政府關(guān)注視角下財(cái)政分權(quán)對社會(huì)參與研發(fā)積極度的影響
——一個(gè)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

范 旭，李鍵江

(1.華南理工大學(xué) 公共管理與公共政策研究所；2.華南理工大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，廣東 廣州 510640)

0 引言

我國研發(fā)投入主要來源于政府、企業(yè)、外國資金等，其中，除政府外的其他主體即為研發(fā)投入主體中的社會(huì)力量，社會(huì)力量對研發(fā)投入的貢獻(xiàn)程度即社會(huì)參與積極度。研發(fā)經(jīng)費(fèi)由政府牽頭出資，帶動(dòng)社會(huì)力量參與投入，是國內(nèi)外通常做法。政府如何鼓勵(lì)和促進(jìn)更多社會(huì)力量參與研發(fā)投入，是當(dāng)前我國科技創(chuàng)新需要重視的問題。根據(jù)《2018 Science & Enginnering Indicators》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》(2018)，2015年美國政府通過利用政府R&D資金引導(dǎo)社會(huì)參與研發(fā)投入，實(shí)現(xiàn)R&D資金放大8倍的效果，而2017年中國政府通過政府資金引導(dǎo)僅實(shí)現(xiàn)5倍的效果。對比看來，我國政府引導(dǎo)社會(huì)參與科研投入的能力與美國政府還存在差距。

以美國、德國為代表的發(fā)達(dá)國家已建立較為完善的財(cái)政支持體系，擁有創(chuàng)新稅收優(yōu)惠等政策工具，在高新技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，企業(yè)成長和發(fā)展的任何階段都會(huì)產(chǎn)生積極影響[1]。受政治體制影響，美國地方財(cái)政體制的稅權(quán)和支出責(zé)任在地方政府間的配置除具有鮮明特點(diǎn)外，還具備效率優(yōu)勢[2]。近年來，大多數(shù)發(fā)達(dá)國家已對自身財(cái)政分權(quán)體制進(jìn)行了相應(yīng)改革，財(cái)政分權(quán)變化不僅對地方公共支出結(jié)構(gòu)產(chǎn)生作用，還能有效提高資源配置效率[3]。因此，財(cái)政分權(quán)制度為促進(jìn)政府引導(dǎo)社會(huì)研發(fā)投入提供了新思路。

財(cái)政分權(quán)作為一種中央和地方之間的收支權(quán)責(zé)劃分制度，是中國自分稅制改革以來一直實(shí)行的財(cái)政體制，與我國垂直化政治管理體制緊密結(jié)合，形成了具有中國特色的“中國式分權(quán)”[4]。作為一項(xiàng)調(diào)整不同層級(jí)政府間財(cái)政支出權(quán)限的制度安排,財(cái)政分權(quán)能在很大程度上決定政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與效率[5]。通過財(cái)政分權(quán)，地方政府在一定程度上獲得了財(cái)政自主權(quán)[6]，使地方政府在地方事務(wù)管理中扮演著更為重要的角色[7]。同時(shí)，財(cái)政分權(quán)帶來稅收收入，不僅保證地方能夠分享地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶來的利益，為地方政府提供有效的財(cái)政激勵(lì)，還能夠?qū)Φ胤秸萍纪度氘a(chǎn)生影響[8]。數(shù)據(jù)顯示(見圖1)，我國地方政府財(cái)政科技撥款從1991年45億元上升為2017年的4 962億元，中央政府從1991年的115億元，上升為2017年的3 421億元，說明在科技投入發(fā)展進(jìn)程中受財(cái)政分權(quán)制度的影響，地方政府逐漸發(fā)揮主要作用。

近年來，我國社會(huì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)(不包含政府)內(nèi)部支出連續(xù)增長，從2009年到2017年翻了3倍多，這一上漲趨勢和財(cái)政分權(quán)制度的影響是否存在關(guān)聯(lián)？這是本文探究的主要內(nèi)容(見圖2)。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

由于理論分析差異，財(cái)政分權(quán)與社會(huì)研發(fā)參與度的關(guān)系尚未真正明晰。有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)能對社會(huì)參與研發(fā)積極度產(chǎn)生直接影響，如臺(tái)航、張凱強(qiáng)等[9]認(rèn)為，地方政府財(cái)政分權(quán)程度提高將激勵(lì)企業(yè)更多地從事研發(fā)活動(dòng)；謝喬昕、宋良榮[10]認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)度提高會(huì)對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生促進(jìn)作用，在民營企業(yè)中這種促進(jìn)作用更顯著。也有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)與社會(huì)研發(fā)積極度的關(guān)系是間接的，如解維敏[11]認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)與官員晉升考核制度的共同安排會(huì)對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用；謝喬昕[12]認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)對于企業(yè)研發(fā)投資的直接效應(yīng)并不顯著；鄒洋、王茹婷[13]基于財(cái)政分權(quán)視角，利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補(bǔ)貼會(huì)對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生明顯激勵(lì)作用，而財(cái)政支出分權(quán)度提高會(huì)削弱這種激勵(lì)作用。

圖1 1991-2017年國家財(cái)政科技撥款

數(shù)據(jù)來源：《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》(2018)

圖2 2009-2017年社會(huì)參與研發(fā)投入內(nèi)部支出

數(shù)據(jù)來源：《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》(2010-2018)

那么財(cái)政分權(quán)對社會(huì)參與研發(fā)積極度的影響究竟是怎樣的？許多學(xué)者通過對財(cái)政分權(quán)與地方政府研發(fā)關(guān)注度的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)程度提高會(huì)影響地方政府研發(fā)關(guān)注度。按研究結(jié)果劃分，主要有兩種觀點(diǎn)：第一，財(cái)政分權(quán)程度提高對地方政府研發(fā)投入產(chǎn)生積極作用。潘鎮(zhèn)、金中坤等[6]研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)程度提高會(huì)對地方政府研發(fā)投入產(chǎn)生積極作用，而區(qū)域競爭會(huì)加劇削弱這種作用；白俊紅、戴瑋[14]基于財(cái)政支出角度研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)程度提高會(huì)對地方政府研發(fā)投入產(chǎn)生激勵(lì)作用。第二，財(cái)政分權(quán)程度提高會(huì)對地方政府科技投入產(chǎn)生抑制作用。楊志安、邱國慶[15]認(rèn)為，中國式財(cái)政分權(quán)顯著抑制了科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，財(cái)政能力和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系；辛沖沖、陳志勇[16]發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)與政府競爭的內(nèi)在聯(lián)動(dòng)進(jìn)一步強(qiáng)化了財(cái)政分權(quán)對科技支出結(jié)構(gòu)的負(fù)向影響。由于研究者視角差異，財(cái)政分權(quán)對地方政府增強(qiáng)研發(fā)投入的影響是促進(jìn)還是抑制尚未得到統(tǒng)一結(jié)論，但現(xiàn)有研究肯定了財(cái)政分權(quán)變化對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響。

地方政府研發(fā)關(guān)注度提升是否會(huì)對社會(huì)參與研發(fā)積極度產(chǎn)生影響？答案是肯定的。眾所周知，我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)由政府牽頭出資，帶動(dòng)地方社會(huì)力量參與投入是通常的做法。戴晨、劉怡[17]認(rèn)為，政府財(cái)政補(bǔ)貼對企業(yè) R&D 投資具有激勵(lì)作用；鄧子基、楊志宏[18]發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助會(huì)對企業(yè)研發(fā)投入各階段產(chǎn)生不同的激勵(lì)作用；鄒洋、葉金珍等[19]認(rèn)為，政府研發(fā)補(bǔ)貼具有信號(hào)傳遞功能，這個(gè)信號(hào)一旦被社會(huì)上的投資者或客戶捕捉到，將為企業(yè)帶來更多社會(huì)研發(fā)投入；匡小平和肖建華[20]研究表明，政府補(bǔ)助會(huì)對企業(yè)研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)生積極影響。由此可以得出，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)參與研發(fā)投入積極度的影響并不是一蹴而就的，政府研發(fā)關(guān)注度可能在此過程中起中介效應(yīng)?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H1:政府研發(fā)關(guān)注度會(huì)在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)參與研發(fā)投入過程發(fā)揮中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究框架

根據(jù)以上理論分析和假設(shè)，構(gòu)建財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度影響的中介效應(yīng)研究框架，如圖3所示。

圖3 財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極影響的中介效應(yīng)研究框架

2.2 研究變量

(1)被解釋變量。本文選取社會(huì)研發(fā)積極度作為被解釋變量，社會(huì)研發(fā)積極度被界定為社會(huì)研發(fā)投入(SI)占地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的比重。其中，社會(huì)研發(fā)投入是指地區(qū)研發(fā)費(fèi)用中除政府投入外的其它社會(huì)主體投入，為企業(yè)、高校、研發(fā)機(jī)構(gòu)等社會(huì)主體投入之和。計(jì)算公式：社會(huì)研發(fā)積極度(SI)=社會(huì)研發(fā)投入/地區(qū)生產(chǎn)總值。

(2)解釋變量。財(cái)政分權(quán)(FD)作為本文關(guān)鍵解釋變量，其主要表征地方政府財(cái)政權(quán)力自主性。為了消除人口規(guī)模差異，根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，本文將財(cái)政分權(quán)定義為地方政府人均財(cái)政支出占國家人均財(cái)政支出的比重。計(jì)算公式：財(cái)政分權(quán)(FD)=地方政府人均財(cái)政支出/國家人均財(cái)政支出。

(3)中介變量。本文選取地方政府研發(fā)關(guān)注度作為中介變量。地方政府研發(fā)關(guān)注度(GA)被界定為地方政府研發(fā)財(cái)政投入占地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的比重，本文將其作為中介變量，研究政府對研發(fā)的關(guān)注程度能否在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)參與度的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。計(jì)算公式：地方政府研發(fā)關(guān)注度(GA)=政府研發(fā)財(cái)政投入/地區(qū)生產(chǎn)總值。

(4)控制變量。為了深入探究財(cái)政分權(quán)對地方政府引導(dǎo)社會(huì)參與研發(fā)投入的影響，本文主要從區(qū)域經(jīng)濟(jì)、金融、產(chǎn)業(yè)環(huán)境3個(gè)角度考慮控制變量選取，主要包括區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)、區(qū)域金融業(yè)發(fā)展水平(FIN)、區(qū)域產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平(LI)。其中，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)展水平(GDP)用人均生產(chǎn)總值表示，區(qū)域金融業(yè)發(fā)展發(fā)展水平(FIN)用區(qū)域金融業(yè)增加值表示，區(qū)域產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平(LI)用區(qū)域規(guī)模以上工業(yè)新產(chǎn)品增加值表示。通過以上3個(gè)控制變量，分別從經(jīng)濟(jì)、金融、產(chǎn)業(yè)環(huán)境視角研究財(cái)政分權(quán)、地方政府研發(fā)關(guān)注度與社會(huì)研發(fā)積極度之間的關(guān)系。

2.3 模型構(gòu)建

為探究財(cái)政分權(quán)對地方政府引導(dǎo)社會(huì)參與研發(fā)投入是否存在中介路徑，本文利用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法建立模型。中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法以最早由巴倫和肯尼[21]提出的因果逐步回歸分析法為主。以X為解釋變量，Y為被解釋變量，M作為中介變量，為探究X影響Y的過程中是否存在以M作為中介變量的中介效應(yīng)，建立模型如下：

Y=i+cX+e1

(1)

M=i+aX+e2

(2)

Y=i+c'X+bM+e3

(3)

檢驗(yàn)基本步驟：首先，檢驗(yàn)中介效應(yīng)的主效應(yīng)是否存在，即判斷X對Y的影響是否存在，這也是判斷中介效應(yīng)存在的前提條件。將式(1)進(jìn)行回歸，如果式(1)中X的系數(shù)c顯著，那么說明X對Y的主效應(yīng)存在，如果不顯著則說明主效應(yīng)不存在，且不存在中介效應(yīng)。其次，檢驗(yàn)X對M是否存在影響。對式(2)進(jìn)行回歸，如果式(2)中系數(shù)a顯著，說明影響存在，檢驗(yàn)中介效應(yīng)存在的必要條件具備。最后，檢驗(yàn)中介效應(yīng)，將X和M同時(shí)對Y進(jìn)行回歸，即對式(3)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)系數(shù)b和c'是否顯著，如果式(2)中的解釋變量系數(shù)a和式(3)中的中介變量系數(shù)b均顯著，則中介效應(yīng)存在。此外，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否完全。判斷系數(shù)c'是否顯著，如果顯著則該中介效應(yīng)屬于部分中介，說明還存在其它中介變量；如果不顯著則為完全中介，說明該中介變量為唯一中介。

近年來，越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，該方法除能對簡單的中介效應(yīng)進(jìn)行分析外，對稍微復(fù)雜的中介模型分析程度有限且存在很多不足[22-26]。Zhao等[27]提出了一套新的中介效應(yīng)分析方法(見圖4)，該方法通過結(jié)合普利策和海耶斯[28]提出的Bootstrap方法，使中介效應(yīng)檢驗(yàn)得到進(jìn)一步發(fā)展。

圖4 中介效應(yīng)分析過程

根據(jù)圖4可以發(fā)現(xiàn)，新的中介效應(yīng)模型具有明顯優(yōu)勢。首先，與過去的中介效應(yīng)檢驗(yàn)相比，新的模型可直接判斷中介效應(yīng)是否存在，不再需要考慮主效應(yīng)c是否顯著就可以進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其次，該方法直擊中介效應(yīng)檢驗(yàn)的核心，直接考察a·b=0是否顯著，并不需要像因果逐步回歸模型那樣先控制中介變量再考慮中介效應(yīng)是否顯著。再次，新模型能通過判斷a·b·c'的符號(hào)檢驗(yàn)部分中介情況下遺漏的中介變量與模型的中介效應(yīng)方向是否一致，與因果逐步回歸分析法相比，研究分析程度更加深入。因此，本文選取該分析方法建立模型。

結(jié)合本文分析目標(biāo)，為驗(yàn)證H1是否成立，依據(jù)該方法，建立標(biāo)準(zhǔn)模型分別如式(4)-(5)所示。

GAit=α0+α1FDit+α2GDPit+α3FINit+α4LIit+εit

(4)

SIit=β0+β1GAit+β2FDit+β3GDPit+β4FINit+β5LIit+εit

(5)

根據(jù)圖4，判斷H1是否成立，只需檢驗(yàn)α1·β1的結(jié)果是否顯著即可(模型(4)中FDit的系數(shù)α1與模型(5)中GAit的系數(shù)β1都顯著)，中介效應(yīng)的大小為α1·β1的值。另外，當(dāng)模型(5)中FDit的系數(shù)β2均顯著時(shí)，則該模型中的中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，模型中可能存在其它中介變量。可以通過檢驗(yàn)α1·β1·β2的符號(hào)進(jìn)一步檢驗(yàn)所遺漏的中介變量方向是否與中介變量所產(chǎn)生的中介效應(yīng)方向一致，如果α1·β1·β2<0，說明模型中遺漏了與中介效應(yīng)方向相反的競爭性中介變量，如果α1·β1·β2>0，說明模型中遺漏了方向相同的互補(bǔ)中介變量。當(dāng)模型(5)中系數(shù)β2不顯著時(shí)，此模型中的中介效應(yīng)為完全中介效應(yīng)，模型中的中介變量是唯一中介變量。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫，將不同數(shù)量級(jí)和單位的原始數(shù)據(jù)通過Excel篩選、統(tǒng)計(jì)并使用取最大值歸一化方法加以整理，得到2009—2017年中國內(nèi)地31個(gè)省域面板數(shù)據(jù)。然后，利用Stata 14.0軟件對整理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

3.2 財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果分析

進(jìn)行結(jié)果分析之前，需要進(jìn)行以下說明：①由于本文使用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，在對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前首先通過了單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果為所有指標(biāo)不存在單位根過程；②為使研究更加全面、深入，本文從3個(gè)維度對結(jié)果進(jìn)行分析，包括全國、分地區(qū)、分時(shí)段3個(gè)維度，分別建立模型進(jìn)行回歸分析；③本文所有模型均采用Bootstrap與混合回歸模型相結(jié)合的方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，隨機(jī)抽樣次數(shù)根據(jù)已有文獻(xiàn)設(shè)置為5 000。

3.2.1 全國整體檢驗(yàn)結(jié)果分析

基于模型(4)、(5)，采用全國數(shù)據(jù)建立回歸模型1和2，得到全國維度財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)關(guān)注度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

對解釋變量和中介變量回歸發(fā)現(xiàn)：模型1中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響估計(jì)系數(shù)為0.141，且在5%的水平下顯著不為0，說明財(cái)政分權(quán)程度每提高1%，政府研發(fā)關(guān)注度將提升0.141%，存在正相關(guān)關(guān)系；模型2中，地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度的影響估計(jì)系數(shù)為0.259，在1%的水平下顯著不為0，說明地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度具有正相關(guān)關(guān)系，地方政府研發(fā)關(guān)注度每提高1%，社會(huì)研發(fā)積極度將提升0.259%。根據(jù)圖4對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，我國地方政府研發(fā)關(guān)注度在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的過程具有中介效應(yīng)，由于模型2中財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響估計(jì)系數(shù)為0.45，且在1%的水平下顯著不為0，說明地方政府研發(fā)關(guān)注度產(chǎn)生的中介效應(yīng)為0.037，是部分中介效應(yīng)，表明財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響過程中存在除政府關(guān)注度外的互補(bǔ)中介效應(yīng)變量，H1成立。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 全國維度中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示回歸系數(shù)在1%、5%和10%以內(nèi)水平下顯著，下同

對控制變量回歸發(fā)現(xiàn)：在模型1中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融業(yè)發(fā)展水平對政府研發(fā)關(guān)注度的系數(shù)估計(jì)結(jié)果分別為0.394、0.183，且分別在1%和5%的水平下顯著不為0，說明二者均對地方政府研發(fā)關(guān)注度具有正向激勵(lì)作用。在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、金融業(yè)發(fā)展較快地區(qū)，地方政府的行政政策措施往往具有試驗(yàn)性、前瞻性和持續(xù)性，因而會(huì)提升研發(fā)投入關(guān)注度。產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平的系數(shù)結(jié)果為-0.382，在1%的水平下顯著不為0，說明區(qū)域產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平對地方政府研發(fā)關(guān)注度具有抑制效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)鏈、產(chǎn)業(yè)規(guī)模發(fā)展較為成熟，短期經(jīng)濟(jì)效益明顯，地方政府為完成經(jīng)濟(jì)考核任務(wù)更青睞短平快項(xiàng)目，更多關(guān)注研發(fā)產(chǎn)品商品化、產(chǎn)業(yè)化等創(chuàng)新下游階段，受技術(shù)產(chǎn)品推廣、銷售等創(chuàng)新下游階段產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響，區(qū)域產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平會(huì)對政府研發(fā)關(guān)注度產(chǎn)生擠出效應(yīng)。在模型2中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對政府研發(fā)關(guān)注度的系數(shù)估計(jì)結(jié)果分別為0.716、0.169，且分別在1%和10%的水平下顯著不為0，說明二者提高對社會(huì)研發(fā)積極度具有促進(jìn)作用。經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)水平較高的地方，一般具備較強(qiáng)的研發(fā)投入實(shí)力和良好的市場環(huán)境，隨著科技創(chuàng)新日益成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動(dòng)力，整個(gè)區(qū)域會(huì)在無形之中形成良好的創(chuàng)新氛圍，對社會(huì)研發(fā)積極度提高產(chǎn)生激勵(lì)作用。金融發(fā)展水平對社會(huì)研發(fā)積極度的回歸結(jié)果為0.088但不顯著，反映了我國科技與金融事業(yè)發(fā)展尚未形成相互促進(jìn)的有利趨勢。比如，科技型中小企業(yè)是我國社會(huì)力量的主力軍，雖然數(shù)量多、研發(fā)能力強(qiáng)，但是由于固定資產(chǎn)不足、技術(shù)產(chǎn)品質(zhì)量不高、國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押融資制度不完善等原因，銀行、投融資企業(yè)等金融機(jī)構(gòu)往往不愿意貸款給這類科技企業(yè)，導(dǎo)致其很難從銀行、投融資企業(yè)等金融機(jī)構(gòu)得到融資，進(jìn)而導(dǎo)致金融業(yè)發(fā)展對社會(huì)研發(fā)積極度的影響不顯著。

3.2.2 分地區(qū)、分時(shí)段檢驗(yàn)結(jié)果分析

李政和楊思瑩[29]通過研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響存在明顯區(qū)域特征。受此影響，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響是否存在區(qū)域差異？基于此，本文提出以下假設(shè)：

H2：財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)存在區(qū)域差異。

為考察區(qū)域差異背景下財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)是否存在不同，本文首先將所有樣本分為東部、中部、西部3個(gè)區(qū)域，再基于模型(4)、(5)，以全國指標(biāo)數(shù)據(jù)分別建立回歸模型3-8，得到分地區(qū)維度的財(cái)政分權(quán)與社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，如表3所示。

對東部地區(qū)回歸發(fā)現(xiàn)：在模型3中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度回歸估計(jì)系數(shù)為0.069，顯著性不強(qiáng)，說明在東部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對政府研發(fā)關(guān)注度的影響不顯著。在模型4中，財(cái)政分權(quán)和政府研發(fā)關(guān)注度的估計(jì)系數(shù)分別為0.496、0.167，且分別在1%和5%的水平下顯著不為0，說明財(cái)政分權(quán)和政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度產(chǎn)生顯著正向影響，二者每提高1%，社會(huì)研發(fā)積極度將分別提升0.496%、0.167%。根據(jù)圖4對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，在東部地區(qū)，地方政府研發(fā)關(guān)注度不會(huì)在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的過程產(chǎn)生中介效應(yīng)，由于模型4中財(cái)政分權(quán)的估計(jì)系數(shù)為0.496，在1%的水平下顯著不為0，說明財(cái)政分權(quán)程度提高對社會(huì)研發(fā)積極度具有直接促進(jìn)作用，中介效應(yīng)不成立，H1不成立。

表3 分地區(qū)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

對中部地區(qū)回歸發(fā)現(xiàn)：在模型5中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響估計(jì)系數(shù)為-0.029，顯著性不強(qiáng)，說明在中部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對政府研發(fā)關(guān)注度的影響不顯著。在模型6中，財(cái)政分權(quán)和政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度的影響估計(jì)系數(shù)分別為0.653、0.286且都在1%的水平下顯著不為0，說明財(cái)政分權(quán)和政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度具有正向影響，地方財(cái)政分權(quán)程度和政府研發(fā)關(guān)注度每提高1%，社會(huì)研發(fā)積極度分別提升0.653%和0.286%。根據(jù)圖4對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，在中部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)程度提高僅對社會(huì)研發(fā)積極度具有直接促進(jìn)作用，不會(huì)在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的過程產(chǎn)生中介效應(yīng)，因而H1不成立。

對西部地區(qū)回歸發(fā)現(xiàn)：在模型7中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響估計(jì)系數(shù)為0.218，在5%的水平下顯著不為0，說明在西部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)會(huì)對政府研發(fā)關(guān)注度產(chǎn)生顯著正向作用。在模型8中，地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度的影響系數(shù)為0.254，在1%的水平下顯著不為0。說明地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度具有正向影響，地方政府研發(fā)關(guān)注度每提高1%，社會(huì)研發(fā)積極度將會(huì)提升0.254%。此外，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響系數(shù)為0.041但不顯著，根據(jù)圖4，對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，財(cái)政分權(quán)程度提升對社會(huì)研發(fā)積極度無直接影響，西部地區(qū)地方政府研發(fā)關(guān)注度在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的過程中起完全中介作用，即地方政府研發(fā)關(guān)注度是唯一的中介變量，其效應(yīng)大小為0.055，H1成立。

綜上，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)存在區(qū)域差異，其中東部和中部不存在中介效應(yīng)，西部存在完全中介效應(yīng)，因此H2成立。分地區(qū)維度檢驗(yàn)結(jié)果形成的原因主要在于制度和發(fā)展基礎(chǔ)兩個(gè)主要因素。從制度因素看，財(cái)政體制是我國市場經(jīng)濟(jì)體制的核心制度，在處理公共經(jīng)濟(jì)和市場經(jīng)濟(jì)的關(guān)系中處于核心地位。我國分稅制財(cái)政管理制度由稅收制度、“分稅”、和財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度三部分構(gòu)成，其中，稅收制度是基礎(chǔ)，“分稅”和財(cái)政轉(zhuǎn)移制度是國家實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化供給的必要條件[30]。改革開放后，東、中部地區(qū)率先發(fā)展經(jīng)濟(jì)、金融、產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域，中央政府政策施行與落實(shí)，往往優(yōu)先在東、中部省市率先試點(diǎn)或施行(包括分稅制改革)，可以說東、中部的稅收制度發(fā)展?fàn)顩r與地方財(cái)政狀況是明顯優(yōu)于西部地區(qū)的。2018年，中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入比重居全國各省市區(qū)前十位的分別是西藏(764%)、青海(449%)、甘肅(282%)、黑龍江(238%)、寧夏(193%)、新疆(189%)、吉林(171%)、廣西(169%)、貴州(169%)、云南(161%)，西部地區(qū)占80%，嚴(yán)重依賴于中央財(cái)政，自主造血功能尚欠缺。近年來，中央政府不斷加強(qiáng)對科技創(chuàng)新的重視，東中部地區(qū)的政府對研發(fā)的重視程度一直明顯高于西部地區(qū)。以政府研發(fā)投入為例，2017年，東、中部各省市政府研發(fā)投入平均能達(dá)145.5億元，而西部地區(qū)的省市平均僅能達(dá)60.1億元。完善的稅收制度、較多的財(cái)政收入和地方政府對研發(fā)的足夠重視，提升了東、中部地區(qū)社會(huì)參與研發(fā)的積極性。反之，西部地區(qū)由于其稅收制度不完善，對“分稅”、轉(zhuǎn)移支付制度的依賴性較強(qiáng)，沒有足夠的財(cái)權(quán)支持，致使地方政府對研發(fā)投入的重視程度受財(cái)政制度的影響。因此，地方政府關(guān)注度成為財(cái)政分權(quán)以及社會(huì)研發(fā)積極度的中介變量，形成了西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)通過刺激地方政府研發(fā)關(guān)注度提升實(shí)現(xiàn)社會(huì)研發(fā)積極度提高的傳導(dǎo)激勵(lì)。

從發(fā)展基礎(chǔ)因素看，東、中部地區(qū)的創(chuàng)新主體不論數(shù)量還是質(zhì)量都遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于西部地區(qū)。以企業(yè)為例，2017年，東、中部地區(qū)擁有研發(fā)機(jī)構(gòu)規(guī)模以上的工業(yè)企業(yè)數(shù)量占比高達(dá)94%，而西部地區(qū)僅4%。此外，在高校、科研機(jī)構(gòu)等方面，西部也是遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東、中部。良好的發(fā)展基礎(chǔ)，為東、中部地區(qū)營造創(chuàng)新氛圍奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。地方政府自主權(quán)增加之后，東、中部地方政府會(huì)將更多精力投入到鼓勵(lì)和引導(dǎo)社會(huì)參與研發(fā)投入中，相比西部地區(qū)，政府用于培育創(chuàng)新主體和營造創(chuàng)新環(huán)境方面的投入要少很多。相反，在西部地區(qū)，為彌補(bǔ)與東、中部地區(qū)的發(fā)展基礎(chǔ)差距，往往需要政府對研發(fā)予以足夠關(guān)注，積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)社會(huì)參與研發(fā)投入。另外，東、中部地區(qū)相較于落后的西部地區(qū)，具備良好的創(chuàng)新、融資等氛圍，社會(huì)力量參與研發(fā)的積極性更高。西部地區(qū)因基礎(chǔ)設(shè)施相對較為落后，要想激勵(lì)西部地區(qū)各省域社會(huì)力量積極參與研發(fā)投入，僅下放財(cái)政權(quán)力給地方政府還不夠，需要加強(qiáng)地方政府對研發(fā)的重視和投入。

習(xí)近平同志在黨的十九大報(bào)告中前瞻性地指出，中國特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾[31]。 唐祥來[32]認(rèn)為，在新時(shí)代我國財(cái)政概念已不再單純，具備深層含義，不僅在經(jīng)濟(jì)層面發(fā)揮資源配置等作用，還在國家治理等層面發(fā)揮重要作用。那么，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響是否存在時(shí)段差異？為解決上述問題，本文進(jìn)一步假設(shè)：

H3：財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響存在時(shí)段差異。

為進(jìn)一步考察時(shí)段差異背景下財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)是否不同，本文根據(jù)分區(qū)域維度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，以黨的十八大為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，時(shí)間段分別為2009—2012年和2013—2017年，對東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行檢驗(yàn)。這樣劃分是因?yàn)閷W(xué)界雖然對新時(shí)代的界定存在廣泛爭議，但普遍認(rèn)同十八大以后為新時(shí)代?；谀Ｐ?、5，分別建立回歸模型9-16，得到不同地區(qū)分時(shí)段的財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，如表4所示。

表4 不同地區(qū)分時(shí)段中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

對東、中部地區(qū)進(jìn)行分時(shí)段回歸發(fā)現(xiàn)：在模型9、11中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的影響估計(jì)系數(shù)分別為-0.062、0.164，顯著性不強(qiáng)，說明兩個(gè)時(shí)間段內(nèi)，財(cái)政分權(quán)對政府研發(fā)關(guān)注度的影響不明顯。在模型10、12中，地方政府研發(fā)關(guān)注度和財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的估計(jì)系數(shù)分別為0.266和0.067，都在5%的水平下顯著不為0，說明地方政府研發(fā)關(guān)注度和財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度具有正向影響，地方政府研發(fā)關(guān)注度和財(cái)政分權(quán)每變化1%，社會(huì)研發(fā)積極度和財(cái)政分權(quán)跟著變化0.266%、0.067%。根據(jù)圖4對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，在兩個(gè)時(shí)段內(nèi)東、中部地區(qū)政府研發(fā)關(guān)注度僅對社會(huì)研發(fā)積極度產(chǎn)生直接促進(jìn)作用，不會(huì)在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度的過程中起中介效應(yīng)，H1不成立。

對西部地區(qū)進(jìn)行分時(shí)段回歸發(fā)現(xiàn)：在模型13、15中，財(cái)政分權(quán)對地方政府研發(fā)關(guān)注度的估計(jì)系數(shù)分別為0.1和0.175，在5%的水平下均顯著不為0。在模型14、16中，地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度的影響估計(jì)系數(shù)分別為0.393和0.194，且分別在5%和1%的水平下顯著不為0。說明西部地區(qū)政府研發(fā)關(guān)注度在不同時(shí)間段會(huì)對社會(huì)研發(fā)積極度產(chǎn)生正向影響，而地方政府研發(fā)關(guān)注度每變化1%，社會(huì)研發(fā)積極度分別跟著變化0.393%和0.194%。根據(jù)圖4對相關(guān)系數(shù)和符號(hào)進(jìn)行判斷可得，在兩個(gè)時(shí)段內(nèi)西部地區(qū)政府研發(fā)關(guān)注度均對社會(huì)研發(fā)積極度產(chǎn)生中介作用，其效應(yīng)大小分別為0.039和0.034。此外，由于模型14、16中，財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響估計(jì)系數(shù)分別為0.025和0.077，顯著性不強(qiáng)，進(jìn)一步可判斷出該模型不存在其它遺漏中介變量，是完全中介效應(yīng)，H1成立。

綜上，分地區(qū)檢驗(yàn)結(jié)果與分時(shí)段維度的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，可初步判斷財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響不存在時(shí)段差異，因此H3不成立。分時(shí)段檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步佐證了財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度影響的中介效應(yīng)存在區(qū)域差異，而制度和發(fā)展基礎(chǔ)不論在2013年前還是2013年后，均是造成財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度影響的主要區(qū)域差異因素。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保檢驗(yàn)結(jié)果的科學(xué)性，基于模型4、5，新增控制變量RI，即工業(yè)企業(yè)中有研發(fā)機(jī)構(gòu)的企業(yè)數(shù)，建立模型17-24，分別對上述檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示?；貧w結(jié)果符號(hào)與顯著性基本相同，表明中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定，即本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健(限于篇幅，暫不列出分時(shí)段維度檢驗(yàn)結(jié)果)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)語

通過對2009—2017年中國內(nèi)地31個(gè)省市財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)投入的實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：

(1)我國地方政府研發(fā)關(guān)注度會(huì)在財(cái)政分權(quán)影響社會(huì)研發(fā)積極度過程中起部分中介作用。財(cái)政分權(quán)程度提高會(huì)促進(jìn)地方政府研發(fā)投入關(guān)注度提升。社會(huì)對研發(fā)投入的積極程度與財(cái)政分權(quán)變化以及地方政府研發(fā)投入緊密相關(guān)。

(2)財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響存在區(qū)域差異。在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部和中部地區(qū)，地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度僅起直接作用，不存在中介效應(yīng)。在發(fā)展水平較落后的西部地區(qū)，地方政府研發(fā)關(guān)注度對社會(huì)研發(fā)積極度具有完全中介效應(yīng)。

(3)財(cái)政分權(quán)對社會(huì)研發(fā)積極度的影響不存在時(shí)段差異。鼓勵(lì)和加強(qiáng)社會(huì)參與研發(fā)投入，需要各級(jí)政府營造積極氛圍。中央政府應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)財(cái)政和科技體制機(jī)制頂層設(shè)計(jì)，不斷推進(jìn)財(cái)政體制、科技體制機(jī)制改革，出臺(tái)一系列科學(xué)的財(cái)政分權(quán)政策，為地方政府適當(dāng)松綁，給地方政府足夠的財(cái)權(quán)、事權(quán)，使其成為引導(dǎo)社會(huì)力量參與研發(fā)的重要樞紐。此外，科學(xué)、及時(shí)地釋放指引和鼓勵(lì)社會(huì)參與研發(fā)投入的積極信號(hào)，讓各主體能安心、積極參與研發(fā)投入工作。

地方政府要響應(yīng)中央政策號(hào)召，肩負(fù)起創(chuàng)新發(fā)展引路人的重要角色，高效、充分地利用財(cái)政權(quán)力，積極探索科技與財(cái)政協(xié)調(diào)發(fā)展的新路徑。此外，不同地區(qū)可能面臨不同的現(xiàn)實(shí)問題，地方政府應(yīng)因地制宜，結(jié)合自身優(yōu)勢，頒布一系列科學(xué)合理的政策措施，進(jìn)一步激活社會(huì)力量。比如，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部和中部地區(qū)，地方政府應(yīng)更加重視財(cái)政和科技有效結(jié)合，花大力氣構(gòu)建以地方政府為樞紐、財(cái)政和科技緊密聯(lián)系的科學(xué)發(fā)展體系。西部地區(qū)政府應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持原有引導(dǎo)和鼓勵(lì)方法，繼續(xù)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，努力縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)、金融方面的差異，為未來增加更多社會(huì)研發(fā)投入打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。