在线客服

咨询热线

财政分权促进技术创新吗?

作者:未知

  摘要:中央向地方的财政与行政分权赋予地方官员辖区经济自主权,但地方官员的经济行政权力并未受到制度的有力约束,从而形成具有中国特色的财政分权体制。中国式财政分权在激励地方官员发展辖区经济的同时,也引发地方官员短视行为、政府主导型经济、偏向性招商引资政策和政企合谋等问题,进而削弱各类市场主体的技术创新激励。基于中国改革开放以来的省级面板数据,实证研究发现,财政分权显著负向影响专利强度和研发强度。考虑测量误差、反向因果、遗漏变量等因素后,实证结果保持稳健。完善官员监管体系、减少政府经济干预,方能进一步释放财政分权体制的经济增长潜力。
  关键词:财政分权;技术创新;官员激励;经济干预;专利;研发
  文献标识码:A
  文章编号:1002-2848-2019(03)-0013-13
  一、问题的提出
  科学技术是第一生产力。改革开放之初,中国就明确提出,科学技术是推动现代生产力发展的决定性力量。1995年,中国实施“科教兴国”战略,把科教发展作为建设现代化强国的先导。2006年,《国家中长期科学和技术发展规划纲要》确立创新型国家建设目标。2012年十八大提出“创新驱动发展战略”,强调“科技创新是提高社会生产力和综合国力的战略支撑,必须摆在国家发展全局的核心位置”。2017年十九大指出“创新是引领发展的第一动力,是建设现代化经济体系的战略支撑”。中央政府再三重申,增强创新驱动发展动力,转变经济发展方式,是关系中国发展全局的战略抉择。
  在中央政府持续推动下,中国技术创新取得长足进展。研究与试验发展经费支出(R&D)与国内生产总值(GDP)之比,由1995年的0.57%增长到2016年的2.11%①。国内专利申请授权数量由1986年的2671件增长到2016年的1628881件,年均增长率达32.92%②。尽管如此,中国经济仍未摆脱粗放式增长路径。中国煤炭、石油、电力消耗量占世界的比重,一直高于中国GDP占世界的比重。以2014年为例,中国GDP占比9.1%,中国煤炭、石油、电力消耗量占比则高达49.8%、12.4%和24.3%③。中国GDP总量自2010年起已名列世界第二,但创新水平与经济大国的地位极不相称:在全球综合创新指数排名中,2010年中国位居第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。尽管中国整体创新水平呈上升趋势,但与世界科技前沿仍有巨大差距,关键、核心技术受制于人。近年来中国经济增长率持续下滑,资源投入型增长动力不断衰减,粗放型增长模式已难以为继。中国亟需通过技术创新实现经济增长方式转型。
  如何促进技术创新?目前文献多聚焦于分析技术创新的市场影响因素,鲜有文献从制度层面和官员激励视角,探析中国技术创新能力不足的深层原因。本文以中国式财政分权制度为切入点,寻根究底,尝试揭示该制度影响技术创新的机理机制。通常认为,改革开放以来,中央向地方政府下放财政权与行政权,地方政府间形成类似联邦制的地区分权结构,进而引发地区间标尺竞争,促进全国经济增长[1-2]。文献综述亦表明,财政分权是中国高速经济增长的重要推手[3]。不过,近来不少学者注意到中国财政分权体制的负面激励:地方政府在追求财税收入和经济增长的同时,忽视教育、医疗等社会性公共品供给[4-5]。
  最近有文献关注到中国财政分权体制下地方政府的科技支出行为。周克清等利用1997—2009年省级数据、周彬等利用2007—2012年省级数据,发现财政分权显著促进政府科技支出[6-7]。潘镇等运用1994—2006年省级数据,发现财政分权增进政府科技支出,但地区间竞争削弱财政分权的科技促进作用[8]。白俊红等基于2001—2013年省级数据,发现财政收入分权抑制政府科技支出,財政支出分权却产生积极效应[9]。顾元媛等基于1997—2010年省级数据,发现财政分权显著降低地方政府的企业研发补贴[10]。张梁梁等运用2003—2013年地级市数据,发现财政分权负面影响政府科技支出[11]。大体而言,财政分权对政府科技支出的影响效果可分为两类:促进效应和抑制效应。研究结论莫衷一是,由此而生的政策涵义也大相径庭。
  以上文献有助于人们认识财政分权的创新效应,但它们的不足之处也不容忽视。首先,现有文献重点分析财政分权与地方政府科技支出之间的关系,鲜有文献分析财政分权与广义技术创新之间的关系。政府科技支出只是技术创新的一个方面,广义上的技术创新则涵盖各类市场主体的创新投入与创新产出行为。探讨财政分权对专利数量和研发投入的影响,能够更全面地捕捉财政分权的创新效应。其次,现有文献没有充分考虑财政分权变量的内生性问题。考察财政分权对整体技术创新而非地方政府科技支出的影响,有助于缓解财政分权变量在模型中的反向因果难题,因为相对于各类市场主体的创新行为而言,自上而下的财政分权制度更具外生性。而且,我们以市场分割指数作为财政分权的工具变量,有望进一步克服因遗漏变量而造成的财政分权内生性问题。最后,更为重要的是,既有文献未深入分析财政分权影响技术创新的内在逻辑。中国财政分权建立在垂直集中官员治理模式之上,这种具有中国特色的财政分权制度可简称为“中国式财政分权”。中国式财政分权如何影响地方官员激励,进而影响市场主体的创新行为?目前尚缺乏这方面机制的清晰阐释。
  一般意义上,财政分权能够加剧地方政府竞争,促进生产要素跨区域优化配置,因而有利于激发技术创新。不过,中国式财政分权却可能造成技术创新供给不足。与通常的生产性投资相比,技术创新具有特殊属性:投资周期长、见效慢、溢出效应大。地方官员为最大化任职期间的经济政治利益,有激励利用辖区财政和行政自主权,侧重见效快、易彰显政绩的短平快项目,漠视见效慢、难彰显政绩的创新项目。中央政府主要依赖自上而下垂直机制监督地方官员,但由于中央地方间信息不对称、监管成本高昂,中央政府难以有效扼制地方官员的短视近利行为。地方官员的短视近利行为借由政府所掌控的资源与政策等强有力“有形之手”,能够削弱各类市场主体的技术创新激励,最终造成中国总体技术创新能力薄弱、增长模式转型困难。本文在细致考察中国财政分权制度背景的基础上,提出中国式财政分权抑制技术创新的理论假说,然后利用改革开放以来的省级面板数据进行实证检验。多种稳健性检验结果均支持理论假说。   与以往研究相比,本文贡献主要体现在:第一,阐明中国式财政分权影响技术创新的机理;第二,从创新投入和创新产出角度全面考察财政分权的创新效应;第三,识别财政分权与技术创新之间的因果关系。后文第二节提出理论假说,第三节设定计量模型、介绍数据,第四节报告实证检验结果,第五节为结论与政策建议。
  二、理论分析与假说
  传统财政联邦理论认为,中央向地方财政分权,有利于提高地方公共物品供给效率。现代财政联邦理论在此基础上扩展研究范畴,将传统分权思想应用于地方政府激励和经济增长[12]。其基本思想是:在财政分权体制下,地方政府为扩大税基而相互竞争,辖区间竞争促使政府放松管制、推进市场化进程,形成所谓“市场维护型联邦制”。针对中国改革开放以来的经济转型与增长,Montinola等[1-2]提出“中国式联邦制”——中国的中央-地方政府间组织结构,类似西方国家的联邦制分权结构,符合“市场维护型联邦制”的基本特征,中国因此实现强劲经济增长。
  然而,“市场维护型联邦制”遗漏了财政分权赖以发挥作用的政治制度基础。Rodden等认识到,该理论屏蔽掉政治制度背景,没有考虑实际政治过程[13]。杨其静等认为,该理论缺失政治微观基础,忽视有效分权的必要条件,忽略分权的负面效应[14]。Bardhan指出,发展中国家和转型国家往往缺少有效分权的条件,如人口自由流动、官僚受到居民约束等[15]。Cai等针对“中国式联邦制”提出如下质疑:它强调中央向地方分权必须保持高度稳定性,事实上中央可以随时收回下放的行政和经济权力;它强调分权和竞争能够硬化地方政府预算約束,事实上地方政府经常为亏损和负债的国有企业背书[16]。中国财政分权的负面影响也被实证文献观察到,例如地方政府偏向基本建设等生产性支出,忽视教育、医疗、社会保障、城市公用设施等公共品供给[17-18]。
  中国财政分权对技术创新有何影响?理论上,财政分权引发地区标尺竞赛,推动地方试验,有利于技术创新。不过,如前所述,财政分权并非单独发挥作用,它嵌入到特定政治制度之中。中国并非真正意义上的联邦制国家,中国财政分权建立于中央垂直集中官员治理模式之上[4-5]。这种具有中国特色的财政分权体制可简称为“中国式财政分权”。在财政分权下,为最大化任期内经济政治利益,地方官员有激励利用辖区决策自主权,侧重任期内短期经济绩效,忽视任期外长期经济绩效;在自上而下垂直集中官员治理模式下,由于中央地方间信息不对称,中央政府难以有效遏制地方官员的短视近利行为。教育、医疗等社会性公共品,短期内无法彰显官员政绩、无法兑现为经济增长,因而就不为地方官员所重视。与之类似,技术创新也具有投资周期长、见效慢、短期内难以彰显官员政绩的特性,应同样不为地方官员所重视。不同的是,教育、医疗等公共品主要由政府供给,而技术创新不局限于政府供给,企业等市场微观主体是技术创新的主力;于是,地方官员虽然可以直接影响政府财政支出倾向,但难以直接影响各类市场主体的投资行为。地方官员主要借助政府所掌控的资源和政策等强有力政府“有形之手”,间接影响各类市场主体的行为。因此,中国式财政分权影响技术创新的机制与其影响社会性公共品供给的机制并不完全相同。具体来说,中国式财政分权造成地方官员短视行为、政府主导型经济、偏向性竞争政策和政企合谋等不利于技术创新的环境氛围,进而弱化市场微观主体的技术创新激励。
  在中国式财政分权下,地方官员行为短视化,抑制财政资源向创新领域配置。垂直集中官员治理模式使得地方官员主要受到垂直方向的监督和制约,其所受的水平方向(居民、企业、新闻媒体等)的监督和制约非常有限。垂直监督面临着如下监管难题:中央地方间信息不对称,官僚层级过长造成信息传输损耗和失真,上级对直接下级缺乏足够的监管激励(可能形成共谋)。在垂直监督成本高昂、监管效果有限的情况下,地方官员则可利用辖区财政和行政自主权,制定于己有利的财政政策,侧重任期之内的短期利益。此外,地方政府职责具有多维度、多任务、不易量化的特性[19],中央政府几乎不可能找到一个统一的、具有充分信息量的指标来综合评价地方官员的政绩。事实上,由于有效信息缺乏且信息成本高昂,中央政府通常依据易观测、易度量的GDP指标考核地方官员,并将GDP增长与官员任免紧密挂钩[20],这促使地方官员更加侧重那些快速带来GDP增长的投资项目。技术创新具有投资周期长、见效慢、风险高的特性,它虽有助于提升地区长期竞争力,但短期内不能转化为GDP、不能产生即期利益,因而也就不为地方官员所看重。地方官员急功近利式投资行为的直接结果,是政府财政资源更多被配置于生产性领域、较少被配置于科技创新领域。统计数据表明,2007—2016年期间,地方政府生产性支出占地方政府财政总支出的22.7%,科技支出占比只有2.2%根据各年《中国统计年鉴》数据计算。生产性支出由五项加总而成:农林水支出,交通运输支出,资源勘探信息等支出,商业服务业等支出,金融支出。。财政性科技支出占比过低,无法形成有力的市场创新带动效应,不利于营造鼓励技术创新的社会文化氛围,整体上抑制技术创新步伐。
  在中国式财政分权下,地方政府主导、干预地方经济,削弱市场微观主体的创新积极性。中央向地方的行政与财政分权,使得地方政府在地方经济建设中拥有强大的资源动员能力,在市场资源配置中处于主导地位、拥有实际权威,形成事实上的地方政府主导型经济模式。具体表现在如下方面。第一,地方政府控制着财政、土地、矿藏、融资平台等巨量经济资源,拥有项目审批、经营许可证发放、土地资源使用、投资限制等诸多经济行政权力。第二,地方政府能够借助产业政策影响市场投资行为。产业政策的制定和实施,通常伴随着税收优惠、财政补贴等政策支持,地方政府借此能够引导市场主体投资于政府中意的领域和行业。第三,地方政府可以直接干预地方国有企业的投资决策。在水平监督机制缺乏的情况下,地方政府及官员干预市场运行的权力很难受到有力掣肘,于是,中国式财政分权下所形成的地方官员短视行为,不仅直接影响地方政府自身的财政支出倾向,而且能够借助强有力政府“有形之手”,影响诸多市场参与者的投资倾向。地方官员动用财税资源、运用政策优惠手段,追求规模扩张,而非追求稳步增长,造成各类市场主体的急功近利投资行为,严重削弱企业从事技术创新的积极性和主动性。此外,政府主导型经济经常采用行政壁垒、市场管制等手段干预市场运行,加大了微观主体的生产成本和市场交易成本,既不利于新企业设立,也不利于既有企业开展创新项目。现实中可观察到,政府主导型经济往往造成一哄而上、高度同质化的行业发展态势,导致一些产业短期内就陷入重复建设甚至全行业亏损困境之中。光伏行业短短数年内一跃成为某些地区的支柱产业,最后却行业产能过剩、企业负债累累,背后就是地方政府主导产业发展的结果。   在中国式财政分权下,地方政府偏向性招商引资政策,阻碍创新要素的优化配置。财政分权引发地方政府为争夺财税资源而展开激烈的招商引资竞争。招商引资竞争有助于促成快速经济增长,但在官员行为短视近利、劳动力自由流动受阻的条件下,其未必有利于技术创新和长期经济增长。首先,在招商引资过程中,地方官员为追求即期利益和政绩,偏重短期内易产生收益、易彰显政绩的短平快项目,相对忽视短期内难产生收益、难彰显政绩的创新性项目。短平快投资能快速增加本地税基、能取得“立竿见影”式经济增长效果,引进该类投资就成为地方政府招商引资工作的重中之重。当有限的资源、政策集中于短平快引资项目时,新兴企业、科技企业就得不到有力扶持,创新要素的区域间流动就受到阻塞,创新资源的配置效率就会降低。其次,在激烈的招商引资竞争中,资源禀赋条件较差、经济基础较薄的地区往往缺乏竞争优势,这些地区的地方政府可能放弃参与竞争,甚至转变为纯粹的“掠夺者”,因为它们已经注定是竞争的失败者。此类地方政府,若无积极性参与地区竞争,遑论有积极性推进技术创新,结果是区域经济发展不平衡问题日益凸显。最后,招商引资竞争使得资本跨地区流动畅通,户籍制度则使得劳动力跨地区流动受阻,从而一定程度上造成资源错配和误置。在中国现行体制下,居民所能享受到的教育和医疗等公共服务与户籍捆绑在一起,导致居民迁移成本高昂,导致“用脚投票”机制未能充分发挥优化资源配置的作用。户籍限制及由此而生的劳动力市场发育滞后,造成各类人才资本未能和物质资本充分匹配,从而降低人力资本的研发效率、延缓新产品和新工艺的研发进程。
  在中国式财政分权下,地方政府与企业合谋,阻滞市场进入和创新投资。中国式财政分权创设出地方官员向企业设租寻租的有利条件:地方官员拥有辖区项目审批等经济自主权,而这些经济与行政权力并未受到制度的有力约束。企业为获取政治经济资源,也千方百计与政府官员建立政治关联。政企合谋扰乱市场秩序,损害市场竞争,削弱企业采纳、投资新技术的积极性。首先,政企合谋刺激企业采用低成本粗放生产方式。地方政府既可能监督当地企业,促使企业采取重视安全、保护环境、节约资源的集约生产方式,也可能与当地企业合谋,纵容企业采取忽视安全、破坏环境、损耗资源的粗放生产方式。由于中央政府很难观察到地方经济发展的真实成本,地方官员倾向选择于己有利的、经济效果立竿见影的粗放生产方式,而不予考虑该生产方式的社会成本[21]。在地方政府庇护下,政治关联企业为赚取更多利润,也有积极性采取低成本、不安全、不环保的粗放生产方式。其次,政企合谋造成行政垄断,恶化竞争环境。政治关联企业能够获得额外经济资源,能够获取受政府保护的市场垄断力量,从而有效阻止潜在竞争者进入市场。这不仅抑制政治关联企业投资新技术的积极性,也挫伤非政治关联企业从事技术创新的积极性。最后,政企合谋破坏法律效力,加大行政环境不确定性。在良好的法律保障、公平的行政环境下,投资者技术创新的能动性较大,创新项目的外部掣肘较少,创新投入、创新成果相应较多[22]。政企合谋往往伴随着权钱交易、行贿受贿等黑箱操作,破坏法律效力和执法效果,导致企业无法产生稳定的市场预期,使得企业丧失持续创新动力。
  综上,中国式财政分权引发地方官员短视行为、政府主导型经济、有偏招商引资政策、政企合谋等问题,进而削弱市场主体的技术创新激励、阻碍技术创新步伐。由此,本文提出如下待实证检验的理论假说:中国式财政分权抑制技术创新。[WTBX]
  三、计量模型与数据
  (一)模型设定
  本文采用1978年以来中国内陆31个省(自治区、直辖市)海南省设立于1988年,重庆直辖市设立于1997年。面板数据,检验中国式财政分权对技术创新的影响。基准计量模型设定如下:
  其中,i代表省份,t代表年份。INN表示技术创新,FD表示财政分权度;ui为省份固定效应,用来刻画不随时间变化的省份特征,如地理位置、资源禀赋等;ut为年份固定效应,用来刻画不随省份变化的时间特征,如全国性的宏观因素、经济政策等;X为控制变量向量;ε为随机误差项。根据理论假说,我们预期财政分权系数估计值α1统计上显著为负,即财政分权对技术创新有显著抑制作用。
  技术创新分别用创新产出和创新投入度量。创新产出表示为专利授权量占实际GDP的比重(记为pat/rgdp,实际GDP以1978年价格计算),衡量每单位实际GDP所含的专利数量,可称为专利强度。以实际GDP作为权重,目的是控制各省实际经济规模的影响。创新投入表示为研发支出占GDP的比重(记为rd/gdp;下文如无特别说明,GDP即指名义GDP),可称为研发强度;该变量中,分子分母都含有价格因素、两者相除可消除价格,研发与GDP故而都采用名义值。
  核心解释变量为财政分权。财政分权表征中央向地方下放的经济权力,可分别从财政支出维度和财政收入维度度量。改革开放以来,中国税制几经变革(如,利改税、财政包干制、分税制),地方政府征税范围、收入分成比例随时间不断变化,导致财政收入分权存在着时间不一致性问题。中央与地方的财政支出权责相对明确、地方财政支出范畴相对稳定,财政支出分权能够更准确、一致地刻画财政分权度。有鉴于此,本文遵循相关文献的通常表示方法[17,23-24],用如下两个指标度量财政分权。
  預算财政支出分权(bfd)只考虑中央和地方的预算财政支出,总财政支出分权(cfd)综合考虑预算财政支出和预算外财政支出。由于预算外支出具有相当的规模,总财政支出分权能够更真实地刻画分权度。上述财政分权指标均采用人均化形式,以控制各省人口规模的影响。为稳健起见,核心解释变量还用如下两个指标度量:地方预算财政支出占当地GDP的比重(记为fis)、市场化指数(记为mar)。预算财政支出占GDP的比重越高,意味着地方政府主导地方经济的程度越高、财政分权度越高,该地区技术创新水平可能越低。市场化指数表征各省市场化进程,可作为政府分配经济资源的反向指标,预期市场化指数对技术创新有正影响。   控制变量包括产业结构、对外开放度、交通基础设施、经济发展水平。产业结构用两个指标表示:一是工业化程度,表示为工业增加值占GDP的比重(记为ind);一是第三产业发展程度,表示为第三产业增加值占GDP的比重(记为ser)。理论上,工业占比、第三产业占比越高,技术创新水平越高。对外开放度表示为进出口贸易总额占GDP的比重(记为tra)。国际贸易促进知识、信息、技术流动,加剧市场竞争,预期其对技术创新有正向影响。交通基础设施用人均公路里程表示(记为roa)。经济发展水平用滞后一期人均实际GDP表示(记为rpc)。
  回归模型中的随机误差项可能存在着异方差,省内技术创新水平、省内随机误差项均可能存在着序列相关,本文估计结果将报告聚类到省份的稳健标准误。针对财政分权变量的内生性问题,本文以市场分割度(记为seg)作为财政分权的工具变量,采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行稳健性检验。
  (二)数据与描述性统计
  专利授权量来自《中国统计年鉴》,年份为1987—2014年。研发支出来自《中国科技统计年鉴》,年份为2000—2014年。预算财政支出分权、总财政支出分权数据来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》,前者年份为1978—2014年,后者年份为1987—2010年(2011年起,预算外财政不再单列)。市场化指数来自樊纲等[25],年份为1997—2009年。市场分割度测算数据来自《中国统计年鉴》(后文将详细介绍市场分割的计算方法),年份为1988—2013年。其他变量的数据来自《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》。
  表1报告变量描述性统计结果。从技术创新产出看,1987—2014年,每百亿元实际GDP平均产生285项专利,每百亿元名义GDP平均产生86项专利。从技术创新投入看,2000—2014年,研发占GDP的比重平均为1.2%。财政分权指标在考察期间有相当大的波动,总财政支出分权略高于预算财政支出分权。地方预算财政支出占当地GDP的比重平均为17.7%,市场化指数平均为5.7,说明地方政府拥有辖区经济的较大影响力、控制力。
  四、实证结果
  (一)以专利数量为被解释变量
  表2估计结果以专利授权量/实际GDP(pat/rgdp)为被解释变量、以预算财政支出分权(bfd)为核心解释变量。为检验结果稳健性,我们采取逐步加入控制变量的回归技术。
  第(1)列只控制省份和年份固定效应,预算财政支出分权估计值为负,但并不显著。
  第(2)列进一步控制工业占比(ind)和第三产业占比(ser),预算财政支出分权估计值在10%水平上显著为负,表明财政分权度越高,每单位实际GDP产生的专利数量(专利强度)越低。
  第(3)列进一步控制对外开放度(tra),预算财政支出分权估计值在5%水平上显著为负,系数绝对值有所增加。
  第(4)列引入交通基础设施(取对数,lnroa),
  第(5)列引入滞后一期人均实际GDP(取对数,L.lnrpc),预算财政支出分权估计值的显著性及系数大小均没有发生实质性变化。综上,预算财政支出分权对专利强度表现出稳定的显著负影响。
  第(5)列显示,预算财政支出分权每增加一个单位,每百亿元实际GDP所含专利数量减少36项。
  上述回归的时间区间为1987—2014年。在此期间,我国财税体制发生重大变化:1994年实行分税制,取代先前的财政包干制。分税制改革,旨在提高中央财政收入占比;事实上,中央又以转移支付方式,将大部分财政收入返还给地方政府。结果是,地方预算财政支出占全国预算财政支出的比重,并没有降低,反而上升,由1994年70%逐步上升到2014年85%《中国统计年鉴(2017)》,第204页。。也因此,预算财政支出分权表现出时间连续性。不过,为排除财政分权变量分税制前后的差异,第(6)列基于1994—2014年子样本进行回归分析。结果显示,预算财政支出分权对专利强度有显著负影响,结果保持稳健。
  以上回归均以专利授权量/实际GDP为被解释变量,第(7)列则以专利授权量/名义GDP(pat/gdp)为被解释变量。可以发现,预算财政支出分权估计值在1%水平上显著为负,其每增加一个单位,每百亿元名义GDP所含专利数量减少11项。
  控制变量中,第三产业占比、对外开放度表现出显著正影响,表明产业升级和经济开放能显著促进创新;工业化程度、交通基础设施、人均实际GDP没有显著影响。
  (二)以研发支出为被解释变量
  表3以研发占GDP的比重(rd/gdp)为被解释变量。第(1)—(5)列逐步引入控制变量,预算财政支出分权估计值均在5%以上水平上显著为负。各控制变量对研发强度没有显著影响,表明创新投入与创新产出的影响因素并不一致。
  表2与表3所呈现的财政分权与技术创新的显著负向关联,是控制省份和年份固定效应后的结果,从而排除了不同省份资源禀赋差异和不同年份中央经济政策差异的影响。虽然不同技术创新指标所捕捉的信息有所差异,但估计结果都一致支持理論假说。
  (三)采用不同财政分权变量
  预算财政支出分权仅考虑预算财政支出,未考虑规模巨大的预算外财政支出,使得财政分权变量可能存在着测量误差问题。该种测量误差进入回归模型的随机误差项,造成财政分权变量与随机误差项相关,导致内生性问题。现通过设定不同的财政分权变量,尽可能减少因采用单一财政分权指标而造成的估计偏误。表4为相关估计结果。第(1)—(2)列以总财政支出分权(cfd)作为财政分权变量。被解释变量无论是专利授权量与实际GDP之比(pat/rgdp)还是研发与GDP之比(rd/gdp),总财政支出分权估计值都显著为负。   中国式财政分权造成地方政府深度介入经济活动,形成地方政府主导型经济。我们用地方预算财政支出占当地GDP的比重(fis)来刻画地方政府主导经济程度。该指标可作为财政分权的近似度量:该指标越大,表明财政分权程度越高。第(3)—(4)列结果表明,地方預算财政支出占比对技术创新有显著负影响。市场化程度作为地方政府分配经济资源的反向指标,应对技术创新有积极效应。第(5)—(6)列以市场化指数(mar)为核心解释变量,正像预期的那样,市场化指数估计值显著为正。
  (四)财政分权变量滞后一期
  财政分权是中央政府向地方政府自上而下的授权,这种授权对地方政府而言是相对外生的,对市场主体而言更具外生性。在中国式财政分权下,地方政府在辖区范围内掌控着行政审批、土地征用、政策优惠等经济行政权力,拥有强大的资源支配力和经济控制力,深刻影响着辖区市场主体的技术创新行为。所以,在因果关系上,财政分权是因,技术创新是果。即便如此,为确证两者之间的关系,本文利用滞后一期财政分权变量进行检验。这里的逻辑是,即便技术创新影响财政分权,也是本期技术创新影响本期或以后若干期的财政分权,而不是影响上期财政分权。换言之,若能发现滞后一期财政分权显著影响本期技术创新,一定程度上可证实财政分权与技术创新间的因果联系。
  表5报告将预算财政支出分权、总财政支出分权、预算财政支出占比、市场化指数分别滞后一期(依次记为L.bfd、L.cfd、L.fis、L.mar)的估计结果。被解释变量不论是专利强度还是研发强度,上述滞后一期变量估计值的方向和显著性均与理论预期相一致,表明财政分权对技术创新具有因果影响。
  (五)工具变量估计
  上文已排除因测量误差、反向因果而造成的估计偏误,但仍然可能存在着某些不可观测且与财政分权相关的遗漏变量,导致财政分权估计值有偏。本节利用工具变量法克服因遗漏变量而造成的内生性问题。
  本文以市场分割度作为财政分权的工具变量。各省份市场分割度以相对价格指数法来构建。本文选取1988—2013年全国28个省(自治区、直辖市)不包括港澳台、西藏和海南,重庆数据合并至四川省。的9类商品9类商品为:粮食类、饮料烟酒类、服装鞋帽类、文化办公用品类、日用品类、中西药品及医疗保健品类、书报杂志及电子出版物类、燃料类、建筑材料及五金电料类。零售价格指数作为原始数据,构建包括时间t、省份i、商品k的三维数据(共计26×28×9=6552个观测值)。采用与陆铭等[26]相同的计算方法计算步骤如下。
  (1)选取相邻省作为观测对象。我们直接对28个省分别找相邻省进行配对,不排除重复的配对,共有150对接壤省的配对结果。150个配对、26年、9类商品共有150×26×9=35100个观测值。
  (2)取对数、求差分。《中国统计年鉴》只提供商品零售价格指数的环比数据,可通过对环比数据取对数、求差分而得到相邻省的相对价格比。
  (3)取绝对值。我们考察的对象是相邻省份相对价格的差异幅度,并不关心相邻省份同种商品的价格孰高孰低。
  (4)去均值。影响商品价格的因素,既有市场环境等政策性壁垒因素,也有商品自身特性等自然因素。去均值是为消除因商品自身特性而引起的价格波动,去均值后所得到的相对价格变化仅与地区间市场分割因素和一些随机因素相关。
  (5)求方差。去均值后,将每一年每一个配对省的九类商品求方差,方差大小代表价格波动范围。
  (6)求方差的均值。每一个省的市场分割指数是该省与其相邻省相对价格方差的平均值。共得出26×28=728个市场分割指数。详细的计算方法可参见陆铭等[26]。,共得到26年×28省=728个市场分割观测值,它们表示各省与所有邻省的市场分割程度的时序变化。
  有效工具变量应满足其与内生变量相关、与随机误差项不相关两个条件。就相关性而言,财政分权强化地方政府财政激励,各地区为保护本地资源、市场、税基各自为战,“以邻为壑”地方保护政策成为地方政府的理性选择[26]。因而,刻画地方保护程度的市场分割指数与财政分权高度相关。就外生性而言,市场分割与随机误差项不相关这个条件并不容易满足,市场分割可能通过多种渠道影响技术创新:比如,市场分割影响经济增长,经济增长又影响技术创新;又如,市场分割导致地区重复建设、产业同构,产业结构扭曲又影响技术创新。鉴于这些考虑,回归方程控制了人均实际GDP、工业增加值占比、第三产业增加值占比、经济开放度、交通基础设施等变量。控制这些变量以及省份、年份固定效应后,市场分割应仅通过财政分权这个渠道影响技术创新。为强化市场分割的外生性,以其滞后一期值作为财政分权的工具变量。
  本文还用滞后一期财政分权作为本期财政分权的工具变量。一方面,由于时间上的连贯性、继承性,滞后一期财政分权与本期财政分权之间高度相关。另一方面,控制省份经济变量以及省份和年份固定效应后,滞后一期财政分权应仅通过本期财政分权影响技术创新。
  工具变量的有效性可借助如下检验方法。首先,工具变量和被工具变量必须强相关,否则,就产生弱工具变量问题,导致估计量有偏。使用两阶段最小二乘估计法时,可利用第一阶段的F统计量来判断两者之间关系的强弱。一般而言,如果F统计量大于经验值10,则不存在弱工具变量问题[27]。其次,如果存在两个及以上工具变量,可采取过度识别检验来判断工具变量是否符合外生性假设。两种检验的结果报告于表6底部。
  表6中第(1)—(4)列以专利强度为被解释变量。第(1)列以预算财政支出分权为核心解释变量,以滞后一期市场分割度、滞后一期预算财政支出分权为工具变量。第(2)列以总财政支出分权为核心解释变量,以滞后一期市场分割度、滞后一期总财政支出分权为工具变量。第一阶段的F值远大于10,表明工具变量不是弱工具;过度识别检验的P值大于0.1,表明工具变量具有外生性。结果显示,预算财政支出分权、总财政支出分权的估计值显著为负。同理,第(3)—(4)列的第一阶段F值检验、过度识别检验表明,工具变量是有效的;结果表明,地方预算财政支出占比估计值显著为负,市场化指数估计值显著为正。   表6中第(5)—(8)列以研发强度为被解释变量。除第(6)列外,其他列的F值都远大于10。除第(5)列外,其他列的过度识别检验的P值都大于0.1。第(6)列总财政支出分权估计值接近10%显著性水平,其他列的核心解释变量估计值均在1%水平上顯著。总之,工具变量估计结果与OLS估计结果基本一致。
  (六)以全社会固定资产投资占比为被解释变量
  在中国式财政分权下,地方官员任职期间既有漠视短期内无法见效、无法彰显政绩的技术创新的激励,也有重视短期内易见效、易彰显政绩的生产性投资的激励。因此,财政分权在抑制技术创新的同时,也应促进固定资产投资。若能发现财政分权显著正向影响固定资产投资,则可为财政分权的创新负效应源于地方官员利益驱动这一逻辑提供反向支持证据。
  本文以全社会固定资产投资占GDP的比重(记为fix/gdp)为被解释变量,来检验财政分权的投资效应。表7报告相关估计结果本文也以滞后一期市场分割度、滞后一期核心解释变量作为工具变量进行2SLS估计。2SLS与OLS结果基本一致,但部分2SLS结果的过度识别检验拒绝工具变量为外生的原假设。因篇幅所限,未汇报2SLS结果。。结果显示,预算财政支出分权、预算财政支出占比的估计值显著为正,总财政支出分权估计值接近10%显著性水平,市场化指数估计值虽不显著但仍有预期中的作用方向。总体而言,财政分权促进固定资产投资。
  综上所述,财政分权显著负影响技术创新、显著正影响固定资产投资。这些实证结果的背后是地方官员的利益和政绩观:在中国式财政分权下,地方官员受利益和政绩驱动,侧重短期经济增长效应明显的固定资产投资,漠视短期经济增长效应不明显的技术创新。
  五、结论与政策建议
  中央向地方的财政与行政分权赋予地方官员辖区经济自主权,但地方官员的经济行政权力并未受到制度的有力约束。为最大化任职期间的经济政治利益,地方官员利用辖区经济自主权,偏重见效快、易彰显政绩的短平快项目,漠视见效慢、难彰显政绩的技术创新项目。中央政府依赖自上而下垂直机制监督地方官员,但由于垂直监督拥有的信息有限、监督成本高昂,中央政府难以有效遏制地方官员的短视近利行为。地方官员的短视近利行为能够借助强有力政府“有形之手”,影响诸多市场参与者的创新行为。具体而言,中国式财政分权引发地方官员短视行为、政府主导型经济、有偏招商引资政策、政企合谋等问题,进而削弱各类市场主体的技术创新激励。基于改革开放以来的省级面板数据,实证研究表明,中国式财政分权显著抑制技术创新:财政分权程度越高,专利强度和研发强度越低。考虑测量误差、反向因果、遗漏变量等因素后,实证结果保持稳健。
  粗放增长方式向集约增长方式转型,是中国可持续发展的客观要求。为培育增长新动力、打造发展新引擎,应通过深化改革增进财政分权体制的合意性。首先,充分发挥公众、企业、新闻媒体、社会舆论的官员监督作用。垂直监督方式受制于中央地方间严重的信息不对称,监督成本高昂,监管效果有限。在水平监督方式中,监督者众多,信息流动扁平化,信息传递损耗少,信息获取成本低。公众、企业感同身受政府服务质量、营商环境,拥有比垂直监督者更多的信息,能更客观地评估政府政策及效果。众目睽睽监管之下,地方官员的自利短视行为受到有效遏制,政府政策更符合社会福利和长期经济增长目标。把官员权力关进制度的笼子里,设租寻租行为大大减少,各类市场主体预期稳定,创新力、竞争力将持续增强。其次,减少地方政府经济干预,加快推进政府职能转型。地方政府深度介入经济活动后,地方官员的自利短视行为作用于诸多市场主体,造成整个社会急功近利式经济行为。以政府治理能力现代化为导向,削减地方政府干预市场的行政权力,是转变经济发展方式的重要突破口。简政放权,充分让市场发挥资源配置的决定性作用,方能为大众创业、万众创新营造良好政策环境,方能持续增强经济发展的内生动力。[JY]完善官员监管体系、 减少政府经济干预,应成为深化改革的重点内容。若能如此,能够进一步释放财政分权体制的经济增长潜力,能够更充分激发市场微观主体的创新能动性,从而开创未来中国可持续、高质量经济增长新局面。
  参考文献:
  [1] Montinola G, Qian Y, Weingast B R. Federalism, Chinese style: The political basis for economic success in China [J]. World Politics, 1995, 48(1): 50-81.
  [2] Jin H, Qian Y, Weingast B R. Regional decentralization and fiscal incentives: Federalism, Chinese style [J]. Journal of Public Economics, 2005, 89(9/10): 1719-1742.
  [3] 谢贞发, 张玮. 中国财政分权与经济增长 [J]. 经济学(季刊), 2015, 14(2): 435-452.
  [4] 王永钦, 张晏, 章元, 等. 中国的大国发展道路 [J]. 经济研究, 2007(1): 4-16.
  [5] Xu C. The fundamental institutions of China’s reforms and development [J]. Journal of Economic Literature, 2011, 49(4): 1076-1151.
  [6] 周克清, 刘海二, 吴碧英. 财政分权对地方科技投入的影响研究 [J]. 财贸经济, 2011(10): 31-37.
  [7] 周彬, 邬娟. 财政分权视角下的地方政府科技投入 [J]. 中南财经政法大学学报, 2015(4): 66-74.   [8] 潘镇, 金中坤, 徐伟. 财政分权背景下地方政府科技支出行为研究 [J]. 上海经济研究, 2013(1): 34-45.
  [9] 白俊红, 戴玮. 财政分权对地方政府科技投入的影响 [J]. 统计研究, 2017(3): 97-106.
  [10]顾元媛, 沈坤荣. 地方政府行为与企业研发投入 [J]. 中国工业经济, 2012(10): 77-88.
  [11]张梁梁, 杨俊, 罗鉴益. 财政分权视角下地方政府科技支出的标尺竞争 [J]. 当代财经, 2016(4): 29-39.
  [12]Weingast B R. Second generation fiscal federalism: Political aspects of decentralization and economic development [J]. World Development, 2014, 53: 14-25.
  [13]Rodden J, Rose-Ackerman S. Does federalism preserve markets? [J]. Virginia Law Review, 1997, 83(7): 1521-1572.
  [14]杨其静, 聂辉华. 保护市场的联邦主义及其批判 [J]. 经济研究, 2008(3): 99-114.
  [15]Bardhan P. Decentralization of governance and development [J]. Journal of Economic Perspectives, 2002, 16(4): 185-205.
  [16]Cai H, Treisman D. Did government decentralization cause China’s economic miracle? [J]. World Politics, 2006, 58(4): 505-535.
  [17]傅勇, 张晏. 中国式分权与财政支出结构偏向 [J]. 管理世界, 2007(3): 4-12.
  [18]尹恒, 朱虹. 县级财政生产性支出偏向研究 [J]. 中国社会科学, 2011(1): 88-101.
  [19]Tirole J. The Internal Organization of Government [J]. Oxford Economic Papers, 1994, 46(1): 1-29.
  [20]周黎安. 中国地方官员的晋升锦标赛模式研究 [J]. 经济研究, 2007(7): 36-50.
  [21]聂辉华, 李金波. 政企合谋与经济发展 [J]. 经济学(季刊), 2006(1): 75-90.
  [22]鲁桐, 党印. 投资者保护、行政环境与技术创新 [J]. 世界经济, 2015(10): 99-124.
  [23]Zhang T, Zou H. Fiscal decentralization, public spending, and economic growth in China [J]. Journal of Public Economics, 1998, 67(2): 221-240.
  [24]Gemmell N, Kneller R, Sanz I. Fiscal decentralization and economic growth: Spending versus revenue decentralization [J]. Economic Inquiry, 2013, 51(4): 1915-1931.
  [25]樊綱, 王小鲁, 朱恒鹏. 中国市场化指数 [M]. 北京: 经济科学出版社, 2011.
  [26]陆铭, 陈钊. 市场分割的经济增长 [J]. 经济研究, 2009(3): 42-52.
  [27]Stock J H, Yogo M. Testing for weak instruments in linear IV regression [C]∥Stock J H, Andrews D W K. Identification and inference for econometric models. Cambridge: Cambridge University Press, 2005: 80-108.
转载注明来源:https://www.xzbu.com/2/view-14871350.htm