地方增長目標、區域技術創新與中央政府發展導向調整

一、引 言

進入21世紀以來，中國經濟發展開始從數量擴張型向質量提升型轉變。在推動經濟實現新舊動能轉換的過程中，技術創新受到了政府的高度重視。在此背景下，全國研發經費增長迅速。但研發經費的快速增長并未有效提升我國的技術創新效率和產出質量

，也未有效促進經濟增長動能的轉換

。在探討此現象的成因時，既有文獻主要從政府“有形之手”的角度來分析，研究的重點往往是所有權、產權保護、專利制度和研發補貼等相對微觀的制度因素對企業個體創新行為的影響

。

圍繞微觀制度因素展開的研究雖然也富有意義，但無法系統評估政府因素對我國創新活動帶來的全局性影響

。近年來，學界的研究視角開始從對微觀政策的關注轉向對宏觀經濟管理體制的討論，研究主體也從對企業個體的關注轉向對區域整體的重視。受此啟發，考慮到目標管理在我國國家治理體系和能力提升中具有的重要地位

，增長目標管理更是我國政府直接調控轄區經濟的重要抓手

，本文嘗試從地方增長目標的角度研究政府干預對區域技術創新的影響，并重點探討中央政府發展導向調整在其中起到的作用。

本文可能的創新點主要體現在：(1)結合中央政府發展導向的調整，從理論層面分析地方增長目標與區域技術創新的關系，該視角對更全面地認知我國央、地政府在推動區域技術創新中的作用具有現實意義；(2)從實證角度驗證中央政府發展導向調整對區域技術創新的積極影響，發現該影響與地方增長目標實現壓力的大小和官員任期的長短有關，且在東部地區并不突出(即東部地區發揮的示范作用還較為有限)，這對完善政府治理體系并提升其治理能力、推動我國的區域技術創新和經濟的高質量發展均具有現實指導意義。

二、理論背景與研究假設

(一)理論背景：中央政府發展導向的調整

過去四十多年，中國創造了經濟快速發展和社會長期穩定的“兩大奇跡”。這種奇跡形成的根本動力可追溯為在對外開放條件下，中央政府逐步調整和更新了推動我國經濟發展的理念、治理體系和能力，并先后確立“以經濟建設為中心”“發展是硬道理”“以人民為中心”等國家經濟治理邏輯。

在“以經濟建設為中心”和“發展是硬道理”的治理邏輯下，財政分權、官員晉升錦標賽和政治集權下的地方分權被很多學者認為是推動中國經濟發展的重要體制保障

。在該體制作用下，地方政府圍繞經濟增長展開以投資驅動為主要抓手的激烈競爭，從而推動我國經濟的高速發展。但以增長速度比拼為核心的地方政府競爭也給國家經濟帶來一系列負面影響(如經濟發展嚴重依賴投資和出口、普遍忽視內需和不重視創新等)

。隨著投資邊際報酬率的遞減，政府主導的投資驅動型經濟發展模式愈發難以為繼，加之國際貿易環境的惡化，既有的出口導向戰略也越發不可持續。在此背景下，我國經濟的轉型升級變得越來越急迫。

(2)關鍵詞的變化也呈現出我國老年人運動干預研究的演進軌跡，當研究中的某一問題得到解決后，其研究將會逐漸減少，繼而涌現出的新題就會成為研究前沿。這就說明我國老年人運動干預的研究是具有階段性的特征，一直在探索新的研究問題。從圖4的高頻關鍵詞突現情況可知，探討不同體育鍛煉方式對老年人影響研究是未來發展的方向。

黨的十八大以來，中央政府對國家的經濟發展模式進行反思，并進一步明晰“以人民為中心”的治理邏輯。隨后，中央政府迅速調整以增長速度為核心的經濟發展導向，確立以適應、引領和把握“新常態”為目標的發展思路。在新常態下，調整經濟增長速度、轉變經濟發展方式、優化經濟結構、重塑經濟發展動力成為中央政府指導全國經濟發展的主基調，統籌推進我國經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設和生態文明建設(“五位一體”)成為國家治理的主旨，地方政府的政績考核體制也逐漸從簡單以地區生產總值及增長率論“英雄”轉向多元化評估。與此同時，創新則被中央政府提升到“國家發展全局的核心位置”“建設現代化經濟體系的戰略支撐”的地位，并先后發布《關于深化體制機制改革加快實施創新驅動發展戰略的若干意見》《國家創新驅動發展戰略綱要》等文件。受地方政府行為內生于國家治理體制的影響，中央政府發展導向的調整勢必對地方政府行為及我國的社會經濟發展產生深刻影響。

(二)研究假設：地方增長目標、區域技術創新與中央政府發展導向的調整

“以經濟建設為中心”和“發展是硬道理”決定了經濟增長是中國社會治理的硬約束

。相應地，從黨的十二大到十八大，我國一直在強調經濟增長速度

。為指引經濟發展，自20世紀80年代末期以來，各級政府每年都會制定較為明確的增長目標。在制定增長的預期目標時，地方政府常?！白晕沂骸?/p>

，在上級政府提出的目標基礎上“層層加碼”，之后努力兌現目標承諾且在多數情況下都能實現，其成因和作用機制在于：(1)自上而下制定的增長目標是上級政府特別是中央政府經濟發展導向的表達

，“壓力型體制”確保了上級政府把增長目標分解給地方政府的有效性；(2)“層層加碼”既是地方政府對上級政府導向的回應，也是在向上級政府傳遞“能力信號”

，而兌現目標承諾、取得更高的相對業績則是地方官員贏得橫向晉升競爭的標尺；(3)在經濟發展導向下，當經濟增長的好處超過處理社會穩定的成本時，中央政府往往默許地方政府的扭曲行為

，從而解決地方政府被追責的后顧之憂

。

在兌現增長目標承諾時，對具有“理性政治經濟人”屬性的地方政府和官員而言，優先選擇的是投資而不是技術創新，投資領域主要包括基礎設施、房地產、制造業和資源性工業等，其原因主要包括：(1)“自我施壓”和“層層加碼”制定的增長目標往往“不考慮當地的實際情況能否實現”

，甚至“強加其意志而篡改專業預測”

，針對“全國性的經濟走勢做出逆周期性反應”

。為在短期內完成這些人為推高的增長目標，地方政府往往傾向于選擇“即時性”產出效果更強的投資而不是產出周期更長的技術創新。(2)中國地方官員的職務任期較短且具有“隨時遷調”式特征

，在以GDP增長率為標尺的晉升競爭中，任期的短期化和調任時點的不確定性激發了地方官員“功成必當在我”式的政績訴求。在此導向下，實現地方經濟在短期內的高速增長要比長期發展更具有經濟理性，而在實現短期的高速增長方面，基礎設施投資顯然要比技術創新更具有優勢。(3)地方政府努力兌現目標、推動經濟增長的目的不僅是贏得晉升競爭，還在于獲得財稅等控制權收益。與投資制造業、房地產業和資源性工業等高稅率行業或部門相比，技術創新在財稅貢獻方面缺乏優勢(特別是短期內)。

在財政資源并不寬裕的情況下，地方政府過度倚賴投資實現增長目標，必然擠占政府對科技領域的財政支出，從而對區域技術創新產生不利影響。同時，地方政府的重投資、輕創新的取向也通過影響區域創新環境、資本市場和企業行為間接抑制區域技術創新，其相關表現主要包括：(1)政府在區域技術創新中承擔著政策設計者和服務提供者等多重角色

，重投資、輕創新的取向不利于區域創新環境的營造；(2)大規模投資擠占信貸資源，不僅推高了企業的融資成本，也促使風險容忍度較低且原本就不愿向高創新企業貸款的銀行進一步固化信貸偏好

；(3)在政府主導經濟發展并控制所有關鍵性生產要素的制度環境下，政府重投資、輕創新的偏好引發企業的積極響應并采取模仿行為

；(4)房地產等產業的高回報率阻礙關鍵性生產要素向生產效率更高的產業流動，導致企業改變原有的投資結構、減少研發投入

。此外，區域技術創新動力不足的成因也與中央政府科技支持政策的潛在影響有關，即中央政府在科技創新方面更重視應用研究而非基礎研究

，制定的支持政策往往具有短期目標導向性和“實用主義”傾向。受此影響，在實現增長目標時，追求經濟理性的地方政府更不愿意從戰略高度看待技術創新(特別是在縱向問責機制具有局限性、橫向問責機制不健全的情況下)。相應地，即便政府推出創新支持政策，企業也更偏好策略性創新而非實質性創新?；谝陨戏治?，本文提出研究假設H

：地方增長目標顯著抑制區域技術創新。

自我國經濟發展進入新常態以來，中央政府的發展導向發生了一系列明顯調整：從經濟增長速度導向轉向質量導向；從主要強調以經濟建設為中心轉向“五位一體”式協調發展；政績考核體制也逐漸從經濟增長轉向多元化評估。受中國政府系統的多層級縱向結構的影響，上述調整有助于從以下幾方面緩解地方增長目標與區域技術創新之間的緊張關系：(1)增長速度導向調整后，近些年來地方政府在制定增長目標時“層層加碼”的幅度持續降低

。增長目標向下調整可減輕投資驅動型經濟發展壓力，釋放被擠占的財政資源和信貸資源，降低創新企業獲得融資的難度和成本。(2)創新驅動是實現經濟質量型增長的內在要求，也是調整后的地方官員政績考核標準的現實需要。在兌現增長目標承諾時，該訴求有助于地方政府調整財政支出結構、加大對科技創新的支持力度(特別是在支持創新可切實幫助官員贏得晉升競爭的情況下)。(3)在干預型經濟體制下，政府立足于新常態發展經濟、重視創新，該導向調整通過政企關系、信號作用等機制影響企業行為。(4)伴隨中央政府發展導向的調整，國家和地方政府發布一系列支持技術創新的產業政策，減輕地方增長目標對區域技術創新的負向影響，盡管地方政府在執行該產業政策時還存在諸多問題?；谝陨戏治?，本文提出研究假設H

：中央政府發展導向的調整顯著弱化地方增長目標對區域技術創新的抑制作用。

三、研究設計

(一)模型設定與變量界定

為檢驗研究假設H

，本文參考吳非等(2017)和Li(2019)的研究

，將回歸方程設定為：

治療先天性足內翻，主要通過將足部骨骼牽引回正常狀態、促進發育良好進行來治療。因此，生后1周內就要開始矯正治療。

文彭的這一類印章章法疏朗，線條硬挺，風格伶俐，受到傳統漢印的影響，所以在此基礎上稍作變化和改善，使得篆法顯得方正。他的印章是純粹的使用方折筆法，結構偏于漢印，受到傳統的秦漢印章的影響，所以在印面風格上不會有特別奇怪的章法結構和排列，因而他的印章在當時印壇面耳目一新。

觀察組患者采用依達拉奉治療,給予患者依達拉奉(西安利君制藥有限責任公司國藥準字H20120042)給予靜脈注射的方式進行治療,持續治療時間為21d。

(1)

為檢驗研究假設H

，我們設定如下的回歸方程：

（1）管板能否正常落入水槽及性能容易波動 受熱處理冷卻設備所限，存在管板能否正常落入水槽及性能容易波動的兩大問題。

In

,+1

=

+

In

,

+

In

,

×

14+

,

+

+

+

,

(2)

1

地方增長目標(

)。本文使用《政府工作報告》中公布的年度增長目標來度量

。在手工整理數據時，對明確公布的目標值，直接加以記錄并使用；對帶有“左右”“不低于”“約”等修飾詞的目標值，以具體數字為準；對以區間形式公布的目標值，選取區間的均值

。

其中，

表示地區，

表示年份，

表示被解釋變量區域技術創新，

表示解釋變量地方增長目標。虛擬變量

14表示中央政府發展導向調整，在導向調整之后(2014—2016年)，取值為1，否則取值為0?？紤]到區域技術創新具有時滯性，本文對解釋變量和所有控制變量均采取滯后一期處理，并根據研究的需要將解釋變量的滯后期設定為

而非(

-1)的形式。

表示一組控制變量，

、

分別表示城市固定效應和年份固定效應，

表示隨機擾動項。由于

14本身就是一系列年度固定效應的組合，為避免強共線性，我們在式(2)中未加入該變量。此外，為控制樣本間的年度相關性，本文將參數的標準誤聚類到城市層面。

2

區域技術創新(

)。我們使用寇宗來和劉學悅(2017)發布的城市創新指數來表征區域技術創新

。該指數可有效規避中國專利數量的數據質量堪憂等質疑

，其構建方法為：基于國家知識產權局發明授權專利的法律狀態更新信息和不同年齡發明專利的年費結構，使用專利更新模型將專利數量數據轉換為專利價值數據，加總后的城市層面專利價值總量即為城市創新指數。

In

,+1

=

+

In

,

+

,

+

+

+

,

3

中央政府發展導向調整(

14)。本文使用中央政府對我國經濟發展進入新常態的判斷來表征中央政府發展導向的調整，時間起點為2014年

。其原因在于：2013年，中央政府對我國經濟的轉型升級形成了一致性認知，并逐漸將經濟減速與轉型升級的內在要求聯系起來；2013年年底，中共中央組織部發布《關于改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核工作的通知》，強調干部考核再也不能簡單地以經濟增長率論“英雄”；2014年，以習近平主席為代表的中央政府正式提出新常態的概念并系統闡釋了其內涵，此后認識、適應和引領新常態成為我國經濟發展的大邏輯，新常態也逐漸從中國經濟發展的階段性特征演變成中國經濟運行和中央政府發展目標及政策取向的疊合體。

3.安慰劑檢驗。本文把2014年作為中央政府發展導向調整的時間起點，若將該起點人為前移時上述結論依然成立，則說明地方增長目標與區域技術創新關系的弱化很可能是由其他甚至是隨機性因素引起的。為排除這種可能性，本文把

14分別前移至2012和2013年進行安慰劑檢驗(類似地，依次表示為

12和

13)。結果顯示，無論基礎回歸結果(見表3的模型(4)和(5))、考慮內生性問題的回歸結果(見表4的模型(5)和(6))，還是變換核心變量及調整樣本的穩健性檢驗結果，地方增長目標與中央政府發展導向調整的交乘項均不顯著。

4

控制變量(

)。借鑒吳非等(2017)和劉淑琳等(2019)的研究

，本文選擇的控制變量具體包括：實際GDP增長率的對數(ln

)，用于控制地方經濟增長趨勢成分的影響；產業結構(

)和開放程度(

)，用于控制地方經濟發展階段和特征的影響；金融發展效率(

)和人力資本水平(

)，用于控制城市創新支持條件的影響。我們使用第三產業產值與城市GDP總量之比衡量

，經匯率折算后的進出口總額與城市GDP總量之比衡量

，城市貸款余額與城市GDP總量之比衡量

，普通高校在校生人數與當地人口之比衡量

。

其中，

表示政府財政科技支出偏好，使用城市財政科技支出占財政總支出的比重來衡量。其余變量的含義與前文相同。

(二)樣本選擇與數據來源

本文以271個地級市為研究樣本，樣本區間為2003—2016年。以2003年為起點是因為之前年份的地方增長目標值缺失較多，以2016為終點是因為核心解釋變量城市創新指數截止于2016年。地方增長目標的數據來自樣本城市的《政府工作報告》，區域技術創新的數據來自《中國城市和產業創新力報告2017》，進出口貿易的數據來自Wind宏觀經濟數據庫，匯率數據來自中國人民銀行官網，其他城市層面的數據均來自EPS數據平臺。經梳理后共獲得3747條數據

，本文對所有納入回歸的連續變量進行1%分位數的Winsor縮尾處理。

表1的最后一列為解釋變量與被解釋變量之間的相關系數，結果顯示地方增長目標和區域技術創新在1%的水平上具有顯著的負相關關系，該結果初步驗證了研究假設H

。此外，VIF檢驗顯示解釋變量與控制變量之間的方差膨脹因子最大為1.86，各變量的平均方差膨脹因子為1.56，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

四、實證研究結果及分析

(一)基礎回歸分析

由定義8可知，發動機E處于第1次裝試的部裝任務節點t3=t4∪t5∪t6，t4，t5，t6的相對完成工時量為70，200，280，則t3的相對完成工時量為FWH3=280-max{150-70,0,0}=200，部裝任務節點t3的進度ra3=200/280=71.4%，在裝發動機E的裝配進度Ra=(5+5+200)/1 900=11.1%。

從控制變量的角度看，滯后一期的ln

顯著促進了區域技術創新，產業結構、人力資本水平和金融發展效率也是推動區域技術創新的重要力量(雖然金融發展效率的顯著性并不穩健)。開放程度的作用則是顯著抑制的，說明開放水平未能有效推動區域技術創新，這可能與我國的進出口貿易結構偏低端化有關。

針對研究假設H

的回歸結果列示于表3

。其中，模型(1)顯示ln

和

14交乘項的系數在1%的水平上顯著為正，意味著在中央政府發展導向調整之后，地方增長目標與區域技術創新之間的負向關系減弱了。ln

的系數及其與交乘項的系數之和為正數(0.107)，說明2013年以后地方增長目標對區域技術創新具有正向的激勵效果。為更清楚地呈現中央政府發展導向調整前后地方增長目標與區域技術創新的關系，我們對模型(1)進行分樣本回歸。結果顯示，在中央政府發展導向調整之前，地方增長目標在1%的水平上顯著抑制區域技術創新(模型(2))；在中央政府發展導向調整之后，地方增長目標與區域技術創新的關系則呈顯著促進(模型(3))。上述結果說明，伴隨中央政府發展導向的調整，地方增長目標與區域技術創新的關系從消極逐漸走向積極。至此，研究假設H

獲得了驗證。

(二)考慮內生性問題的回歸分析

為減少潛在的反向因果類內生性問題，本文對解釋變量和控制變量采取滯后一期處理，并利用固定效應模型控制地區層面不隨時間變化的不可觀測因素的影響及宏觀經濟和政策的沖擊，但考慮到專利更新模型對歷史數據的利用及可能存在一些隨時間變化的不可觀測因素的干擾，因此有必要使用工具變量處理可能存在的內生性問題。本文以省內地級市增長目標均值的對數(ln

)作為地方增長目標的工具變量，其構建邏輯是：(1)處于同一背景下的組織是一個制度等值體

，組織在決策時會參照制度等值體內的同伴行為；(2)省內地級市增長目標的均值是地級市同伴行為的表征，它直接影響地方增長目標的制定，但不直接影響其技術創新。我們將交乘項ln

×

14的工具變量設定為ln

×

14，使用兩步GMM方法進行回歸(結果見表4)。表4最后兩行的統計量顯示，工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題。與基礎回歸結果相類似，地方增長目標在10%的水平上顯著抑制區域技術創新(模型(1))、ln

和

14交乘項的系數顯著為正(模型(2))，分樣本回歸的系數同樣從中央政府發展導向調整之前的負向顯著(模型(3))轉向調整之后的正向顯著(模型(4))?？梢姡诳紤]內生性問題的情況下，研究假設H

和H

仍獲得了實證支持。

針對研究假設H

的回歸結果列示于表2。其中，模型(1)為僅控制城市固定效應和年份固定效應的回歸結果，模型(2)—(6)則依次加入滯后一期的實際GDP增長率、產業結構、開放程度、金融發展效率和人力資本水平等控制變量。結果顯示，在加入控制變量的過程中，雖然地方增長目標的回歸系數大小和顯著性略有變化，但均未發生實質性改變。在將模型(6)視為基準回歸結果的情況下，地區增長目標與區域技術創新的關系表現為：在研究區間內，在1%的顯著性水平上，地方增長目標每提高1%，區域技術創新指數就下降0.216%。該結果說明從整體上看，增長目標管理這種宏觀經濟管理體制確實是我國區域技術創新激勵不足的制度性成因之一。至此，研究假設H

獲得了驗證。

(三)穩健性檢驗(5)限于篇幅，部分回歸結果未在文中列示，作者備索。

1.變換核心變量的穩健性檢驗。在衡量區域技術創新時，專利授權數是一個更加通用的指標，但該類數據面臨著偏誤性大、未能有效反映專利價值等質疑

。為減少偏誤，本文使用發明專利授權數這一實質性創新變量來檢驗前述假設的穩健性，計算方法為發明專利授權數加1的自然對數，相關數據來自CNRDS數據庫。結果顯示，相關回歸均未發生不利于研究假設H

和H

的變化。

醫院收入主要來源于門診住院收入，對貨幣資金的控制重點在門診住院預交金的內部控制上，除了做到日結月清，上交金額與報表金額一致，還應加強收費系統內預交金發生額和余額的審核，并與會計核算系統匹配一致，做到預交金收入、沖銷、退出明細賬金額與會計核算系統中預交金賬戶借方、貸方發生額相等，收費系統中預交金賬戶總余額、病人賬戶余額明細總額、會計核算系中預交金余額三相符。實現賬賬相符、賬實相符，形成完整的鏈條，確保資金安全。

2.調整樣本的穩健性檢驗。為檢驗模型估計結果對樣本構成差異的敏感性，本文首先刪除271個地級市中城市規模、產業結構和金融發展等有別于一般地級市的省會城市樣本，再在271個地級市的基礎上增加發展更為完善的15個副省級城市樣本。結果顯示，在考慮樣本異質性影響的情況下，相關回歸均未發生不利于研究假設H

和H

的變化。

選取我院2017年5月～2018年5月我中心血站采集到的51280份血液標本進行篩查，24521份標本需要進行核酸檢驗。

上述檢驗表明本文的回歸結果具有穩健性。

活動按照品管圈的十大步驟進行,時間的規劃上按照計劃(P)占30%、實施(D)占40%、檢查(C)占20%、處理(A)占10%進行詳細的分配。每個步驟都有具體的負責人,大家分工明確、各負其責。

五、異質性檢驗與作用機制分析

(一)異質性檢驗

1.地方增長目標實現壓力的異質性。雖然通過“自我施壓”和“層層加碼”制定的增長目標常常背離了地方經濟發展實際

，但受地方政府治理質量和發達地區根據中央政府的相關戰略部署策略性地放緩地方增長目標等因素的影響，不同地區對上級政府增長目標“層層加碼”的幅度仍存在較大差異。在地區發展基礎有別的情況下，即便“層層加碼”的幅度相同，不同地區實現增長目標的壓力也有所不同。上述差別可能影響地方增長目標與區域技術創新關系的強度及中央政府發展導向調整的激勵效果，因而有必要進行異質性檢驗。本文以地方增長目標與地方實際GDP增長率的差值來衡量地方增長目標實現壓力，進而以同一年度省內各個地級市的均值為分組標準，將樣本劃分為低壓組和高壓組(回歸結果見表5)。表5的模型(1)和(2)的結果顯示，無論低壓組還是高壓組，地方增長目標對區域技術創新的影響均呈顯著負向關系，且兩組解釋變量的系數大小不存在顯著差異

。其原因可能在于：在地方增長目標制定的過程中，“自我施壓”和“層層加碼”的現象具有普遍性且加碼幅度較大，所以即便是壓力相對較小，地方增長目標承諾的兌現也對區域技術創新產生不利影響。模型(3)的結果顯示，低壓組交乘項的系數是顯著正向的，說明中央政府發展導向調整較好地緩解了低壓組地方增長目標與區域技術創新的關系。模型(4)的結果顯示，高壓組交乘項的系數雖然是正向的，但并不顯著，意味著在地方增長目標實現壓力較大的情況下，中央政府發展導向調整未能有效地緩解地方增長目標對區域技術創新的負向影響。

2.官員任期的異質性。中國實際采取的任期制度屬于“彈性任期”，即官員無法預先判斷其任期長短，在任內的官員隨時會被遷調

。上述任期制度決定地方官員推動經濟增長的努力帶有明顯的“急功近利”色彩。但隨著任期的增加，官員晉升的幾率下降，其制定的地方增長目標也會降低

，這一變化可能會改變前述研究假設成立的邊界?？紤]到市委書記對地方增長目標制定的影響要大于市長

，所以本文使用市委書記的相關數據進行官員任期的異質性檢驗。計算官員任期(

)的方法與現有文獻相同

。根據

的均值(4.323)，我們將樣本劃分為長任期和短任期兩組(回歸結果見表5)。結果顯示，當官員任期較長時，地方增長目標在10%的水平上顯著抑制區域技術創新(模型(5))；任期較短時，地方增長目標在10%的邊緣水平上顯著抑制區域技術創新(模型(6))。這兩組解釋變量的系數大小雖然有差別，但并不存在顯著差異

，說明官員任期長短并沒有顯著改變地方增長目標與區域技術創新的關系。模型(7)的結果顯示，長任期組交互項的系數是顯著正向的；模型(8)的結果顯示，短任期組交互項的系數并不顯著。這說明中央發展導向調整對地方增長目標與區域技術創新的緊張關系的紓解作用主要存在于長任期組而不是短任期組。

3

區域的異質性。中國不同區域間的經濟發展水平、技術創新水平和政府治理質量均存在一定的差異。受此影響，各區域的增長目標與技術創新的關系可能有所不同。為檢驗該異質性，我們在式(1)的基礎上引入地方增長目標和東部地區城市虛擬變量

的交乘項，并以中西部地區為基準進行回歸(結果見表6)

。表6的模型(1)的結果顯示，ln

和

交乘項的系數顯著為負，意味著相對于中西部地區，東部地區的地方增長目標對區域技術創新的抑制作用更大，其原因可能是：(1)在實現地方增長目標時，經濟發展水平較高的東部地區更有能力利用投資，由此帶來的創新資本擠出效應和示范效應弱化了區域技術創新的激勵；(2)受地方增長目標競爭和政績考核方式的影響，東部地區的財政支出偏好并沒有因為經濟發展水平的提高而發生根本改變

，從而阻滯該地區技術創新水平的提高。此外，為考察中央政府發展導向調整的影響，我們將樣本分拆后進行回歸。模型(2)的結果顯示，在中央政府發展導向調整之前，ln

和

交乘項的系數顯著為負；模型(3)的結果顯示，在中央政府發展導向調整之后，ln

和

交乘項的系數為負、但并不顯著。這說明與中西部地區相比，在中央政府發展導向調整之前，東部地區的地方增長目標對區域技術創新的抑制作用更大；但在中央政府發展導向調整之后，東部地區的地方增長目標對區域技術創新的作用與中西部地區并沒有顯著差異，其原因可能與經濟增長動能轉換需較長周期有關。

(二)作用機制的簡單分析

前文認為政府的財政支出偏好是影響地方增長目標與區域技術創新關系及其調整的主要機制。為檢驗中央政府發展導向調整前后地方增長目標是否真的通過政府財政支出偏好影響區域技術創新，本文引入式(3)和(4)并擬聯合式(2)進行中介效應檢驗。

ln

=

+

ln

,

+

,-1

+

+

+

,

(3)

ln

,+1

=

+

ln

,

+

ln

,

+

,

+

+

+

,

(4)

解析：n(混合氣體)5mol,根據體積分數與物質的量的分數相等,則n(CO2)=5mol×0.48=2.40 mol。CO2被完全吸收,NaOH也完全反應,則反應的產物可能是Na2CO3(此時NaOH的濃度最大)、NaHCO3(此時NaOH的濃度最小),或Na2CO3和NaHCO3的混合物。用極值思想分析兩個特殊情況:CO2+NaOH==NaHCO3,n(NaOH)=n(CO2)=2.40mol,則CO2+2NaOH==Na2CO3+H2O,n(NaOH)=2n(CO2)=4.80 mol,則

表3的模型(2)和(3)的回歸結果顯示，我們可用式(3)和(4)繼續進行中介效應檢驗。由式(3)和(4)得到的回歸結果列示于表6的后4列，模型(4)和(5)為中央政府發展導向調整之前的檢驗結果，模型(6)和(7)為中央政府發展導向調整之后的檢驗結果。模型(4)的結果顯示，地方增長目標在5

的水平上顯著抑制政府財政科技支出偏好；模型(5)的結果顯示，政府財政科技支出偏好在1

的水平上顯著促進區域技術創新，地方增長目標則在1

的水平上顯著抑制區域技術創新；Sobel檢驗結果顯示中介效應成立(P值為0

03)。這意味著在中央政府發展導向調整之前，地方增長目標不僅直接抑制區域技術創新(表3的模型(2))，還通過政府財政科技支出偏好間接抑制區域技術創新。可見，較高的地方增長目標不僅弱化區域技術創新的激勵作用，也改變了政府的財政支出結構。模型(6)的結果顯示，地方增長目標對政府財政科技支出偏好的作用是正向的，但并不顯著；模型(7)的結果顯示，地方增長目標在1

的水平上顯著促進區域技術創新，政府財政科技支出偏好對區域技術創新的作用雖然是正向的，但并不顯著；Sobel檢驗結果顯示中介效應不成立(值為0

45)。這意味著在中央政府發展導向調整之后，雖然地方增長目標對區域技術創新的直接影響是顯著促進的(表3的模型(3))，但尚未通過政府財政科技支出偏好進一步發揮政府這只“無形之手”在區域技術創新中的積極作用，即政府財政科技支出偏好阻斷了地方增長目標對區域技術創新的間接影響。其原因可能與新常態下我國的經濟轉型尚處在初級階段、政府對技術創新的扶持方式還較為粗放有關，也可能與政府財政科技支出力度及其取向與科技創新規律存在偏差有關。

六、結論與啟示

(一)主要結論

第一，整體看，地方增長目標顯著抑制區域技術創新。其理論機制在于：受地方政府行為內生于國家治理體制的影響，地方政府積極參與地方增長目標制定的競爭，高度依賴基礎設施和生產性投資來兌現目標承諾。地方政府對投資的過度依賴不僅直接擠出了政府財政科技支出，還通過影響區域技術創新環境、資本市場和企業行為間接抑制區域技術創新。

第二，中央政府發展導向的調整顯著弱化了地方增長目標對區域技術創新的負向影響。其理論機制在于：中央政府對經濟發展的導向從速度型向質量型的轉變促進了地方增長目標的向下調整，創新驅動發展戰略與政績考核體制的結合則為地方政府支持創新提供了動力。

第三，地方增長目標實現壓力的大小和官員任期的長短并沒有顯著影響地方增長目標與區域技術創新的關系，但中央政府發展導向調整的積極作用顯著存在于地方增長目標實現壓力小、官員任期長的地方。與中西部地區相比，東部地區的地方增長目標對區域技術創新的抑制作用更大，而且中央政府發展導向的調整未能有效緩解地方增長目標與區域技術創新之間的緊張關系。作用機制的分析表明，政府財政科技支出偏好是連通地方增長目標與區域技術創新關系的重要中介，但在中央政府發展導向調整的過程中，政府財政科技支出偏好在區域技術創新中的作用還有待加強。

研究數據選取科睿唯安公司的德溫特數據庫；檢索時間為2018 年7月；檢索方式利用“關鍵詞”+“IPC分類號”進行組合檢索；檢索范圍為1963年至今與自動駕駛技術相關的所有專利數據；檢索初步結果為相關專利共計22 184條，經查重、清洗得到最終有效專利22 177條。

(二)實踐啟示

第一，地方增長目標對區域技術創新的抑制作用和中央政府發展導向調整對二者關系的弱化作用均說明，增長目標管理這種宏觀經濟管理體制是我國區域技術創新激勵不足的重要原因，頂層制度設計對我國的區域技術創新具有舉足輕重的影響，適度的地方增長目標與更健康的發展導向相結合不僅不會抑制區域技術創新，反而還能促進區域技術創新。這意味著評價增長目標管理是不是一項好的制度，不應僅僅局限于制度自身，還應考慮發展導向是否恰適。也就是說，在中國的社會經濟情境下，應高度重視頂層制度設計對我國經濟持續健康發展的核心影響。

第二，地方增長目標對區域技術創新的抑制作用并不因地方增長目標實現壓力的大小而發生明顯變化，說明保增長壓力對區域技術創新的負向影響具有普遍性。當地方政府面臨的地方增長目標實現壓力大時，中央政府發展導向調整的作用有限，說明我國面臨的經濟增長動能轉換障礙并不因地方政府具有趨從國家制度安排的特點而自動消解。受此影響，通過制度設計有效提高地方增長目標設定的科學性，對我國實現創新驅動型國家發展戰略具有重要意義。

有研究標明，?？漆t院和綜合醫院護士焦慮、抑郁評分及發生率高于一般人群，?？漆t院中腫瘤醫院的護士焦慮、抑郁評分及發生率明顯高于綜合醫院護士，不同臨床科室、不同學歷的護士情緒狀態無明顯差異，但與年齡、護齡有關[2]。

第三，從區域經濟發展差距和發展模式具有示范性的角度看，東部地區有責任率先實現經濟增長動能的轉換。但在圍繞地方增長目標發展區域經濟時，與中西部地區相比，東部地區的地方增長目標要么對區域技術創新的抑制性更強，要么未能有效體現中央政府發展導向調整的作用

相關研究顯示，與中西部地區相比，東部地區更加依賴投資來發展經濟。

，反映了東部地區尚不能有效發揮示范作用。為實現相關轉換，針對東部地區的地方政府的政績考核應更加突出區域技術創新的指標。

當然，地方增長目標對區域技術創新具有抑制作用并不意味著增長目標管理必然是區域技術創新的“桎梏”，原因在于增長目標管理是推動我國經濟增長的重要動力，經濟增長則是持續性創新投入的資金保障，所以需審慎對待地方增長目標的設定和調整。

[1] Han C., Thomas R. S., Yang M., Ieromonachou P., Zhang H. Evaluating R&D Investment Efficiency in China’s High-tech Industry[J]. Journal of High Technology Management Research, 2017, 28(1): 93-109.

[2] Boeing P., Mueller E. Measuring China’s Patent Quality: Development and Validation of ISR Indices[J]. China Economic Review, 2019, 57(5): 1-14.

[3] 葉祥松, 劉敬. 異質性研發、政府支持與中國科學創新困境[J]. 經濟研究, 2018, (9): 116-132.

[4] 顧元媛, 沈坤榮. 地方政府行為與企業研發投入——基于中國省級面板數據的實證分析[J]. 中國工業經濟, 2012, (10): 77-88.

[5] 李政, 楊思瑩. 財政分權、政府創新偏好與區域創新效率[J]. 管理世界, 2018, (12): 29-42.

[6] 周飛丹. 政府行為與中國社會發展——社會學的研究發現及范式演變[J]. 中國社會科學, 2019, (3): 21-38.

[7] 詹新宇, 劉文彬. 中國式財政分權與地方經濟增長目標管理——來自省、市政府工作報告的經驗證據[J]. 管理世界, 2020, (3): 23-38.

[8] 周黎安. 中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J]. 經濟研究, 2007, (7): 36-50.

[9] Xu C. G. The Fundamental Institutions of China’s Reforms and Development[J]. Journal of Economic Literature, 2011, 49(4): 1076-1151.

[10] 陶然, 王瑞民, 劉明興. 中國地方財政體制演變的邏輯與轉型[J]. 中央社會主義學院學報, 2017, (6): 31-41.

[11] 張旭存. 論深入實施創新驅動發展戰略的“三引擎”[J]. 經濟體制改革, 2016, (1): 14-19.

[12] 余泳澤, 劉大勇, 龔宇. 過猶不及事緩則圓: 地方經濟增長目標約束與全要素生產率[J]. 管理世界, 2019, (7): 26-42.

[13] 陳國權, 陳潔瓊. 名實分離: 雙重約束下的地方政府行為策略[J]. 政治學研究, 2017, (4): 71-83.

[14] 徐現祥, 李書娟, 王賢彬, 畢青苗. 中國經濟增長目標的選擇: 以高質量發展終結“崩潰論”[J]. 世界經濟, 2018, (10): 3-25.

[15] Li X., Liu C., Wei X., Zhou L. Target Setting in Tournaments: Theory and Evidence from China[J]. The Economic Journal, 2019, 129(623): 2888-2915.

[16] 聶輝華, 張雨瀟. 分權、集權與政企合謀[J]. 世界經濟, 2015, (6): 3-21.

[17] 魏建, 鑒聞. 經濟增長預期目標為何系統偏離實際？[J]. 學習與探索, 2018, (3): 98-107.

[18] 余泳澤, 楊曉章. 官員任期、官員特征與經濟增長目標制定——來自230個地級市的經驗證據[J]. 經濟學動態, 2017, (2): 51-65.

[19] 王賢彬, 黃亮雄. 地方經濟增長目標管理——一個三元框架的理論構建與實證檢驗[J]. 經濟理論與經濟管理, 2019, (9): 30-44.

[20] 耿曙, 龐保慶, 鐘靈娜. 中國地方領導任期與政府行為模式: 官員任期的政治經濟學[J]. 經濟學(季刊), 2016, (3): 893-916.

[21] Liu F. C., Simon D. F., Sun Y. T., Cao C. China’s Innovation Policies: Evolution, Institutional Structure and Trajectory[J]. Research Policy, 2011, 40(7): 917-931.

[22] 徐飛. 銀行信貸與企業創新困境[J]. 中國工業經濟, 2019, (1): 119-136.

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

[24] 郭文偉, 李嘉琪. 房產泡沫抑制了經濟高質量增長嗎？——基于13個經濟圈的經驗分析[J]. 中國軟科學, 2019, (8): 77-91.

[25] 王楚君, 許治, 陳朝月. 科技體制改革進程中政府對基礎研究注意力配置——基于中央政府工作報告(1985-2018年)的話語分析[J]. 科學學與科學技術管理, 2018, (12): 54-66.

[26] 吳非, 杜金岷, 李華民. 財政科技投入、地方政府行為與區域創新異質性[J]. 財政研究, 2017, (11): 60-74.

[27] 劉淑琳, 王賢彬, 黃亮雄. 經濟增長目標驅動投資嗎？——基于2001-2016年地級市樣本的理論分析與實證檢驗[J]. 金融研究, 2019, (8): 1-19.

[28] 寇宗來, 劉學悅. 中國城市和產業創新力報告2017[R]. 復旦大學產業發展研究中心, 2017.

[29] Dang I., Motohashi K. Patent Statistics: A Good Indicator for Innovation in China? Patent Subsidy Program Impacts on Patent Quality[J]. China Economic Review, 2015, 35(4): 137-155.

[30] Marquis C., Tilcsik A. Institutional Equivalence: How Industry and Community Peers Influence Corporate Philanthropy[J]. Organization Science, 2016, 27(5): 1325-1341.