系数仍然显著为负，控制变量的回归系数及其显著性也基本上与基准回归结果保持一致，证明基准回归结果是稳健的。最后，考虑不同空间权重矩阵的稳健性检验。基准回归分析中，以两个省份的中心距离来设置空间权重矩阵，但毗邻省份之间受彼此技术创新溢出效应的影响也可能相对明显。为此，本文构建空间邻接矩阵：倘若两个省份相邻，取值为1，反之则取值为0，并对其进行标准化。根据表5中 (7)～ (9)的回归结果，不管是从总效应来看，还是从直接影响来看，或者是从间接作用来看，财政纵向失衡不仅抑制本地区技术创新，还负向影响周边地区的技术创新，也证明基准回归结果是稳健的。通过三种不同的稳健性检验，结果均表明基准回归结果依然稳健。

3.3 机制分析结果

为了进一步剖析财政纵向失衡对技术创新的影响机制，本文从 “为创新而竞争”和政府间转移支付两个角度进行展开分析。遵循何凌云等[22]的研究，本文使用人均财政科技支出的对数衡量 “为创新而竞争”指标；用中央补助减去地方上解中央支出与总人口比值的对数衡量转移支付指标。各解释变量的直接、间接和总效应的检验结果如表6所示。

表6 SDM模型直接、间接和总效应分解：机制分析结果

首先，将 “为创新而竞争”纳入模型中，见表6中 (1)～ (3)的结果。从总效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和 “为创新而竞争”的交叉项系数分别显著为负和正，表明 “为创新而竞争”在一定程度上弱化了财政纵向失衡对技术创新的负向作用。究其原因可能是在创新驱动发展战略的背景下，技术创新也深受地方政府青睐，促使地方政府竞争的关键标尺转变为 “为创新而竞争”[23]。同时，从 “科学技术是第一生产力”到 “科教兴国”再到 “创新驱动发展”战略，均体现着中央政府对技术创新的高度重视。为了得到中央政府的高度认可和政治提拔机会，各辖区地方政府会全力响应中央政府关于落实创新战略的精神，竞相加大科技投入力度，由此便产生了 “为创新而竞争”[24]。在这一过程中，地方政府倾向于发展区域创新活动，引起技术创新水平的上升，因而 “为创新而竞争”弱化了财政纵向失衡对技术创新的负向作用。从直接效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和 “为创新而竞争”的交叉项估计系数也分别显著为负和正，说明 “为创新而竞争”弱化了财政纵向失衡对本地区技术创新的负向作用。从间接效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和 “为创新而竞争”的交叉项估计系数也分别显著为负和正，表明 “为创新而竞争”弱化了财政纵向失衡对相邻地区技术创新的负向作用。究其原因可能是政府科技投入具有正向空间相关性[25]，本地区 “为创新而竞争”在一定程度上增强了相邻地区地方政府进行创新活动的积极性，从而弱化了财政纵向失衡对相邻地区技术创新的负向影响。

其次，将政府间转移支付纳入模型中，结果见表6中 (4)～ (6)的结果。从总效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和政府间转移支付的交叉项系数均显著为负，表明政府间转移支付强化了财政纵向失衡对技术创新的负向作用。究其原因可能是为了弥补财政纵向失衡下的财力缺口，利用政府间转移支付和政府债务方式进行融资便成为政府的 “理性”选择。在这一过程中，为了实现地方财政收支的平衡，地方政府利用转移支付投资于资本回报率高、见效快的生产性领域，而相对忽视对创新的发展，从而不利于提升技术创新。此外，考虑到在任职期间达成极大化自身政治利益的目的，具有 “政治人”属性的地方政府官员热衷于利用转移支付发展资本回报率高、见效快的生产性领域，进而相对挤压对技术创新投资。可见，这一现象表明政府间转移支付强化财政纵向失衡对技术创新的负向影响。从直接效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和转移支付的交叉项估计系数也均显著为负，说明转移支付强化了财政纵向失衡对本地区技术创新的负向影响。从间接效应来看，财政纵向失衡与财政纵向失衡和转移支付的交叉项估计系数也均显著为负，表明转移支付强化了财政纵向失衡对相邻地区技术创新的负向影响。究其原因可能是现有的政治晋升激励体制下，不同地区的发展往往相互借鉴模仿、相互攀比，使得相邻地区的技术创新水平下降。

4 结论与政策建议

本文利用2001—2018年30个省市的面板数据，应用空间杜宾模型，实证讨论财政纵向失衡对技术创新的影响及其作用机制。研究结果如下：①财政纵向失衡不仅抑制本地区技术创新水平的提升，而且空间溢出效应负向作用于周边地区技术创新，相比于以往研究结果，这一结论更为全面、准确；② “为创新而竞争”正向调节财政纵向失衡对本地区及周边地区技术创新的负向影响；③转移支付负向调节财政纵向失衡对本地区及周边地区技术创新的负向影响。

基于实证结果，本文提出如下针对性建议：第一，降低财政纵向失衡，提升技术创新水平。中央和地方应建立一个中央适度分权和地方合理分权的平衡模式，使得财权与事权高度匹配，进而缩小地方政府收支不对称时的财政缺口以降低财政纵向失衡程度，从而达到提升技术创新的目的。同时，中央应重视技术创新的空间正相关效应，不断拓宽地方政府的财政收入来源渠道，平衡财政纵向失衡下的地方财政收支缺口，以适度降低财政纵向失衡，提升技术创新水平。第二，降低财政纵向失衡、规范政府竞争，提升技术创新水平。中央应不断优化地方政府官员考核和评价标准，改变传统的 “以GDP论英雄”的考核模式，将科技投入、区域创新等指标纳入考核范围内，从而引导各地方政府由 “为增长而竞争”向 “为创新而竞争”转变，促进创新发展，不断提升区域技术创新水平。第三，降低财政纵向失衡、完善转移支付制度，提升技术创新水平。中央应不断完善现有的政府间转移支付制度，纠正地方政府投资偏好，引导地方政府投资技术创新领域，更好地提升技术创新水平，以达到缓解甚至纠正财政纵向失衡对技术创新的抑制作用目的。