□張友浪 彭雨馨 王培杰

[1. 中國人民大學 北京 100872；2. 清華大學 北京 100084]

引言

創(chuàng)新是黨和政府完善治理體制、提高治理績效和促進社會經(jīng)濟發(fā)展的重要手段。中國共產(chǎn)黨第十九屆中央委員會第六次全體會議專門指出：“一百年來，黨領導人民進行偉大奮斗，積累了寶貴的歷史經(jīng)驗，這就是：堅持黨的領導，堅持人民至上，堅持理論創(chuàng)新，堅持獨立自主，堅持中國道路，堅持胸懷天下，堅持開拓創(chuàng)新，堅持敢于斗爭，堅持統(tǒng)一戰(zhàn)線，堅持自我革命?！边@“十個堅持”中只有“創(chuàng)新”一詞出現(xiàn)兩次，足見其在黨的政策議程中的突出地位。事實上，在黨的創(chuàng)新精神指導下，中國的政府創(chuàng)新實踐十分頻繁，每年各級政府都會發(fā)布數(shù)百份試點政策文件，且區(qū)域間差異巨大。與此同時，地方政府創(chuàng)新也已成為國內外公共管理研究中最重要的主題之一。已有研究針對政府創(chuàng)新作出多種解釋，認為包含諸如經(jīng)濟發(fā)展水平[1]在內的轄區(qū)特征和包含財政赤字[2]在內的政府特征等區(qū)域層面因素，以及領導特質[3～4]等個體層面因素會顯著影響地方政府對某一新政策或新項目的采納。同時，諸多研究指出，學習、競爭、模仿和強制等擴散機制也會影響一項政府創(chuàng)新在不同轄區(qū)政府之間的傳播[5]。

然而，已有研究大多局限于具體的創(chuàng)新案例（Government Innovation），難以解釋組織層面的政府創(chuàng)新性（Government Innovativeness），即地方政府傾向采納創(chuàng)新的程度[6]。為何有些地方政府比另一些地方政府更加頻繁地采納創(chuàng)新？決定地方政府創(chuàng)新實踐的系統(tǒng)性因素是什么？過往相關文獻主要基于定性或定量方法聚焦于少數(shù)具體的政策創(chuàng)新案例。然而，基于政策個案層面的政府創(chuàng)新分析難以直接推導出組織層面政府創(chuàng)新模式，并容易出現(xiàn)只關注成功案例而忽視失敗案例的樣本選擇偏差，因而不利于進一步理清政府創(chuàng)新背后的一般性生成機制。與此相對，直接從組織層面開展政府創(chuàng)新性研究將有助于避免潛在推理偏誤，進一步科學總結中國特色政府治理經(jīng)驗，為政府創(chuàng)新研究領域貢獻新的理論知識；在實踐方面，回答上述問題有助于為完善我國政府創(chuàng)新制度與實踐提供更具一般性的科學依據(jù)。

本文基于現(xiàn)有文獻，構建了一個包含外部壓力（縱向與橫向）和內部決定因素（區(qū)域層面：轄區(qū)特征、政府特征；個體層面：行政首長特征）的理論框架，并提出上述因素影響地方政府創(chuàng)新性的系列假設。為驗證本文理論猜想，本文創(chuàng)新地構建了一個綜合性全國性地方政府創(chuàng)新性指標，并系統(tǒng)搜集了2000～2019年中國280個地級市的面板數(shù)據(jù)，通過基于Logit模型和零膨脹負二項模型的雙向固定效應分析，以及Heckman二階段回歸模型，對理論假設進行檢驗。

一、文獻綜述

自20世紀60年代開始，政府創(chuàng)新或政策創(chuàng)新（Policy Innovation）已成為國際上政治學、經(jīng)濟學、社會學和公共管理領域的重要研究議題。政府創(chuàng)新是指一個政府首次采納的政策或項目，無論這一政策或項目的出現(xiàn)時間以及是否已經(jīng)被其他政府所采納[7]。根據(jù)已有研究，影響政府創(chuàng)新的因素包括外部擴散壓力和內部決定因素這兩大類。

外部擴散壓力具體包含縱向和橫向兩個方面?？v向擴散壓力分為自上而下的壓力和自下而上的壓力。在自上而下的擴散中，上級行政機構通過政策命令、財政激勵和政治“信號”等手段促使下級采納創(chuàng)新[8～9]。在自下而上的擴散中，當上級專業(yè)程度較高，就越有可能順利采納來自下級的創(chuàng)新，從而形成滾雪球效應；反之，當上級專業(yè)化程度較低，就越有可能面對下級創(chuàng)新無所作為，從而形成壓力閥效應[10]。橫向擴散壓力包括學習機制、模仿機制和競爭機制。在橫向擴散過程中，學習機制關注的是早期采納者的創(chuàng)新實施效果，模仿機制關注的是早期采納者的身份或合法性，競爭機制則關注受早期采納行為導致的外部性所引起的應對策略。已有研究表明，大城市政府更有能力向其他城市政府學習，更不可能進行隨波逐流的簡單模仿，也更少受到橫向經(jīng)濟競爭的影響[11]。此外，也有研究指出縱向自上而下的壓力對橫向壓力有調節(jié)作用[12]。

內部決定因素可以具體劃分為宏觀和微觀兩方面。宏觀因素又可以進一步劃分為轄區(qū)特征和政府特征兩大類。例如，在轄區(qū)特征方面，一個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越高，企業(yè)和公民對公共服務的要求也就越高[1]，該區(qū)域的政府就越傾向于采納創(chuàng)新[13]。外商直接投資（Foreign Direct Investment ，F(xiàn)DI）帶來技術外溢，所以一個地方FDI越多，區(qū)域創(chuàng)新效率越高[14]。此外，地區(qū)的宗教人口占比[15]、產(chǎn)業(yè)結構[16]等因素均有可能影響政府創(chuàng)新水平。

在政府特征方面，有研究指出，一個地區(qū)行政級別越高，當?shù)匦姓嗔Ω?，綜合發(fā)展條件越好，政府創(chuàng)新成功可能性越大，所以越有可能進行創(chuàng)新試點[17]；與此相反，也有研究認為政府級別越高，組織結構和內部關系越復雜，流程再造阻力越大，創(chuàng)新越困難[18]。在信息技術能力上，地方政府信息技術能力越強，越能夠采納和運用創(chuàng)新，尤其是在信息時代下的政府創(chuàng)新[19]。在財政資源上，諸多研究認為地方財政健康程度或財政盈余顯著制約著地方政府創(chuàng)新[2,20]；同時，財政分權這一資源配置方式能夠促進地區(qū)創(chuàng)新效率，但也會抑制地區(qū)創(chuàng)新偏好[21]。

在微觀因素方面，2000年以來，針對領導者個人特征如何影響地方創(chuàng)新的研究逐漸興起。已有研究表明，相對于男性領導，女性領導更樂于接受創(chuàng)新，并更加以結果為導向開展行動[22]。與此同時，年齡和政治級別通過使領導人形成不同競爭梯隊從而影響地區(qū)間的創(chuàng)新行為[23]。通常來說，領導年齡越大，越不傾向于冒險，創(chuàng)新動力越低[24]。官員任期越短，越希望通過采納政策創(chuàng)新在短期做出政績和樹立權威[25]；任期越長則越有可能積累更多政治資本和政策經(jīng)驗，從而有利于政策創(chuàng)新。而在晉升機會方面，領導人向上晉升的機會越大，越不需要通過創(chuàng)新來提高他們晉升的可能性，進行創(chuàng)新的可能性越低[26]。從外部提拔晉升的官員通常比從內部提拔晉升的官員專業(yè)性更強，也更注重長期職業(yè)聲譽，所以創(chuàng)新使命和創(chuàng)新動力更強[27]。官員性格類型同樣影響他們對政府創(chuàng)新的偏好，當官員行事更加以問題為導向時，他們更傾向于進行政府創(chuàng)新[28]。另外，從官僚政治視角來看，當一項創(chuàng)新能夠為地方領導人帶來資源從而提高他們收益時，地方領導人更可能推動創(chuàng)新傳播；反之，地方領導人則更有可能阻礙這一創(chuàng)新舉措[29]。

雖然政府創(chuàng)新受到眾多學者關注，現(xiàn)有文獻中針對地方政府創(chuàng)新決策的實證解釋性研究幾乎都是通過定性或定量的分析一個或幾個具體政策創(chuàng)新案例來試圖發(fā)現(xiàn)一般性的政府創(chuàng)新規(guī)律[30]。但是，這種用政策個案代替整體政府行為模式的推理思路容易引起例外謬誤（exception fallacy或individualistic fallacy）[31]，即，試圖從個體層面行為概括整體層面關系。因而，基于具體創(chuàng)新案例得出的發(fā)現(xiàn)無法代替在組織層面針對地方政府整體創(chuàng)新性或創(chuàng)新頻度的分析，不利于我們從整體上了解各種因素與地方政府創(chuàng)新性之間的關系。

此外，探尋地方政府創(chuàng)新規(guī)律要求盡可能全面地研究地方政府創(chuàng)新決策，即需要同時包含執(zhí)行效果顯現(xiàn)之前既可能成功也可能失敗的創(chuàng)新決策。而現(xiàn)有研究大多聚焦于政策執(zhí)行效果已經(jīng)取得成功的創(chuàng)新案例[32]；失敗的創(chuàng)新試驗則沒有引起研究者足夠的關注。例如，有研究通過對中國行政許可改革這一成功的政策擴散進行事件史分析，提出了包含學習、競爭、模仿、自上而下壓力和自下而上壓力在內的擴散機制[33]。但是根據(jù)現(xiàn)有研究路徑得出的結論往往存在樣本選擇偏誤的可能。事實上，一個政府的整體創(chuàng)新性與該政府某一次具體創(chuàng)新舉措成功與否并沒有必然聯(lián)系，“失敗”創(chuàng)新舉措在已有研究中的缺失會導致政府創(chuàng)新決策背后的規(guī)律無法得到更全面的揭示。

相比之下，從組織層面出發(fā)解釋政府創(chuàng)新性具有理論和實踐上的雙重優(yōu)勢。組織層面的政府創(chuàng)新性是指政府組織傾向采納創(chuàng)新的總體程度[34]。在實證上，一個政府采納創(chuàng)新的總體頻度能夠最直觀表現(xiàn)該政府創(chuàng)新性的高低[34～35]。通過研究政府創(chuàng)新性，在理論方面有助于我們理解為什么一些地方政府比另一些地方政府更頻繁、系統(tǒng)地采納創(chuàng)新，而不是僅通過分析個案或是取得“成功”的創(chuàng)新案例對地方政府創(chuàng)新作出有偏的推論。在實踐方面可以為政策實踐者提供重要啟示：擁有不同稟賦或特征的政府很可能在組織層面的創(chuàng)新性上差異巨大。研究政府創(chuàng)新性的影響因素有助于幫助決策者識別創(chuàng)新障礙，優(yōu)化創(chuàng)新投入，從而促進公共政策的更新和改善。

二、理論與假設

基于現(xiàn)有文獻，本文重點總結外部和內部因素，提出四組假設。本文理論框架如圖1所示。

圖1 地方政府創(chuàng)新性的影響因素的理論框架

（一）外部壓力因素

外部壓力主要分為縱向壓力和橫向壓力兩個部分。在縱向壓力方面，地方政府會對上級政府發(fā)出的改革信號做出回應[36]。這意味著當上級政府發(fā)布的創(chuàng)新性文件數(shù)量越多的時候，地方政府越能夠捕捉到上級政府對創(chuàng)新的重視。因此，為了獲得地區(qū)發(fā)展的政策支持、資源傾斜或者晉升機會等，在該上級政府管轄范圍內的地方政府更傾向于開展創(chuàng)新來回應上級政府對創(chuàng)新的關注。

在橫向壓力方面，地方政府會學習和模仿其競爭對手的創(chuàng)新。在下管一級的行政體制下，由于職業(yè)晉升機會和地區(qū)發(fā)展資源有限，地方政府領導為獲得上級認可、謀取本地利益（例如資源傾斜等），會密切觀察同一轄區(qū)其他同級政府的政策舉動，從而避免在競爭中處于劣勢地位；由于中國地方政府之間的競爭主要發(fā)生在同一上級政府轄區(qū)內的同級地方政府之間[18]。所以，本文提出如下假設：

假設1-1：上級政府發(fā)布的創(chuàng)新性文件數(shù)量越多，其管轄范圍內的地方政府創(chuàng)新性越高；

假設1-2：同一上級政府管轄范圍內其他政府創(chuàng)新性越高，某一地方政府創(chuàng)新性越高。

（二）內部決定因素

1. 轄區(qū)特征因素

轄區(qū)特征主要影響政府創(chuàng)新的需求和創(chuàng)新氛圍。在地區(qū)創(chuàng)新需求上，經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模的提高都會促使企業(yè)和公民對地方公共服務水平提出更多、更高、更具差異性的要求[21,37～38]，由此倒逼地方政府進行創(chuàng)新。此外，隨著經(jīng)濟規(guī)模的提高，地方政府掌握的人力、物力資源更多，更有能力將新的政策或項目納入議程。第三產(chǎn)業(yè)能大量吸納勞動力[39]，第三產(chǎn)業(yè)占比提高意味著公眾對服務數(shù)量、質量、差異性的要求更高，同時也會對政府服務水平提出新的需求，從而需要政府進行創(chuàng)新。

另一方面，在地區(qū)創(chuàng)新氛圍上，第三產(chǎn)業(yè)占比高意味著人員和資源集聚水平高，并會導致產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新水平提高[40]。而產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新通常對該地區(qū)政府創(chuàng)新具有溢出效應，有利于地方政府進行創(chuàng)新。經(jīng)濟開放性的提高也意味著國內外信息和資源交換更頻繁，國外先進實踐經(jīng)驗的傳入以及國內外交流引起的新的公共服務需求有利于政府創(chuàng)新行為的發(fā)生[41]。

假設2-1：經(jīng)濟規(guī)模越大，地方政府創(chuàng)新性越高；

假設2-2：人口規(guī)模越大，地方政府創(chuàng)新性越高；

假設2-3：第三產(chǎn)業(yè)占比越高，地方政府創(chuàng)新性越高；

假設2-4：地方經(jīng)濟開放性越高，地方政府創(chuàng)新性越高。

2. 政府特征因素

政府特征主要影響政府創(chuàng)新的供給。組織創(chuàng)新總面臨推力和阻力[42]。城市行政級別反映行政和政策自主權在地方政府層面的配置[43]。當政府行政級別越高的時候，當?shù)卣钨Y源、經(jīng)濟資源、人才吸引等優(yōu)勢更大，創(chuàng)新推力更大；但行政級別越高，也意味著組織結構和內部關系越復雜，從而產(chǎn)生一定創(chuàng)新阻力。由于中國資源分配受行政權力影響巨大[44]，改革開放以來行政級別為地方創(chuàng)新帶來的推力很可能強于阻力。

縱向財政依賴度對政府創(chuàng)新性的影響主要通過塑造地方財政資源和政策自主性發(fā)揮作用。一方面，地方政府對上級政府的財政依賴程度越低，越能通過穩(wěn)定的地方財政為政府創(chuàng)新提供持續(xù)物質保障[45～48]。另一方面，地方政府對上級政府的財政依賴程度越低，則越能夠基于本級政府政策目標或結合當?shù)匕l(fā)展利益和民眾訴求進行因地制宜的創(chuàng)新[49]。由此，本文提出如下假設：

假設3-1：行政級別越高，地方政府創(chuàng)新性越高；

假設3-2：縱向財政依賴度越低，地方政府創(chuàng)新性越高。

3. 個體層面因素

個體層面因素主要通過塑造地方官員開展創(chuàng)新的動力和能力兩方面影響地方政府創(chuàng)新性。在動力方面，官員任期越短[50]、越年輕[51]，期望晉升的可能性就越大，所以任期短的或年輕的官員更有動力通過創(chuàng)新性的政府決策提高政績[25]并建立職業(yè)聲譽。在能力方面，年輕的官員對新事物的接受能力往往高于年齡大的官員，因而年輕官員或許更有能力去理解和采納包含諸多新型政策工具的政府創(chuàng)新。

此外，性別會同時影響官員創(chuàng)新的動力與能力。相較于男性官員，女性官員在職業(yè)競爭中處于弱勢地位[51]，這意味著為了獲取晉升，女性官員需要付出更多努力，所以她們有動力在政府創(chuàng)新上進行更多投入?，F(xiàn)有研究也表明女性官員相較于規(guī)則更注重結果和社會利益，更具有政策企業(yè)家精神[22]，因而更愿意通過采納創(chuàng)新改善現(xiàn)狀。所以本文提出如下假設：

假設4-1：行政首長任期越短，地方政府創(chuàng)新性越強；

假設4-2：行政首長年齡越小，地方政府創(chuàng)新性越強；

假設4-3：相對于行政首長為男性的地方政府，行政首長為女性的地方政府創(chuàng)新性更強。

三、研究設計

為檢驗上述理論假設，本文搜集2000～2019年全國280個地級市的面板數(shù)據(jù)開展實證分析。面板數(shù)據(jù)始于2000年是因為此前市級數(shù)據(jù)缺失較大，尤其是官員個體特征等數(shù)據(jù)多不明確以至無法系統(tǒng)編碼；面板數(shù)據(jù)止于2019年是考慮到2020年新冠疫情帶來的社會經(jīng)濟條件變化較大，因此本文在數(shù)據(jù)分析中排除了2020及之后的年份。由于數(shù)據(jù)缺失嚴重或地級市成立時間較晚等原因，數(shù)據(jù)集沒有包含三沙市、儋州市、畢節(jié)市、銅仁市、拉薩市、日喀則市、昌都市、林芝市、山南市、那曲市、海東市、中衛(wèi)市、吐魯番市和哈密市。

（一）被解釋變量

本文的被解釋變量是地方政府創(chuàng)新性，并將其操作化為地方政府創(chuàng)新頻度。理想情況下，完美地測量地方政府創(chuàng)新頻度要求研究者觀測和記錄地方政府所有正式和非正式的創(chuàng)新決策。但是，在大樣本分析中觀測和記錄地方政府所有的非正式創(chuàng)新決策極其困難。因此，本文選擇退而求其次，重點分析地方政府創(chuàng)新的正式?jīng)Q策。具體來說，政策試點是地方政府開展創(chuàng)新的主要形式[52～53]。本文使用各地級市分年度發(fā)布的試點文件數(shù)量測量被解釋變量。該測量指標由筆者通過北大法寶數(shù)據(jù)庫手動整理而成。數(shù)據(jù)整理步驟如下：首先在北大法寶數(shù)據(jù)庫搜索欄以標題“試點”進行精確檢索；然后在地方法規(guī)板塊限定發(fā)布部門檢索條件為各市級“人民政府”，并將某一市級人民政府每年發(fā)布的試點文件數(shù)量進行統(tǒng)計，沒有發(fā)布試點文件的年份計數(shù)為“0”。為提高不同城市試點文件數(shù)量的可比性，筆者統(tǒng)計的試點文件數(shù)量不包含除市級人民政府以外其他機構（例如市人大、市各職能部門等）發(fā)布的文件，也不包括省級政府和直轄市發(fā)布的文件；其次，由于極少數(shù)文件沒有注明發(fā)布年份，所以沒有將這部分文件納入統(tǒng)計范圍。

值得注意的是，被動根據(jù)上級政府試點要求發(fā)布的政策文件不一定能反映地方政府創(chuàng)新性，因而被解釋變量的測量效度需要進一步分類論證。通過大量檢閱市級政府發(fā)布的試點文件，本文發(fā)現(xiàn)由中央或省級政府在某些城市直接推動的試點政策往往在前期也是由市級政府主動申請取得試點資格（例如“低碳城市”“住房租賃市場”“公交都市”等試點政策），因而也能反映地方政府的自主創(chuàng)新性。當然，由中央推動某一省份統(tǒng)一開展市級政府試點的文件或許反映的是省級政府的創(chuàng)新性，而非市級政府的創(chuàng)新性。因此，在數(shù)據(jù)分析過程中，本文在回歸時會加入省份固定效應以控制各省政府創(chuàng)新性差異。

觀測期內地級市試點文件數(shù)量基本服從負二項分布，如圖2所示，說明大部分城市在大部分年份都沒有開展政策試點；此外，試點文件發(fā)布總量總體上逐年遞增，但在2008年、2013年和2018年（中共十七大、十八大、十九大的后一年）試點文件數(shù)量增速放緩或有回落，如圖3所示，說明地方政府創(chuàng)新在整體上存在一定的周期性，因此本文也將在回歸中加入年份固定效應控制此類時間沖擊。

圖2 觀測期內地級市試點文件數(shù)量分布圖（2000～2019年）

圖3 全國地級市試點文件發(fā)布總量逐年變化圖（2000～2019年）

（二）解釋變量

在外部壓力因素層面，本文使用上一年省級試點文件數(shù)量①來衡量地級市受到的縱向壓力；使用上一年地級市同省其他城市平均試點文件數(shù)量來衡量地級市受到的橫向壓力。

在內部決定因素層面，就轄區(qū)特征方面而言，本文使用城市當年實際使用外資金額與城市當年GDP的比值來測量經(jīng)濟開放性[16]。為避免反向因果，本文將地級市在前一年GDP的對數(shù)、前一年人口規(guī)模對數(shù)[54]、前一年第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、前一年經(jīng)濟開放性納入模型。

就政府特征方面而言，本文設置“是否是副省級城市”和“是否是普通省會城市”兩個虛擬變量來反映政府行政級別，從而區(qū)分普通地級市、副省級城市和非副省級省會城市。政府特征方面的另一個解釋變量是縱向財政依賴度。本文借鑒莊玉乙[55]的研究對縱向財政依賴度進行測量，通過政府財政缺口表示一個城市依賴上級政府財政資源的程度。城市i在t年的財政依賴度計算公式如下：

為減少反向因果問題對統(tǒng)計分析的干擾，本文將前一年的財政依賴度納入模型。

就個體層面上看，由于市長是負責管理政府日常事務的行政長官[56]，且已有研究普遍認為市長是地方政府事務的直接負責人[57]，所以本文在探討官員因素時，選取市長為研究對象。在測量市長任期時，本文首先通過市長簡歷確定樣本期間各地市長的變更以及其就任起始年份和月份，任期從當年算起[58]。當某市同一年份發(fā)生有多位市長（前后交替）的情況，本文認為當年在任時間最長的是該市當年的市長。最終將觀測年份減去市長上任年份的值作為市長任期的時長。此外，現(xiàn)有研究表明55歲以上市長的晉升可能性顯著低于不足55歲的市長，因而本文設置年齡虛擬變量，將沒超過55歲的市長編碼為0，將年齡等于或者超過55歲的市長編碼為1[59～60]；本文設置性別虛擬變量，將男性市長編碼為0，女性市長編碼為1。

（三）數(shù)據(jù)來源與概況

地級市試點文件數(shù)量和省級試點文件數(shù)量來源于北大法寶數(shù)據(jù)庫，由筆者人工整理。GDP數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)占比數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》；當年實際使用外資金額數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）。城市行政級別參考國務院網(wǎng)站；地方財政收入和財政支出數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。官員任期、官員年齡、官員性別數(shù)據(jù)來自擇城網(wǎng)。

本文將變量測量情況總結成表1，表2是變量的描述性分析。

表2 變量描述性分析（2000～2019）

（四）模型構造

如圖2所示，由于試點文件數(shù)量不是連續(xù)變量，為正整數(shù)，且為0的情況太多，普通最小二乘線性回歸不適用。所以本文首先探討地方發(fā)布試點文件這一行為在某一年是否發(fā)生。如果取值為0，本文認為某地某年發(fā)布試點文件行為未發(fā)生，反之則認為發(fā)生。在這種情況下本文使用最常見的Logit概率模型。之后，本文進一步分析自變量對試點文件數(shù)量的影響。由于試點文件數(shù)量取0比例過大，無法采用常用計數(shù)模型進行回歸，因而本文選擇零膨脹負二項回歸模型。零膨脹負二項回歸的基本思想是將決策分為兩個階段進行，首先決定是否“取0”，當選擇不取0后再進一步確定選擇哪一個正整數(shù)。所以它是一個服從“混合分布”的模型，在第一階段用Logit模型估計二值選擇問題，在第二階段用標準負二項回歸進行估計。最后，本文通過Heckman二階段回歸模型檢驗自變量對試點文件發(fā)布數(shù)量的影響是否穩(wěn)健。

四、實證發(fā)現(xiàn)

表3報告了基于Logit模型的回歸結果。該模型包含解釋變量、年份固定效應以及省份固定效應，并采用市級聚類穩(wěn)健標準誤。為響應國際學界要求矯正回歸表格中使用星號（*）帶來的負面影響的呼吁[61]，本文選擇在回歸結果中直接報告原始雙尾p值。

表3 Logit回歸結果

由表3可知，GDP提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢提高約49.9% （p=0.001），表明地區(qū)經(jīng)濟實力越強，地方創(chuàng)新性越強。城市經(jīng)濟開放性優(yōu)勢比為1.015，顯著正向影響地方發(fā)布試點文件的行為（p=0.017）。地級市行政級別對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著影響，副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約258.9%（p=0.000）；普通省會城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約307.6%（p=0.008），這揭示了行政級別對地方政府創(chuàng)新性的影響。此外，表3的結果表明縱向壓力、橫向壓力、人口規(guī)模、第三產(chǎn)業(yè)占比、財政依賴度、市長個體層面特征對地方政府創(chuàng)新性的影響不顯著。

表4對模型1進行分時間段回歸。模型2是2000～2012年的回歸結果，模型3是2013～2019年的回歸結果。由表4可以看出在不同時期政府創(chuàng)新性的影響因素略有差異。2013年以前，橫向壓力負向影響地方試點文件發(fā)布行為：當同省其他城市平均試點文件數(shù)量增加1份，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢降低約22.2%（p=0.023）。GDP對地方試點文件發(fā)布行為產(chǎn)生顯著正向影響（p=0.009），當GDP增加1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢提高約52.1%；人口規(guī)模對地方試點文件發(fā)布行為產(chǎn)生顯著負向影響（p=0.041），當人口規(guī)模增加1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢降低約25.1%。人口規(guī)模的點估計方向與前述理論假設相反。一個可能的解釋是在2013年以前人口規(guī)模的增加對公共服務需求異質性的增加影響不大，反倒提高了政府提供公共服務的規(guī)模效應。此外，副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高429.6%左右（p=0.000）；普通省會城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約618.2%（p=0.002）?？v向壓力、第三產(chǎn)業(yè)占比、經(jīng)濟開放性、財政依賴度和個體層面因素對地方政府創(chuàng)新性的影響在統(tǒng)計上不顯著。

表4 分時間段Logit回歸結果

2013年以后，經(jīng)濟開放性對地方試點文件發(fā)布的正向影響變顯著（p=0.035）：經(jīng)濟開放性每提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢增加約1.4%。市長任期對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著負向影響（p=0.041），市長任期每增加1年，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢降低約7.6%。此外，橫向壓力、GDP、人口規(guī)模和城市行政級別對試點文件發(fā)布影響的統(tǒng)計顯著性降低為不顯著。橫向壓力的影響降低可能是由于近年來地方政府創(chuàng)新越來越常態(tài)化，逐步由外部競爭壓力推動內化為政府常規(guī)行為；城市行政級別的影響降低或許是由于十八大以來的監(jiān)察體制改革和常態(tài)化反腐更加約束了行政權力的自主性。其余因素對地方試點文件發(fā)布行為的影響均不顯著?？傮w而言，2013年之前外部橫向壓力和行政權力發(fā)揮重要作用；而2013年及之后，經(jīng)濟開放性和領導任期發(fā)揮更多作用。

表5在模型1基礎上進行分區(qū)域回歸。模型4是沿海省份城市②的回歸結果，模型5是內陸省份城市的回歸結果。由表5可以看出政府創(chuàng)新性的影響因素存在明顯區(qū)域差異。對于沿海省份城市，當GDP增加1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢提高約58.7%（p=0.013）。此外，行政級別高的地方政府創(chuàng)新性相較普通地級市更強：副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高355.8%左右（p=0.001）；普通省會城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約316.5%（p=0.007）。其他因素對地方政府創(chuàng)新性的影響在統(tǒng)計上不顯著。

表5 分區(qū)域Logit回歸結果

對于內陸省份城市，GDP和經(jīng)濟開放性均正向影響地方試點文件發(fā)布行為：當GDP提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢提高約33.2%（p=0.040）；當經(jīng)濟開放性提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢增加約1.2%（p=0.010）。副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約172.1%（p=0.002）。財政依賴度對地方政府創(chuàng)新性有顯著負向影響（p=0.013），當縱向財政依賴度提高1%，地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢降低約0.8%。此外，市長任期對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著負向影響（p=0.024），當市長任期增加1年，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢降低約8.1%。

通過表5，本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放性、財政依賴度和市長任期對地方政府創(chuàng)新性的影響在內陸省份城市中顯著，在沿海省份城市中不顯著。一個可能解釋是，內陸省份城市創(chuàng)新受到財力的限制更多，且行政主官在內陸省份城市創(chuàng)新中扮演更加重要的角色。

表6在模型1基礎上區(qū)分地級市所在省份創(chuàng)新程度進行回歸。模型6是低創(chuàng)新省份③城市的回歸結果，模型7是高創(chuàng)新省份城市的回歸結果。由表6可以看出政府創(chuàng)新性的影響因素在不同創(chuàng)新程度的省份存在明顯差異。在低創(chuàng)新省份城市中，經(jīng)濟開放性和行政級別對政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著正向影響：經(jīng)濟開放性提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢增加約1%（p=0.012）；副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約248.1%（p=0.005）。

表6 分省份創(chuàng)新性程度Logit回歸結果

在高創(chuàng)新省份城市中，經(jīng)濟規(guī)模和行政級別對政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著正向影響。當GDP提高1%，地方發(fā)布試點文件的優(yōu)勢增加約69.1%（p=0.001）。此外，副省級城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約314.2%（p=0.000）；普通省會城市比普通地級市發(fā)布試點文件的優(yōu)勢高約601.9%（p=0.000）。

通過表6，本文發(fā)現(xiàn)在高創(chuàng)新省份城市中，經(jīng)濟規(guī)模對政府創(chuàng)新性的影響更大，而在低創(chuàng)新省份城市中，經(jīng)濟開放性對政府創(chuàng)新性的影響更大。

表7用零膨脹負二項模型對模型1進行復制研究。本文可以由模型第一階段估計解釋變量對被解釋變量是否取零的影響，由模型第二階段估計解釋變量對被解釋變量取值多少的影響。模型8的第一階段說明副省級城市（p=0.004）和普通省會城市（p=0.029）系數(shù)在是否取零階段顯著為負，表明相較于普通地級市，副省級城市和普通省會城市試點文件發(fā)布數(shù)量為“0”的可能性降低。橫向壓力（p=0.015）和市長任期（p=0.045）對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著負向影響。在第二階段，外部壓力對地方試點文件發(fā)布數(shù)量產(chǎn)生顯著正向影響：省級試點文件數(shù)量增加1份，地方試點文件增加約1個單位（exp（0.003））（p=0.001）；同省其他城市平均試點文件數(shù)量增加1份，地方試點文件增加約1.12個單位（exp（0.112））（p=0.004）。GDP和經(jīng)濟開放性對地方試點文件發(fā)布數(shù)量產(chǎn)生顯著正向影響；GDP提高1%，地方試點文件發(fā)布數(shù)量增加約1.37個單位（exp（0.313））（p=0.000）；經(jīng)濟開放性增加1%，地方試點文件發(fā)布數(shù)量增加約1個單位（exp（0.004））（p=0.004）。此外，第二階段的回歸結果揭示了副省級城市相較于普通地級市而言試點文件發(fā)布數(shù)量增加約1.41個單位（即exp（0.341））（p=0.031）；普通省會城市相較于普通地級市而言試點文件發(fā)布數(shù)量增加約1.43個單位（即exp（0.360））（p=0.029）。

表7 零膨脹負二項模型回歸結果

表8是Heckman二階段模型回歸結果，模型第一階段估計被解釋變量是否非零（選擇模型），模型第二階段估計被解釋變量取值多少（行為模型）。模型9第一階段回歸結果表明經(jīng)濟規(guī)模（p=0.000）和行政級別（副省級城市p=0.000；普通省會城市p=0.000）均對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著正向影響；人口規(guī)模（p=0.009）對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著負向影響，結論與Logit模型基本一致。模型9第二階段回歸結果表明，縱向壓力、經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟開放性對地方政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著正向影響：省級試點文件數(shù)量增加1份，地方試點文件發(fā)布數(shù)量增加0.005個單位（p=0.033）；GDP每提高1%，地方試點文件發(fā)布數(shù)量增加0.790個單位（p=0.006）；經(jīng)濟開放性每提高1%，地方試點文件發(fā)布數(shù)量增加0.014個單位（p=0.041）。此外，城市級別顯著正向影響試點文件發(fā)布數(shù)量（副省級城市p=0.000；普通省會城市p=0.001），即副省級城市相較于普通地級市而言，試點文件發(fā)布數(shù)量增加2.178個單位；普通省會城市相較于普通地級市而言，試點文件發(fā)布數(shù)量增加2.431個單位。綜合上述分析，可以認為縱向壓力、經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、經(jīng)濟開放性和城市行政級別等因素對政府創(chuàng)新性產(chǎn)生顯著影響。

表8 Heckman二階段模型回歸結果

五、結論與討論

創(chuàng)新是中國共產(chǎn)黨百年歷程積累下的寶貴經(jīng)驗。黨領導下的地方政府創(chuàng)新性的提升是國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要表現(xiàn)。地方政府承擔著按照黨和國家決策部署依法行政、推動經(jīng)濟社會發(fā)展、管理社會事務、服務人民群眾的具體職責。提升地方政府創(chuàng)新性有助于完善國家行政體制，優(yōu)化政府職責體系和組織結構，并充分發(fā)揮中央和地方兩個積極性，同時也是創(chuàng)新行政方式、提高行政效能和建設人民滿意的服務型政府的集中表現(xiàn)。

為探索影響地方政府長期、持續(xù)進行系統(tǒng)性創(chuàng)新的因素，本文構建地方政府發(fā)布試點文件數(shù)量這一指標測量地方政府創(chuàng)新性，并搜集2000～2019年中國280個地級市的面板數(shù)據(jù)開展分析?；贚ogit模型、零膨脹負二項模型和Heckman二階段回歸模型的一系列分析結果表明，包含經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟開放程度、城市行政級別等區(qū)域層面的內部決定因素顯著影響地方創(chuàng)新性；官員任期等個體層面的內部決定因素影響相對較小。因此，相較于個體層面因素，區(qū)域特征和政府特征等組織層面因素對組織視角下的政府創(chuàng)新性而言影響更大。進一步分析表明，從時間上看，2013年以后外部壓力和行政級別對地方創(chuàng)新性影響減?。坏貐^(qū)經(jīng)濟開放性和領導任期等因素對地方創(chuàng)新性影響變大。從空間看，與沿海省份城市相比，內陸省份城市政府創(chuàng)新性受經(jīng)濟開放性、縱向財政依賴度、市長任期等條件的約束更多。從所在省份創(chuàng)新程度高低來看，相較于低創(chuàng)新省份轄區(qū)內的城市，高創(chuàng)新省份轄區(qū)內的政府創(chuàng)新性受到經(jīng)濟規(guī)模的影響更大，受到經(jīng)濟開放性等因素的制約更少。

本文貢獻主要體現(xiàn)在：第一，在理論方面，指出現(xiàn)有基于具體政策案例的政府創(chuàng)新研究的不足，突出了從組織層面對地方政府創(chuàng)新性進行研究的重要性。如前文所述，過往基于具體創(chuàng)新案例對政府創(chuàng)新性的推理容易導致例外謬誤，而且過于聚焦于成功案例容易導致樣本選擇偏誤。因此，本文提出在組織層面綜合分析地方政府創(chuàng)新性的研究思路，以期彌補上述不足。第二，在實證方面，在變量操作化和研究設計等方面為政府創(chuàng)新性研究提供了新的實證研究思路，對未來研究具有一定啟示意義。第三，在實踐方面，本文揭示了地方政府創(chuàng)新性背后的宏觀結構性決定因素，為提升地方政府創(chuàng)新性的政策實踐提供了證據(jù)支持。因此，本文啟示政策制定者應當根據(jù)所在地自身稟賦，從區(qū)域特征、政府特征等多個方面識別本地區(qū)的創(chuàng)新障礙并予以針對性解決，從而優(yōu)化政府資源投入，最終實現(xiàn)政府創(chuàng)新效能的綜合提升和社會經(jīng)濟的高質量發(fā)展。

未來可基于本研究進一步拓展的研究方向包括以下幾個方面：首先，如前文所述，本文構建的政府創(chuàng)新性指標仍舊具有一定局限，未來研究可以進一步完善對政府創(chuàng)新性的指標設計；其次，可以在組織整體創(chuàng)新性的基礎上細分不同政策領域，觀察不同領域政策創(chuàng)新性的影響因素是否存在差異；再次，可以與更多不同制度背景下的分析結果進行比較，研究基于中國背景概括出的創(chuàng)新性影響框架是否可以推廣到其他國家或地區(qū)。此外，本文提出的地方政府創(chuàng)新性主要衡量的是地方政府傾向采納創(chuàng)新的程度（傾向性），但最終創(chuàng)新成效如何還會受到政府創(chuàng)新能力的影響，未來研究可以明確區(qū)分地方政府創(chuàng)新傾向與創(chuàng)新能力，探討其決定因素并檢驗其對創(chuàng)新成效的潛在差異性影響；最后，可以進一步研究地方政府創(chuàng)新性會在何時、通過怎樣的方式對地方治理和公共服務水平產(chǎn)生影響。

注釋

① 與地級市試點文件數(shù)量（被解釋變量）搜集步驟相似。

② 河北省、遼寧省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、海南省。

③ 分年份對每個省（自治區(qū)）的試點文件發(fā)布數(shù)量進行排序，每次數(shù)量在前50%的計數(shù)為1，否則計數(shù)為0。將觀測期2000～2019年的所有計數(shù)進行分省加總，然后排序（借鑒LIU L, YANG Z, & SONG S，2021）。排序的后50%為低創(chuàng)新省份，排序的前50%為高創(chuàng)新省份。