任曙明 李蓮青 韓月琪

內(nèi)容提要：新冠疫情對我國經(jīng)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(jīng)濟社會風險，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。本文利用我國2006—2017年的省際面板數(shù)據(jù)測算各省垂直財政不平衡指數(shù)，探討垂直財政不平衡影響創(chuàng)新的機制;同時，采用包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測算各省創(chuàng)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率的影響機制。結(jié)果表明垂直財政不平衡抑制了創(chuàng)新，而這種抑制效果主要體現(xiàn)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率。由于土地財政為創(chuàng)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(chuàng)新效率的真實影響，故對創(chuàng)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(chuàng)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(chuàng)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(jīng)濟管理學院教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟管理學院博士研究生，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級;韓月琪（1996-），女，遼寧大連人，大連理工大學經(jīng)濟管理學院博士研究生，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)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(yè)務費專項資金資助項目，項目編號：DUT21RW210;遼寧省社會科學規(guī)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(diào)整而調(diào)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(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，大力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略有助于增強我國經(jīng)濟創(chuàng)新力和競爭力，垂直財政不平衡對創(chuàng)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率方面來刻畫創(chuàng)新水平，就垂直財政不平衡對創(chuàng)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(chuàng)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(jié)果的穩(wěn)健性。

一、研究假說的提出

垂直財政不平衡對創(chuàng)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(qū)的創(chuàng)新水平，并作為中介機制發(fā)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(chuàng)新水平。在垂直財政不平衡背景下，地方政府的事權(quán)大于財權(quán)，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(chuàng)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(jiān)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(jiān)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(chǎn)，輕創(chuàng)新”的自利性投資偏好[1]。地方政府會減少科技創(chuàng)新活動的財政支出，影響內(nèi)部創(chuàng)新資源市場與政府配置，抑制了創(chuàng)新。第二，從地方政府競爭角度看，政府科技創(chuàng)新成果具有強外部性特征[2]，致使某一地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出可能會在短時間內(nèi)產(chǎn)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(chuàng)新投入。第三，從地方政府和企業(yè)關系角度看，垂直財政不平衡降低地方政府引導企業(yè)創(chuàng)新的動力。為了追求任期內(nèi)經(jīng)濟增長速度，地方政府會依賴于能夠在短期內(nèi)帶來經(jīng)濟增長的生產(chǎn)性基礎設施建設與公共服務[3]，降低創(chuàng)新偏好，削弱了對區(qū)域科技創(chuàng)新活動的引領與保障能力。這會在一定程度上對企業(yè)投資方向形成負面影響，企業(yè)往往側(cè)重于政府偏好的產(chǎn)業(yè)，導致創(chuàng)新資源投入不足，降低了創(chuàng)新活動的規(guī)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(chuàng)新。

在垂直財政不平衡背景下，為了解決財權(quán)和事權(quán)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(nèi)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(nèi)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(yōu)選。在一定程度上，舉債融資使地方政府規(guī)避了直接違反預算法規(guī)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(chuàng)新水平的負面影響主要體現(xiàn)在兩方面：一是地方政府舉債融資會減少地方企業(yè)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(yè)的信貸資源，削弱了企業(yè)資金可得性，增加了企業(yè)面對創(chuàng)新機遇時獲取資金的難度，進而弱化了企業(yè)配置創(chuàng)新資源到新技術(shù)領域的動機，降低了企業(yè)的創(chuàng)新投入[4]，進而不利于創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新活動?；A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(fā)項目回報周期長，促使企業(yè)家選擇短平快項目，擠出了企業(yè)研發(fā)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(yè)發(fā)展，然而這些行業(yè)需要大量的資本投入，會固化債務驅(qū)動投資來拉動經(jīng)濟的發(fā)展模式，不利于地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)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(chuàng)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(quán)大于財權(quán)，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(quán)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(chuàng)新的負面影響主要體現(xiàn)在兩方面：一是在“以地生財、以財養(yǎng)地”土地財政模式下，地方政府會采取“重基建、輕創(chuàng)新”的支出偏向，忽視創(chuàng)新性投資，導致對創(chuàng)新性活動的扶持力度不強，抑制了創(chuàng)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(yè)的投資活動，抑制企業(yè)創(chuàng)新活動。非房地產(chǎn)企業(yè)紛紛投身到房地產(chǎn)相關行業(yè)中，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了不利的影響。房地產(chǎn)的高額利潤率促使企業(yè)更加關注短期利益，削弱企業(yè)開展創(chuàng)新活動的動力，占用企業(yè)原本用于創(chuàng)新的資源，降低企業(yè)創(chuàng)新投入，進一步抑制了創(chuàng)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(chuàng)新。

二、研究設計與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型構(gòu)建

1.基準回歸模型

考慮到創(chuàng)新水平的動態(tài)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(jīng)濟環(huán)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(chuàng)新水平之間的關系，構(gòu)建如下計量模型：

其中，β0表示常數(shù)項，β1、c表示系數(shù)，i表示省份，t表示時間，λi為地區(qū)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(nèi)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(nèi)生性導致的估計偏誤，并考慮到動態(tài)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(nèi)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(chuàng)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(chuàng)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(gòu)成式（3）并回歸，檢驗垂直財政不平衡對于創(chuàng)新的直接效應c ′、中介變量作用于創(chuàng)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(jié)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(shù)據(jù)來源

本文對3個假說檢驗選擇的樣本包含除西藏自治區(qū)、香港、澳門和臺灣地區(qū)以外的30個省、自治區(qū)和直轄市2006—2017年的數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來源：計算垂直財政不平衡的數(shù)據(jù)主要來源于EPS（Easy Professional Superior）數(shù)據(jù)平臺、《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、省預算執(zhí)行情況的報告或決算報告以及財政部財政數(shù)據(jù)資料網(wǎng);刻畫舉債融資的數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫;衡量土地財政的數(shù)據(jù)主要來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》;衡量創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量的數(shù)據(jù)，測算創(chuàng)新效率過程中投入指標、產(chǎn)出指標以及各個控制變量的數(shù)據(jù)主要來源于EPS（Easy Professional Superior）數(shù)據(jù)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(quán)體制的一個共同現(xiàn)象，已有學者對垂直財政不平衡進行了測量，根據(jù)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(yè)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(zhuǎn)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(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)平臺。專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、省預算執(zhí)行情況的報告或決算報告以及財政部財政數(shù)據(jù)資料網(wǎng)等。其中，2006—2009年專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》，2010—2014年專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于省預算執(zhí)行情況的報告或決算報告，2015—2017年專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于財政部財政數(shù)據(jù)資料網(wǎng)。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(zhuǎn)移支付缺失數(shù)據(jù)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(qū)專項轉(zhuǎn)移支付總和（全國專項轉(zhuǎn)移支付減去其他地區(qū)專項轉(zhuǎn)移支付總和）;第二步，分別計算出2009年和2015年各地區(qū)專項轉(zhuǎn)移支付占上述地區(qū)專項轉(zhuǎn)移支付總和的比重均值;第三步，用第二步結(jié)果乘以第一步結(jié)果得到上述各地區(qū)2010—2014年各年專項轉(zhuǎn)移支付。表1羅列了本文計算的各省、自治區(qū)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫，在時間節(jié)點上以2006年為起點。這主要是因為城投債起源于浦東新區(qū)建設、發(fā)行于1992年，2004年全國僅有6個省發(fā)行過城投債，2006年全國已經(jīng)有18個省份發(fā)行過城投債，2008年金融危機爆發(fā)后，地方政府為了應對金融危機沖擊，城投債規(guī)模急速擴大。具體來說，城投債發(fā)行規(guī)模是按照省份和城市來統(tǒng)計的。我們統(tǒng)計了自2006年至2017年所有城投公司發(fā)行的一般企業(yè)債券，并對相關數(shù)據(jù)進行了處理，具體處理如下：發(fā)行人企業(yè)性質(zhì)里面，只保留央企和國企，刪除發(fā)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(jù)各省每年發(fā)行債券日及發(fā)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(fā)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(xié)議方式出讓土地取得的收入[14]。土地出讓收入數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，該變量具體賦值為人均土地出讓收入。

4.創(chuàng)新水平（Innov）

本文從創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率三個方面研究創(chuàng)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(shù)來衡量創(chuàng)新數(shù)量（lnNum），采用各省當年發(fā)明專利申請量取自然對數(shù)來衡量創(chuàng)新質(zhì)量（lnQua）。創(chuàng)新效率（IE）是指創(chuàng)新活動的產(chǎn)出/投入的比值，可以從投入和產(chǎn)出兩個角度衡量，即單位創(chuàng)新投入所能夠達到的創(chuàng)新產(chǎn)出量，或者說是單位創(chuàng)新產(chǎn)出所需要的創(chuàng)新投入量。

創(chuàng)新效率的測量方法以數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）為代表的非參數(shù)方法和隨機前沿分析（SFA）為代表的參數(shù)方法為主[15]，由于DEA無需事先設定具體的函數(shù)形式，且能處理多投入與多產(chǎn)出變量的創(chuàng)新效率測算問題，更加切合復雜經(jīng)濟系統(tǒng)實際情況，故本文選取DEA方法測算各省創(chuàng)新效率。現(xiàn)有文獻在設計創(chuàng)新效率評價指標時，一般都忽視了非期望產(chǎn)出。參照Tone的做法[16]，本文將非期望產(chǎn)出納入超效率SBM模型評價創(chuàng)新效率[17]，具體投入指標、產(chǎn)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(jīng)費投入作為創(chuàng)新投入指標?？紤]到創(chuàng)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(chǎn)出指標上，期望產(chǎn)出選用專利授權(quán)數(shù)量和人均GDP來表示，非期望產(chǎn)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(chǎn)出指標數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)平臺。具體模型設定如下：

借助maxdea5.0，使用非導向、規(guī)模報酬不變以及包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM-DEA模型測算各省、自治區(qū)以及直轄市創(chuàng)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(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、市場化程度（mark）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（secindus）和金融發(fā)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(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，其結(jié)果如表4所示。

三、實證分析與結(jié)果討論

（一）基準檢驗

表5報告了垂直財政不平衡對創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果，為了排除時間和地區(qū)層面宏觀政策變動及不可觀測因素對結(jié)論的干擾，控制了時間固定效應和地區(qū)固定效應。其中，第（1）列、第（2）列和第（3）列分別是基于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率的差分GMM估計?？紤]到模型可能存在的內(nèi)生性問題，以及動態(tài)面板模型在解決內(nèi)生性問題上更為有效，以動態(tài)面板差分GMM估計結(jié)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(jié)果可以看出，創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率的一期滯后項系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，說明創(chuàng)新水平具有長期積累效應;垂直財政不平衡的估計系數(shù)顯著為負，表明垂直財政不平衡程度加大后，創(chuàng)新活動會顯著下降，對于高質(zhì)量的發(fā)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(chǎn)，輕創(chuàng)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(chuàng)新投入，抑制了創(chuàng)新活動;地方官員短視近利，側(cè)重能促進經(jīng)濟增長的基建類投資，忽視創(chuàng)新領域的投資。另外，高質(zhì)量的發(fā)明專利具有較高的創(chuàng)造性和含金量，地方政府進行投資時會放緩對高質(zhì)量的發(fā)明專利的投資，影響了創(chuàng)新質(zhì)量。第（4）列、第（5）列和第（6）列中垂直財政不平衡的系數(shù)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)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(chuàng)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(fā)，分別研究垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率的影響作用，對上述2種機制進行檢驗。

1.對創(chuàng)新數(shù)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(chuàng)新數(shù)量為因變量的中介效應的回歸結(jié)果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創(chuàng)新數(shù)量為因變量的中介效應的回歸結(jié)果。第（1）列中，垂直財政不平衡的回歸系數(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(chuàng)新數(shù)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(chuàng)新數(shù)量的下降。對于創(chuàng)新數(shù)量來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)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(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)新質(zhì)量總效應的比例為a2×b2/c=7.307%。

2.對創(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)新質(zhì)量為因變量的中介效應的回歸結(jié)果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創(chuàng)新質(zhì)量為因變量的中介效應的回歸結(jié)果。第（1）列中垂直財政不平衡的回歸系數(shù)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(shù)為-0.021，不顯著;垂直財政不平衡的回歸系數(shù)為1.004，在10%的置信水平上顯著為負。由于舉債融資的系數(shù)不顯著，本文采用Bootstrap法進一步驗證中介效應的有效性，結(jié)果顯示間接效應的Z值為-3.07（P=0.002），95%的置信區(qū)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(shù)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(shù)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(shù)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(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)新質(zhì)量的下降。對于創(chuàng)新質(zhì)量來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)新質(zhì)量總效應的比例為a2×b2/c=1.301%。

3.關于創(chuàng)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(chuàng)新效率為因變量的中介效應的回歸結(jié)果，第（3）列和第（4）列分別是以土地財政、創(chuàng)新效率為因變量的中介效應的回歸結(jié)果。第（1）列中垂直財政不平衡的回歸系數(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(xiàn)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(chuàng)新效率呈負向關系，但土地財政與創(chuàng)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(chuàng)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(jīng)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(chuàng)新效率活動營造良好的外部環(huán)境，推動了地方創(chuàng)新資源集聚過程，提高地方創(chuàng)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(zhèn)化帶來的外部環(huán)境的改變，共同帶動了創(chuàng)新效率的快速發(fā)展。對于創(chuàng)新效率來說，通過計算表明垂直財政不平衡對創(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)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(chuàng)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(chuàng)新效率。

（三）門檻效應分析

土地財政對創(chuàng)新效率有負向影響，但實證結(jié)果顯示土地財政對創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)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(jīng)濟性公共物品供給率，為地方創(chuàng)新效率活動營造良好的外部環(huán)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(chuàng)新效率的快速發(fā)展。這與理論預期不符。為考察上述回歸結(jié)果的穩(wěn)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(chuàng)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(shù)，確定門檻模型的形式，本文運用Bootstrap抽樣法模擬似然比統(tǒng)計量300次，估計出門檻值及相關的統(tǒng)計量，舉債融資的門檻效應檢驗結(jié)果見表9，土地財政的門檻效應檢驗結(jié)果見表10。根據(jù)表9的估計結(jié)果，對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，單重門檻、雙重門檻的F統(tǒng)計量均在1%的置信水平上顯著，而三重門檻的F統(tǒng)計量對應的P值大于0.1，不顯著;對于創(chuàng)新效率來說，單重門檻的F統(tǒng)計量對應的P值大于0.1，不顯著。因此，對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，舉債融資存在雙重門檻效應;對于創(chuàng)新效率來說，不存在門檻效應。

根據(jù)表10的估計結(jié)果，單重門檻、雙重門檻的F統(tǒng)計量對于創(chuàng)新數(shù)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(tǒng)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(tǒng)計量對于創(chuàng)新質(zhì)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(tǒng)計量對應的P值大于0.1，不顯著;單重門檻的F統(tǒng)計量對于創(chuàng)新效率來說在5%的置信水平上顯著，而雙重門檻的F統(tǒng)計量對應的P值大于0.1，不顯著。因此，對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，土地財政存在雙重門檻效應;對于創(chuàng)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(chuàng)新水平的影響。在不同的門檻區(qū)間內(nèi)，舉債融資、土地財政對創(chuàng)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(chuàng)新水平的影響也將不同，本文依據(jù)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(chuàng)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(jié)果。以舉債融資為門檻變量時，用創(chuàng)新數(shù)量衡量創(chuàng)新水平時，根據(jù)舉債融資的水平分為三個區(qū)間：區(qū)間一為debt≤0.0712，區(qū)間二為0.07120.3049;用創(chuàng)新質(zhì)量衡量創(chuàng)新水平時，根據(jù)舉債融資的水平分為三個區(qū)間：區(qū)間一為debt≤0.0734，區(qū)間二為0.07340.2319;用創(chuàng)新效率衡量創(chuàng)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(chuàng)新數(shù)量衡量創(chuàng)新水平時，根據(jù)土地財政的水平分為三個區(qū)間：區(qū)間一為land≤0.0554，區(qū)間二為0.05540.1145;用創(chuàng)新質(zhì)量衡量創(chuàng)新水平時，根據(jù)土地財政的水平將全行業(yè)分為三個區(qū)間：區(qū)間一為land≤0.0578，區(qū)間二為0.05780.1255;用創(chuàng)新效率衡量創(chuàng)新水平時，根據(jù)土地財政的水平分為兩個區(qū)間：區(qū)間一為land≤0.0578，區(qū)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(qū)間內(nèi)垂直財政不平衡的回歸結(jié)果。對于創(chuàng)新數(shù)量來說，當debt≤0.0712時，垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)為1.430，在1%的置信水平上顯著為負;當0.07120.3049，其回歸系數(shù)下降為0.376，回歸結(jié)果不顯著。對于創(chuàng)新質(zhì)量來說，當debt≤0.0734時，垂直財政不平衡對創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)為2.091，在1%的置信水平上顯著為負;當0.07340.2319，其回歸系數(shù)下降為0.518，回歸結(jié)果不顯著。因此，對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，三個區(qū)間系數(shù)依次減少，第一個和第二個區(qū)間內(nèi)的垂直財政不平衡的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為負，第三個區(qū)間內(nèi)其系數(shù)雖不顯著，但仍小于零。隨著舉債融資規(guī)模的增加，這說明垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量的抑制作用逐漸減弱。因此，舉債融資規(guī)模的增加弱化了垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)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(qū)間內(nèi)垂直財政不平衡的回歸結(jié)果。對于創(chuàng)新數(shù)量來說，當land≤0.0554時，垂直財政不平衡對創(chuàng)新數(shù)量的回歸系數(shù)為1.142，在1%的置信水平上顯著為負;當0.05540.1145，其回歸系數(shù)下降為0.241，回歸結(jié)果不顯著。對于創(chuàng)新質(zhì)量來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡對創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)為1.430，在1%的置信水平上顯著為負;當0.05780.1255，其回歸系數(shù)下降為0.376，回歸結(jié)果不顯著。因此，對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，三個區(qū)間系數(shù)依次減少，第一個和第二個區(qū)間內(nèi)的垂直財政不平衡的回歸系數(shù)均在1%或者5%的置信水平上顯著為負，第三個區(qū)間內(nèi)其系數(shù)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量的抑制作用逐漸減弱。對于創(chuàng)新效率來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡對創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)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(chuàng)新效率;當land>0.0578時，其回歸系數(shù)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(chuàng)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(chuàng)新效率的真實影響效果”的結(jié)論。

四、結(jié)論及政策建議

本文選取了我國2006—2017年的省際面板數(shù)據(jù)，測算了各省垂直財政不平衡指數(shù);同時，采用包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM-DEA模型測算了各省的創(chuàng)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)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(jié)論如下。

第一，垂直財政不平衡是造成創(chuàng)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量、效率。對于創(chuàng)新數(shù)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(chuàng)新質(zhì)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(chuàng)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(chuàng)新效率，表現(xiàn)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(chuàng)新效率。

第二，由于土地財政與創(chuàng)新效率之間表現(xiàn)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，舉債融資、土地財政均存在雙重門檻效應;對于創(chuàng)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(fā)現(xiàn)不同門檻區(qū)間內(nèi)垂直財政不平衡的回歸結(jié)果。對于創(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量來說，三個區(qū)間系數(shù)依次減少，第一個和第二個區(qū)間內(nèi)的垂直財政不平衡的回歸系數(shù)均顯著為負，第三個區(qū)間內(nèi)其系數(shù)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(chuàng)新數(shù)量、質(zhì)量的抑制作用。對于創(chuàng)新效率來說，當land≤0.0578時，垂直財政不平衡抑制了創(chuàng)新效率;當land>0.0578時，垂直財政不平衡促進了創(chuàng)新效率，驗證了前文“土地財政存在遮掩效應”結(jié)論的穩(wěn)健性。

依據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，明確政府間權(quán)責關系，重構(gòu)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(xiàn)象，消除垂直財政不平衡體制不是目標，應明確政府間權(quán)責關系。與此同時，重構(gòu)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(quán)，發(fā)揮地方政府在創(chuàng)新系統(tǒng)建設中的主體作用，激發(fā)地方政府創(chuàng)新動力，提升創(chuàng)新水平。

第二，重視舉債融資對創(chuàng)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(qū)經(jīng)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(yè)進行創(chuàng)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(shù)創(chuàng)新。應通過優(yōu)化地方政府債務投資者結(jié)構(gòu)、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(fā)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(yè)對銀行信貸的依賴;優(yōu)化債務支出結(jié)構(gòu)，適當偏向教科文衛(wèi)、生態(tài)環(huán)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(chuàng)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(chuàng)新，對于促進創(chuàng)新發(fā)揮了積極的作用。但是，在土地出讓的巨大經(jīng)濟收益的誘導下，地方企業(yè)也可能削弱從事創(chuàng)新活動的動力，陷入發(fā)展誤區(qū)，正視該問題并探索其根源方能有效紓解。

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（責任編輯：關立新）