地方科技創(chuàng)新目標約束、財政科技支出與城市創(chuàng)新

創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和可持續(xù)增長的重要驅(qū)動力。城市是創(chuàng)新活動的空間載體，城市創(chuàng)新體系是國家創(chuàng)新體系的重要組成部分，因此提升城市創(chuàng)新能力有助于增強國家創(chuàng)新實力。作為城市創(chuàng)新體系的重要建設主體，地方政府是引導和支持創(chuàng)新活動的關鍵一環(huán)。在中國式分權(quán)下，地方政府擁有充分的財政支出自主權(quán)，因此財政科技支出是地方政府參與城市創(chuàng)新系統(tǒng)建設的基本手段，能夠直接提升全社會創(chuàng)新投入水平[1]。事實上，隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的深入實施，政府官員的考核內(nèi)容也發(fā)生明顯變化，GDP等經(jīng)濟發(fā)展速度指標逐漸淡化，取而代之的是科技創(chuàng)新、環(huán)境保護等體現(xiàn)發(fā)展質(zhì)量的指標[2-3]。因此，各地區(qū)政府也從圍繞經(jīng)濟發(fā)展的指標競爭逐步轉(zhuǎn)向圍繞財政科技支出的創(chuàng)新競爭。為向外傳遞正向的能力信號和積極的行為舉動，各地區(qū)設立了不同的科技創(chuàng)新目標[4]。

鑒于此，本文將實證考察地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響及作用機制，其可能存在的邊際貢獻是：第一，在研究視角方面，通過手工整理2013-2019年各省市政府工作報告中關于地方科技創(chuàng)新目標的表述，確定地方科技創(chuàng)新目標約束變量，并結(jié)合城市面板數(shù)據(jù)和城市創(chuàng)新指數(shù)數(shù)據(jù)，考察地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響，從而補充和拓展既有研究；第二，在研究內(nèi)容方面，以財政科技支出作為地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響路徑，驗證地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響機制，進一步深化研究主題。

1 文獻評述與理論假設

1.1 文獻評述

圍繞城市創(chuàng)新，既有研究主要從以下方面展開討論：一是考察創(chuàng)新政策對城市創(chuàng)新水平的影響，并肯定創(chuàng)新政策對提升城市創(chuàng)新水平的積極作用。如設立國家創(chuàng)新型城市的試點政策對城市創(chuàng)新水平存在激勵效應[5-7]，此外，國家知識產(chǎn)權(quán)示范城市建設、智慧城市建設、國家高新區(qū)建設等創(chuàng)新政策也與城市創(chuàng)新力存在正向關聯(lián)[8-12]。二是考察創(chuàng)新投入要素對城市創(chuàng)新的影響，主要從土地資源、人力資本等方面展開研究。一方面，土地要素錯配不利于城市創(chuàng)新水平提升，如大規(guī)模出讓工業(yè)用地的資源配置方式對城市創(chuàng)新水平的綜合影響是不利的[13]。另一方面，高鐵建設有助于人力資本要素流動，在發(fā)達城市形成人才聚集效應，影響區(qū)域創(chuàng)新結(jié)構(gòu)，促進發(fā)達城市創(chuàng)新水平提升[14-15]。從某種角度而言，外來人力資本是城市保持創(chuàng)新活力與競爭力的源泉[16]。三是考察中國式財政分權(quán)制度與城市創(chuàng)新的關系，但存在“如愿以償”和“事與愿違”兩種對立觀點。即一種觀點認為，財政分權(quán)賦予地方財政支出自主權(quán)，能夠通過提升財政科技支出比重實現(xiàn)城市創(chuàng)新水平提升[17]。另一種觀點認為，財政分權(quán)會促發(fā)地方政府“為增長而競爭”和“為引資而競爭”，這會抑制地方政府創(chuàng)新偏好，阻礙城市創(chuàng)新水平提升[18-20]。

不難看出，既有文獻多集中于探討創(chuàng)新政策、創(chuàng)新要素和財政分權(quán)制度與城市創(chuàng)新的關系，鮮有研究將城市創(chuàng)新與政府行為結(jié)合起來，缺乏從地方政府目標約束視角分析政府行為對城市創(chuàng)新影響的研究。由于地方目標責任考核制是我國政府管理體制的核心組成部分，地方政府每年設定的目標具有較強指導性和約束力，對地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展和政府行為產(chǎn)生深遠影響[21]。因此，分析地方政府如何設定科技創(chuàng)新目標，以及科技創(chuàng)新目標如何影響政府行為，進而影響城市創(chuàng)新水平具有重要理論意義和實踐意義。

1.2 研究假設

在中國式分權(quán)和“晉升錦標賽”體制下，各地區(qū)傾向于設定更高的發(fā)展目標，通過發(fā)揮財政支出自主權(quán)，將大量財政資源投向生產(chǎn)性活動，進而實現(xiàn)轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟高速增長和政治晉升[22-23]。中央對地方具有垂直管理特征，并制定了一套自上而下的目標激勵體系[24-25]。早期研究聚焦于“GDP”晉升錦標賽，研究結(jié)果顯示，地方官員晉升概率隨著轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟績效提升而增大[26]。但是，當創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展成為國家重大發(fā)展戰(zhàn)略后，中組部于2013年發(fā)布的地方官員政績考核制度不再將GDP作為主要指標，而是突出科技創(chuàng)新的重要性，使得區(qū)域競爭呈現(xiàn)出“R&D崇拜”和“創(chuàng)新崇拜”現(xiàn)象[27-28]。由此可見，科技創(chuàng)新成為地方政府的競爭標尺 [3]。

隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的不斷推進，各級政府的工作重心開始轉(zhuǎn)向科技創(chuàng)新，大量政府文件中也開始出現(xiàn)“科技創(chuàng)新”等詞匯及相關短語。作為重要的政府文件，政府工作報告通常闡述當年主要工作和目標，能夠反映當年政府工作重點[29]。鑒于此，本文通過查閱歷年地方政府工作報告，以確定地方政府設定了哪些科技創(chuàng)新目標。為了更清楚地解釋地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響，本文以“晉升錦標賽”和壓力型體制為制度背景，從兩個方面分析地方政府設定科技創(chuàng)新目標的內(nèi)在邏輯，以及地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的作用機理(見圖1)。

圖1 地方科技創(chuàng)新目標影響城市創(chuàng)新的機理分析
Fig.1 Mechanism analysis of the impact of local scientific and technological innovation objectives on urban innovation

一方面，當科技創(chuàng)新作為指標納入地方官員政績考核體系后，地方政府具有設定科技創(chuàng)新目標的自我施壓特征，這是因為“為創(chuàng)新而競爭”能夠幫助地方官員實現(xiàn)政治晉升[30]。在我國，地方官員擁有充分的自由裁量權(quán)。原因在于，改革開放后中央政府將大部分經(jīng)濟管理權(quán)力下放到地方，使地方政府擁有一定經(jīng)濟自主決策權(quán)。同時，財政分權(quán)體制改革也賦予地方財政支出自主權(quán)，使得地方政府有權(quán)自行調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)[31-32]。此外，長期實行的屬地分級管理模式也給予地方政府充分的行政權(quán)力，相比之下，地方政府受到的外部監(jiān)督和制約則非常有限[22]。在此情形下，地方政府可以根據(jù)所屬轄區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、信息化水平、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素，按照上級政府提出的科技創(chuàng)新目標要求，自主設定符合自身條件的科技創(chuàng)新目標，通過調(diào)動財政資源、優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)這些目標，并進一步提升城市創(chuàng)新水平和獲取政治晉升。

另一方面，由于我國的行政層級具有垂直管理特征，下級政府設定科技創(chuàng)新目標的動力主要來源于上級政府壓力。具體而言，在我國壓力型體制下，上級政府將科技創(chuàng)新任務和目標層層分解，派遣給下級政府，責令其在規(guī)定時間內(nèi)完成，然后根據(jù)完成情況進行獎懲[33]。中央政府作為國家創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定者，將科技創(chuàng)新目標分配給省級政府和市級政府，最終由市級政府執(zhí)行。在此過程中，下級政府向上級政府負責，上級政府保有對下級政府問責的權(quán)利[34]。在合理的壓力區(qū)間內(nèi)，下級政府可以將壓力轉(zhuǎn)換為動力，較好地完成上級政府派發(fā)的任務。但是，當下級政府面臨的科技創(chuàng)新壓力超過一定限度時，壓力型體制將出現(xiàn)異化，導致“上有政策，下有對策”的現(xiàn)象[35]。地方政府為實現(xiàn)科技創(chuàng)新目標可能會弄虛作假，產(chǎn)生適得其反的效果。另一方面，如果上級政府設定的科技創(chuàng)新目標過低，下級政府可能會降低努力程度，甚至替代或拋棄，使目標偏離預期方向[35-36]。

因此，地方政府在設定科技創(chuàng)新目標時會受到內(nèi)部約束和外部約束的雙重限制。其中，內(nèi)部約束激勵地方官員合理設定科技創(chuàng)新目標，但外部約束可能導致其設定的科技創(chuàng)新目標“事與愿違”，使得科技創(chuàng)新目標對城市創(chuàng)新水平的影響難以確定?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假設：

H1a：地方科技創(chuàng)新目標約束促進城市創(chuàng)新水平提升；

H1b：地方科技創(chuàng)新目標約束抑制城市創(chuàng)新水平提升。

就地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響機理而言，本文認為，科技創(chuàng)新目標通過影響地方政府財政支出結(jié)構(gòu)進而影響城市創(chuàng)新水平。這是因為，中國式財政分權(quán)制度賦予地方政府財政支出自主權(quán)，地方政府可以根據(jù)自身偏好配置財政資源，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，進而實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展目標[31-32]。因此，當科技創(chuàng)新成為當年的發(fā)展目標后，地方政府為了實現(xiàn)科技創(chuàng)新目標，必然會調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，擴大科技創(chuàng)新支出。鑒于此，地方政府可能更傾向?qū)⒇斦Y金用于研發(fā)活動，在減少生產(chǎn)性支出的同時提升財政科技支出比例。一方面，地方政府通過財政補貼、稅收優(yōu)惠等激勵政策，鼓勵企業(yè)從事創(chuàng)新活動，在促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升的同時提高城市創(chuàng)新水平；另一方面，地方政府的科技創(chuàng)新支出還可能流向高校和科研機構(gòu)，鼓勵他們進行基礎研究，促進產(chǎn)學研融合?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假設：

H2：地方科技創(chuàng)新目標約束通過影響財政科技支出水平，進而影響城市創(chuàng)新水平。

2 研究設計

2.1 變量定義

(1)被解釋變量：城市創(chuàng)新水平(inv)。既有研究主要以城市專利數(shù)量衡量城市創(chuàng)新水平，但專利數(shù)量無法反映真實的社會經(jīng)濟價值，不同行業(yè)的專利數(shù)據(jù)也不具有可比性[14]。此外，有研究以《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》中公布的城市創(chuàng)新指數(shù)測度城市創(chuàng)新水平，該指數(shù)綜合度量了城市創(chuàng)新產(chǎn)出狀況，但其考察區(qū)間為2001-2016年，不涉及2017年及以后數(shù)據(jù)，無法滿足本文研究需要[14]。鑒于此，借鑒毛文峰和陸軍[13]、張梁等[37]的做法，選取歷年《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》中公布的人均創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)除以100作為被解釋變量。該指數(shù)是以北京大學企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心為主導，由其與北京大學國家發(fā)展研究院和龍信數(shù)據(jù)研究院聯(lián)合開發(fā)的。它綜合考察了地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的實際產(chǎn)出，涉及全行業(yè)、所有規(guī)模企業(yè)，但不包含直轄市和自治州數(shù)據(jù)。

(2)解釋變量：地方科技創(chuàng)新目標約束。通過查閱歷年政府工作報告，確定地方政府設定的科技創(chuàng)新目標，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于歷年國務院政府工作報告中未明確提出科技創(chuàng)新目標，導致各省市政府工作報告中關于科技創(chuàng)新的表述存在重大差異。因此，為統(tǒng)一口徑和方便后續(xù)研究，地方科技創(chuàng)新目標約束細分為以下三類：一是創(chuàng)新投入目標約束(target1)，其與研發(fā)經(jīng)費支出或全社會研發(fā)投入相關；二是創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束(target2)，其與專利申請數(shù)、專利授權(quán)數(shù)或發(fā)明專利相關；三是創(chuàng)新企業(yè)目標約束(target3)，其僅與高新技術企業(yè)相關。通過檢索我國內(nèi)地30個省市(西藏因數(shù)據(jù)缺失，未納入研究范疇)以及280個副省級城市、地級市城市政府工作報告中的表述，對地方科技創(chuàng)新目標約束進行統(tǒng)計，如表1所示。若市政府設定了創(chuàng)新投入目標，則記為1，否則為0；若市政府設定了創(chuàng)新產(chǎn)出目標，記為1，否則為0；若市政府設定了創(chuàng)新企業(yè)目標，記為1，否則為0。需要說明的是，借鑒余泳澤和孫鵬博[34]的做法，僅將在當年政府工作報告中明確披露數(shù)值(包含絕對數(shù)和相對數(shù))的省市認定為受到科技創(chuàng)新目標約束，對模糊性表述不予統(tǒng)計。

表1列示了我國省市科技創(chuàng)新目標統(tǒng)計結(jié)果。2013-2019年設定了科技創(chuàng)新目標的省市數(shù)量逐年增長，但也存在一些值得關注的現(xiàn)象：第一，2013年設定創(chuàng)新投入目標的省級政府數(shù)量高于2014-2017年數(shù)量，2013年和2014年設定創(chuàng)新企業(yè)目標的省級政府數(shù)量高于2015-2016年數(shù)量，這可能是自2012年提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略后省級政府采取了策略性行為；第二，設定創(chuàng)新產(chǎn)出目標的省級政府數(shù)量始終不超過2個，而市級政府數(shù)量呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢，表明兩級政府均不傾向于設置此類目標；第三，從三類科技創(chuàng)新目標看，兩級政府偏好存在細微差異，省級政府偏向于設立創(chuàng)新投入目標和創(chuàng)新企業(yè)目標，而市級政府更傾向于設立創(chuàng)新企業(yè)目標。

表1 各省市科技創(chuàng)新目標數(shù)量統(tǒng)計結(jié)果
Tab.1 Statistics on the number of scientific and technological innovation objectives of provinces and cities in China

數(shù)據(jù)來源：各地方網(wǎng)站和政府工作報告

(3)中介變量：財政科技支出(fta)。根據(jù)理論分析，財政科技支出是地方科技創(chuàng)新目標影響城市創(chuàng)新水平的一條路徑，因此本文選取財政科技支出作為中介變量，采用城市科技支出占一般公共預算支出的比重度量，對地方科技創(chuàng)新目標與城市創(chuàng)新水平間的影響機制進行深入分析。

(4)控制變量。為控制其它城市創(chuàng)新影響因素，借鑒路京京等[17]、李政和楊思瑩[18]、何凌云和馬青山[19]的研究，選取以下控制變量：①經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，以城市人均GDP度量；②信息化水平(internet)，以互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)×100占總?cè)丝诘谋戎囟攘浚虎劢鹑诎l(fā)展水平(finance)，以年末金融機構(gòu)人民幣各項存款余額占GDP比重度量；④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind)，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重度量；⑤人力資本質(zhì)量(hum)，以普通本?？圃谛W生數(shù)×100占總?cè)丝诘谋戎囟攘俊?/p>

2.2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

既有研究大多使用省級面板數(shù)據(jù)對區(qū)域創(chuàng)新的影響因素展開討論，但該做法忽視了同一省份內(nèi)不同城市間的創(chuàng)新差異。因此，本文選取樣本信息更加豐富的城市面板數(shù)據(jù)進行研究。由于北京、上海、天津和重慶屬于直轄市，在行政級別上屬于省級政府，因此剔除上述4個城市。同時，由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，也未納入考察。此外，本文考察的是創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響，因此將樣本觀測時間限定為2013-2019年，最終得到26個省和自治區(qū)管轄的277個城市、1 507個觀測值的面板數(shù)據(jù)。城市創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》，地方科技創(chuàng)新目標數(shù)據(jù)來源于各城市人民政府網(wǎng)站中披露的歷年政府工作報告并經(jīng)手工整理，其余數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

表2是對主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，城市創(chuàng)新水平均值為0.511，標準差為0.283，表明不同城市創(chuàng)新水平差異較大。創(chuàng)新投入目標約束、創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束和創(chuàng)新企業(yè)目標約束的均值分別為0.191、0.171和0.426，表明大多數(shù)城市傾向于創(chuàng)新企業(yè)目標約束。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果
Tab.2 Descriptive statistics of main variables

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新水平的影響，根據(jù)理論分析，設立基準回歸模型，如式(1)～(3)所示。

invit=α0+α1target1it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(1)

invit=α0+α1target2it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(2)

invit=α0+α1target3it+α2∑controlit+ui+λt+εit

(3)

式中，i代表城市，t代表年份。被解釋變量為城市創(chuàng)新水平(inv)，解釋變量分別為創(chuàng)新投入目標約束(target1)、創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束(target2)和創(chuàng)新企業(yè)目標約束(target3)，control表示控制變量。ui和λt分別表示個體固定效應、時間固定效應。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

表3列示了本文基準回歸估計結(jié)果。其中，第(1)-(3)列的回歸模型控制了個體固定效應，第(4)-(6)列的回歸模型控制了個體固定效應和時間固定效應。結(jié)果顯示，創(chuàng)新投入目標約束的回歸系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新投入目標約束能夠顯著促進城市創(chuàng)新水平提升。創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束的回歸系數(shù)為負，創(chuàng)新企業(yè)目標約束的回歸系數(shù)正，但都不顯著。

表3 基準回歸估計結(jié)果
Tab.3 Benchmark regression estimation results

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號內(nèi)為t值，下同

對于上述研究結(jié)論，本文認為，可以利用張文翠[38]提出的上下協(xié)商博弈模型給予解釋。地方科技創(chuàng)新目標設定是上級與下級政府博弈的結(jié)果，博弈情形可分為下級博弈優(yōu)勢、雙方地位平等和上級博弈優(yōu)勢三類。就本文而言，創(chuàng)新企業(yè)目標最易于實現(xiàn)，下級政府會利用信息優(yōu)勢爭取該目標設定權(quán)，因此屬于下級博弈優(yōu)勢情形。表1中關于市政府設定三類科技創(chuàng)新目標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)支持了上述結(jié)論，反映為創(chuàng)新企業(yè)目標設定數(shù)遠遠超過創(chuàng)新投入目標數(shù)和創(chuàng)新產(chǎn)出目標設定數(shù)。但是，創(chuàng)新企業(yè)目標設定并不必然導致創(chuàng)新水平提升，該結(jié)論獲得部分微觀證據(jù)支持。例如，在高新技術企業(yè)認定政策中，存在利用研發(fā)操縱行為的偽高新技術企業(yè)，政府支持難以提升其創(chuàng)新水平[39]。此外，上級政府更關注總體目標和結(jié)果型目標，會利用手中的目標設定權(quán)、檢查驗收權(quán)和激勵分配權(quán)，對下級政府提出具體的創(chuàng)新產(chǎn)出要求，進而在創(chuàng)新產(chǎn)出目標設定的博弈中處于優(yōu)勢地位，這屬于上級博弈優(yōu)勢情形[40]。此時，創(chuàng)新產(chǎn)出目標屬于下級政府的外生性目標，可能出現(xiàn)上級政府預設的工作目標與下級政府為實現(xiàn)此目標的資源條件不匹配情形，進而導致下級政府行為扭曲[41]。因此，創(chuàng)新企業(yè)目標與創(chuàng)新產(chǎn)出目標設定都會出現(xiàn)上下博弈失靈，難以提升城市創(chuàng)新水平。而創(chuàng)新投入目標屬于實現(xiàn)難度居中的目標，是雙方地位平等的博弈結(jié)果。下級政府可以通過討價還價，獲取目標設定權(quán)和執(zhí)行空間，最終實現(xiàn)平衡共贏[42]。

綜上所述，在地方政府設定的三類科技創(chuàng)新目標中，只有創(chuàng)新投入目標約束顯著促進城市創(chuàng)新水平提升，創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束和創(chuàng)新企業(yè)目標約束對城市創(chuàng)新的影響不顯著。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗基準回歸結(jié)果的可靠性，從兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗：第一，更改被解釋變量的度量方式。使用《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)》的單位面積創(chuàng)新得分代替人均創(chuàng)新得分，對模型進行再估計；第二，調(diào)整樣本區(qū)間。表1列示的2013年地方科技創(chuàng)新目標可能是為了迎合2012年提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略而采取的策略性行為，這會對實證結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，本文剔除2013年的樣本數(shù)據(jù)，對模型進行再估計。

表4列示了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，除第三列創(chuàng)新企業(yè)目標約束的顯著性水平有提升，其余回歸系數(shù)和顯著性水平均與基準回歸結(jié)果一致，表明本文結(jié)論穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果
Tab.4 Estimation results of robustness test

3.3 機制檢驗

根據(jù)理論分析，地方科技創(chuàng)新目標約束可能通過財政科技支出對城市創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響，因此本文以財政科技支出作為中間變量，對地方科技創(chuàng)新目標約束與城市創(chuàng)新水平間的影響機制進行深入分析。由于基準回歸結(jié)果顯示，只有創(chuàng)新投入目標約束能夠顯著影響城市創(chuàng)新水平，因此，僅檢驗創(chuàng)新投入目標約束(target1)是否能夠通過擴大財政科技支出(fta)，進而提升城市創(chuàng)新水平(inv)。

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[43]的建議，設立以下逐步回歸模型：

invit=a0+a1target1it+a2∑controlit+ui+λt+εit

(4)

ftait=b0+b1target1it+b2∑controlit+ui+λt+εit

(5)

invit=c0+c1target1it+c2ftait+c3∑controlit+ui+λt+εit

(6)

首先，檢驗式(4)中的a1系數(shù)，若顯著為正，則表明創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新水平的總效應為正。其次，檢驗式(5)中的b1系數(shù)和式(6)中的c2系數(shù)，若兩者顯著為正，則表明間接效應顯著，若兩者有一個不顯著，則使用Bootstrap法進行再次檢驗。最后，檢驗式(6)中的系數(shù)c1是否顯著，若顯著為正，則說明還存在直接效應。

表5列示了機制檢驗估計結(jié)果。結(jié)果顯示，第(1)列中創(chuàng)新投入目標約束的回歸系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新水平的總效應為正。第(2)列中創(chuàng)新投入目標約束依然顯著為正，但第(3)列中財政科技支出對城市創(chuàng)新水平的影響不顯著，因此使用Bootstrap檢驗法進行檢驗。

表5 機制檢驗估計結(jié)果
Tab.5 Estimation results of mechanism test

表6列示了使用Bootstrap檢驗法進行1 000次重復取樣的檢驗結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，財政科技支出的間接效應顯著為正，且95%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，表明創(chuàng)新投入目標約束能夠通過擴大財政科技支出實現(xiàn)城市創(chuàng)新水平提升，假設H2得到驗證。

表6 Bootstrap法估計結(jié)果
Tab.6 Estimation results of Bootstrap method

3.4 城市異質(zhì)性分析

城市創(chuàng)新依賴于良好的經(jīng)濟環(huán)境、科教環(huán)境、區(qū)位環(huán)境和社會文化環(huán)境，不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的差異會導致地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新水平產(chǎn)生不同影響。例如，我國東部地區(qū)相較于中部地區(qū)與西部地區(qū)，其經(jīng)濟發(fā)展水平較高，基礎設施建設更完善，創(chuàng)新文化和氛圍更濃厚。而中部地區(qū)和西部地區(qū)存在區(qū)位劣勢，財政資源有限，參與對外交流的機會與合作更少，提升城市創(chuàng)新水平面臨多維因素制約。因此，本文將總樣本細分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)3個子樣本，檢驗地方創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新的影響是否存在區(qū)位異質(zhì)性。

表7列示了城市異質(zhì)性估計結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)城市設定的創(chuàng)新投入目標約束能夠顯著促進城市創(chuàng)新水平提升，而在中部地區(qū)和西部地區(qū)，創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新的影響均不顯著。其原因在于：首先，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，政府創(chuàng)新偏好不足，財政資源供給有限，地方政府往往將有限的資源投入生產(chǎn)性公共品[44]。其次，中部地區(qū)處于經(jīng)濟快速發(fā)展階段，地方官員也傾向于將大量財政支出用于生產(chǎn)性支出，以加大投資等方式推動經(jīng)濟在短期內(nèi)迅速增長(李政，楊思瑩，2018)。因此，中部地區(qū)和西部地區(qū)存在“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的財政支出偏好，導致其設定的創(chuàng)新目標難以實現(xiàn)。而東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，財政資金充足，地方政府有能力為創(chuàng)新活動提供充足的研發(fā)費用，進而提升城市創(chuàng)新水平，最終實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。因此，地方創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新的影響存在顯著的區(qū)位異質(zhì)性。

表7 城市異質(zhì)性估計結(jié)果
Tab.7 Estimation results of urban heterogeneity

3.5 進一步討論

為進一步考察地方創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新的影響，引入“創(chuàng)新投入強度目標(rdtarget)”變量進行拓展性分析。具體而言，重新篩選政府工作報告中設定的創(chuàng)新投入增長型目標，最終得到包含218個觀測值的混合截面數(shù)據(jù)。表8的創(chuàng)新投入強度目標描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，平均值為2.1%，最大值和最小值分別為5%與0.4%，表明不同城市設定的創(chuàng)新投入強度目標差異較大。

表8 創(chuàng)新投入強度目標描述性統(tǒng)計結(jié)果
Tab.8 Descriptive statistics of innovation investment intensity target

根據(jù)理論分析，創(chuàng)新投入強度目標對城市創(chuàng)新的影響受到內(nèi)部約束和外部約束的雙重限制，是兩級政府進行協(xié)商博弈的結(jié)果，該影響可能是非線性的。為此，參考Hansen[45]的研究，建立門檻模型，檢驗創(chuàng)新投入強度目標是否存在門檻效應。門檻模型具體設定如下：

invit=α0+α1rdtargetitI(rdtargetit<γ1)+α2rdtargetitI(γ1<rdtargetit<γ2)+…+α3∑controlit+εit

(7)

其中，rdtargetit表示門檻變量；I(·)表示指示函數(shù)；γ1和γ2分別為門檻值；controlit表示pgdpit、internetit、financeit、indit、humit等控制變量函數(shù)。

在進行門檻回歸前需要確定門檻值和個數(shù)，借鑒Hansen[46]提出的自舉法，利用Stata軟件中的Threshold模塊進行門檻效應分析，估計結(jié)果如表9所示。

表9 門檻效應主要估計結(jié)果
Tab.9 Main estimation results of threshold effect

首先，對全樣本進行5 000次Bootstrap模擬，計算出門檻值為1.5%，此時rdtarget的回歸系數(shù)為15.615 9，表明創(chuàng)新投入強度目標能夠顯著提升城市創(chuàng)新水平。隨后，分別對門檻值兩側(cè)子樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)左側(cè)子樣本不顯著，右側(cè)子樣本的門檻值為2.8%，在1%的置信水平下顯著，此時rdtarget的回歸系數(shù)仍然為正但不顯著。

在得到創(chuàng)新投入強度目標門檻值后，以門檻值為界，使用OLS進行分樣本回歸，以檢驗創(chuàng)新投入強度對城市創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。表10列示了分樣本回歸估計結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，當創(chuàng)新投入強度目標低于2.8%時，其對城市創(chuàng)新的影響為正但不顯著。當創(chuàng)新投入強度目標高于2.8%時，其顯著抑制城市創(chuàng)新水平提升。原因在于，地方官員往往面臨多重目標約束，尤其是嚴重的資源約束，當創(chuàng)新投入目標強度設定過高時，由于財政資源匱乏，會產(chǎn)生目標偏差，不利于城市創(chuàng)新水平提升[47]。需要說明的是，由于樣本數(shù)據(jù)較少，因此需要謹慎對待上述研究結(jié)論。

表10 分樣本回歸估計結(jié)果
Tab.10 Estimation results of sub-sample regression

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本文通過手工收集2013-2019年我國各省市政府工作報告中關于科技創(chuàng)新目標的數(shù)據(jù)，將地方科技創(chuàng)新目標細分為創(chuàng)新投入目標、創(chuàng)新產(chǎn)出目標和創(chuàng)新企業(yè)目標，并將地方科技創(chuàng)新目標與城市面板數(shù)據(jù)相結(jié)合，進行實證分析。結(jié)果顯示：第一，在三類地方科技創(chuàng)新目標中，只有創(chuàng)新投入目標約束能夠顯著促進城市創(chuàng)新水平提升，創(chuàng)新產(chǎn)出目標約束和創(chuàng)新企業(yè)目標約束對城市創(chuàng)新的影響不顯著；第二，地方科技創(chuàng)新目標約束對城市創(chuàng)新的影響通過財政科技支出實現(xiàn)，地方政府設定創(chuàng)新投入目標約束能夠顯著促進財政科技支出增加，進而推動城市創(chuàng)新水平提升；第三，地方創(chuàng)新投入目標約束對城市創(chuàng)新的影響存在區(qū)位異質(zhì)性，具體而言，在東部地區(qū)，創(chuàng)新投入目標約束顯著促進城市創(chuàng)新水平提升，但對中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響不顯著；第四，創(chuàng)新投入強度目標對城市創(chuàng)新的影響存在門檻效應。當創(chuàng)新投入強度目標高于2.8%時，會顯著抑制城市創(chuàng)新水平提升。

4.2 政策啟示

本文研究為優(yōu)化地方科技創(chuàng)新目標設定和財政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了經(jīng)驗證據(jù)。第一，地方政府應當優(yōu)先考慮設定創(chuàng)新投入目標。從2019年280個城市的政府工作報告來看，有176個城市設定了創(chuàng)新企業(yè)目標，遠遠大于創(chuàng)新投入目標設定數(shù)量。展望未來，為提升城市創(chuàng)新水平，地方政府應當優(yōu)先考慮設定創(chuàng)新投入目標。第二，地方政府在設定科技創(chuàng)新目標時，應充分考慮城市區(qū)位，東部地區(qū)城市應盡可能設定創(chuàng)新投入目標。具體而言，中部地區(qū)和西部地區(qū)的地方政府仍然圍繞“為增長而競爭”，不適合設定創(chuàng)新投入目標。東部地區(qū)具有區(qū)位優(yōu)勢，政府創(chuàng)新偏好較強，財政資源更豐富，更適合設定創(chuàng)新投入目標。第三，地方政府需要進一步提高財政科技支出比重?！?019年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》顯示，我國R&D經(jīng)費投入強度為2.23%，雖然創(chuàng)歷史新高，但與美國(2.83%)、日本(3.26%)等科技強國尚有差距。因此，要繼續(xù)加大財政支持力度，發(fā)揮財政科技支出對全社會R&D投入的拉動和引導作用。第四，地方政府在設定創(chuàng)新投入強度目標時，不應設定過高，要平衡好科技創(chuàng)新與經(jīng)濟增長、居民就業(yè)、居民收入等其它目標關系，合理支配財政資源，進而提高財政資源使用效率。