分權(quán)抑或集權(quán)

林海波+毛程連

摘要：地方政府的事權(quán)是所謂“縣域競爭”的直接手段，那么地方政府事權(quán)在R&D投入領(lǐng)域的效果如何呢？通過構(gòu)建精細化的科技財政分權(quán)的新指標系列，選取2008—2013年中國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了科技財政分權(quán)對于專利產(chǎn)出的彈性系數(shù)。研究表明：直接受益人群人均值作為分權(quán)指標具有合理性；分權(quán)因素對于科技產(chǎn)出有正向效果；東部、中部和西部分權(quán)因素對于科技產(chǎn)出的影響效應(yīng)存在差異；由于東部地區(qū)更加著眼于更加宏大和長遠的命題，因此中部在僅僅按照專利作為產(chǎn)出指標的競賽中取得了當期的優(yōu)勝。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán)指標；科技投入； 區(qū)域競爭

文章編號：2095-5960（2015）04-0034-07；中圖分類號：F812.45；文獻標識碼：A

一、引言

自1995年中國開始實施科教興國戰(zhàn)略，政府在科技教育方面的經(jīng)費投入持續(xù)增長，尤其從2005年以后，科技研發(fā)財政經(jīng)費的增速更加迅猛，從2005年的1354.9億元提高到2013年的6184.9億元。巨大的科技經(jīng)費增量的同時，如何衡量科技經(jīng)費的產(chǎn)出效率成為研究熱點，尤其是把握不同省際的差異及其原因，對于未來我國提高科技經(jīng)費投入效率具有重要意義。

已有討論財政分權(quán)的文獻主要考察了經(jīng)濟增長和分權(quán)的關(guān)系，而刻畫單一事權(quán)和對應(yīng)產(chǎn)出的文獻較少，并且其中使用的各種不同的分權(quán)指標缺乏內(nèi)在機理的說明。本文著眼于政府科技投入的分權(quán)指標——一個更加細分的事權(quán)。地方政府資助的科技項目，當然期望主要為地方的經(jīng)濟增長服務(wù)。雖然中央政府制定了多樣化的數(shù)量和質(zhì)量的考核指標，但仍然無法動搖地方政府科技投入極其明確的利己目的。張軍（2007）[1]分析了中國的分權(quán)有經(jīng)濟上分權(quán)和政治上集權(quán)的特征，政治上的集權(quán)對于官員考核具有異質(zhì)性（經(jīng)濟上的考核相比而言具有更多的同質(zhì)性），但是在一些細分的專業(yè)部門，特別是科技管理各部門，由于其指標不是復(fù)雜的總量指標，所以，對于地方主觀的考察，會更加趨向于同質(zhì)化。也就是說更加符合傳統(tǒng)（第一代）分權(quán)理論的前提條件。

在這樣非常專一的目標下，地方政府的投入到底有多大的作用，并且相對于中央政府科技投入而言，在一個狹義和清晰的創(chuàng)新指標作為目標的情況下，地方政府是否有更加好的成績呢？本文試圖通過研究揭示三個主題：1.按照直接受益人平均的新分權(quán)指標體系的正確性；2.地方政府科技投入的必要程度和現(xiàn)有分權(quán)制度安排的效果；3.通過東中西部比較來觀察科技發(fā)展是否存在強者恒強的趨勢。

二、文獻綜述

在Blank，David M.，George J. Stigler（1957）開始對政府科技投入的績效做了評估的努力之后[2]，隨著政府投入策略越來越顯著，這方面的文獻也越來越多，主要集中在四個方面：第一，政府科技投入作為解釋變量對于經(jīng)濟增長的影響系數(shù)的分析（Martinez-Vazquez，McNab，2002）；[3] 第二，政府科技投入對于企業(yè)科技投入的作用系數(shù)以及機理研究（Zvi Griliches ，1979）；第三，以稅收來實現(xiàn)的政府科技投入的效果評估（Warda，1999；[4]Jacek Zhu，[5]Pingfang等，2006；蔣建軍、齊建國，2007[6]）；第四，政府R&D投入的綜合績效評估（李濤、黃純純，2008；[7]解茹玉，2009；[8]馬少強，2011[9]）。第一類研究實際是集中于測度生產(chǎn)函數(shù)中廣義技術(shù)的貢獻，這個廣義技術(shù)，實際上不能區(qū)分除了資本和人力資源以外其他所有影響產(chǎn)出的因素，所以和狹義（或者說精確）的技術(shù)創(chuàng)新的貢獻率概念還有很大差別。早在1979年Zvi Griliches就指出這種在生產(chǎn)函數(shù)中對于資本人力的補充的廣義技術(shù)的分解是困難的，這種思路的研究試圖通過計量實證，討論政府R&D投入對于企業(yè)R&D投入是促進抑或擠出，在機理的說明上比較牽強。第三個關(guān)于稅收優(yōu)惠的問題，國外研究較多，雖然國內(nèi)學(xué)者做了些工作，但是由于中國的數(shù)據(jù)難以取得，所以貢獻寥寥。

張五常（2008）總結(jié)和歸納了對于分權(quán)的正面評價：財政分權(quán)有利于提高地方政府積極性和對于地方異質(zhì)性的處理，在激勵和資源配置方面作用明顯，這種被稱作“縣域競爭”的治理模式促進了中國三十年的經(jīng)濟高速發(fā)展。而負面的評價在于：第一，區(qū)域分割導(dǎo)致科技投入作為一個準公共品有被擠出的問題（李濤、黃純純，2008）；第二，區(qū)域不平等的加?。ń馊阌?，2009）；第三，信息不對稱被分權(quán)強化，從而使得上級的監(jiān)督更加不易（馬少強，2011）；第四，中國式分權(quán)，只是在中央監(jiān)督層面對于地方的放寬，而地方層面仍然是集中，那么行政色彩濃厚的政府誘導(dǎo)型波動就會是一個慣例，這點和Ti Bout（1956）及Musgrave（1959）[10]等對于分權(quán)的定義是有區(qū)別的。關(guān)于分權(quán)討論的另外一個特點是主要集中于總量意義上的經(jīng)濟增長和分權(quán)的關(guān)系。而縱向部門中的分權(quán)，由于更多地吸納下級參與者意見，更加趨近于國外文獻討論的“聯(lián)邦分權(quán)”。在科技投入?yún)⑴c者中，科技部及下屬各地的廳局、中科院及分院、大型學(xué)校和大中型企業(yè)還有正在壯大的國家投資公司（或產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)基金），大致可以形成一個“聯(lián)邦體制”，并且由于主體增加，R&D投資目的也越來越有多元化、市場化的傾向。這種狀況使得對于政府科技投入的分析，能夠接近于理想的理論假設(shè)條件；第五，無論是第一代分權(quán)理論還是走得很遠的第二代分權(quán)理論，Duc Hong Vo（2009）[11]認為都需要扎實的實證來檢驗。

通過文獻梳理看出，對于政府R&D投入的正向作用，基本還是肯定意見居多，但是對于政府R&D投入的合意比例和績效評估有很多分歧。對于政府投入決策機制的分析，也沒有精確的模型。本文目的在于通過分解政府作用這個外生變量，來觀察地方政府科技投入的產(chǎn)出效率。以期通過不同初始稟賦的省份科技投入效率的比較，尋求產(chǎn)出效率改進的邏輯。

三、指標構(gòu)建、數(shù)據(jù)與計量模型

（一）指標構(gòu)建

對于分權(quán)指標的更加精細化的設(shè)定，一直存在很多不同的意見。如何針對中國的特殊情況構(gòu)建合理的指標劃分方法，周業(yè)安、章泉（2005）[12]，張晏、龔六堂（2005）[13]等都有詳細地討論。在總量討論中有時候使用支出收入的對應(yīng)指標來分析分權(quán)，但是在單項支出中，無法確認對應(yīng)收入，所以用單獨的支出來代表事權(quán)劃分的比例。本文基于直接受益人群人均值而不是總量或者總?cè)丝谄骄ɑ诳萍贾С龅氖褂谜叩木唧w指向，用科技人員群體作為人數(shù)平均的基礎(chǔ)具有更加現(xiàn)實的邏輯）構(gòu)建了六個指標，科技人員和“科學(xué)家”（中高級職稱）都具有左右政府科技投入的作用，所以，用科技人員和“科學(xué)家”作為省級政府科技分權(quán)指標的分母，更加具體和有指向性。同時為了進一步確認指標的穩(wěn)健性，又使用了幾個常規(guī)指標作為參考。

試圖用這兩個人均分權(quán)指標來分析各個省級區(qū)域科技分權(quán)的效果和投入的傾向性（對于專利的增長如果是指向明確的，那么可以認為至少財政對于科技的投入是短期目標明晰的，長期的影響由于缺少長時間序列的數(shù)據(jù)，所以超出了本文實證分析的范疇）。

（二）數(shù)據(jù)來源和處理

本文數(shù)據(jù)來源為《中國科技統(tǒng)計年鑒》（2008年—2013年），外商直接投資數(shù)據(jù)則選取了中國商務(wù)部的數(shù)據(jù)。各?。ㄒ勒諔T例不包括西藏和海南）的財政科技投入沒有在年鑒中列出，用科研院所大中型企業(yè)和大專院校的科技經(jīng)費籌集中的財政籌集作為各省的科技財政投入（包括中央和地方兩級財政的投入）。依據(jù)以上兩個代替指標算出的各省地方財政科技投入和各省財政科技總投入的比例（加總各個省的這兩個數(shù)據(jù)）從2008年到2013年分別為0.34，0.34，0.42，0.36，0.34，0.38。而同期的科技統(tǒng)計年鑒中給出的全國總的地方財政科技投入和總的（包括中央和地方）財政科技投入分別為：0.368，0.374，0.355，0.368，0.394，0.4。兩者比例基本接近，由此，我們認為拆分的各省省級地方政府科技財政投入是逼近事實的。觀察到2008-2013年的全國科技活動內(nèi)部支出經(jīng)費中，勞務(wù)費對總內(nèi)部支出的比值為43.5%（均值），固定資產(chǎn)構(gòu)建費占內(nèi)部支出的比值為56.5%（均值），所以我們使用了PIC權(quán)重44%，PII權(quán)重56%的價格調(diào)整指數(shù)構(gòu)建。（朱平芳等2003年提出的科技投入價格調(diào)整方法，是用PII權(quán)重45%，PIC權(quán)重55%[13]），本文計算使用軟件為stata12和eviews6.0版本。

（三）變量和計量模型

本文以專利數(shù)量為被解釋變量，應(yīng)用柯布道格拉斯函數(shù)的基本形式，并加入了控制變量：

6個分權(quán)指標df1-6作為自變量，被解釋變量為各省份專利數(shù)zl，控制變量常用GDP作為大的經(jīng)濟環(huán)境的刻畫，經(jīng)濟環(huán)境的改善和增長不僅能夠直接指向進一步的科技投入，而且社會的綜合環(huán)境包括不限于教育生活狀況制度環(huán)境等也會間接促進技術(shù)增長。外商直接投資（FDI）被大量文獻作為外部科技沖擊的指標變量，所以這里也用來作為控制變量。在直接投入中，分列地方政府科技投入df，，各省份非財政的科技投入用qt表示。下標i為省份，t為年份。所有變量取對數(shù)，以計算增長率。

四、實證結(jié)果及分析

（一）單整和協(xié)整

為避免偽回歸和偏誤，首先進行單位根檢驗，使用LLC檢驗并且為了避免LLC檢驗要求每個個體的自回歸西湖都相等的缺點，聯(lián)合使用IPS檢驗，兩種方法的檢驗結(jié)果都表明除了GDP以外的其他變量都通過了零階單位根檢驗。

由于有非單整變量的存在，所以要進行協(xié)整檢驗以判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，使用Kao（1998）提出的ADF檢驗。以下是具體結(jié)果（以分權(quán)指標1為例，其他分權(quán)指標結(jié)果基本相似），見表3：

（二）固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)

由于中國各個省份具有稟賦的差異性，使用固定效應(yīng)模型是穩(wěn)健的方法。雖然以hausman檢驗結(jié)果來判斷是否使用隨機效應(yīng)有爭議（Allison，2009），我們?nèi)匀唤o出了hausman檢驗的結(jié)果（篇幅原因，沒有給出隨機效應(yīng)實證結(jié)果），亦表明不支持使用隨機效應(yīng)模型。考慮到可能存在自相關(guān)及異方差問題，采用了分省層面聚類調(diào)整標準誤的方法（Petersen，2009）。

計量結(jié)果（表4）表明六個分權(quán)指標都通過了顯著性檢驗，但是在使用同樣控制變量的實證結(jié)果中，使用前兩個分權(quán)指標的擬合度為0.738和0.791，明顯高于后面四個模型擬合度（0.461，0.491，0.417，0.578）。在六個分權(quán)指標中，說明這兩個以技術(shù)人員或者“科學(xué)家”為分母的人均指標明顯好于按照總?cè)丝谄骄姆謾?quán)指標，也好于不按照人口計算的分權(quán)指標，由此可以認為，這種劃分事權(quán)的指標，既有邏輯上的合理性也有實證上的說服力。也就是說，基于縱向部門層面（而不是按照省級地域劃分）的分權(quán)指標應(yīng)該按照具體受益者人均值而不是總?cè)丝谄骄鶃頊y度。

為了考察滯后因素的作用，我們在基本回歸模型中加入各變量的滯后項，包括滯后一期和二期，對于系數(shù)不顯著的（滯后）變量進行刪除（限于篇幅，不列示結(jié)果，需要可向作者索?。１?為使用六個分權(quán)指標的六個模型在選取了合適的控制變量滯后期后的實證結(jié)果。

表5的結(jié)果，我們采用了分權(quán)指標1和分權(quán)指標2及滯后項，地方政府滯后一期的投入增長，可以增加58% （e0.459-1=58%）的科技成果增長。而GDP滯后二期的增長，則對于科技成果增長有更加顯著的效果。外商直接投資則表現(xiàn)為一個負面的影響。在使用其他非人均分權(quán)指標的模型3、4、5、6中，地方政府科技投入滯后一期的增長對于科技產(chǎn)出帶來了負面的影響，這樣的結(jié)論顯然不是能讓人信服的，也說明了使用人均分權(quán)指標的正確性。

五、區(qū)域因素的分解

繼續(xù)進行傳統(tǒng)意義上東、中、西三個地區(qū)的分別回歸，用上面的計量模型，使用科技分權(quán)指標1作為因變量對東部、中部、西部地區(qū)分成三個樣本組分別進行回歸，發(fā)現(xiàn)東部和中部擬合良好，而西部樣本大部分系數(shù)無法通過顯著性檢驗。在東、中部的基礎(chǔ)上加入重慶、四川和陜西，我們發(fā)現(xiàn)沒有模型系數(shù)的顯著差異，說明重慶、四川、陜西等和其他西部省份沒有同質(zhì)性，而和東、中部大樣本具有同質(zhì)性（重慶、四川和陜西是歷史上的教育科研資源集中地，所以，在科技領(lǐng)域，從一般經(jīng)濟地理角度劃分的西部在R&D研發(fā)的地理劃分上并不合適）。按區(qū)域的回歸分析結(jié)果如表6所示。

專利和地方政府投入和地方政府自主權(quán)有著明顯的正相關(guān)關(guān)系，并且滯后期最顯著在滯后一期（地方政府投入）和當期（分權(quán)），有人計算的地方政府投入對于專利產(chǎn)出的顯著性最強的在滯后5年（朱平芳，2005），可能的原因除了樣本不同之外（上海和全國），還有可能是數(shù)據(jù)截取區(qū)間不同（朱平芳數(shù)據(jù)稍早），越到后來，某些技術(shù)的發(fā)展加速越快，“干中學(xué)”起到了作用。還有一個重要原因，就是分權(quán)指標設(shè)定的不同。

用GDP來刻畫鼓勵創(chuàng)新和技術(shù)進步的大環(huán)境，可能有一定的意義，因為是滯后二期，不能完全地說根據(jù)三年前的GDP增長來決定三年后的財政投入，可以設(shè)想GDP增長引致諸如教育，人才引進方面的措施的增加和落實，使得創(chuàng)新有更好的土壤（中部滯后二期GDP增長影響了專利產(chǎn)出0.98，東部為0.5）。外商直接投資FDI對于國內(nèi)專利的產(chǎn)出系數(shù)沒有統(tǒng)計顯著性，外資應(yīng)該不會在這么短的時間內(nèi)就通過人員流失或者外包等形式形成知識保護框架下的外溢性，這和其他文獻的分析結(jié)果一致，長期內(nèi)，我們還是樂于假設(shè)有外資帶來的技術(shù)對于國內(nèi)創(chuàng)新的正面作用，這樣考察長時期內(nèi)的知識外溢沒有長時間的時間序列數(shù)據(jù)作為支持（2008年以前數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑和2008年以后不一致）。

地方政府科技投入發(fā)揮了顯著的效應(yīng)，但是不意味著越發(fā)達就對于短期科技創(chuàng)新（如果認為大多數(shù)專利是相當于一些更加重大的創(chuàng)新來說短期化的成果）的支持力度越大，中部地區(qū)政府滯后一期投入取得了對于專利產(chǎn)出0.81的顯著性高于東部地區(qū)的0.65，是否從一個側(cè)面說明了中部地區(qū)由于有盡快趕超或接近發(fā)達地區(qū)的沖動從而對于短期效應(yīng)的重視。而西部沒有很好的表現(xiàn)，我們簡單分析可能是基礎(chǔ)太過于薄弱或者人才流失。分權(quán)的影響在當期（東部0.66中部1.03），和一般的常識可能不一致，因為專利還是一個需要時間積累的過程，但是，由于解釋變量是專利差分，所以，是否可以理解地方政府極其迅速的反應(yīng)？在一些使用包絡(luò)分析（DEA）或者隨機前沿方法討論科技效率的文獻中（劉玲利、李建華，2008[14]；方愛平、李虹，2013[15]），無論是用新產(chǎn)品產(chǎn)值，還是專利申請量和GDP作為被解釋變量，都發(fā)現(xiàn)了東部地區(qū)某些發(fā)達省份（直轄市）的財政科技投入的低效率，這個低效率和本文實證結(jié)果具有一致性，可能有三個原因，一個是這些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)可能重視其他指標，比如基礎(chǔ)性的研究，另外一個是，可能這些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的投入確實太多了。最后就是由于缺乏數(shù)據(jù)，我們沒有進行“有效專利”的統(tǒng)計，因為根據(jù)有效專利的概念，這些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的有效專利比例明顯高于其他省份，所以單純以專利申請作為變量，是有一定局限性的，但是根據(jù)前面敘述我們找不到更加好的變量。

六、結(jié)論和建議

綜合前述對財政投入對科技進步、技術(shù)效率的影響的理論與實證分析結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

首先，分權(quán)指標設(shè)定，應(yīng)該考慮具體的直接受益人群，特別地，科技分權(quán)不能用簡單的人均財政支出作為指標，更加不適合用總量指標。其次，地方政府在短期科技創(chuàng)新中的作用是明顯的，特別是中部地區(qū)表現(xiàn)出了急迫的業(yè)績意識，這種傾向至少在短期內(nèi)是值得鼓勵的。再次，東部地區(qū)地方政府財政科技投入作用不如中部，可能是把錢用到了中長期研究項目上，所以沒有理由懷疑地方政府對于信息的掌握和做出的判斷，科技財政支出的地方自主權(quán)，值得增加。最后，雖然缺乏知識產(chǎn)權(quán)以參股入股方式交易的數(shù)據(jù)從而不能進行實證分析，但可以想象交易機制對于科技創(chuàng)新的正面作用。

在財政分權(quán)的制度背景下，財政支出結(jié)構(gòu)對科技效率有很大的影響，調(diào)整和優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，能夠推動我國生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，提升我國的科技創(chuàng)新水平，是我國政府亟須完善的重中之重。 首先，除了少數(shù)幾個西部省份或者民族地區(qū)，大多數(shù)省份表現(xiàn)出了對于財政科技資金的比較有效地利用。因此從短期科技成果發(fā)展的角度，可以多向地方政府做放權(quán)的傾斜，給地方更多的財政自主權(quán)，也希望能在新一輪改稅體制改革即將進行之際，設(shè)計方案進一步提高地方財政的積極性以及財政科技投入的效率。其次，注重逐漸降低地區(qū)之間的財政科技投入效率的差異性。從分析可知，西部地區(qū)，可能是處于資金扶持沒有到達一個底線標準的階段，所以其產(chǎn)出效應(yīng)不明顯。西部地區(qū)也有一些很有特色的研究院所和大中型企業(yè)，對于他們的科技支持應(yīng)該加大，從而讓他們走上可能的中部地區(qū)的科技發(fā)展路徑上來。再次，注重科技人才的培養(yǎng)。要加快科技創(chuàng)新體制的改革，培養(yǎng)大量的創(chuàng)新人才。基于本文財政分權(quán)以科技人員人數(shù)作為分母的合理性，那么財政科技投入和科技人員數(shù)量的關(guān)系非常緊密。在西部地區(qū)，可以遵循科技研發(fā)資金配置的內(nèi)在規(guī)律，壯大和增加有特色的科研機構(gòu)和人員隊伍，從而多渠道增加科技財政資金的扶持。

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責(zé)任編輯：蕭敏娜 吳錦丹 蕭敏娜 常明明