财政分权、FDI与区域创新能力—基于我国东部区域的实证研究

韩 坚，周 璠

(苏州大学 东吴商学院，江苏 苏州 215021)

进入21世纪第二个十年，中国经济发展面临的风险和挑战出现许多新变化，30多年高速增长积累的资源、人口和经济发展方式的矛盾日益凸显，如何应对经济发展中出现的挑战和机遇，实施“速度、结构、动力”转换的三位一体的新政，“经济新常态”的提出标志着中国经济发展的动力逐渐由要素驱动、投资驱动向创新驱动转变。《关于深化科技体制改革加快国家创新体系建设的意见》成为全面深化改革建设创新型国家体系的重要指引，十八大报告也进一步明确“创新驱动”经济发展的重要性。我们在本文中把中国各省、自治区、直辖市界定为促进区域创新的主体，区域创新能力成为了影响地区发展潜力以及竞争优势的重要因素，地方政府行为将会从直接支持和间接影响企业行为这两个层面上影响区域创新能力。钱颖一在1997年曾提出“中国特色的财政联邦主义假说”，周黎安等在2004年曾提出“政治锦标赛假说”。这些观点认为：中国地方政府拥有了充分动力吸引外资推动地方经济发展，从而出现为增长而竞争的情形，外向型经济对区域创新能力的影响主要表现为FDI的创新影响效应，我们在前述研究的基础上，进一步有针对性并更全面地探讨财政分权、FDI对区域创新能力的影响。

1 问题的提出与文献综述

关于对区域创新能力的定义，目前学术界尚未有统一的定论，柳卸林等[1]认为区域技术创新能力就是一个地区将知识转变为新产品、新服务和新工艺的转化能力。基于此，我们认为区域创新能力高低可以这样衡量，在创新投入一定的基础上，创新产出水平越高，地区创新能力越强。国内外学者已做过一些影响区域创新能力因素的相关研究。国外学者如Romer[2]提出的内生增长理论，认为创新源于R&D投入和被高效利用的知识存量；Porter[3]在分析国家竞争优势时提出的钻石模型，认为要素条件、需求状况、相关行业、机会、政府等构成的体系形成了创新的动力；Storper和Venables[4]认为产业集聚能够提供face-toface交流机会，促进知识溢出从而推动创新。国内学者如岳鹄等[5]研究认为研发经费和科研人员投入是提升创新绩效的重要因素；王家庭等[6]发现R&D资金投入对区域创新能力提升有显著的正向影响；蒋天颖[7]利用多元线性回归的方法研究认为，影响区域创新的重要因素是人才。

上述文献多从创新的直接投入因素为出发点，研究影响区域创新能力的因素，而从制度环境层面研究影响区域创新能力的文献相对较少，本文试图研究财政分权和FDI对区域创新的影响。目前国内文献研究财政分权主要集中在其对经济增长的影响，认为财政分权通过影响资源配置效率、促进地方政府之间的竞争以促进区域经济的增长[8]。但是财政分权以及分权的程度不同是如何影响区域创新能力的呢？目前学术界尚未展开深入研究。我们基于钱颖一提出的“中国特色的财政联邦主义”的假说，认为财政分权改革增强了地方政府的自主能动性，在具有经济决策权背景下，为提升区域竞争力，政府有推动区域创新的激励动机，但同时，创新的投入到产出是一个较漫长的过程，而且具有一定风险，因此对以GDP为导向的地方政绩观而言，财政分权对创新的产出又有负向作用，可以认为即期的GDP政绩观对长期的创新竞争力激励形成一定的替代效应。那激励效应是否能够超越替代效应呢？我们在本文中将对我国东部地区十三个省市的区域创新进行实证分析，以研究财政分权对创新的影响作用。

1978年改革开放以后，中国把吸引FDI作为一项促进经济增长的重要政策措施，这项措施特别在东南沿海区域经济增长中发挥重要作用。当初实行的吸引FDI政策措施希望达到促进经济增长和获得国外先进技术和管理经验的目的。理论上讲伴随跨国公司而来的FDI在技术、组织管理技能、研究开发能力、人力资源开发和世界贸易网络等具备宝贵资源。国内学者通过实证研究发现FDI对区域创新的影响并不一致，王三兴等[9]、庄亚明等[10]通过实证研究均发现FDI有技术溢出效应，而范成泽等[11]研究发现FDI对国内研发有负作用，认为主要是引进外资的技术含量不高以及外资的短视逐利造成的，同时增加了本国企业的研发惰性，形成了对本国科研的替代效应。基于前人所做研究，我们认为在我国过去三十多年制造业开放竞争的环境中，FDI并不一定能有效促进区域创新能力的提升。本文以R&D科研人员投入、地区高新技术产业产值、地区高新技术企业个数、地区高校课题数为控制变量，以财政分权和FDI为解释变量，探讨财政分权和FDI是如何影响区域创新能力。

2 我国东部地区区域创新能力现状分析

本文选取我国东部地区13个省、直辖市，包括北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、山东、福建、广东、海南作为面板对象。由于这13个省市地处我国东部地区，经济整体发展水平较高，但同时又在不同的政策导向下处于不同发展阶段，比如东北三省是曾经的重工业基地，但随着市场经济深化发展，其创新转型内在压力巨大，而东南沿海省份从2000年以来多处于高度开发开放状态，经济总量全国领先，但是随着我国人口结构变化导致的人口红利的减弱以及资源环境承载力的制约，传统发展模式不能为继，因此创新也成了该区域的新主题。同时东部区域包括了我国的政治、经济中心，农业大省、文化旅游大省等，因此较具有代表意义。

东部地区整体上代表了我国区域创新水平的前沿，本文以区域人均科研授权量(包括发明、实用新型和外观设计)衡量区域创新能力。图1为东部13个省市2000—2010年人均科研授权量走势。

从人均科研授权量的走势和分布来看有以下特征：①层次明显，地区差异大。在2000—2010年的

11年间，过半数的东部地区省市人均科研授权数呈加速折线上升趋势，尤其是上海、浙江、江苏、北京、广东，起点和终点均远高于其他省市，这些区域多是环渤海三角、长三角和珠三角的核心省市。天津、山东、福建、辽宁处于第二层级，体现中间平稳过渡水平。第三层级为河北、黑龙江、吉林和海南，创新产出起点较低，且走势缓慢。②增速参差不齐，绝大多数城市2010年的创新能力远远高于2000年，尤其是浙江、江苏在2008年以后速度骤增，一定程度上体现了这些区域在应对2008年金融危机时的转型成果显著，而黑龙江、吉林和海南等省份2010年创新产出较2000年并未有显著提升。

表1反映了各省市科研强度，即R&D内部经费支出占地区当年GDP的比例，北京的科研强度处于绝对领先地位，与其后的上海、天津以及广东比，具有很大优势；绝大多数省市科研强度在1%～2%徘徊。但从创新能力上，北京并没有处于绝对优势地位，反映出其科研资金使用效率并不高。2010年科研强度不足1%的省份仍有3个，而这三个省市在科研能力上也处于第三层级。

图1 东部13个省市2000—2010年人均科研授权量走势图

表1 我国东部13个省市2000—2010年科研强度

表2 我国东部13个省市2000—2010年财政支持科研比例

表2反映了我国东部各省市财政支出中用于科研的部分占总财政支出的比例，此比例相较R&D经费支出而言，各地较均衡，但是该比例上涨趋势比较明显是上海、北京，2010年的占比分别是2000年占比的27倍和7倍，而浙江、广东、天津、江苏等省市占比处于较稳定的中高水平。可见近年来这些地方政府在财政支持科研上力度较大，地方政府财政支出结构的变化一定程度上体现了地方政府对区域创新能力的重视程度。

3 变量选择与数据来源

以地区人均科研授权量作为被解释变量，科研授权量包括发明、实用新型和外观设计三大类总和，由于不少学者直接以总量作为衡量区域创新能力的指标，而我们认为由于区域的承载能力不同，人口、自然环境差异较大，因此引入人均科研授权量作为被解释变量。

解释变量：我们借鉴Zhang和Zou[12]的研究方法，即通过各地区人均预算内财政支出和中央人均预算内财政支出之比来衡量财政分权水平，此处层级主要将其简化为中央和省两级。用FDI衡量地区开放水平。

控制变量：将R&D人均内部经费支出、R&D人均研究人员投入、地区高新技术产业总产值、地区高新技术企业数、地区高校课题分别作为控制变量引入模型。

数据来源：我国东部13个省、直辖市2000-2010年面板数据，地区科研成果授权量、R&D内部经费支出、R&D人员全时当量数据均来自于《中国科技统计年鉴》，中央和地方财政支出以及各地外商直接投资数据来自于《中国统计年鉴》，各地高新技术产业总产值和高新技术产业企业数均来自于《中国高技术产业统计年鉴》。

4 模型构建与方法

4.1 模型构建

基于计量理论，构建如下面板模型

式中：i表示区域个体；t表示时间；αit为常数项；βk，it是回归系数。

为了增强数据的平稳性，本文中所有变量均在原始数据的基础上作对数变换；yit=ln(output)，表示科技授权产出的对数；x1，it=ln(decentralization)，表示财政分权程度的对数；x2，it=ln(fdi)，表示表示地区FDI水平的对数；x3，it=ln(researcher)，表示R&D研究人员投入的对数；x4，it=ln(industry)，表示高新技术产业产值对数；x5，it=ln(enterprise)，表示高新技术企业数对数；x6，it=ln(subjects)，表示高校课题的对数；μit为表示个体异质性的变量；εit为面板随机扰动项。

4.2 实证方法

面板模型根据各个面板之间截距、斜率是否相同分为混合模型、变截距模型和变系数模型。混合模型认为所有个体变量与个体和时间效应均无关；变截距模型认为面板之间存在个体异质因素，其根据个体异质因素与自变量或者控制变量是否相关分为固定效应模型和随机效应模型；而变系数模型则认为面板之间不仅存在个体异质性也存在结构差异，在回归时，消耗较多自由度。

本文利用Stata11.0进行回归，首先比较随机效应模型和变截距模型，通过拉格朗日检验，stata命令为xttest0，判断两者是否有显著差异，如果有显著差异，说明面板之间存在显著的个体异质，则变截距模型较优。继而通过Hausman检验判断个体异质因素与自变量是否相关而选择使用固定效应或者随机效应模型，通过统计量(βFE-βRE)’[VAR(βFE)-VAR(βRE)]-1(βFE-βRE)～χ2(K)判断个体异质性是否具有内生性，其中βFE-βRE为固定效应和随机效应回归系数之差，如果该统计量拒绝原假设，说明个体异质因素有内生性，因此选择固定效应模型较优。

5 实证结果

首先，仅以解释变量(财政分权水平以及地区FDI水平)对创新产出回归，先进行拉格朗日检验，统计量为238.5，在0.01%的水平上显著，说明拒绝地区间无个体异质性的假设，选用变截距模型较佳。再利用Hausman检验，Hausman统计量为17.3，在0.01%水平上显著，说明选用固定效应模型更佳，见表3。

表3 六种模型的构建

在模型1中，单独以解释变量进行回归，发现财政分权程度在0.01%的水平上显著，说明财政分权水平越高，地区的创新能力越强。但是地区FDI水平对区域创新能力无显著影响。在模型2中仅以解释变量财政分权为自变量，加入R&D人员投入作为控制变量，发现在保持R&D人员投入不变的前提下，财政分权程度每增加1%，创新产出增加0.83%，且在1%的水平上显著。在模型2的基础上继续加入高新技术产业产值、高新技术企业个数、高校课题数量作为控制变量，研究发现在这些变量控制不变的前提下，财政分权程度每增加1%，区域创新能力增加0.54%。在模型4中仅以地区FDI作为自变量，在保持R&D人员投入和地区高新技术产业产值不变的基础上，发现地区FDI每增加1%，地区创新能力反而下降0.03%，但是在10%的水平上不显著，而继续加入高新技术企业个数和地区高校课题作为控制变量，发现FDI对地区创新能力的影响依旧无大变化。在模型6中，以R&D人员投入、地方高新技术产业产值、高新技术企业个数、高校课题数作为控制变量，以财政分权程度和地区FDI作为自变量，构成一个长模型，发现在控制变量不变的情况下，财政分权程度每增加1%，地区创新能力增加0.6%，且在5%水平上显著，同时，地区FDI每增加1%，地区创新能力反而下降0.05%。这说明财政分权增强了地方的财政自主权，在地方竞争的压力下，政府会增强创新投入，并且在地方政府财权增加的前提下，企业也会寻求政府直接或者间接的创新投入以增强其创新产出。而关于FDI的负面效应则说明在2000—2010年，我国东部地区的外资引进反而增加了区域创新的惰性，这与以制造类企业为主的外资结构有较大关系，与范成泽等[11]研究结论关于FDI对国内研发的负影响的研究结论相一致，可见外资的逐利性一定程度上扼杀了地方创新能力。

6 结论与建议

经过多个模型的比较，发现财政分权均会促进区域创新能力的提升，这说明上述研究假设提出的创新激励效应大于即期GDP政绩观的替代效应。笔者认为在财政分权的制度背景下，有助于区域创新能力的提升，这个可能是地方政府主动支持创新与当地企业寻求政府创新支持共同作用的结果；同时过去十多年的外资经济并没有非常好地促进区域创新能力的提升，以制造业为主的产业结构增加了国内经济对跨国公司海外技术引进的依赖性，一定程度上扼杀了当地区域创新能力的提升；科研人员投入、产业集聚、地区高校课题均对区域创新能力的提升有一定的促进作用。基于此，笔者提出以下建议：

1) 深化财政体制改革，并且优化地方激励机制，提升地方创新激励，弱化替代效应。制度、环境以及政策的改变都可能导致创新能力的提升，在加强研发资源投入的基础上，减轻地方政府GDP年度考核的压力，调动地方政府激励创新的能动性，将对我国完善创新体系起到积极的作用，为我国经济结构转型提升提供充足的动力。

2) 优化引资结构，在外来技术的基础上，挖掘地方创新潜力，克服外资依赖症，改变FDI对创新的负效应。有学者研究发现FDI促进东道国技术进步是有条件的，一定程度上FDI对本地企业的研发活动具有挤出效应。随着中国经济的快速发展，应优化外资引进结构，逐渐提升FDI 的引进质量，积极培育本土企业的自主创新能力，才能充分利用跨国公司先进技术的外溢作用，达到共同促进区域自主创新能力提升的目的。

3) 注重高新技术产业、企业的集聚，以及鼓励地方高校的课题研究，进一步促进区域创新能力的提升。发展中国家的创新体系的一个显著特征是创新角色的多元化，我国区域创新能力的提升离不开高校和科研机构的参与。应发挥高校和科研机构对创新的能动性，建立官产学研互动关系，调动创新产业链条上各个参与者的积极性，共同促进区域创新能力的提升，为我国建设创新型国家和加强自主创新能力提供智力资本。