一、引 言

進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展開始從數(shù)量擴(kuò)張型向質(zhì)量提升型轉(zhuǎn)變。在推動經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換的過程中，技術(shù)創(chuàng)新受到了政府的高度重視。在此背景下，全國研發(fā)經(jīng)費增長迅速。但研發(fā)經(jīng)費的快速增長并未有效提升我國的技術(shù)創(chuàng)新效率和產(chǎn)出質(zhì)量

，也未有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長動能的轉(zhuǎn)換

。在探討此現(xiàn)象的成因時，既有文獻(xiàn)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(quán)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、專利制度和研發(fā)補(bǔ)貼等相對微觀的制度因素對企業(yè)個體創(chuàng)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(tǒng)評估政府因素對我國創(chuàng)新活動帶來的全局性影響

。近年來，學(xué)界的研究視角開始從對微觀政策的關(guān)注轉(zhuǎn)向?qū)暧^經(jīng)濟(jì)管理體制的討論，研究主體也從對企業(yè)個體的關(guān)注轉(zhuǎn)向?qū)^(qū)域整體的重視。受此啟發(fā)，考慮到目標(biāo)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(biāo)管理更是我國政府直接調(diào)控轄區(qū)經(jīng)濟(jì)的重要抓手

，本文嘗試從地方增長目標(biāo)的角度研究政府干預(yù)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，并重點探討中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整在其中起到的作用。

本文可能的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在：(1)結(jié)合中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整，從理論層面分析地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，該視角對更全面地認(rèn)知我國央、地政府在推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中的作用具有現(xiàn)實意義；(2)從實證角度驗證中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極影響，發(fā)現(xiàn)該影響與地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力的大小和官員任期的長短有關(guān)，且在東部地區(qū)并不突出(即東部地區(qū)發(fā)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(qū)域技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展均具有現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

二、理論背景與研究假設(shè)

(一)理論背景：中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整

過去四十多年，中國創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和社會長期穩(wěn)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(diào)整和更新了推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理念、治理體系和能力，并先后確立“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”“發(fā)展是硬道理”“以人民為中心”等國家經(jīng)濟(jì)治理邏輯。

在“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”和“發(fā)展是硬道理”的治理邏輯下，財政分權(quán)、官員晉升錦標(biāo)賽和政治集權(quán)下的地方分權(quán)被很多學(xué)者認(rèn)為是推動中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要體制保障

。在該體制作用下，地方政府圍繞經(jīng)濟(jì)增長展開以投資驅(qū)動為主要抓手的激烈競爭，從而推動我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。但以增長速度比拼為核心的地方政府競爭也給國家經(jīng)濟(jì)帶來一系列負(fù)面影響(如經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重依賴投資和出口、普遍忽視內(nèi)需和不重視創(chuàng)新等)

。隨著投資邊際報酬率的遞減，政府主導(dǎo)的投資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式愈發(fā)難以為繼，加之國際貿(mào)易環(huán)境的惡化，既有的出口導(dǎo)向戰(zhàn)略也越發(fā)不可持續(xù)。在此背景下，我國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級變得越來越急迫。

(2)關(guān)鍵詞的變化也呈現(xiàn)出我國老年人運動干預(yù)研究的演進(jìn)軌跡，當(dāng)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(xiàn)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(yù)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(guān)鍵詞突現(xiàn)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(fā)展的方向。

黨的十八大以來，中央政府對國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式進(jìn)行反思，并進(jìn)一步明晰“以人民為中心”的治理邏輯。隨后，中央政府迅速調(diào)整以增長速度為核心的經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)向，確立以適應(yīng)、引領(lǐng)和把握“新常態(tài)”為目標(biāo)的發(fā)展思路。在新常態(tài)下，調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長速度、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、重塑經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力成為中央政府指導(dǎo)全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主基調(diào)，統(tǒng)籌推進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會建設(shè)和生態(tài)文明建設(shè)(“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(qū)生產(chǎn)總值及增長率論“英雄”轉(zhuǎn)向多元化評估。與此同時，創(chuàng)新則被中央政府提升到“國家發(fā)展全局的核心位置”“建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”的地位，并先后發(fā)布《關(guān)于深化體制機(jī)制改革加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的若干意見》《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》等文件。受地方政府行為內(nèi)生于國家治理體制的影響，中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整勢必對地方政府行為及我國的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深刻影響。

(二)研究假設(shè)：地方增長目標(biāo)、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新與中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整

“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”和“發(fā)展是硬道理”決定了經(jīng)濟(jì)增長是中國社會治理的硬約束

。相應(yīng)地，從黨的十二大到十八大，我國一直在強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長速度

。為指引經(jīng)濟(jì)發(fā)展，自20世紀(jì)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(biāo)。在制定增長的預(yù)期目標(biāo)時，地方政府常?！白晕沂骸?/p>

，在上級政府提出的目標(biāo)基礎(chǔ)上“層層加碼”，之后努力兌現(xiàn)目標(biāo)承諾且在多數(shù)情況下都能實現(xiàn)，其成因和作用機(jī)制在于：(1)自上而下制定的增長目標(biāo)是上級政府特別是中央政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)向的表達(dá)

，“壓力型體制”確保了上級政府把增長目標(biāo)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(dǎo)向的回應(yīng)，也是在向上級政府傳遞“能力信號”

，而兌現(xiàn)目標(biāo)承諾、取得更高的相對業(yè)績則是地方官員贏得橫向晉升競爭的標(biāo)尺；(3)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)向下，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長的好處超過處理社會穩(wěn)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(zé)的后顧之憂

。

在兌現(xiàn)增長目標(biāo)承諾時，對具有“理性政治經(jīng)濟(jì)人”屬性的地方政府和官員而言，優(yōu)先選擇的是投資而不是技術(shù)創(chuàng)新，投資領(lǐng)域主要包括基礎(chǔ)設(shè)施、房地產(chǎn)、制造業(yè)和資源性工業(yè)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(biāo)往往“不考慮當(dāng)?shù)氐膶嶋H情況能否實現(xiàn)”

，甚至“強(qiáng)加其意志而篡改專業(yè)預(yù)測”

，針對“全國性的經(jīng)濟(jì)走勢做出逆周期性反應(yīng)”

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

，在以GDP增長率為標(biāo)尺的晉升競爭中，任期的短期化和調(diào)任時點的不確定性激發(fā)了地方官員“功成必當(dāng)在我”式的政績訴求。在此導(dǎo)向下，實現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)的高速增長要比長期發(fā)展更具有經(jīng)濟(jì)理性，而在實現(xiàn)短期的高速增長方面，基礎(chǔ)設(shè)施投資顯然要比技術(shù)創(chuàng)新更具有優(yōu)勢。(3)地方政府努力兌現(xiàn)目標(biāo)、推動經(jīng)濟(jì)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(quán)收益。與投資制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和資源性工業(yè)等高稅率行業(yè)或部門相比，技術(shù)創(chuàng)新在財稅貢獻(xiàn)方面缺乏優(yōu)勢(特別是短期內(nèi))。

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(xiàn)增長目標(biāo)，必然擠占政府對科技領(lǐng)域的財政支出，從而對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。同時，地方政府的重投資、輕創(chuàng)新的取向也通過影響區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境、資本市場和企業(yè)行為間接抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，其相關(guān)表現(xiàn)主要包括：(1)政府在區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中承擔(dān)著政策設(shè)計者和服務(wù)提供者等多重角色

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

；(3)在政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并控制所有關(guān)鍵性生產(chǎn)要素的制度環(huán)境下，政府重投資、輕創(chuàng)新的偏好引發(fā)企業(yè)的積極響應(yīng)并采取模仿行為

；(4)房地產(chǎn)等產(chǎn)業(yè)的高回報率阻礙關(guān)鍵性生產(chǎn)要素向生產(chǎn)效率更高的產(chǎn)業(yè)流動，導(dǎo)致企業(yè)改變原有的投資結(jié)構(gòu)、減少研發(fā)投入

。此外，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)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(guān)，即中央政府在科技創(chuàng)新方面更重視應(yīng)用研究而非基礎(chǔ)研究

，制定的支持政策往往具有短期目標(biāo)導(dǎo)向性和“實用主義”傾向。受此影響，在實現(xiàn)增長目標(biāo)時，追求經(jīng)濟(jì)理性的地方政府更不愿意從戰(zhàn)略高度看待技術(shù)創(chuàng)新(特別是在縱向問責(zé)機(jī)制具有局限性、橫向問責(zé)機(jī)制不健全的情況下)。相應(yīng)地，即便政府推出創(chuàng)新支持政策，企業(yè)也更偏好策略性創(chuàng)新而非實質(zhì)性創(chuàng)新?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)H

：地方增長目標(biāo)顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。

自我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)以來，中央政府的發(fā)展導(dǎo)向發(fā)生了一系列明顯調(diào)整：從經(jīng)濟(jì)增長速度導(dǎo)向轉(zhuǎn)向質(zhì)量導(dǎo)向；從主要強(qiáng)調(diào)以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心轉(zhuǎn)向“五位一體”式協(xié)調(diào)發(fā)展；政績考核體制也逐漸從經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)向多元化評估。受中國政府系統(tǒng)的多層級縱向結(jié)構(gòu)的影響，上述調(diào)整有助于從以下幾方面緩解地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的緊張關(guān)系：(1)增長速度導(dǎo)向調(diào)整后，近些年來地方政府在制定增長目標(biāo)時“層層加碼”的幅度持續(xù)降低

。增長目標(biāo)向下調(diào)整可減輕投資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力，釋放被擠占的財政資源和信貸資源，降低創(chuàng)新企業(yè)獲得融資的難度和成本。(2)創(chuàng)新驅(qū)動是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量型增長的內(nèi)在要求，也是調(diào)整后的地方官員政績考核標(biāo)準(zhǔn)的現(xiàn)實需要。在兌現(xiàn)增長目標(biāo)承諾時，該訴求有助于地方政府調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)、加大對科技創(chuàng)新的支持力度(特別是在支持創(chuàng)新可切實幫助官員贏得晉升競爭的情況下)。(3)在干預(yù)型經(jīng)濟(jì)體制下，政府立足于新常態(tài)發(fā)展經(jīng)濟(jì)、重視創(chuàng)新，該導(dǎo)向調(diào)整通過政企關(guān)系、信號作用等機(jī)制影響企業(yè)行為。(4)伴隨中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整，國家和地方政府發(fā)布一系列支持技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)政策，減輕地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響，盡管地方政府在執(zhí)行該產(chǎn)業(yè)政策時還存在諸多問題。基于以上分析，本文提出研究假設(shè)H

：中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整顯著弱化地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定與變量界定

為檢驗研究假設(shè)H

，本文參考吳非等(2017)和Li(2019)的研究

，將回歸方程設(shè)定為：

治療先天性足內(nèi)翻，主要通過將足部骨骼牽引回正常狀態(tài)、促進(jìn)發(fā)育良好進(jìn)行來治療。因此，生后1周內(nèi)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(fēng)格伶俐，受到傳統(tǒng)漢印的影響，所以在此基礎(chǔ)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(jié)構(gòu)偏于漢印，受到傳統(tǒng)的秦漢印章的影響，所以在印面風(fēng)格上不會有特別奇怪的章法結(jié)構(gòu)和排列，因而他的印章在當(dāng)時印壇面耳目一新。

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

(1)

為檢驗研究假設(shè)H

，我們設(shè)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(shè)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(biāo)(

)。本文使用《政府工作報告》中公布的年度增長目標(biāo)來度量

。在手工整理數(shù)據(jù)時，對明確公布的目標(biāo)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(biāo)值，以具體數(shù)字為準(zhǔn)；對以區(qū)間形式公布的目標(biāo)值，選取區(qū)間的均值

。

其中，

表示地區(qū)，

表示年份，

表示被解釋變量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，

表示解釋變量地方增長目標(biāo)。虛擬變量

14表示中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整，在導(dǎo)向調(diào)整之后(2014—2016年)，取值為1，否則取值為0?？紤]到區(qū)域技術(shù)創(chuàng)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(jù)研究的需要將解釋變量的滯后期設(shè)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(yīng)和年份固定效應(yīng)，

表示隨機(jī)擾動項。由于

14本身就是一系列年度固定效應(yīng)的組合，為避免強(qiáng)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(guān)性，本文將參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到城市層面。

2

區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新(

)。我們使用寇宗來和劉學(xué)悅(2017)發(fā)布的城市創(chuàng)新指數(shù)來表征區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新

。該指數(shù)可有效規(guī)避中國專利數(shù)量的數(shù)據(jù)質(zhì)量堪憂等質(zhì)疑

，其構(gòu)建方法為：基于國家知識產(chǎn)權(quán)局發(fā)明授權(quán)專利的法律狀態(tài)更新信息和不同年齡發(fā)明專利的年費結(jié)構(gòu)，使用專利更新模型將專利數(shù)量數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為專利價值數(shù)據(jù)，加總后的城市層面專利價值總量即為城市創(chuàng)新指數(shù)。

In

,+1

=

+

In

,

+

,

+

+

+

,

3

中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整(

14)。本文使用中央政府對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)的判斷來表征中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整，時間起點為2014年

。其原因在于：2013年，中央政府對我國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級形成了一致性認(rèn)知，并逐漸將經(jīng)濟(jì)減速與轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)在要求聯(lián)系起來；2013年年底，中共中央組織部發(fā)布《關(guān)于改進(jìn)地方黨政領(lǐng)導(dǎo)班子和領(lǐng)導(dǎo)干部政績考核工作的通知》，強(qiáng)調(diào)干部考核再也不能簡單地以經(jīng)濟(jì)增長率論“英雄”；2014年，以習(xí)近平主席為代表的中央政府正式提出新常態(tài)的概念并系統(tǒng)闡釋了其內(nèi)涵，此后認(rèn)識、適應(yīng)和引領(lǐng)新常態(tài)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大邏輯，新常態(tài)也逐漸從中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性特征演變成中國經(jīng)濟(jì)運行和中央政府發(fā)展目標(biāo)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(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的時間起點，若將該起點人為前移時上述結(jié)論依然成立，則說明地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的弱化很可能是由其他甚至是隨機(jī)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(jìn)行安慰劑檢驗(類似地，依次表示為

12和

13)。結(jié)果顯示，無論基礎(chǔ)回歸結(jié)果(見表3的模型(4)和(5))、考慮內(nèi)生性問題的回歸結(jié)果(見表4的模型(5)和(6))，還是變換核心變量及調(diào)整樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，地方增長目標(biāo)與中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)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(shù)(ln

)，用于控制地方經(jīng)濟(jì)增長趨勢成分的影響；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(

)和開放程度(

)，用于控制地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和特征的影響；金融發(fā)展效率(

)和人力資本水平(

)，用于控制城市創(chuàng)新支持條件的影響。我們使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與城市GDP總量之比衡量

，經(jīng)匯率折算后的進(jìn)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(shù)與當(dāng)?shù)厝丝谥群饬?/p>

。

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(shù)據(jù)來源

本文以271個地級市為研究樣本，樣本區(qū)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(biāo)值缺失較多，以2016為終點是因為核心解釋變量城市創(chuàng)新指數(shù)截止于2016年。地方增長目標(biāo)的數(shù)據(jù)來自樣本城市的《政府工作報告》，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)來自《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》，進(jìn)出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)來自Wind宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，匯率數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官網(wǎng)，其他城市層面的數(shù)據(jù)均來自EPS數(shù)據(jù)平臺。經(jīng)梳理后共獲得3747條數(shù)據(jù)

，本文對所有納入回歸的連續(xù)變量進(jìn)行1%分位數(shù)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(guān)系數(shù)，結(jié)果顯示地方增長目標(biāo)和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新在1%的水平上具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，該結(jié)果初步驗證了研究假設(shè)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(yán)重的多重共線性問題。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)基礎(chǔ)回歸分析

由定義8可知，發(fā)動機(jī)E處于第1次裝試的部裝任務(wù)節(jié)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(wù)節(jié)點t3的進(jìn)度ra3=200/280=71.4%，在裝發(fā)動機(jī)E的裝配進(jìn)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(jìn)了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本水平和金融發(fā)展效率也是推動區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的重要力量(雖然金融發(fā)展效率的顯著性并不穩(wěn)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(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，這可能與我國的進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)偏低端化有關(guān)。

針對研究假設(shè)H

的回歸結(jié)果列示于表3

。其中，模型(1)顯示ln

和

14交乘項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，意味著在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后，地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的負(fù)向關(guān)系減弱了。ln

的系數(shù)及其與交乘項的系數(shù)之和為正數(shù)(0.107)，說明2013年以后地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有正向的激勵效果。為更清楚地呈現(xiàn)中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整前后地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，我們對模型(1)進(jìn)行分樣本回歸。結(jié)果顯示，在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前，地方增長目標(biāo)在1%的水平上顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新(模型(2))；在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后，地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系則呈顯著促進(jìn)(模型(3))。上述結(jié)果說明，伴隨中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整，地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系從消極逐漸走向積極。至此，研究假設(shè)H

獲得了驗證。

(二)考慮內(nèi)生性問題的回歸分析

為減少潛在的反向因果類內(nèi)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(yīng)模型控制地區(qū)層面不隨時間變化的不可觀測因素的影響及宏觀經(jīng)濟(jì)和政策的沖擊，但考慮到專利更新模型對歷史數(shù)據(jù)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(nèi)生性問題。本文以省內(nèi)地級市增長目標(biāo)均值的對數(shù)(ln

)作為地方增長目標(biāo)的工具變量，其構(gòu)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(nèi)的同伴行為；(2)省內(nèi)地級市增長目標(biāo)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(biāo)的制定，但不直接影響其技術(shù)創(chuàng)新。我們將交乘項ln

×

14的工具變量設(shè)定為ln

×

14，使用兩步GMM方法進(jìn)行回歸(結(jié)果見表4)。表4最后兩行的統(tǒng)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(chǔ)回歸結(jié)果相類似，地方增長目標(biāo)在10%的水平上顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新(模型(1))、ln

和

14交乘項的系數(shù)顯著為正(模型(2))，分樣本回歸的系數(shù)同樣從中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前的負(fù)向顯著(模型(3))轉(zhuǎn)向調(diào)整之后的正向顯著(模型(4))?？梢?，在考慮內(nèi)生性問題的情況下，研究假設(shè)H

和H

仍獲得了實證支持。

針對研究假設(shè)H

的回歸結(jié)果列示于表2。其中，模型(1)為僅控制城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，模型(2)—(6)則依次加入滯后一期的實際GDP增長率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、開放程度、金融發(fā)展效率和人力資本水平等控制變量。結(jié)果顯示，在加入控制變量的過程中，雖然地方增長目標(biāo)的回歸系數(shù)大小和顯著性略有變化，但均未發(fā)生實質(zhì)性改變。在將模型(6)視為基準(zhǔn)回歸結(jié)果的情況下，地區(qū)增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系表現(xiàn)為：在研究區(qū)間內(nèi)，在1%的顯著性水平上，地方增長目標(biāo)每提高1%，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新指數(shù)就下降0.216%。該結(jié)果說明從整體上看，增長目標(biāo)管理這種宏觀經(jīng)濟(jì)管理體制確實是我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新激勵不足的制度性成因之一。至此，研究假設(shè)H

獲得了驗證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(5)限于篇幅，部分回歸結(jié)果未在文中列示，作者備索。

1.變換核心變量的穩(wěn)健性檢驗。在衡量區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新時，專利授權(quán)數(shù)是一個更加通用的指標(biāo)，但該類數(shù)據(jù)面臨著偏誤性大、未能有效反映專利價值等質(zhì)疑

。為減少偏誤，本文使用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)這一實質(zhì)性創(chuàng)新變量來檢驗前述假設(shè)的穩(wěn)健性，計算方法為發(fā)明專利授權(quán)數(shù)加1的自然對數(shù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫。結(jié)果顯示，相關(guān)回歸均未發(fā)生不利于研究假設(shè)H

和H

的變化。

醫(yī)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(yù)交金的內(nèi)部控制上，除了做到日結(jié)月清，上交金額與報表金額一致，還應(yīng)加強(qiáng)收費系統(tǒng)內(nèi)預(yù)交金發(fā)生額和余額的審核，并與會計核算系統(tǒng)匹配一致，做到預(yù)交金收入、沖銷、退出明細(xì)賬金額與會計核算系統(tǒng)中預(yù)交金賬戶借方、貸方發(fā)生額相等，收費系統(tǒng)中預(yù)交金賬戶總余額、病人賬戶余額明細(xì)總額、會計核算系中預(yù)交金余額三相符。實現(xiàn)賬賬相符、賬實相符，形成完整的鏈條，確保資金安全。

2.調(diào)整樣本的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果對樣本構(gòu)成差異的敏感性，本文首先刪除271個地級市中城市規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和金融發(fā)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(chǔ)上增加發(fā)展更為完善的15個副省級城市樣本。結(jié)果顯示，在考慮樣本異質(zhì)性影響的情況下，相關(guān)回歸均未發(fā)生不利于研究假設(shè)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(biāo)本進(jìn)行篩查，24521份標(biāo)本需要進(jìn)行核酸檢驗。

上述檢驗表明本文的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

活動按照品管圈的十大步驟進(jìn)行,時間的規(guī)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(jìn)行詳細(xì)的分配。每個步驟都有具體的負(fù)責(zé)人,大家分工明確、各負(fù)其責(zé)。

五、異質(zhì)性檢驗與作用機(jī)制分析

(一)異質(zhì)性檢驗

1.地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力的異質(zhì)性。雖然通過“自我施壓”和“層層加碼”制定的增長目標(biāo)常常背離了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際

，但受地方政府治理質(zhì)量和發(fā)達(dá)地區(qū)根據(jù)中央政府的相關(guān)戰(zhàn)略部署策略性地放緩地方增長目標(biāo)等因素的影響，不同地區(qū)對上級政府增長目標(biāo)“層層加碼”的幅度仍存在較大差異。在地區(qū)發(fā)展基礎(chǔ)有別的情況下，即便“層層加碼”的幅度相同，不同地區(qū)實現(xiàn)增長目標(biāo)的壓力也有所不同。上述差別可能影響地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的強(qiáng)度及中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的激勵效果，因而有必要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗。本文以地方增長目標(biāo)與地方實際GDP增長率的差值來衡量地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力，進(jìn)而以同一年度省內(nèi)各個地級市的均值為分組標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為低壓組和高壓組(回歸結(jié)果見表5)。表5的模型(1)和(2)的結(jié)果顯示，無論低壓組還是高壓組，地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響均呈顯著負(fù)向關(guān)系，且兩組解釋變量的系數(shù)大小不存在顯著差異

。其原因可能在于：在地方增長目標(biāo)制定的過程中，“自我施壓”和“層層加碼”的現(xiàn)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(biāo)承諾的兌現(xiàn)也對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。模型(3)的結(jié)果顯示，低壓組交乘項的系數(shù)是顯著正向的，說明中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整較好地緩解了低壓組地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。模型(4)的結(jié)果顯示，高壓組交乘項的系數(shù)雖然是正向的，但并不顯著，意味著在地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力較大的情況下，中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整未能有效地緩解地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響。

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

。上述任期制度決定地方官員推動經(jīng)濟(jì)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(biāo)也會降低

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

，所以本文使用市委書記的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行官員任期的異質(zhì)性檢驗。計算官員任期(

)的方法與現(xiàn)有文獻(xiàn)相同

。根據(jù)

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(jié)果見表5)。結(jié)果顯示，當(dāng)官員任期較長時，地方增長目標(biāo)在10%的水平上顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新(模型(5))；任期較短時，地方增長目標(biāo)在10%的邊緣水平上顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新(模型(6))。這兩組解釋變量的系數(shù)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(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。模型(7)的結(jié)果顯示，長任期組交互項的系數(shù)是顯著正向的；模型(8)的結(jié)果顯示，短任期組交互項的系數(shù)并不顯著。這說明中央發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整對地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的緊張關(guān)系的紓解作用主要存在于長任期組而不是短任期組。

3

區(qū)域的異質(zhì)性。中國不同區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平和政府治理質(zhì)量均存在一定的差異。受此影響，各區(qū)域的增長目標(biāo)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系可能有所不同。為檢驗該異質(zhì)性，我們在式(1)的基礎(chǔ)上引入地方增長目標(biāo)和東部地區(qū)城市虛擬變量

的交乘項，并以中西部地區(qū)為基準(zhǔn)進(jìn)行回歸(結(jié)果見表6)

。表6的模型(1)的結(jié)果顯示，ln

和

交乘項的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)的地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更大，其原因可能是：(1)在實現(xiàn)地方增長目標(biāo)時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)更有能力利用投資，由此帶來的創(chuàng)新資本擠出效應(yīng)和示范效應(yīng)弱化了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的激勵；(2)受地方增長目標(biāo)競爭和政績考核方式的影響，東部地區(qū)的財政支出偏好并沒有因為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而發(fā)生根本改變

，從而阻滯該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。此外，為考察中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的影響，我們將樣本分拆后進(jìn)行回歸。模型(2)的結(jié)果顯示，在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前，ln

和

交乘項的系數(shù)顯著為負(fù)；模型(3)的結(jié)果顯示，在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后，ln

和

交乘項的系數(shù)為負(fù)、但并不顯著。這說明與中西部地區(qū)相比，在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前，東部地區(qū)的地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更大；但在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后，東部地區(qū)的地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用與中西部地區(qū)并沒有顯著差異，其原因可能與經(jīng)濟(jì)增長動能轉(zhuǎn)換需較長周期有關(guān)。

(二)作用機(jī)制的簡單分析

前文認(rèn)為政府的財政支出偏好是影響地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系及其調(diào)整的主要機(jī)制。為檢驗中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整前后地方增長目標(biāo)是否真的通過政府財政支出偏好影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，本文引入式(3)和(4)并擬聯(lián)合式(2)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

ln

=

+

ln

,

+

,-1

+

+

+

,

(3)

ln

,+1

=

+

ln

,

+

ln

,

+

,

+

+

+

,

(4)

解析：n(混合氣體)5mol,根據(jù)體積分?jǐn)?shù)與物質(zhì)的量的分?jǐn)?shù)相等,則n(CO2)=5mol×0.48=2.40 mol。CO2被完全吸收,NaOH也完全反應(yīng),則反應(yīng)的產(chǎn)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(jié)果顯示，我們可用式(3)和(4)繼續(xù)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。由式(3)和(4)得到的回歸結(jié)果列示于表6的后4列，模型(4)和(5)為中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前的檢驗結(jié)果，模型(6)和(7)為中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后的檢驗結(jié)果。模型(4)的結(jié)果顯示，地方增長目標(biāo)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(jié)果顯示，政府財政科技支出偏好在1

的水平上顯著促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，地方增長目標(biāo)則在1

的水平上顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新；Sobel檢驗結(jié)果顯示中介效應(yīng)成立(P值為0

03)。這意味著在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之前，地方增長目標(biāo)不僅直接抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)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(qū)域技術(shù)創(chuàng)新?？梢?，較高的地方增長目標(biāo)不僅弱化區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的激勵作用，也改變了政府的財政支出結(jié)構(gòu)。模型(6)的結(jié)果顯示，地方增長目標(biāo)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(jié)果顯示，地方增長目標(biāo)在1

的水平上顯著促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，政府財政科技支出偏好對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用雖然是正向的，但并不顯著；Sobel檢驗結(jié)果顯示中介效應(yīng)不成立(值為0

45)。這意味著在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整之后，雖然地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的直接影響是顯著促進(jìn)的(表3的模型(3))，但尚未通過政府財政科技支出偏好進(jìn)一步發(fā)揮政府這只“無形之手”在區(qū)域技術(shù)創(chuàng)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(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的間接影響。其原因可能與新常態(tài)下我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型尚處在初級階段、政府對技術(shù)創(chuàng)新的扶持方式還較為粗放有關(guān)，也可能與政府財政科技支出力度及其取向與科技創(chuàng)新規(guī)律存在偏差有關(guān)。

六、結(jié)論與啟示

(一)主要結(jié)論

第一，整體看，地方增長目標(biāo)顯著抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。其理論機(jī)制在于：受地方政府行為內(nèi)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(biāo)制定的競爭，高度依賴基礎(chǔ)設(shè)施和生產(chǎn)性投資來兌現(xiàn)目標(biāo)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(qū)域技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境、資本市場和企業(yè)行為間接抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。

第二，中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整顯著弱化了地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響。其理論機(jī)制在于：中央政府對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的導(dǎo)向從速度型向質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變促進(jìn)了地方增長目標(biāo)的向下調(diào)整，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略與政績考核體制的結(jié)合則為地方政府支持創(chuàng)新提供了動力。

第三，地方增長目標(biāo)實現(xiàn)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(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，但中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的積極作用顯著存在于地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力小、官員任期長的地方。與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用更大，而且中央政府發(fā)展導(dǎo)向的調(diào)整未能有效緩解地方增長目標(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的緊張關(guān)系。作用機(jī)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(biāo)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的重要中介，但在中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的過程中，政府財政科技支出偏好在區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新中的作用還有待加強(qiáng)。

研究數(shù)據(jù)選取科睿唯安公司的德溫特數(shù)據(jù)庫；檢索時間為2018 年7月；檢索方式利用“關(guān)鍵詞”+“IPC分類號”進(jìn)行組合檢索；檢索范圍為1963年至今與自動駕駛技術(shù)相關(guān)的所有專利數(shù)據(jù)；檢索初步結(jié)果為相關(guān)專利共計22 184條，經(jīng)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(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用和中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整對二者關(guān)系的弱化作用均說明，增長目標(biāo)管理這種宏觀經(jīng)濟(jì)管理體制是我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新激勵不足的重要原因，頂層制度設(shè)計對我國的區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有舉足輕重的影響，適度的地方增長目標(biāo)與更健康的發(fā)展導(dǎo)向相結(jié)合不僅不會抑制區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，反而還能促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。這意味著評價增長目標(biāo)管理是不是一項好的制度，不應(yīng)僅僅局限于制度自身，還應(yīng)考慮發(fā)展導(dǎo)向是否恰適。也就是說，在中國的社會經(jīng)濟(jì)情境下，應(yīng)高度重視頂層制度設(shè)計對我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的核心影響。

第二，地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用并不因地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力的大小而發(fā)生明顯變化，說明保增長壓力對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響具有普遍性。當(dāng)?shù)胤秸媾R的地方增長目標(biāo)實現(xiàn)壓力大時，中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的作用有限，說明我國面臨的經(jīng)濟(jì)增長動能轉(zhuǎn)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(shè)計有效提高地方增長目標(biāo)設(shè)定的科學(xué)性，對我國實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動型國家發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義。

有研究標(biāo)明，專科醫(yī)院和綜合醫(yī)院護(hù)士焦慮、抑郁評分及發(fā)生率高于一般人群，?？漆t(yī)院中腫瘤醫(yī)院的護(hù)士焦慮、抑郁評分及發(fā)生率明顯高于綜合醫(yī)院護(hù)士，不同臨床科室、不同學(xué)歷的護(hù)士情緒狀態(tài)無明顯差異，但與年齡、護(hù)齡有關(guān)[2]。

第三，從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距和發(fā)展模式具有示范性的角度看，東部地區(qū)有責(zé)任率先實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長動能的轉(zhuǎn)換。但在圍繞地方增長目標(biāo)發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)時，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的地方增長目標(biāo)要么對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的抑制性更強(qiáng)，要么未能有效體現(xiàn)中央政府發(fā)展導(dǎo)向調(diào)整的作用

相關(guān)研究顯示，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)更加依賴投資來發(fā)展經(jīng)濟(jì)。

，反映了東部地區(qū)尚不能有效發(fā)揮示范作用。為實現(xiàn)相關(guān)轉(zhuǎn)換，針對東部地區(qū)的地方政府的政績考核應(yīng)更加突出區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)。

當(dāng)然，地方增長目標(biāo)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有抑制作用并不意味著增長目標(biāo)管理必然是區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的“桎梏”，原因在于增長目標(biāo)管理是推動我國經(jīng)濟(jì)增長的重要動力，經(jīng)濟(jì)增長則是持續(xù)性創(chuàng)新投入的資金保障，所以需審慎對待地方增長目標(biāo)的設(shè)定和調(diào)整。

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