垂直財政不平衡、地方政府行為與創新水平

任曙明 李蓮青 韓月琪

內容提要：新冠疫情對我國經濟和社會造成巨大沖擊，實施積極的財政政策有助于防范化解經濟社會風險，實現經濟高質量發展。本文利用我國2006—2017年的省際面板數據測算各省垂直財政不平衡指數，探討垂直財政不平衡影響創新的機制;同時，采用包含非期望產出的超效率SBM模型測算各省創新效率，運用差分GMM估計方法和中介效應模型檢驗垂直財政不平衡對創新數量、質量、效率的影響機制。結果表明垂直財政不平衡抑制了創新，而這種抑制效果主要體現在地方政府行為上：一是強化了地方政府舉債融資的行為，抑制了創新數量、質量、效率;二是推動了地方政府對土地財政收入的追求，抑制了創新數量、質量、效率。由于土地財政為創新效率提供了充裕的財力支持，掩蓋了垂直財政不平衡對創新效率的真實影響，故對創新效率的影響存在著遮掩效應。為此，我國應及時糾偏垂直財政不平衡機制，減輕地方政府對舉債融資的依賴，合理認識土地財政的遮掩效應，最終提升創新水平。

關鍵詞：垂直財政不平衡;地方政府行為;中介效應;門檻效應;創新

中圖分類號：F812.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2021）06-0022-12

作者簡介：任曙明（1973-），女，江蘇連云港人，大連理工大學經濟管理學院教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：技術創新、產業升級;李蓮青（1992-），本文通訊作者，女，河南南陽人，大連理工大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：技術創新、產業升級;韓月琪（1996-），女，遼寧大連人，大連理工大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：技術創新、產業升級。

基金項目：國家自然科學基金面上項目， 項目編號： 72173014; 中央高校基本科研業務費專項資金資助項目，項目編號：DUT21RW210;遼寧省社會科學規劃基金重點項目， 項目編號：L20AJY014。

1994年分稅制改革以來，中央政府和地方政府之間重新劃分收入和支出范圍，財政收入向中央政府集中，但是支出責任卻沒有隨收入分配關系調整而調整，反而向地方政府下移，從而塑造了中國財政體制的垂直財政不平衡。創新是引領發展的第一動力，大力實施創新驅動發展戰略有助于增強我國經濟創新力和競爭力，垂直財政不平衡對創新水平存在的影響備受學者們關注。本文立足地方政府的行為視角，從創新數量、質量、效率方面來刻畫創新水平，就垂直財政不平衡對創新水平的影響機制進行分析;將舉債融資、政府債務等地方政府行為作為中介變量，分析垂直財政不平衡影響創新水平的傳導機制，并借助舉債融資、政府債務的門檻效應驗證結果的穩健性。

一、研究假說的提出

垂直財政不平衡對創新水平具有直接抑制作用，地方政府的行為也間接影響地區的創新水平，并作為中介機制發揮抑制作用。具體而言，垂直財政不平衡主要通過強化地方政府舉債融資、推動地方政府土地財政收入這兩條路徑間接抑制創新水平。在垂直財政不平衡背景下，地方政府的事權大于財權，更傾向于降低財政科技支出，主要從以下三個方面抑制了創新：第一，從中央政府和地方政府關系角度看，在垂直集中官員治理模式下，地方官員會受到來自中央的監督和約束。由于中央政府和地方政府之間信息不對稱，中央政府監管地方官員成本高昂，中央政府難以有效約束地方官員“重生產，輕創新”的自利性投資偏好[1]。地方政府會減少科技創新活動的財政支出，影響內部創新資源市場與政府配置，抑制了創新。第二，從地方政府競爭角度看，政府科技創新成果具有強外部性特征[2]，致使某一地區的創新產出可能會在短時間內產生橫向溢出效應。在地方政府晉升錦標賽機制下，這種“為他人作嫁衣”的行為不符合地方政府激勵。垂直財政不平衡導致地方政府提高外部性較小的基礎設施投入，降低科技創新投入。第三，從地方政府和企業關系角度看，垂直財政不平衡降低地方政府引導企業創新的動力。為了追求任期內經濟增長速度，地方政府會依賴于能夠在短期內帶來經濟增長的生產性基礎設施建設與公共服務[3]，降低創新偏好，削弱了對區域科技創新活動的引領與保障能力。這會在一定程度上對企業投資方向形成負面影響，企業往往側重于政府偏好的產業，導致創新資源投入不足，降低了創新活動的規模。由此，本文提出以下假說。

假說1：垂直財政不平衡抑制了創新。

在垂直財政不平衡背景下，為了解決財權和事權不匹配，地方政府往往采取舉債融資來滿足支出需要。中央政府在一定的范圍內允許地方政府進行舉債融資，以彌補地方政府財政缺口，緩解地方政府的垂直財政不平衡程度。地方政府主要有兩種融資模式：一種是擴展預算框架內不受預算控制或者控制較弱的融資模式，這種融資模式難以滿足地方政府支出需要;另一種是在預算框架外舉債融資，這種融資模式因相對隱蔽而成為地方政府的優選。在一定程度上，舉債融資使地方政府規避了直接違反預算法規定的嫌疑，成為地方政府比較青睞的一種融資模式。

地方政府的這種舉債融資行為對創新水平的負面影響主要體現在兩方面：一是地方政府舉債融資會減少地方企業獲取資金的可能性。地方政府債務迅速膨脹時占用了銀行大部分資金，降低了流向地方企業的信貸資源，削弱了企業資金可得性，增加了企業面對創新機遇時獲取資金的難度，進而弱化了企業配置創新資源到新技術領域的動機，降低了企業的創新投入[4]，進而不利于創新。二是地方政府舉債用于基礎設施建設等公共投資，可能抑制企業創新活動。基礎設施投資加劇資金緊張，導致金融市場利率上升，融資成本的上升加上研發項目回報周期長，促使企業家選擇短平快項目，擠出了企業研發投資[5];地方政府舉債用于基礎設施建設，必然有效帶動水泥、鋼鐵、裝備制造等與基礎設施密切相關的行業發展，然而這些行業需要大量的資本投入，會固化債務驅動投資來拉動經濟的發展模式，不利于地區創新驅動戰略的實施。由此，本文提出以下假說。

假說2：垂直財政不平衡強化了地方政府舉債融資的行為，進而抑制了創新。

土地財政是指地方政府利用土地資源通過各種方式獲取收入的行為。在垂直財政不平衡背景下，地方政府的事權大于財權，依賴“賣地生財”來獲取足夠的財政收入，解決自身財力不足的問題，垂直財政不平衡加劇了地方政府的土地財政行為[6];在分稅制改革之后，中央政府將土地出讓金全部劃歸地方所有，同時《土地管理法》賦予了地方政府賣地的合法權利，地方政府在此背景下積極追求土地財政。因此，垂直財政不平衡是地方政府積極追求土地財政行為的制度性因素，推動了地方政府追求土地財政收入的行為[7]。

地方政府的這種土地財政行為對創新的負面影響主要體現在兩方面：一是在“以地生財、以財養地”土地財政模式下，地方政府會采取“重基建、輕創新”的支出偏向，忽視創新性投資，導致對創新性活動的扶持力度不強，抑制了創新[8]。二是地方政府對土地財政的依賴程度越高，極大促進了房價上漲，扭曲了企業的投資活動，抑制企業創新活動。非房地產企業紛紛投身到房地產相關行業中，對企業創新產生了不利的影響。房地產的高額利潤率促使企業更加關注短期利益，削弱企業開展創新活動的動力，占用企業原本用于創新的資源，降低企業創新投入，進一步抑制了創新。由此，本文提出假說3。

假說3：垂直財政不平衡推動了地方政府追求土地財政收入，進一步抑制了創新。

二、研究設計與數據來源

（一）計量模型構建

1.基準回歸模型

考慮到創新水平的動態特征以及其與垂直財政不平衡存在的相互影響效應，而差分GMM在一定程度上可以消除省際間經濟環境各方面的差異。本文利用差分GMM檢驗垂直財政不平衡與創新水平之間的關系，構建如下計量模型：

其中，β0表示常數項，β1、c表示系數，i表示省份，t表示時間，λi為地區固定效應，μt為時間固定效應，δit為擾動變量，X為控制變量。同時，本文利用工具變量解決內生性問題，選用因變量滯后一期作為工具變量。

2.中介效應模型

為了檢驗本文的假說2、假說3，借鑒溫忠麟提出的中介效應檢驗程序[9]，本文將地方政府行為納入分析框架，檢驗舉債融資、土地財政這兩種政府行為的中介效應。為了克服變量內生性導致的估計偏誤，并考慮到動態模型的合理性，中介效應機制檢驗仍然使用采用差分GMM估計方法;同時選用因變量滯后一期作為工具變量，利用工具變量解決內生性問題，中介效應計量模型設定如下：

其中，MAit為中介變量，表示地方政府行為，具體為i省份在t年的舉債融資（debt）、土地財政（land）。中介效應檢驗分為三個步驟：

第一步，對式（1）進行回歸，判斷不包括中介變量時，垂直財政不平衡對于創新水平的總效應，如果c顯著，則表明垂直財政不平衡對于創新的總體效應存在;第二步，對式（2）進行回歸，判斷垂直財政不平衡對于中介變量的影響效應a;第三步，在式（1）中引入中介變量MAit，構成式（3）并回歸，檢驗垂直財政不平衡對于創新的直接效應c ′、中介變量作用于創新的效應b。如果a和b都顯著，則表明中介效應存在;在此前提下，如果c′不顯著，表明存在完全中介效應;如果c′顯著，表明存在部分中介效應，式（2）、式（3）中a×b衡量舉債融資、土地財政的中介效應，那么中介效應占總效應的比重為a×b/c;如果a和b中至少有一個不顯著，則要對模型進行Bootstrap檢驗中介效應a×b的顯著性，若檢驗結果顯著，則表示中介效應存在，反之，則表示中介效應不存在。

（二）數據來源

本文對3個假說檢驗選擇的樣本包含除西藏自治區、香港、澳門和臺灣地區以外的30個省、自治區和直轄市2006—2017年的數據。原始數據來源：計算垂直財政不平衡的數據主要來源于EPS（Easy Professional Superior）數據平臺、《全國地市縣財政統計資料》、省預算執行情況的報告或決算報告以及財政部財政數據資料網;刻畫舉債融資的數據主要來源于Wind數據庫;衡量土地財政的數據主要來源于《中國國土資源統計年鑒》;衡量創新數量、質量的數據，測算創新效率過程中投入指標、產出指標以及各個控制變量的數據主要來源于EPS（Easy Professional Superior）數據平臺。

（三）主要變量的測度

1.垂直財政不平衡（VFI）

垂直財政不平衡是各國財政分權體制的一個共同現象，已有學者對垂直財政不平衡進行了測量，根據這些研究，本文將垂直財政不平衡定義為[10]：

VFI=1-自有收入/自主決定的支出

其中，自有收入用地方政府可以自主決策的收入來衡量，具體計算公式為：自有收入=地方本級預算收入-共享收入，共享收入包含增值稅、企業所得稅、個人所得稅、資源稅和城市維護建設稅等收入;自有支出用地方政府支出中不受中央政府控制的部分來衡量，具體計算公式為：自有支出=地方本級預算支出-地方上解中央支出-專項轉移支付融資的支出。

在上述計算垂直財政不平衡的過程中，地方本級預算收支、共享收入、地方上解中央支出等數據來源于EPS數據平臺。專項轉移支付數據來源于《全國地市縣財政統計資料》、省預算執行情況的報告或決算報告以及財政部財政數據資料網等。其中，2006—2009年專項轉移支付數據來源于《全國地市縣財政統計資料》，2010—2014年專項轉移支付數據來源于省預算執行情況的報告或決算報告，2015—2017年專項轉移支付數據來源于財政部財政數據資料網。本文對2010—2014年天津、吉林、上海、浙江、江西、河南、重慶、云南、甘肅、青海、寧夏以及新疆等省份專項轉移支付缺失數據進行了處理，具體處理方法是[11]：第一步，分別計算出2010—2014年上述地區專項轉移支付總和（全國專項轉移支付減去其他地區專項轉移支付總和）;第二步，分別計算出2009年和2015年各地區專項轉移支付占上述地區專項轉移支付總和的比重均值;第三步，用第二步結果乘以第一步結果得到上述各地區2010—2014年各年專項轉移支付。表1羅列了本文計算的各省、自治區以及直轄市2006—2017年平均垂直財政不平衡程度。

2.地方政府行為：舉債融資（debt）

考慮到數據可得性，本文采用城投債刻畫地方政府舉債融資行為[12]。城投債數據均來源于Wind數據庫，在時間節點上以2006年為起點。這主要是因為城投債起源于浦東新區建設、發行于1992年，2004年全國僅有6個省發行過城投債，2006年全國已經有18個省份發行過城投債，2008年金融危機爆發后，地方政府為了應對金融危機沖擊，城投債規模急速擴大。具體來說，城投債發行規模是按照省份和城市來統計的。我們統計了自2006年至2017年所有城投公司發行的一般企業債券，并對相關數據進行了處理，具體處理如下：發行人企業性質里面，只保留央企和國企，刪除發行人為銀行的債券，債券類型里刪除國債、證券公司債券。根據各省每年發行債券日及發行年限，計算出各省已有城投債存量債務（剔除了已到期的債務），已有城投債存量債務加上當年新發行城投債就是城投債總額，我們將這些變量整合到省級層面，就獲得了各個省份當年城投債總額。該變量具體賦值為人均城投債。

3.地方政府行為：土地財政（land）

本文使用人均土地出讓收入衡量地方政府土地財政，這是因為土地出讓金份額最大，而且土地出讓收入屬于預算外或政府性基金收入，地方政府自由安排空間較大[13]。目前，我國地方政府土地出讓收入主要是以招標、拍賣、掛牌和協議方式出讓土地取得的收入[14]。土地出讓收入數據來源于《中國國土資源統計年鑒》，該變量具體賦值為人均土地出讓收入。

4.創新水平（Innov）

本文從創新數量、質量、效率三個方面研究創新水平，實證研究中采用各省當年專利申請總量取自然對數來衡量創新數量（lnNum），采用各省當年發明專利申請量取自然對數來衡量創新質量（lnQua）。創新效率（IE）是指創新活動的產出/投入的比值，可以從投入和產出兩個角度衡量，即單位創新投入所能夠達到的創新產出量，或者說是單位創新產出所需要的創新投入量。

創新效率的測量方法以數據包絡分析（DEA）為代表的非參數方法和隨機前沿分析（SFA）為代表的參數方法為主[15]，由于DEA無需事先設定具體的函數形式，且能處理多投入與多產出變量的創新效率測算問題，更加切合復雜經濟系統實際情況，故本文選取DEA方法測算各省創新效率。現有文獻在設計創新效率評價指標時，一般都忽視了非期望產出。參照Tone的做法[16]，本文將非期望產出納入超效率SBM模型評價創新效率[17]，具體投入指標、產出指標如下：在投入指標上，選用R&D人員全時當量和R&D經費投入作為創新投入指標。考慮到創新活動會消耗能源，因此將能源指標作為投入指標，并用各省能源消費總量來衡量;在產出指標上，期望產出選用專利授權數量和人均GDP來表示，非期望產出選取碳排放量來表示，并借鑒鄭長德間接方式測算碳排放[18]。投入指標、產出指標數據來源于EPS數據平臺。具體模型設定如下：

借助maxdea5.0，使用非導向、規模報酬不變以及包含非期望產出的超效率SBM-DEA模型測算各省、自治區以及直轄市創新效率均值如表2所示。

（四）控制變量及其測度

本文選取開放水平（pfdi）、地區經濟發展水平（pgdp）、市場化程度（mark）、產業結構水平（secindus）和金融發展水平（finsize）作為控制變量，表3歸納了解釋變量、被解釋變量、中介變量和控制變量的定義和衡量方法。本文對于所有的變量數據進行了描述性統計分析，其結果如表4所示。

三、實證分析與結果討論

（一）基準檢驗

表5報告了垂直財政不平衡對創新影響的回歸結果，為了排除時間和地區層面宏觀政策變動及不可觀測因素對結論的干擾，控制了時間固定效應和地區固定效應。其中，第（1）列、第（2）列和第（3）列分別是基于創新數量、質量、效率的混合OLS估計，第（4）列、第（5）列和第（6）列分別是基于創新數量、質量、效率的差分GMM估計。考慮到模型可能存在的內生性問題，以及動態面板模型在解決內生性問題上更為有效，以動態面板差分GMM估計結果為準。

表5中第（4）列、第（5）列和第（6）列分別選取因變量滯后一期作為工具變量，這三列中Sargan檢驗顯示p值為1，表明不能拒絕工具變量為過度識別的原假設，即工具變量的選擇是有效的;殘差序列相關性檢驗顯示AR（1）的p值小于0.1，AR（2）的p值大于0.1，表明殘差只存在一階序列相關性而沒有二階序列相關性，以此可以推斷原模型的誤差項沒有序列相關性。

表5中第（4）列、第（5）列和第（6）列的估計結果可以看出，創新數量、質量、效率的一期滯后項系數在1%的置信水平上顯著為正，說明創新水平具有長期積累效應;垂直財政不平衡的估計系數顯著為負，表明垂直財政不平衡程度加大后，創新活動會顯著下降，對于高質量的發明專利的影響尤為突出。原因在于在垂直財政不平衡背景下，中央政府難以有效約束地方官員“重生產，輕創新”的自利性投資偏好;在地方政府晉升錦標賽機制下，地方政府提高外部性較小的基礎設施投入，降低科技創新投入，抑制了創新活動;地方官員短視近利，側重能促進經濟增長的基建類投資，忽視創新領域的投資。另外，高質量的發明專利具有較高的創造性和含金量，地方政府進行投資時會放緩對高質量的發明專利的投資，影響了創新質量。第（4）列、第（5）列和第（6）列中垂直財政不平衡的系數分別為-0.420、-1.072、-0.182，當垂直財政不平衡每上升1個單位，創新數量、質量、效率分別下降0.420個單位、1.072個單位、0.182個單位。

（二）地方政府行為的中介效應的檢驗

研究假說2、假說3表明垂直財政不平衡程度加大后，強化了地方政府舉債融資行為，推動了地方政府對土地財政收入的追求，從而間接抑制創新水平。本文采用逐步回歸法的中介效應模型，從舉債融資、土地財政這兩種地方政府行為出發，分別研究垂直財政不平衡對創新數量、質量、效率的影響作用，對上述2種機制進行檢驗。

1.對創新數量的中介效應

表6中第（1）列和第（2）列分別是以舉債融資、創新數量為因變量的中介效應的回歸結果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創新數量為因變量的中介效應的回歸結果。第（1）列中，垂直財政不平衡的回歸系數為0.158，在1%的置信水平上顯著為正。第（2）列中舉債融資的回歸系數為-0.328，在1%的置信水平上顯著為負。垂直財政不平衡的回歸系數為-0.369，在10%的置信水平上顯著為負。對于舉債融資來說，a1×b1與c′1的符號一致意味著舉債融資的中介效應存在。第（3）列中垂直財政不平衡的回歸系數為0.930，在1%的置信水平上顯著為正。第（4）列中土地財政的回歸系數為-0.033，在1%的置信水平上顯著為負;垂直財政不平衡的回歸系數為-0.535，在5%的置信水平上顯著為負。對于土地財政來說，a2×b2與c′2的符號一致意味著土地財政的中介效應存在。也就是說，垂直財政不平衡與舉債融資、土地財政呈正向關系，且與創新數量呈負向關系，這表明垂直財政不平衡強化了地方政府舉債融資的行為，推動了地方政府追求土地財政收入，進一步導致創新數量的下降。對于創新數量來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創新數量影響的總效應為c=-0.420，其中舉債融資的中介效應為a1×b1=-0.052，舉債融資的中介效應占創新質量總效應的比例為a1×b1/c=12.339%;土地財政的中介效應為a2×b2=-0.031，總效應為c=-0.420，土地財政的中介效應占創新質量總效應的比例為a2×b2/c=7.307%。

2.對創新質量的中介效應

表7中第（1）列和第（2）列分別是以舉債融資、創新質量為因變量的中介效應的回歸結果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創新質量為因變量的中介效應的回歸結果。第（1）列中垂直財政不平衡的回歸系數為0.158，在1%的置信水平上顯著為正。第（2）列中舉債融資的回歸系數為-0.021，不顯著;垂直財政不平衡的回歸系數為1.004，在10%的置信水平上顯著為負。由于舉債融資的系數不顯著，本文采用Bootstrap法進一步驗證中介效應的有效性，結果顯示間接效應的Z值為-3.07（P=0.002），95%的置信區間為[-3.467，-0.762]，這就意味著舉債融資的中介效應存在。第（3）列中垂直財政不平衡的回歸系數為0.930，在1%的置信水平上顯著為正。第（4）列中土地財政的回歸系數為-0.015，在5%的置信水平上顯著為負;垂直財政不平衡的回歸系數為-0.352，在10%的置信水平上顯著為負。對于土地財政來說，a2×b2與c′2的符號一致意味著土地財政的中介效應存在。也就是說，垂直財政不平衡與舉債融資、土地財政呈正向關系，且與創新質量呈負向關系，這表明垂直財政不平衡強化了地方政府舉債融資的行為，推動了地方政府追求土地財政收入，進一步導致創新質量的下降。對于創新質量來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創新質量影響的總效應為c=-1.072，其中舉債融資的中介效應為a1×b1=-0.003，舉債融資的中介效應占創新質量總效應的比例為a1×b1/c=0.310%;土地財政的中介效應為a2×b2=-0.014，總效應為c=-1.072，土地財政的中介效應占創新質量總效應的比例為a2×b2/c=1.301%。

3.關于創新效率的中介效應

表8第（1）列和第（2）列分別是以舉債融資、創新效率為因變量的中介效應的回歸結果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創新效率為因變量的中介效應的回歸結果。第（1）列中垂直財政不平衡的回歸系數為0.158，在1%的置信水平上顯著為正。第（2）列中舉債融資的回歸系數為0.303，在1%的置信水平上顯著為負;垂直財政不平衡的回歸系數為0.173，在10%的置信水平上顯著為負。對于舉債融資來說，a1×b1與c′1的符號一致意味著舉債融資的中介效應存在。第（3）列中垂直財政不平衡的回歸系數為0.930，在1%的置信水平上顯著為正。第（4）列中土地財政的回歸系數為0.024，在1%的置信水平上顯著為正;垂直財政不平衡的回歸系數為0.172，在10%的置信水平上顯著為負。對于土地財政來說，a2×b2與c′2的符號不一致意味著土地財政存在遮掩效應。遮掩效應是中介效應檢驗中常見的一種表現形式，代表著直接效應和間接效應起到完全相反作用，總和變小、總效應被遮掩。也就是說垂直財政不平衡與舉債融資、土地財政呈正向關系，與創新效率呈負向關系，但土地財政與創新效率呈正向關系，這表明舉債融資在一定程度上掩蓋了垂直財政不平衡對創新效率的真實影響效果。原因可能是土地財政收入的增加會顯著促進地方經濟性公共物品供給率，例如道路、電力、通訊等[20]，這些公共基礎設施供給為地方創新效率活動營造良好的外部環境，推動了地方創新資源集聚過程，提高地方創新效率[21-22]。與此同時，地方政府借助土地財政所積累的大量財力資源，再加上快速城鎮化帶來的外部環境的改變，共同帶動了創新效率的快速發展。對于創新效率來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創新質量影響的總效應為c=-0.182，其中舉債融資的中介效應為a1×b1=-0.048，舉債融資的中介效應占創新效率總效應的比例為a1×b1/c=26.304%;土地財政的遮掩效應為a2×b2=0.022，總效應為c=-0.182，a2×b2/c<0，土地財政的遮掩效應占創新效率總效應的比例為a2×b2/c=12.264%。因此，垂直財政不平衡仍然抑制了創新效率。

（三）門檻效應分析

土地財政對創新效率有負向影響，但實證結果顯示土地財政對創新效率的回歸系數為正值，可能是由于土地財政收入的增加會顯著促進地方經濟性公共物品供給率，為地方創新效率活動營造良好的外部環境;與此同時，地方政府借助土地財政所積累的大量財力資源，帶動了創新效率的快速發展。這與理論預期不符。為考察上述回歸結果的穩健性，本文采用門檻模型進一步檢查垂直財政不平衡通過舉債融資、土地財政等政府行為影響創新水平的傳導機理。在估計模型之前，為了確定門檻值及門檻個數，確定門檻模型的形式，本文運用Bootstrap抽樣法模擬似然比統計量300次，估計出門檻值及相關的統計量，舉債融資的門檻效應檢驗結果見表9，土地財政的門檻效應檢驗結果見表10。根據表9的估計結果，對于創新數量、質量來說，單重門檻、雙重門檻的F統計量均在1%的置信水平上顯著，而三重門檻的F統計量對應的P值大于0.1，不顯著;對于創新效率來說，單重門檻的F統計量對應的P值大于0.1，不顯著。因此，對于創新數量、質量來說，舉債融資存在雙重門檻效應;對于創新效率來說，不存在門檻效應。

根據表10的估計結果，單重門檻、雙重門檻的F統計量對于創新數量來說分別在1%和5%的置信水平上顯著，而三重門檻的F統計量對應的P值大于0.1，不顯著;單重門檻、雙重門檻的F統計量對于創新質量來說分別在1%和10%的置信水平上顯著，而三重門檻的F統計量對應的P值大于0.1，不顯著;單重門檻的F統計量對于創新效率來說在5%的置信水平上顯著，而雙重門檻的F統計量對應的P值大于0.1，不顯著。因此，對于創新數量、質量來說，土地財政存在雙重門檻效應;對于創新效率來說，土地財政存在單重門檻效應。

綜上所述，舉債融資、土地財政均存在門檻效應，可以將其作為門檻變量分析垂直財政不平衡對創新水平的影響。在不同的門檻區間內，舉債融資、土地財政對創新水平的影響不同，垂直財政不平衡通過舉債融資、土地財政對創新水平的影響也將不同，本文依據舉債融資、土地財政的不同門檻值設定虛擬變量，分別生成與垂直財政不平衡的交乘項，分析垂直財政不平衡與創新水平的非線性關系。單門檻、雙門檻的具體形式設定如下：

表11分別列出了以舉債融資、土地財政為門檻變量的門檻效應檢驗結果。以舉債融資為門檻變量時，用創新數量衡量創新水平時，根據舉債融資的水平分為三個區間：區間一為debt≤0.0712，區間二為0.07120.3049;用創新質量衡量創新水平時，根據舉債融資的水平分為三個區間：區間一為debt≤0.0734，區間二為0.07340.2319;用創新效率衡量創新水平時，不存在門檻效應。

表11以土地財政為門檻變量時，用創新數量衡量創新水平時，根據土地財政的水平分為三個區間：區間一為land≤0.0554，區間二為0.05540.1145;用創新質量衡量創新水平時，根據土地財政的水平將全行業分為三個區間：區間一為land≤0.0578，區間二為0.05780.1255;用創新效率衡量創新水平時，根據土地財政的水平分為兩個區間：區間一為land≤0.0578，區間二為land>0.0578。

表12給出了以舉債融資為門檻變量時，不同門檻區間內垂直財政不平衡的回歸結果。對于創新數量來說，當debt≤0.0712時，垂直財政不平衡對創新數量的回歸系數為1.430，在1%的置信水平上顯著為負;當0.07120.3049，其回歸系數下降為0.376，回歸結果不顯著。對于創新質量來說，當debt≤0.0734時，垂直財政不平衡對創新質量的回歸系數為2.091，在1%的置信水平上顯著為負;當0.07340.2319，其回歸系數下降為0.518，回歸結果不顯著。因此，對于創新數量、質量來說，三個區間系數依次減少，第一個和第二個區間內的垂直財政不平衡的回歸系數均在1%的置信水平上顯著為負，第三個區間內其系數雖不顯著，但仍小于零。隨著舉債融資規模的增加，這說明垂直財政不平衡對創新數量、質量的抑制作用逐漸減弱。因此，舉債融資規模的增加弱化了垂直財政不平衡對創新數量、質量的抑制作用。

表13給出了以土地財政為門檻變量時，不同門檻區間內垂直財政不平衡的回歸結果。對于創新數量來說，當land≤0.0554時，垂直財政不平衡對創新數量的回歸系數為1.142，在1%的置信水平上顯著為負;當0.05540.1145，其回歸系數下降為0.241，回歸結果不顯著。對于創新質量來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡對創新質量的回歸系數為1.430，在1%的置信水平上顯著為負;當0.05780.1255，其回歸系數下降為0.376，回歸結果不顯著。因此，對于創新數量、質量來說，三個區間系數依次減少，第一個和第二個區間內的垂直財政不平衡的回歸系數均在1%或者5%的置信水平上顯著為負，第三個區間內其系數雖不顯著，但仍小于零。隨著土地財政的增加，這說明垂直財政不平衡對創新數量、質量的抑制作用逐漸減弱。對于創新效率來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡對創新效率的回歸系數為0.389，在5%的置信水平上顯著為負，垂直財政不平衡抑制了創新效率;當land>0.0578時，其回歸系數為0.357，在1%的置信水平上顯著為正，垂直財政不平衡促進了創新效率，驗證了前文“土地財政在一定程度上，掩蓋了垂直財政不平衡對創新效率的真實影響效果”的結論。

四、結論及政策建議

本文選取了我國2006—2017年的省際面板數據，測算了各省垂直財政不平衡指數;同時，采用包含非期望產出的超效率SBM-DEA模型測算了各省的創新效率，并運用差分GMM方法和中介效應模型檢驗了垂直財政不平衡對創新數量、質量、效率的影響，以及舉債融資、土地財政這兩種地方政府行為的中介作用，主要結論如下。

第一，垂直財政不平衡是造成創新下滑的主要因素;從地方政府行為角度看，垂直財政不平衡主要通過強化地方政府舉債融資的行為，推動地方政府追求土地財政收入，進而抑制了創新數量、質量、效率。對于創新數量來說，舉債融資的中介效應占總效應的比例為12.339%，土地財政的中介效應占總效應的比例為7.307%;對于創新質量來說，舉債融資的中介效應占總效應的比例為0.310%;土地財政的中介效應占總效應的比例為1.301%;對于創新效率來說，舉債融資的中介效應占總效應的比例為26.304%。土地財政提升了創新效率，表現出遮掩效應，遮掩效應占總效應的比例為12.264%。從綜合作用來看，垂直財政不平衡仍然抑制了創新效率。

第二，由于土地財政與創新效率之間表現出顯著正向關系，與理論預期相反，本文進一步思考中介變量是否具有門檻效應，并對舉債融資、土地財政進行了門檻效應分析。對于創新數量、質量來說，舉債融資、土地財政均存在雙重門檻效應;對于創新效率來說，舉債融資不存在門檻效應，土地財政存在單重門檻效應。進一步分析以舉債融資、土地財政為門檻變量時，分析發現不同門檻區間內垂直財政不平衡的回歸結果。對于創新數量、質量來說，三個區間系數依次減少，第一個和第二個區間內的垂直財政不平衡的回歸系數均顯著為負，第三個區間內其系數雖不顯著，但仍小于零。這說明舉債融資、土地財政弱化了垂直財政不平衡對創新數量、質量的抑制作用。對于創新效率來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡抑制了創新效率;當land>0.0578時，垂直財政不平衡促進了創新效率，驗證了前文“土地財政存在遮掩效應”結論的穩健性。

依據以上結論，本文提出如下建議：

第一，明確政府間權責關系，重構垂直財政不平衡的糾偏機制。垂直財政不平衡是所有多級政府體制國家的普遍現象，消除垂直財政不平衡體制不是目標，應明確政府間權責關系。與此同時，重構垂直財政不平衡的糾偏機制，并消除體制垂直不平衡的加深機制，給予地方政府更大的財政自主權，發揮地方政府在創新系統建設中的主體作用，激發地方政府創新動力，提升創新水平。

第二，重視舉債融資對創新的擠出效應，減輕地方政府的舉債融資依賴。雖然舉債融資對地區經濟增長做出了重要的貢獻，但是地方政府債務過度負債加劇了企業進行創新活動的融資約束，地方政府過于重視基礎建設投資，這種投資的扭曲可能會進一步阻礙技術創新。應通過優化地方政府債務投資者結構、鼓勵個人投資者進入地方政府債券市場，以及完善地方政府債券的發行機制等途徑，降低地方政府的信貸擠出效應;加快股票市場和債券市場建設，降低企業對銀行信貸的依賴;優化債務支出結構，適當偏向教科文衛、生態環境等支出。

第三，正確認識土地財政在垂直財政不平衡影響創新水平過程中的遮掩效應。地方政府依賴土地財政維系財政收支平衡，在一定程度下可借助充裕的財力反哺創新，對于促進創新發揮了積極的作用。但是，在土地出讓的巨大經濟收益的誘導下，地方企業也可能削弱從事創新活動的動力，陷入發展誤區，正視該問題并探索其根源方能有效紓解。

參考文獻：

[1]吳延兵.中國式分權下的偏向性投資[J].經濟研究，2017，52（6）：137-152.

[2]周克清，劉海二，吳碧英.財政分權對地方科技投入的影響研究[J].財貿經濟，2011（10）：31-37.

[3]Borge， L. E.， J. K. Brueckner， and J. Ratsso. Partial Fiscal Decentralization and Demand Responsiveness of the Local Public Sector： Theory and Evidence From Norway[J].Journal of Urban Economics， 2014， 80（1）： 153-163.

[4]熊虎，沈坤榮.地方政府債務對創新的擠出效應研究[J].經濟科學，2019（4）：5-17.

[5]蔡曉慧，茹玉驄.地方政府基礎設施投資會抑制企業技術創新嗎？——基于中國制造業企業數據的經驗研究[J].管理世界，2016（11）：32-52.

[6]賈俊雪，張超，秦聰，馮靜.縱向財政失衡、政治晉升與土地財政[J].中國軟科學，2016（9）：144-155.

[7]宮汝凱.財政不平衡和房價上漲：中國的證據[J].金融研究，2015（4）：66-81.

[8]魯元平，張克中，歐陽潔.土地財政阻礙了區域技術創新嗎？——基于267個地級市面板數據的實證檢驗[J].金融研究，2018（5）：101-119.

[9]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[10]李永友，張帆.垂直財政不平衡的形成機制與激勵效應[J].管理世界，2019，35（7）：43-59

[11]李永友，張子楠.轉移支付提高了政府社會性公共品供給激勵嗎？[J].經濟研究，2017，52（1）：119-133.

[12]李永友，馬孝紅.地方政府舉債行為特征甄別—基于償債能力的研究[J].財政研究，2018（1）：65-77，100.

[13]邵朝對，蘇丹妮，鄧宏圖.房價、土地財政與城市集聚特征：中國式城市發展之路[J].管理世界，2016（2）：19-31，187.

[14]梅冬州，崔小勇，吳娛.房價變動、土地財政與中國經濟波動[J].經濟研究，2018，53（1）：35-49.

[15]肖仁橋，王宗軍，錢麗.環境約束下中國省際工業企業技術創新效率研究[J].管理評論，2014，26（6）：56-66.

[16]Tone K. A Slacks-based Measure of Super-efficiency in Data Envelopment Analysis [J].European Journal of Operational Research， 2002， 143（1）： 32-41.

[17]劉佳，宋秋月.中國旅游產業綠色創新效率的空間網絡結構與形成機制[J].中國人口·資源與環境，2018，28（8）：127-137.

[18]鄭長德，劉帥.基于空間計量經濟學的碳排放與經濟增長分析[J].中國人口·資源與環境，2011，21（5）：80-86.

[19]徐建中，王曼曼，貫君.動態內生視角下能源消費碳排放與綠色創新效率的機理研究——基于中國裝備制造業的實證分析[J].管理評論，2019，31（9）：81-93.

[20]田傳浩，李明坤，酈水清.土地財政與地方公共物品供給——基于城市層面的經驗[J].公共管理學報，2014，11（4）：38-48，141.

[21]趙越，李英，孫旭東.技術創新與制度創新協同驅動制造企業演化的實現機理——以光明家具為例的縱向扎根分析[J].管理案例研究與評論，2019，12（2）：166-180.

[22]閻波，武龍，韓東伶，等. 土地財政對區域創新的影響研究——來自中國省際面板數據的證據[J].科研管理，2018，39（5）：38-45.

（責任編輯：關立新）