財政分權促進技術創新嗎？

吳延兵

摘要：中央向地方的財政與行政分權賦予地方官員轄區經濟自主權，但地方官員的經濟行政權力并未受到制度的有力約束，從而形成具有中國特色的財政分權體制。中國式財政分權在激勵地方官員發展轄區經濟的同時，也引發地方官員短視行為、政府主導型經濟、偏向性招商引資政策和政企合謀等問題，進而削弱各類市場主體的技術創新激勵。基于中國改革開放以來的省級面板數據，實證研究發現，財政分權顯著負向影響專利強度和研發強度。考慮測量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實證結果保持穩健。完善官員監管體系、減少政府經濟干預，方能進一步釋放財政分權體制的經濟增長潛力。

關鍵詞：財政分權;技術創新;官員激勵;經濟干預;專利;研發

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2019（03）-0013-13

一、問題的提出

科學技術是第一生產力。改革開放之初，中國就明確提出，科學技術是推動現代生產力發展的決定性力量。1995年，中國實施“科教興國”戰略，把科教發展作為建設現代化強國的先導。2006年，《國家中長期科學和技術發展規劃綱要》確立創新型國家建設目標。2012年十八大提出“創新驅動發展戰略”，強調“科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐，必須擺在國家發展全局的核心位置”。2017年十九大指出“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”。中央政府再三重申，增強創新驅動發展動力，轉變經濟發展方式，是關系中國發展全局的戰略抉擇。

在中央政府持續推動下，中國技術創新取得長足進展。研究與試驗發展經費支出（R&D）與國內生產總值（GDP）之比，由1995年的0.57%增長到2016年的2.11%①。國內專利申請授權數量由1986年的2671件增長到2016年的1628881件，年均增長率達32.92%②。盡管如此，中國經濟仍未擺脫粗放式增長路徑。中國煤炭、石油、電力消耗量占世界的比重，一直高于中國GDP占世界的比重。以2014年為例，中國GDP占比9.1%，中國煤炭、石油、電力消耗量占比則高達49.8%、12.4%和24.3%③。中國GDP總量自2010年起已名列世界第二，但創新水平與經濟大國的地位極不相稱：在全球綜合創新指數排名中，2010年中國位居第43位，2013年第35位，2014和2015年第29位，2016年第25位，2017年第22位④。盡管中國整體創新水平呈上升趨勢，但與世界科技前沿仍有巨大差距，關鍵、核心技術受制于人。近年來中國經濟增長率持續下滑，資源投入型增長動力不斷衰減，粗放型增長模式已難以為繼。中國亟需通過技術創新實現經濟增長方式轉型。

如何促進技術創新？目前文獻多聚焦于分析技術創新的市場影響因素，鮮有文獻從制度層面和官員激勵視角，探析中國技術創新能力不足的深層原因。本文以中國式財政分權制度為切入點，尋根究底，嘗試揭示該制度影響技術創新的機理機制。通常認為，改革開放以來，中央向地方政府下放財政權與行政權，地方政府間形成類似聯邦制的地區分權結構，進而引發地區間標尺競爭，促進全國經濟增長[1-2]。文獻綜述亦表明，財政分權是中國高速經濟增長的重要推手[3]。不過，近來不少學者注意到中國財政分權體制的負面激勵：地方政府在追求財稅收入和經濟增長的同時，忽視教育、醫療等社會性公共品供給[4-5]。

最近有文獻關注到中國財政分權體制下地方政府的科技支出行為。周克清等利用1997—2009年省級數據、周彬等利用2007—2012年省級數據，發現財政分權顯著促進政府科技支出[6-7]。潘鎮等運用1994—2006年省級數據，發現財政分權增進政府科技支出，但地區間競爭削弱財政分權的科技促進作用[8]。白俊紅等基于2001—2013年省級數據，發現財政收入分權抑制政府科技支出，財政支出分權卻產生積極效應[9]。顧元媛等基于1997—2010年省級數據，發現財政分權顯著降低地方政府的企業研發補貼[10]。張梁梁等運用2003—2013年地級市數據，發現財政分權負面影響政府科技支出[11]。大體而言，財政分權對政府科技支出的影響效果可分為兩類：促進效應和抑制效應。研究結論莫衷一是，由此而生的政策涵義也大相徑庭。

以上文獻有助于人們認識財政分權的創新效應，但它們的不足之處也不容忽視。首先，現有文獻重點分析財政分權與地方政府科技支出之間的關系，鮮有文獻分析財政分權與廣義技術創新之間的關系。政府科技支出只是技術創新的一個方面，廣義上的技術創新則涵蓋各類市場主體的創新投入與創新產出行為。探討財政分權對專利數量和研發投入的影響，能夠更全面地捕捉財政分權的創新效應。其次，現有文獻沒有充分考慮財政分權變量的內生性問題。考察財政分權對整體技術創新而非地方政府科技支出的影響，有助于緩解財政分權變量在模型中的反向因果難題，因為相對于各類市場主體的創新行為而言，自上而下的財政分權制度更具外生性。而且，我們以市場分割指數作為財政分權的工具變量，有望進一步克服因遺漏變量而造成的財政分權內生性問題。最后，更為重要的是，既有文獻未深入分析財政分權影響技術創新的內在邏輯。中國財政分權建立在垂直集中官員治理模式之上，這種具有中國特色的財政分權制度可簡稱為“中國式財政分權”。中國式財政分權如何影響地方官員激勵，進而影響市場主體的創新行為？目前尚缺乏這方面機制的清晰闡釋。

一般意義上，財政分權能夠加劇地方政府競爭，促進生產要素跨區域優化配置，因而有利于激發技術創新。不過，中國式財政分權卻可能造成技術創新供給不足。與通常的生產性投資相比，技術創新具有特殊屬性：投資周期長、見效慢、溢出效應大。地方官員為最大化任職期間的經濟政治利益，有激勵利用轄區財政和行政自主權，側重見效快、易彰顯政績的短平快項目，漠視見效慢、難彰顯政績的創新項目。中央政府主要依賴自上而下垂直機制監督地方官員，但由于中央地方間信息不對稱、監管成本高昂，中央政府難以有效扼制地方官員的短視近利行為。地方官員的短視近利行為借由政府所掌控的資源與政策等強有力“有形之手”，能夠削弱各類市場主體的技術創新激勵，最終造成中國總體技術創新能力薄弱、增長模式轉型困難。本文在細致考察中國財政分權制度背景的基礎上，提出中國式財政分權抑制技術創新的理論假說，然后利用改革開放以來的省級面板數據進行實證檢驗。多種穩健性檢驗結果均支持理論假說。

與以往研究相比，本文貢獻主要體現在：第一，闡明中國式財政分權影響技術創新的機理;第二，從創新投入和創新產出角度全面考察財政分權的創新效應;第三，識別財政分權與技術創新之間的因果關系。后文第二節提出理論假說，第三節設定計量模型、介紹數據，第四節報告實證檢驗結果，第五節為結論與政策建議。

二、理論分析與假說

傳統財政聯邦理論認為，中央向地方財政分權，有利于提高地方公共物品供給效率。現代財政聯邦理論在此基礎上擴展研究范疇，將傳統分權思想應用于地方政府激勵和經濟增長[12]。其基本思想是：在財政分權體制下，地方政府為擴大稅基而相互競爭，轄區間競爭促使政府放松管制、推進市場化進程，形成所謂“市場維護型聯邦制”。針對中國改革開放以來的經濟轉型與增長，Montinola等[1-2]提出“中國式聯邦制”——中國的中央-地方政府間組織結構，類似西方國家的聯邦制分權結構，符合“市場維護型聯邦制”的基本特征，中國因此實現強勁經濟增長。

然而，“市場維護型聯邦制”遺漏了財政分權賴以發揮作用的政治制度基礎。Rodden等認識到，該理論屏蔽掉政治制度背景，沒有考慮實際政治過程[13]。楊其靜等認為，該理論缺失政治微觀基礎，忽視有效分權的必要條件，忽略分權的負面效應[14]。Bardhan指出，發展中國家和轉型國家往往缺少有效分權的條件，如人口自由流動、官僚受到居民約束等[15]。Cai等針對“中國式聯邦制”提出如下質疑：它強調中央向地方分權必須保持高度穩定性，事實上中央可以隨時收回下放的行政和經濟權力;它強調分權和競爭能夠硬化地方政府預算約束，事實上地方政府經常為虧損和負債的國有企業背書[16]。中國財政分權的負面影響也被實證文獻觀察到，例如地方政府偏向基本建設等生產性支出，忽視教育、醫療、社會保障、城市公用設施等公共品供給[17-18]。

中國財政分權對技術創新有何影響？理論上，財政分權引發地區標尺競賽，推動地方試驗，有利于技術創新。不過，如前所述，財政分權并非單獨發揮作用，它嵌入到特定政治制度之中。中國并非真正意義上的聯邦制國家，中國財政分權建立于中央垂直集中官員治理模式之上[4-5]。這種具有中國特色的財政分權體制可簡稱為“中國式財政分權”。在財政分權下，為最大化任期內經濟政治利益，地方官員有激勵利用轄區決策自主權，側重任期內短期經濟績效，忽視任期外長期經濟績效;在自上而下垂直集中官員治理模式下，由于中央地方間信息不對稱，中央政府難以有效遏制地方官員的短視近利行為。教育、醫療等社會性公共品，短期內無法彰顯官員政績、無法兌現為經濟增長，因而就不為地方官員所重視。與之類似，技術創新也具有投資周期長、見效慢、短期內難以彰顯官員政績的特性，應同樣不為地方官員所重視。不同的是，教育、醫療等公共品主要由政府供給，而技術創新不局限于政府供給，企業等市場微觀主體是技術創新的主力;于是，地方官員雖然可以直接影響政府財政支出傾向，但難以直接影響各類市場主體的投資行為。地方官員主要借助政府所掌控的資源和政策等強有力政府“有形之手”，間接影響各類市場主體的行為。因此，中國式財政分權影響技術創新的機制與其影響社會性公共品供給的機制并不完全相同。具體來說，中國式財政分權造成地方官員短視行為、政府主導型經濟、偏向性競爭政策和政企合謀等不利于技術創新的環境氛圍，進而弱化市場微觀主體的技術創新激勵。

在中國式財政分權下，地方官員行為短視化，抑制財政資源向創新領域配置。垂直集中官員治理模式使得地方官員主要受到垂直方向的監督和制約，其所受的水平方向（居民、企業、新聞媒體等）的監督和制約非常有限。垂直監督面臨著如下監管難題：中央地方間信息不對稱，官僚層級過長造成信息傳輸損耗和失真，上級對直接下級缺乏足夠的監管激勵（可能形成共謀）。在垂直監督成本高昂、監管效果有限的情況下，地方官員則可利用轄區財政和行政自主權，制定于己有利的財政政策，側重任期之內的短期利益。此外，地方政府職責具有多維度、多任務、不易量化的特性[19]，中央政府幾乎不可能找到一個統一的、具有充分信息量的指標來綜合評價地方官員的政績。事實上，由于有效信息缺乏且信息成本高昂，中央政府通常依據易觀測、易度量的GDP指標考核地方官員，并將GDP增長與官員任免緊密掛鉤[20]，這促使地方官員更加側重那些快速帶來GDP增長的投資項目。技術創新具有投資周期長、見效慢、風險高的特性，它雖有助于提升地區長期競爭力，但短期內不能轉化為GDP、不能產生即期利益，因而也就不為地方官員所看重。地方官員急功近利式投資行為的直接結果，是政府財政資源更多被配置于生產性領域、較少被配置于科技創新領域。統計數據表明，2007—2016年期間，地方政府生產性支出占地方政府財政總支出的22.7%，科技支出占比只有2.2%根據各年《中國統計年鑒》數據計算。生產性支出由五項加總而成：農林水支出，交通運輸支出，資源勘探信息等支出，商業服務業等支出，金融支出。。財政性科技支出占比過低，無法形成有力的市場創新帶動效應，不利于營造鼓勵技術創新的社會文化氛圍，整體上抑制技術創新步伐。

在中國式財政分權下，地方政府主導、干預地方經濟，削弱市場微觀主體的創新積極性。中央向地方的行政與財政分權，使得地方政府在地方經濟建設中擁有強大的資源動員能力，在市場資源配置中處于主導地位、擁有實際權威，形成事實上的地方政府主導型經濟模式。具體表現在如下方面。第一，地方政府控制著財政、土地、礦藏、融資平臺等巨量經濟資源，擁有項目審批、經營許可證發放、土地資源使用、投資限制等諸多經濟行政權力。第二，地方政府能夠借助產業政策影響市場投資行為。產業政策的制定和實施，通常伴隨著稅收優惠、財政補貼等政策支持，地方政府借此能夠引導市場主體投資于政府中意的領域和行業。第三，地方政府可以直接干預地方國有企業的投資決策。在水平監督機制缺乏的情況下，地方政府及官員干預市場運行的權力很難受到有力掣肘，于是，中國式財政分權下所形成的地方官員短視行為，不僅直接影響地方政府自身的財政支出傾向，而且能夠借助強有力政府“有形之手”，影響諸多市場參與者的投資傾向。地方官員動用財稅資源、運用政策優惠手段，追求規模擴張，而非追求穩步增長，造成各類市場主體的急功近利投資行為，嚴重削弱企業從事技術創新的積極性和主動性。此外，政府主導型經濟經常采用行政壁壘、市場管制等手段干預市場運行，加大了微觀主體的生產成本和市場交易成本，既不利于新企業設立，也不利于既有企業開展創新項目。現實中可觀察到，政府主導型經濟往往造成一哄而上、高度同質化的行業發展態勢，導致一些產業短期內就陷入重復建設甚至全行業虧損困境之中。光伏行業短短數年內一躍成為某些地區的支柱產業，最后卻行業產能過剩、企業負債累累，背后就是地方政府主導產業發展的結果。

在中國式財政分權下，地方政府偏向性招商引資政策，阻礙創新要素的優化配置。財政分權引發地方政府為爭奪財稅資源而展開激烈的招商引資競爭。招商引資競爭有助于促成快速經濟增長，但在官員行為短視近利、勞動力自由流動受阻的條件下，其未必有利于技術創新和長期經濟增長。首先，在招商引資過程中，地方官員為追求即期利益和政績，偏重短期內易產生收益、易彰顯政績的短平快項目，相對忽視短期內難產生收益、難彰顯政績的創新性項目。短平快投資能快速增加本地稅基、能取得“立竿見影”式經濟增長效果，引進該類投資就成為地方政府招商引資工作的重中之重。當有限的資源、政策集中于短平快引資項目時，新興企業、科技企業就得不到有力扶持，創新要素的區域間流動就受到阻塞，創新資源的配置效率就會降低。其次，在激烈的招商引資競爭中，資源稟賦條件較差、經濟基礎較薄的地區往往缺乏競爭優勢，這些地區的地方政府可能放棄參與競爭，甚至轉變為純粹的“掠奪者”，因為它們已經注定是競爭的失敗者。此類地方政府，若無積極性參與地區競爭，遑論有積極性推進技術創新，結果是區域經濟發展不平衡問題日益凸顯。最后，招商引資競爭使得資本跨地區流動暢通，戶籍制度則使得勞動力跨地區流動受阻，從而一定程度上造成資源錯配和誤置。在中國現行體制下，居民所能享受到的教育和醫療等公共服務與戶籍捆綁在一起，導致居民遷移成本高昂，導致“用腳投票”機制未能充分發揮優化資源配置的作用。戶籍限制及由此而生的勞動力市場發育滯后，造成各類人才資本未能和物質資本充分匹配，從而降低人力資本的研發效率、延緩新產品和新工藝的研發進程。

在中國式財政分權下，地方政府與企業合謀，阻滯市場進入和創新投資。中國式財政分權創設出地方官員向企業設租尋租的有利條件：地方官員擁有轄區項目審批等經濟自主權，而這些經濟與行政權力并未受到制度的有力約束。企業為獲取政治經濟資源，也千方百計與政府官員建立政治關聯。政企合謀擾亂市場秩序，損害市場競爭，削弱企業采納、投資新技術的積極性。首先，政企合謀刺激企業采用低成本粗放生產方式。地方政府既可能監督當地企業，促使企業采取重視安全、保護環境、節約資源的集約生產方式，也可能與當地企業合謀，縱容企業采取忽視安全、破壞環境、損耗資源的粗放生產方式。由于中央政府很難觀察到地方經濟發展的真實成本，地方官員傾向選擇于己有利的、經濟效果立竿見影的粗放生產方式，而不予考慮該生產方式的社會成本[21]。在地方政府庇護下，政治關聯企業為賺取更多利潤，也有積極性采取低成本、不安全、不環保的粗放生產方式。其次，政企合謀造成行政壟斷，惡化競爭環境。政治關聯企業能夠獲得額外經濟資源，能夠獲取受政府保護的市場壟斷力量，從而有效阻止潛在競爭者進入市場。這不僅抑制政治關聯企業投資新技術的積極性，也挫傷非政治關聯企業從事技術創新的積極性。最后，政企合謀破壞法律效力，加大行政環境不確定性。在良好的法律保障、公平的行政環境下，投資者技術創新的能動性較大，創新項目的外部掣肘較少，創新投入、創新成果相應較多[22]。政企合謀往往伴隨著權錢交易、行賄受賄等黑箱操作，破壞法律效力和執法效果，導致企業無法產生穩定的市場預期，使得企業喪失持續創新動力。

綜上，中國式財政分權引發地方官員短視行為、政府主導型經濟、有偏招商引資政策、政企合謀等問題，進而削弱市場主體的技術創新激勵、阻礙技術創新步伐。由此，本文提出如下待實證檢驗的理論假說：中國式財政分權抑制技術創新。[WTBX]

三、計量模型與數據

（一）模型設定

本文采用1978年以來中國內陸31個省（自治區、直轄市）海南省設立于1988年，重慶直轄市設立于1997年。面板數據，檢驗中國式財政分權對技術創新的影響。基準計量模型設定如下：

其中，i代表省份，t代表年份。INN表示技術創新，FD表示財政分權度;ui為省份固定效應，用來刻畫不隨時間變化的省份特征，如地理位置、資源稟賦等;ut為年份固定效應，用來刻畫不隨省份變化的時間特征，如全國性的宏觀因素、經濟政策等;X為控制變量向量;ε為隨機誤差項。根據理論假說，我們預期財政分權系數估計值α1統計上顯著為負，即財政分權對技術創新有顯著抑制作用。

技術創新分別用創新產出和創新投入度量。創新產出表示為專利授權量占實際GDP的比重（記為pat/rgdp，實際GDP以1978年價格計算），衡量每單位實際GDP所含的專利數量，可稱為專利強度。以實際GDP作為權重，目的是控制各省實際經濟規模的影響。創新投入表示為研發支出占GDP的比重（記為rd/gdp;下文如無特別說明，GDP即指名義GDP），可稱為研發強度;該變量中，分子分母都含有價格因素、兩者相除可消除價格，研發與GDP故而都采用名義值。

核心解釋變量為財政分權。財政分權表征中央向地方下放的經濟權力，可分別從財政支出維度和財政收入維度度量。改革開放以來，中國稅制幾經變革（如，利改稅、財政包干制、分稅制），地方政府征稅范圍、收入分成比例隨時間不斷變化，導致財政收入分權存在著時間不一致性問題。中央與地方的財政支出權責相對明確、地方財政支出范疇相對穩定，財政支出分權能夠更準確、一致地刻畫財政分權度。有鑒于此，本文遵循相關文獻的通常表示方法[17，23-24]，用如下兩個指標度量財政分權。

預算財政支出分權（bfd）只考慮中央和地方的預算財政支出，總財政支出分權（cfd）綜合考慮預算財政支出和預算外財政支出。由于預算外支出具有相當的規模，總財政支出分權能夠更真實地刻畫分權度。上述財政分權指標均采用人均化形式，以控制各省人口規模的影響。為穩健起見，核心解釋變量還用如下兩個指標度量：地方預算財政支出占當地GDP的比重（記為fis）、市場化指數（記為mar）。預算財政支出占GDP的比重越高，意味著地方政府主導地方經濟的程度越高、財政分權度越高，該地區技術創新水平可能越低。市場化指數表征各省市場化進程，可作為政府分配經濟資源的反向指標，預期市場化指數對技術創新有正影響。

控制變量包括產業結構、對外開放度、交通基礎設施、經濟發展水平。產業結構用兩個指標表示：一是工業化程度，表示為工業增加值占GDP的比重（記為ind）;一是第三產業發展程度，表示為第三產業增加值占GDP的比重（記為ser）。理論上，工業占比、第三產業占比越高，技術創新水平越高。對外開放度表示為進出口貿易總額占GDP的比重（記為tra）。國際貿易促進知識、信息、技術流動，加劇市場競爭，預期其對技術創新有正向影響。交通基礎設施用人均公路里程表示（記為roa）。經濟發展水平用滯后一期人均實際GDP表示（記為rpc）。

回歸模型中的隨機誤差項可能存在著異方差，省內技術創新水平、省內隨機誤差項均可能存在著序列相關，本文估計結果將報告聚類到省份的穩健標準誤。針對財政分權變量的內生性問題，本文以市場分割度（記為seg）作為財政分權的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩健性檢驗。

（二）數據與描述性統計

專利授權量來自《中國統計年鑒》，年份為1987—2014年。研發支出來自《中國科技統計年鑒》，年份為2000—2014年。預算財政支出分權、總財政支出分權數據來自《新中國六十年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》和《中國財政年鑒》，前者年份為1978—2014年，后者年份為1987—2010年（2011年起，預算外財政不再單列）。市場化指數來自樊綱等[25]，年份為1997—2009年。市場分割度測算數據來自《中國統計年鑒》（后文將詳細介紹市場分割的計算方法），年份為1988—2013年。其他變量的數據來自《新中國六十年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》。

表1報告變量描述性統計結果。從技術創新產出看，1987—2014年，每百億元實際GDP平均產生285項專利，每百億元名義GDP平均產生86項專利。從技術創新投入看，2000—2014年，研發占GDP的比重平均為1.2%。財政分權指標在考察期間有相當大的波動，總財政支出分權略高于預算財政支出分權。地方預算財政支出占當地GDP的比重平均為17.7%，市場化指數平均為5.7，說明地方政府擁有轄區經濟的較大影響力、控制力。

四、實證結果

（一）以專利數量為被解釋變量

表2估計結果以專利授權量/實際GDP（pat/rgdp）為被解釋變量、以預算財政支出分權（bfd）為核心解釋變量。為檢驗結果穩健性，我們采取逐步加入控制變量的回歸技術。

第（1）列只控制省份和年份固定效應，預算財政支出分權估計值為負，但并不顯著。

第（2）列進一步控制工業占比（ind）和第三產業占比（ser），預算財政支出分權估計值在10%水平上顯著為負，表明財政分權度越高，每單位實際GDP產生的專利數量（專利強度）越低。

第（3）列進一步控制對外開放度（tra），預算財政支出分權估計值在5%水平上顯著為負，系數絕對值有所增加。

第（4）列引入交通基礎設施（取對數，lnroa），

第（5）列引入滯后一期人均實際GDP（取對數，L.lnrpc），預算財政支出分權估計值的顯著性及系數大小均沒有發生實質性變化。綜上，預算財政支出分權對專利強度表現出穩定的顯著負影響。

第（5）列顯示，預算財政支出分權每增加一個單位，每百億元實際GDP所含專利數量減少36項。

上述回歸的時間區間為1987—2014年。在此期間，我國財稅體制發生重大變化：1994年實行分稅制，取代先前的財政包干制。分稅制改革，旨在提高中央財政收入占比;事實上，中央又以轉移支付方式，將大部分財政收入返還給地方政府。結果是，地方預算財政支出占全國預算財政支出的比重，并沒有降低，反而上升，由1994年70%逐步上升到2014年85%《中國統計年鑒（2017）》，第204頁。。也因此，預算財政支出分權表現出時間連續性。不過，為排除財政分權變量分稅制前后的差異，第（6）列基于1994—2014年子樣本進行回歸分析。結果顯示，預算財政支出分權對專利強度有顯著負影響，結果保持穩健。

以上回歸均以專利授權量/實際GDP為被解釋變量，第（7）列則以專利授權量/名義GDP（pat/gdp）為被解釋變量。可以發現，預算財政支出分權估計值在1%水平上顯著為負，其每增加一個單位，每百億元名義GDP所含專利數量減少11項。

控制變量中，第三產業占比、對外開放度表現出顯著正影響，表明產業升級和經濟開放能顯著促進創新;工業化程度、交通基礎設施、人均實際GDP沒有顯著影響。

（二）以研發支出為被解釋變量

表3以研發占GDP的比重（rd/gdp）為被解釋變量。第（1）—（5）列逐步引入控制變量，預算財政支出分權估計值均在5%以上水平上顯著為負。各控制變量對研發強度沒有顯著影響，表明創新投入與創新產出的影響因素并不一致。

表2與表3所呈現的財政分權與技術創新的顯著負向關聯，是控制省份和年份固定效應后的結果，從而排除了不同省份資源稟賦差異和不同年份中央經濟政策差異的影響。雖然不同技術創新指標所捕捉的信息有所差異，但估計結果都一致支持理論假說。

（三）采用不同財政分權變量

預算財政支出分權僅考慮預算財政支出，未考慮規模巨大的預算外財政支出，使得財政分權變量可能存在著測量誤差問題。該種測量誤差進入回歸模型的隨機誤差項，造成財政分權變量與隨機誤差項相關，導致內生性問題。現通過設定不同的財政分權變量，盡可能減少因采用單一財政分權指標而造成的估計偏誤。表4為相關估計結果。第（1）—（2）列以總財政支出分權（cfd）作為財政分權變量。被解釋變量無論是專利授權量與實際GDP之比（pat/rgdp）還是研發與GDP之比（rd/gdp），總財政支出分權估計值都顯著為負。

中國式財政分權造成地方政府深度介入經濟活動，形成地方政府主導型經濟。我們用地方預算財政支出占當地GDP的比重（fis）來刻畫地方政府主導經濟程度。該指標可作為財政分權的近似度量：該指標越大，表明財政分權程度越高。第（3）—（4）列結果表明，地方預算財政支出占比對技術創新有顯著負影響。市場化程度作為地方政府分配經濟資源的反向指標，應對技術創新有積極效應。第（5）—（6）列以市場化指數（mar）為核心解釋變量，正像預期的那樣，市場化指數估計值顯著為正。

（四）財政分權變量滯后一期

財政分權是中央政府向地方政府自上而下的授權，這種授權對地方政府而言是相對外生的，對市場主體而言更具外生性。在中國式財政分權下，地方政府在轄區范圍內掌控著行政審批、土地征用、政策優惠等經濟行政權力，擁有強大的資源支配力和經濟控制力，深刻影響著轄區市場主體的技術創新行為。所以，在因果關系上，財政分權是因，技術創新是果。即便如此，為確證兩者之間的關系，本文利用滯后一期財政分權變量進行檢驗。這里的邏輯是，即便技術創新影響財政分權，也是本期技術創新影響本期或以后若干期的財政分權，而不是影響上期財政分權。換言之，若能發現滯后一期財政分權顯著影響本期技術創新，一定程度上可證實財政分權與技術創新間的因果聯系。

表5報告將預算財政支出分權、總財政支出分權、預算財政支出占比、市場化指數分別滯后一期（依次記為L.bfd、L.cfd、L.fis、L.mar）的估計結果。被解釋變量不論是專利強度還是研發強度，上述滯后一期變量估計值的方向和顯著性均與理論預期相一致，表明財政分權對技術創新具有因果影響。

（五）工具變量估計

上文已排除因測量誤差、反向因果而造成的估計偏誤，但仍然可能存在著某些不可觀測且與財政分權相關的遺漏變量，導致財政分權估計值有偏。本節利用工具變量法克服因遺漏變量而造成的內生性問題。

本文以市場分割度作為財政分權的工具變量。各省份市場分割度以相對價格指數法來構建。本文選取1988—2013年全國28個省（自治區、直轄市）不包括港澳臺、西藏和海南，重慶數據合并至四川省。的9類商品9類商品為：糧食類、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、文化辦公用品類、日用品類、中西藥品及醫療保健品類、書報雜志及電子出版物類、燃料類、建筑材料及五金電料類。零售價格指數作為原始數據，構建包括時間t、省份i、商品k的三維數據（共計26×28×9=6552個觀測值）。采用與陸銘等[26]相同的計算方法計算步驟如下。

（1）選取相鄰省作為觀測對象。我們直接對28個省分別找相鄰省進行配對，不排除重復的配對，共有150對接壤省的配對結果。150個配對、26年、9類商品共有150×26×9=35100個觀測值。

（2）取對數、求差分。《中國統計年鑒》只提供商品零售價格指數的環比數據，可通過對環比數據取對數、求差分而得到相鄰省的相對價格比。

（3）取絕對值。我們考察的對象是相鄰省份相對價格的差異幅度，并不關心相鄰省份同種商品的價格孰高孰低。

（4）去均值。影響商品價格的因素，既有市場環境等政策性壁壘因素，也有商品自身特性等自然因素。去均值是為消除因商品自身特性而引起的價格波動，去均值后所得到的相對價格變化僅與地區間市場分割因素和一些隨機因素相關。

（5）求方差。去均值后，將每一年每一個配對省的九類商品求方差，方差大小代表價格波動范圍。

（6）求方差的均值。每一個省的市場分割指數是該省與其相鄰省相對價格方差的平均值。共得出26×28=728個市場分割指數。詳細的計算方法可參見陸銘等[26]。，共得到26年×28省=728個市場分割觀測值，它們表示各省與所有鄰省的市場分割程度的時序變化。

有效工具變量應滿足其與內生變量相關、與隨機誤差項不相關兩個條件。就相關性而言，財政分權強化地方政府財政激勵，各地區為保護本地資源、市場、稅基各自為戰，“以鄰為壑”地方保護政策成為地方政府的理性選擇[26]。因而，刻畫地方保護程度的市場分割指數與財政分權高度相關。就外生性而言，市場分割與隨機誤差項不相關這個條件并不容易滿足，市場分割可能通過多種渠道影響技術創新：比如，市場分割影響經濟增長，經濟增長又影響技術創新;又如，市場分割導致地區重復建設、產業同構，產業結構扭曲又影響技術創新。鑒于這些考慮，回歸方程控制了人均實際GDP、工業增加值占比、第三產業增加值占比、經濟開放度、交通基礎設施等變量。控制這些變量以及省份、年份固定效應后，市場分割應僅通過財政分權這個渠道影響技術創新。為強化市場分割的外生性，以其滯后一期值作為財政分權的工具變量。

本文還用滯后一期財政分權作為本期財政分權的工具變量。一方面，由于時間上的連貫性、繼承性，滯后一期財政分權與本期財政分權之間高度相關。另一方面，控制省份經濟變量以及省份和年份固定效應后，滯后一期財政分權應僅通過本期財政分權影響技術創新。

工具變量的有效性可借助如下檢驗方法。首先，工具變量和被工具變量必須強相關，否則，就產生弱工具變量問題，導致估計量有偏。使用兩階段最小二乘估計法時，可利用第一階段的F統計量來判斷兩者之間關系的強弱。一般而言，如果F統計量大于經驗值10，則不存在弱工具變量問題[27]。其次，如果存在兩個及以上工具變量，可采取過度識別檢驗來判斷工具變量是否符合外生性假設。兩種檢驗的結果報告于表6底部。

表6中第（1）—（4）列以專利強度為被解釋變量。第（1）列以預算財政支出分權為核心解釋變量，以滯后一期市場分割度、滯后一期預算財政支出分權為工具變量。第（2）列以總財政支出分權為核心解釋變量，以滯后一期市場分割度、滯后一期總財政支出分權為工具變量。第一階段的F值遠大于10，表明工具變量不是弱工具;過度識別檢驗的P值大于0.1，表明工具變量具有外生性。結果顯示，預算財政支出分權、總財政支出分權的估計值顯著為負。同理，第（3）—（4）列的第一階段F值檢驗、過度識別檢驗表明，工具變量是有效的;結果表明，地方預算財政支出占比估計值顯著為負，市場化指數估計值顯著為正。

表6中第（5）—（8）列以研發強度為被解釋變量。除第（6）列外，其他列的F值都遠大于10。除第（5）列外，其他列的過度識別檢驗的P值都大于0.1。第（6）列總財政支出分權估計值接近10%顯著性水平，其他列的核心解釋變量估計值均在1%水平上顯著。總之，工具變量估計結果與OLS估計結果基本一致。

（六）以全社會固定資產投資占比為被解釋變量

在中國式財政分權下，地方官員任職期間既有漠視短期內無法見效、無法彰顯政績的技術創新的激勵，也有重視短期內易見效、易彰顯政績的生產性投資的激勵。因此，財政分權在抑制技術創新的同時，也應促進固定資產投資。若能發現財政分權顯著正向影響固定資產投資，則可為財政分權的創新負效應源于地方官員利益驅動這一邏輯提供反向支持證據。

本文以全社會固定資產投資占GDP的比重（記為fix/gdp）為被解釋變量，來檢驗財政分權的投資效應。表7報告相關估計結果本文也以滯后一期市場分割度、滯后一期核心解釋變量作為工具變量進行2SLS估計。2SLS與OLS結果基本一致，但部分2SLS結果的過度識別檢驗拒絕工具變量為外生的原假設。因篇幅所限，未匯報2SLS結果。。結果顯示，預算財政支出分權、預算財政支出占比的估計值顯著為正，總財政支出分權估計值接近10%顯著性水平，市場化指數估計值雖不顯著但仍有預期中的作用方向。總體而言，財政分權促進固定資產投資。

綜上所述，財政分權顯著負影響技術創新、顯著正影響固定資產投資。這些實證結果的背后是地方官員的利益和政績觀：在中國式財政分權下，地方官員受利益和政績驅動，側重短期經濟增長效應明顯的固定資產投資，漠視短期經濟增長效應不明顯的技術創新。

五、結論與政策建議

中央向地方的財政與行政分權賦予地方官員轄區經濟自主權，但地方官員的經濟行政權力并未受到制度的有力約束。為最大化任職期間的經濟政治利益，地方官員利用轄區經濟自主權，偏重見效快、易彰顯政績的短平快項目，漠視見效慢、難彰顯政績的技術創新項目。中央政府依賴自上而下垂直機制監督地方官員，但由于垂直監督擁有的信息有限、監督成本高昂，中央政府難以有效遏制地方官員的短視近利行為。地方官員的短視近利行為能夠借助強有力政府“有形之手”，影響諸多市場參與者的創新行為。具體而言，中國式財政分權引發地方官員短視行為、政府主導型經濟、有偏招商引資政策、政企合謀等問題，進而削弱各類市場主體的技術創新激勵。基于改革開放以來的省級面板數據，實證研究表明，中國式財政分權顯著抑制技術創新：財政分權程度越高，專利強度和研發強度越低。考慮測量誤差、反向因果、遺漏變量等因素后，實證結果保持穩健。

粗放增長方式向集約增長方式轉型，是中國可持續發展的客觀要求。為培育增長新動力、打造發展新引擎，應通過深化改革增進財政分權體制的合意性。首先，充分發揮公眾、企業、新聞媒體、社會輿論的官員監督作用。垂直監督方式受制于中央地方間嚴重的信息不對稱，監督成本高昂，監管效果有限。在水平監督方式中，監督者眾多，信息流動扁平化，信息傳遞損耗少，信息獲取成本低。公眾、企業感同身受政府服務質量、營商環境，擁有比垂直監督者更多的信息，能更客觀地評估政府政策及效果。眾目睽睽監管之下，地方官員的自利短視行為受到有效遏制，政府政策更符合社會福利和長期經濟增長目標。把官員權力關進制度的籠子里，設租尋租行為大大減少，各類市場主體預期穩定，創新力、競爭力將持續增強。其次，減少地方政府經濟干預，加快推進政府職能轉型。地方政府深度介入經濟活動后，地方官員的自利短視行為作用于諸多市場主體，造成整個社會急功近利式經濟行為。以政府治理能力現代化為導向，削減地方政府干預市場的行政權力，是轉變經濟發展方式的重要突破口。簡政放權，充分讓市場發揮資源配置的決定性作用，方能為大眾創業、萬眾創新營造良好政策環境，方能持續增強經濟發展的內生動力。[JY]完善官員監管體系、 減少政府經濟干預，應成為深化改革的重點內容。若能如此，能夠進一步釋放財政分權體制的經濟增長潛力，能夠更充分激發市場微觀主體的創新能動性，從而開創未來中國可持續、高質量經濟增長新局面。

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