地方財(cái)政科技支出與共同富裕
——基于財(cái)政透明度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

李永海，陸 胤

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院，蘭州 730020）

引 言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是中國特色社會主義的根本原則。共同富裕的實(shí)現(xiàn)既要求實(shí)現(xiàn)物質(zhì)生活、精神生活的“富裕”，也要求實(shí)現(xiàn)相對均等、差距可控的“共同”。政府和企業(yè)作為科技投入的兩大主體，其中，政府的財(cái)政科技支出可以有效拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展是實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵。政府主要通過直接的經(jīng)費(fèi)投入和間接的政策激勵(lì)來推動(dòng)科技進(jìn)步。其中，直接的經(jīng)費(fèi)投入體現(xiàn)在政府通過財(cái)政科技支出直接撥付資金來支持科技活動(dòng)，如加大科技經(jīng)費(fèi)投入等；間接的政策激勵(lì)體現(xiàn)在政府通過為科研活動(dòng)提供的稅收優(yōu)惠、政策支持、政府采購等措施來實(shí)現(xiàn)。從共同富裕的本質(zhì)出發(fā)，高質(zhì)量發(fā)展是扎實(shí)推進(jìn)共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要路徑[1]。而地方財(cái)政科技支出可以有效推動(dòng)創(chuàng)新能力的提升和高新技術(shù)的突破，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)。

目前國內(nèi)相關(guān)研究文獻(xiàn)中，學(xué)者們主要從地方財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長方面進(jìn)行研究，關(guān)于地方財(cái)政科技支出推進(jìn)共同富裕的研究相對較少，而經(jīng)濟(jì)增長作為推進(jìn)共同富裕的重要基礎(chǔ)，為本研究奠定了基礎(chǔ)。目前，學(xué)者們主要持有以下三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為財(cái)政科技支出是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。梁長來[2]通過構(gòu)建VAR 模型對我國1980—2012年的財(cái)政科技支出和經(jīng)濟(jì)增長間的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技支出是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。劉鑄[3]基于經(jīng)濟(jì)增長理論分析認(rèn)為財(cái)政科技支出可以有效彌補(bǔ)科研活動(dòng)的外部性，引導(dǎo)資金流向創(chuàng)新活動(dòng)，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。池自先等[4]基于江西省2003—2014 年數(shù)據(jù)分析認(rèn)為財(cái)政科技支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系密切。二是認(rèn)為財(cái)政科技支出通過提高全要素生產(chǎn)率，側(cè)面反映經(jīng)濟(jì)增長。全要素生產(chǎn)率作為反映經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的因素，也可以很好地表現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長狀況，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)積極的財(cái)政政策可以有效促進(jìn)全要素生產(chǎn)率。周忠民等[5]指出財(cái)政科技支出對全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用具有區(qū)域異質(zhì)性和市場異質(zhì)性。三是認(rèn)為財(cái)政科技支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用有限。胡欣然等[6]通過構(gòu)建內(nèi)生增長模型，分析認(rèn)為財(cái)政科技支出不是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。鐵衛(wèi)等[7]使用Granger 因果檢驗(yàn)等方法分析陜西省1986—2009 年的數(shù)據(jù)，得出財(cái)政科技支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用不大。王曉芳[8]基于1990—2013 年廣東省的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技支出和經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，但財(cái)政科技支出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不顯著。

財(cái)政透明度作為衡量政府財(cái)政信息公開程度的指標(biāo)，用于反映政府向公眾公開政府結(jié)構(gòu)、政府職能和財(cái)政政策信息的程度，更側(cè)重于反映地方財(cái)政的狀態(tài)[9]。目前，關(guān)于財(cái)政透明度的研究多聚焦于因果關(guān)系中所發(fā)揮的影響作用。例如，肖鵬等[12]研究表明可以通過提升財(cái)政透明度縮小政府性債務(wù)規(guī)模。靳偉鳳等[13]實(shí)證研究得出財(cái)政透明度可以有效降低地方政府債券利差?？椎掠馵14]利用回歸分析認(rèn)為政府預(yù)決算偏離度與財(cái)政透明度之間存在非常明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。楊開峰等[15]通過對我國地方治理綜合調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究得出地方政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)財(cái)政和預(yù)算績效信息公開水平，來滿足社會公眾對財(cái)政透明程度的預(yù)期。馬亮[16]基于我國36個(gè)主要城市居民的電話調(diào)查數(shù)據(jù)，分析得出政府透明程度對電子政務(wù)使用與公眾的政府信任程度之間的正向關(guān)系具有完全的中介效應(yīng)。杜亞斌[17]運(yùn)用多層次模型分析得出財(cái)政透明與腐敗感知間存在倒U 型關(guān)系。財(cái)政透明度在政府進(jìn)行宏觀調(diào)控和政府治理中一般作為調(diào)節(jié)變量發(fā)揮作用，已有學(xué)者開始關(guān)注這方面的研究。例如，侯世英等[10]通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型，考察財(cái)政透明度在數(shù)字金融和地方政府債務(wù)融資間的中介效應(yīng)。易禾[11]通過研究財(cái)政透明度在政府補(bǔ)助與非效率投資間的關(guān)系，認(rèn)為財(cái)政透明度發(fā)揮負(fù)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜上所述，現(xiàn)有研究主要從財(cái)政科技支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的角度展開，但對于兼顧“富?！迸c“公平”的共同富裕目標(biāo)，鮮有文獻(xiàn)探討地方財(cái)政科技支出與共同富裕間的關(guān)系，有關(guān)財(cái)政透明度在此影響機(jī)制中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)方面的研究明顯不足。基于此，本文首先利用主成分分析法測算我國城市共同富裕水平，在此基礎(chǔ)上分析地方財(cái)政科技支出對共同富裕的影響機(jī)制。其次，引入財(cái)政透明度作為調(diào)節(jié)變量，考察其在此影響機(jī)制中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)為：第一，構(gòu)建我國城市層面的共同富裕指標(biāo)體系，利用主成分分析法對我國城市共同富裕水平進(jìn)行科學(xué)的測算和分析。第二，實(shí)證研究地方財(cái)政科技支出與共同富裕間的內(nèi)在關(guān)系，并引入財(cái)政透明度作為調(diào)節(jié)變量，對財(cái)政透明度在地方財(cái)政科技支出推進(jìn)共同富裕過程中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行分析檢驗(yàn)。第三，檢驗(yàn)不同共同富裕水平下的異質(zhì)性，深入探究地方財(cái)政科技支出和財(cái)政透明度在不同共同富裕水平下的作用效果，為地方政府合理運(yùn)用財(cái)政科技支出和財(cái)政透明度推進(jìn)共同富裕提供參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 地方財(cái)政科技支出與共同富裕的理論假說

當(dāng)前，我國的共同富裕是兼顧政治、經(jīng)濟(jì)、科技、文化、社會和生態(tài)文明等多維度的共同富裕，是保障高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕，是現(xiàn)代化新征程背景下的共同富?！，F(xiàn)階段共同富裕的推進(jìn)與科技發(fā)展緊密相關(guān)，對于地方財(cái)政科技支出和共同富裕的關(guān)系，本文認(rèn)為二者之間存在以下理論機(jī)制。

首先，無論是基于Cobb-Douglas 函數(shù)發(fā)展出來的以完全競爭市場作為假定條件的索洛經(jīng)濟(jì)增長模型（式1），還是由羅默提出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型（式2），都將技術(shù)進(jìn)步視為經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素。從將技術(shù)進(jìn)步視為外生變量的索洛經(jīng)濟(jì)增長模型可以看出，隨著技術(shù)進(jìn)步，經(jīng)濟(jì)會持續(xù)增長，且呈現(xiàn)邊際遞減的增長趨勢。從將技術(shù)進(jìn)步視為內(nèi)生變量的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型可以看出，隨著技術(shù)進(jìn)步，生產(chǎn)過程中可被利用的資本品增多，有助于規(guī)避更多由于邊際遞減效應(yīng)帶來的損失，提高經(jīng)濟(jì)效益。基于兩大經(jīng)濟(jì)增長理論，各國將科技發(fā)展作為國家的“第一生產(chǎn)力”，作為經(jīng)濟(jì)增長的引擎，科技已然成為國家提高自身實(shí)力的核心動(dòng)力。各地方政府可以通過地方財(cái)政科技支出拉動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長，從而推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

其中，Y為產(chǎn)出，K為資本，L為勞動(dòng)力，A為技術(shù)水平，α為資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β為勞動(dòng)力產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

其次，科技投入具有高風(fēng)險(xiǎn)性和高不確定性的特征，因此，科技投入在一定程度上表現(xiàn)為非排他性和非競爭性的公共物品[3]。政府可以通過調(diào)整地方財(cái)政科技支出水平，彌補(bǔ)社會自發(fā)科技投入的不足，使得社會的科技投入趨于最優(yōu)水平，保證經(jīng)濟(jì)增長和社會公平，進(jìn)而推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

再次，財(cái)政科技支出有利于高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[18]。當(dāng)前我國的高質(zhì)量發(fā)展不僅可以解放生產(chǎn)力、發(fā)展生產(chǎn)力，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)體系，提供更多高質(zhì)量的產(chǎn)品和服務(wù)，滿足廣大人民群眾多樣化、多層次的需求，解決供需上的結(jié)構(gòu)矛盾，實(shí)現(xiàn)“做大蛋糕”的目標(biāo)，而且有助于調(diào)整生產(chǎn)關(guān)系，形成全體人民共同享有的合理分配格局，能夠保障和改善民生，解決社會不公平問題，實(shí)現(xiàn)“分好蛋糕”的目標(biāo)。因此，以科技為核心的高質(zhì)量發(fā)展在“共同”和“富?！眱煞矫婢l(fā)揮積極作用。

最后，地方財(cái)政科技支出有利于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，補(bǔ)齊共同富裕的短板。中國式現(xiàn)代化道路的共同富裕是工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)村現(xiàn)代化和信息現(xiàn)代化的共同發(fā)展[1]，當(dāng)前農(nóng)村現(xiàn)代化亟需發(fā)展。財(cái)政科技支出有利于發(fā)展農(nóng)業(yè)現(xiàn)代科技，推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化和信息化，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，以科技振興促鄉(xiāng)村振興。

因此，本文提出假說1：地方財(cái)政科技支出的提高會推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

1.2 地方財(cái)政科技支出、財(cái)政透明度與共同富裕的理論假說

財(cái)政透明度是財(cái)政管理的重要手段，提高財(cái)政透明度有利于宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、政府治理和社會公平實(shí)現(xiàn)。較高的財(cái)政透明度有利于財(cái)政在均衡發(fā)展、合理分配中充分發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，以更嚴(yán)格的監(jiān)督促進(jìn)社會公平，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕。本文認(rèn)為財(cái)政透明度可以從兩方面發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

一方面，財(cái)政科技支出作為財(cái)政八項(xiàng)支出之一，發(fā)揮其推動(dòng)科技發(fā)展的作用不僅取決于財(cái)政科技支出的“量”，同樣取決于它的“質(zhì)”。良好的財(cái)政透明度可以有效改善信息不對稱現(xiàn)象，抑制隱性經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和尋租腐敗現(xiàn)象的出現(xiàn)，進(jìn)而提高財(cái)政支出效率[19-21]。良好的財(cái)政透明度意味著社會公眾更好地?fù)碛袑ω?cái)政資金安排和使用的知情權(quán)，由于財(cái)政支出與社會公眾的利益緊密相關(guān)，社會公眾會對政府的財(cái)政支出進(jìn)行更嚴(yán)格的監(jiān)督，確保財(cái)政支出效率，更好地發(fā)揮財(cái)政推進(jìn)社會財(cái)富增加、優(yōu)化資源配置、促進(jìn)社會財(cái)富合理分配等方面的作用，為推進(jìn)共同富裕提供保障[22-23]。

另一方面，財(cái)政透明度在解決社會公平問題上具有天然優(yōu)勢。隨著財(cái)政透明度的提高，政府行為更好地接受社會的監(jiān)督，確保公平、公正、公開地作出財(cái)政決策，可有效遏制腐敗行為，保障社會公平實(shí)現(xiàn)。企業(yè)和個(gè)人將能夠獲取更多的財(cái)政信息，有助于合理配置地方財(cái)政科技支出，保障財(cái)政科技支出的合理性、透明性和公平性。

因此，本文提出假說2：財(cái)政透明度水平越高，地方財(cái)政科技支出推進(jìn)共同富裕的作用越強(qiáng)。

基于上述分析，本文總結(jié)出地方財(cái)政科技支出發(fā)揮促進(jìn)作用和財(cái)政透明度發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響路徑與效應(yīng)，如圖1 所示。

圖1 地方財(cái)政科技支出、財(cái)政透明度對共同富裕的影響路徑與效應(yīng)

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 共同富裕水平測算

2.1.1 指標(biāo)構(gòu)建

從共同富裕的內(nèi)涵出發(fā)，我國共同富裕的實(shí)現(xiàn)是共同和富裕兩個(gè)方面的共同實(shí)現(xiàn)。本文基于相關(guān)研究文獻(xiàn)[24-27]，從共同富裕的發(fā)展性、社會性和可持續(xù)三個(gè)維度來構(gòu)建共同富裕指標(biāo)體系（如表1 所示），并將3 個(gè)一級指標(biāo)進(jìn)一步細(xì)分為8 個(gè)二級指標(biāo)和21 個(gè)三級指標(biāo)，其中，發(fā)展性指標(biāo)由富裕度和共同度兩方面構(gòu)成，社會性指標(biāo)由文化教育水平、醫(yī)療衛(wèi)生水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平三方面構(gòu)成，可持續(xù)指標(biāo)由生態(tài)環(huán)境水平、信息科技水平和社會保障水平三方面構(gòu)成。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)參考干春暉等[28]的評價(jià)方法。為避免主觀賦權(quán)的弊端，本文先將共同富裕的三級指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除量綱上的不一致，再通過主成分分析法對三級指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，將標(biāo)準(zhǔn)化處理后的三級指標(biāo)簡單加權(quán)得到各城市的共同富裕水平，記為CP。

表1 共同富裕指標(biāo)體系

2.1.2 測算結(jié)果

基于我國各城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文對我國287個(gè)城市2012—2020 年的共同富裕水平進(jìn)行測算。從測算結(jié)果來看：總體上，我國各城市共同富裕水平介于12.88～57.56 之間，整體上呈上升態(tài)勢；增速上，我國各城市共同富裕水平的均值由2012 年的19.80 增長到2020 年的25.53；區(qū)域上，我國東部、中部、西部和東北地區(qū)的共同富裕水平存在顯著差異，從各年份共同富裕指數(shù)均值來看，東部地區(qū)高于全國平均水平，而中部、西部和東北地區(qū)低于全國平均水平；排名上，排名靠前的城市位次較為穩(wěn)定，而排名靠后的城市位次波動(dòng)較為明顯；差距上，共同富裕水平最高分與最低分間的倍數(shù)由2012 年的3.60 倍下降到2020 年的3.03 倍，地區(qū)間共同富裕水平差距逐漸縮?。ㄈ鐖D2）。

基于上述測算結(jié)果。一方面，各地方政府應(yīng)當(dāng)努力推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)差距，推進(jìn)共同富裕進(jìn)程；另一方面，共同富裕是全體人民的共同富裕，但在區(qū)域間存在發(fā)展不平衡的現(xiàn)象，應(yīng)當(dāng)集中力量縮小區(qū)域差距，加強(qiáng)各地區(qū)協(xié)同推進(jìn)。

2.2 模型構(gòu)建

為更好地分析地方財(cái)政科技支出、財(cái)政透明度和共同富裕水平三者之間的影響作用，本文構(gòu)建以下模型進(jìn)行實(shí)證分析。

首先，在未加入調(diào)節(jié)變量情況下，考察地方財(cái)政科技支出對共同富裕水平的影響，模型設(shè)定如式（3）所示。CPi,t為被解釋變量，為i地區(qū)t年份的共同富裕水平；FTEi,t為地方財(cái)政科技支出水平，地方財(cái)政科技支出金額越高，該地方財(cái)政科技支出水平越高；CONTROLi,t為控制變量組；μi為模型的個(gè)體固定效應(yīng)；εi.t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

其次，通過借鑒溫忠麟等[29]和江艇[30]的研究方法，加入財(cái)政透明度作為調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭姓{(diào)節(jié)效應(yīng)的作用效果，模型設(shè)定如式（4）所示。其中，F(xiàn)TRi,t為財(cái)政透明度水平；FTEi,t×FTRi,t為財(cái)政透明度與地方財(cái)政科技支出的交互項(xiàng)，用來檢驗(yàn)地方財(cái)政科技支出對共同富裕水平影響作用中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

最后，由于模型（4）僅能考察財(cái)政透明度在地方財(cái)政科技支出與共同富裕水平關(guān)系中的線性調(diào)節(jié)效應(yīng)，只能反映單調(diào)的正向促進(jìn)作用或負(fù)向抑制作用，為進(jìn)一步考察財(cái)政透明度的非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型（4）的基礎(chǔ)上加入財(cái)政透明度的平方項(xiàng)和財(cái)政透明度平方項(xiàng)與地方財(cái)政科技支出的交互項(xiàng)，模型設(shè)定如式（5）所示。

2.3 變量定義

2.3.1 被解釋變量

地方共同富裕水平（CP）。為全面反映我國共同富裕水平，本文使用由多級指標(biāo)構(gòu)建的共同富裕水平作為本文的被解釋變量。一方面，該指標(biāo)從富裕度和共同度兩個(gè)角度構(gòu)建發(fā)展性指標(biāo)來衡量共同富裕水平；另一方面，當(dāng)前我國的共同富裕是政治、經(jīng)濟(jì)、文化、社會和生態(tài)文明等多維度的富裕，為更好地表示共同富裕水平，指標(biāo)構(gòu)建中加入了社會性指標(biāo)和可持續(xù)指標(biāo)。

2.3.2 核心解釋變量

地方財(cái)政科技支出（FTE）。財(cái)政科技支出是指政府為支持科技活動(dòng)、提供科技產(chǎn)品和提高科研水平所進(jìn)行的支出，是財(cái)政支出的重要組成部分。本文使用各城市的財(cái)政科技支出對數(shù)值來衡量地方財(cái)政科技支出水平。

2.3.3 調(diào)節(jié)變量

地方財(cái)政透明度（FTR）。財(cái)政透明度是反映地方政府財(cái)政信息公開程度的衡量指標(biāo)，高財(cái)政透明度有助于地方財(cái)政更好地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會公平，促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)。本文使用清華大學(xué)發(fā)布的歷年《中國市級政府財(cái)政透明度研究報(bào)告》中財(cái)政透明度得分來衡量地方財(cái)政透明度。

2.3.4 控制變量

本文選取地方城鎮(zhèn)化水平、地方投資水平、地方財(cái)政赤字率和新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施共同作為控制變量組。

地方城鎮(zhèn)化水平（UB）。一般而言，城鎮(zhèn)化程度反映工業(yè)化和現(xiàn)代化的發(fā)展水平，城鎮(zhèn)化水平高的城市會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長、提高公共服務(wù)質(zhì)量、提高政府治理能力和促進(jìn)社會公平分配，有利于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文使用地方城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤齺砗饬窟@一指標(biāo)。

地方投資水平（IM）。理論上，投資作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三大手段之一，是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要前提。從我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀來看，地方投資水平越高，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極性越高。投資規(guī)模的擴(kuò)張會提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和維持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。本文使用地方房地產(chǎn)投資額對數(shù)值來衡量這一指標(biāo)。

地方財(cái)政赤字率（DE）。財(cái)政支出是政府刺激經(jīng)濟(jì)的主要手段，財(cái)政收不抵支所形成的財(cái)政赤字在一定程度上可以刺激地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文采用地方一般公共預(yù)算財(cái)政收支缺口（地方一般公共預(yù)算支出-地方一般公共預(yù)算收入）占GDP 的比重來衡量這一指標(biāo)。

《中華人民共和國預(yù)算法》改革（BD）。2015年我國新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施對財(cái)政信息公開作出了明確要求，促進(jìn)了我國財(cái)政制度向規(guī)范透明的方向發(fā)展，這有利于防止財(cái)力失衡，實(shí)現(xiàn)財(cái)政公平。本文將新《中華人民共和國預(yù)算法》實(shí)施時(shí)間作為分界線來設(shè)置虛擬變量，其中，2012—2014 年設(shè)定為0，2015—2020 年設(shè)定為1。

2.4 數(shù)據(jù)說明與變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)主要源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及清華大學(xué)發(fā)布的歷年《中國市級政府財(cái)政透明度研究報(bào)告》。部分缺失數(shù)據(jù)使用線性插值法補(bǔ)齊得到，樣本時(shí)間段為2012—2020 年。由于部分城市增加、取消或更替等因素，本文僅選取包含4 個(gè)直轄市在內(nèi)的287 個(gè)城市作為樣本對象，具體描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 相關(guān)性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)各變量間是否存在多重共線性問題，本文首先對各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，從表3 結(jié)果可以看出，各變量間存在相關(guān)性較大的現(xiàn)象。為進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間可能存在的多重共線性問題，對回歸模型中各變量的方差膨脹因子進(jìn)行考察，從表4 結(jié)果可以看出各變量的方差膨脹因子中最大的為3.37，各變量的方差膨脹因子均小于5，故不存在多重共線性問題。由于變量間相關(guān)性較強(qiáng)，為避免關(guān)鍵變量在回歸估計(jì)中的作用效果被模糊，下文將對核心解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理。

表3 相關(guān)性檢驗(yàn)

表4 各變量的方差膨脹因子

3.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為確保模型回歸結(jié)果的有效性，避免偽回歸情況的出現(xiàn)，故進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文樣本數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，使用HT 和IPS 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，地方財(cái)政科技支出和財(cái)政透明度的HT 和IPS 檢驗(yàn)的P值均至少有1 個(gè)顯著小于0.01，強(qiáng)烈地拒絕存在單位根的原假設(shè)，故核心解釋變量和調(diào)節(jié)變量均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表5 HT 和IPS 檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 基準(zhǔn)回歸

本文首先進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，確定選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。通過對式（3）進(jìn)行回歸考察地方財(cái)政科技支出對共同富裕的影響，結(jié)果見表6 的列（1）和列（2）。其中，列（1）為未加入控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示地方財(cái)政科技支出對共同富裕的推進(jìn)具有顯著的促進(jìn)作用，這一促進(jìn)作用在列（2）加入控制變量后有所下降，但仍存在顯著的促進(jìn)作用，本文的假說1 得到驗(yàn)證。

表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為進(jìn)一步考察財(cái)政透明度在地方財(cái)政科技支出對共同富裕的促進(jìn)作用中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)，文章將財(cái)政透明度與發(fā)揮促進(jìn)作用的地方財(cái)政科技支出的交互項(xiàng)加入到回歸方程中，并對式（4）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6 的列（3）和列（4）?；貧w結(jié)果可以看出無論是否加入控制變量，財(cái)政透明度與地方財(cái)政科技支出交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，且在1%的水平下顯著，可見財(cái)政透明度會提高地方財(cái)政科技支出對共同富裕的促進(jìn)作用，具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。財(cái)政透明度通過改善政府財(cái)政支出效率、抑制尋租腐敗現(xiàn)象等途徑，促進(jìn)地方財(cái)政科技支出發(fā)揮促進(jìn)作用，本文的假說2 得以驗(yàn)證。此外，基于列（3）和列（4）中財(cái)政透明度的系數(shù)可以看出，財(cái)政透明度對推進(jìn)共同富裕同樣具有顯著的正向促進(jìn)作用，財(cái)政透明度的提高有利于抑制隱性經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張，防止資金浪費(fèi)，提高社會福利水平，提高經(jīng)濟(jì)增長。財(cái)政透明度有利于緩解信息不對稱和政府行為更好地接受社會監(jiān)督，實(shí)現(xiàn)社會公平，推進(jìn)共同富裕。

考慮到財(cái)政透明度可能在地方財(cái)政科技支出對共同富裕推進(jìn)作用中發(fā)揮非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上依次加入財(cái)政透明度的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)及與地方財(cái)政科技支出的交互項(xiàng)來考察調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用機(jī)理，并對式（5）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6 的列（5）和列（6）。從回歸結(jié)果可以看出，財(cái)政透明度和財(cái)政透明度與地方財(cái)政科技支出交互項(xiàng)的系數(shù)仍均在1%的水平下顯著為正，進(jìn)一步印證了財(cái)政透明度對共同富裕推進(jìn)所發(fā)揮的正向促進(jìn)作用和正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。而通過觀察財(cái)政透明度平方項(xiàng)和財(cái)政透明度平方項(xiàng)與地方財(cái)政科技支出交互項(xiàng)的系數(shù)可知，在未加入控制變量時(shí)系數(shù)顯著為0.000，在加入控制變量時(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為0.000，財(cái)政透明度平方項(xiàng)不顯著。因此該調(diào)節(jié)效應(yīng)為線性的，不存在“U 型”的作用效果。

此外，各控制變量的系數(shù)符號也都符合預(yù)期，城鎮(zhèn)化率、投資水平、財(cái)政赤字率和新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施與共同富裕推進(jìn)均呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且均在至少5%的水平下顯著為正，說明提高城鎮(zhèn)化水平、投資水平、財(cái)政赤字率和新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施可以有效推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

3.4 內(nèi)生性處理

為規(guī)避遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題，基準(zhǔn)回歸選取城鎮(zhèn)化水平、投資水平、財(cái)政赤字率和新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施四個(gè)變量加以控制，同時(shí)采用固定效應(yīng)模型。但共同富裕由指標(biāo)體系測算得到，共同富裕與地方財(cái)政科技支出互為因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，仍然有待考察。一方面，科技投入作為高質(zhì)量發(fā)展的重要方面，能夠正向促進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)；另一方面，共同富裕的推進(jìn)會促使地方加大高新技術(shù)發(fā)展，也會對財(cái)政科技支出產(chǎn)生影響，二者之間會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本文借鑒郭家堂等[31]的方法進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題。首先，采用地方財(cái)政科技支出的滯后一期（L.FTE）作為解釋變量，探究雙向因果關(guān)系中的主因?；貧w結(jié)果如表7 的列（1）和列（2）所示。從回歸結(jié)果可以看出地方財(cái)政科技支出的滯后一期作為解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本保持一致。由于當(dāng)期的共同富裕水平的提高對滯后期的地方財(cái)政科技支出的影響基本不存在，可見在雙向關(guān)系中主因是地方財(cái)政科技支出。本文繼續(xù)使用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性問題處理。選用滯后一期的地方財(cái)政科技支出作為當(dāng)期地方財(cái)政科技支出的工具變量使用2SLS 進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7 的列（3）和列（4）所示。從回歸結(jié)果可以看出列（3）和列（4）結(jié)果與表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果對比，地方財(cái)政科技支出的系數(shù)均有提高，且系數(shù)符號沒有改變，依然均在至少1%的水平下顯著為正?？梢姡诳紤]了內(nèi)生性問題后，地方財(cái)政科技支出對共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)有著顯著的促進(jìn)作用。財(cái)政透明度和地方財(cái)政科技支出與財(cái)政透明度交互性均顯著為正?？梢?，財(cái)政透明度發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用。

表7 內(nèi)生性問題處理結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保實(shí)證結(jié)果可靠有效，本文采用更換樣本范圍和替換回歸模型的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸檢驗(yàn)結(jié)果均表明本文回歸具有較好的穩(wěn)健性，具體結(jié)果見表8。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.5.1 更換樣本范圍

由于直轄市在我國具有特殊地位，在城市發(fā)展過程中具有更加優(yōu)越的政策傾向，考慮直轄市的數(shù)據(jù)存在異常值給計(jì)量結(jié)果造成干擾，本文從287 個(gè)城市中剔除北京市、上海市、天津市和重慶市后重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表8 的列（1）和列（2）。從回歸結(jié)果可以看出剔除直轄市后各變量的回歸系數(shù)幾乎沒發(fā)生變化，進(jìn)一步證明地方財(cái)政科技支出的促進(jìn)作用和財(cái)政透明度所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.5.2 替換回歸模型

本文進(jìn)一步使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，考察地方財(cái)政科技支出和財(cái)政透明度所發(fā)揮的作用，結(jié)果見表8 的列（3）和列（4）。從回歸結(jié)果可以看出核心解釋變量、交互項(xiàng)和控制變量的系數(shù)和顯著性與基礎(chǔ)回歸結(jié)果基本保持一致，再次證明本文假說。

3.6 分位數(shù)異質(zhì)性分析

為了更全面考察地方財(cái)政科技支出對共同富裕水平的影響作用，使用面板分位數(shù)回歸方法分析在不同共同富裕水平下地方財(cái)政科技支出對共同富裕的促進(jìn)作用和財(cái)政透明度的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性，本文使用面板分位數(shù)回歸模型，模型設(shè)定如式（6）所示。

其中，τ表示不同分位數(shù)，β（τ）為不同分位數(shù)下的變量估計(jì)系數(shù)，文章選取20%、40%、60%和80%四個(gè)分位數(shù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表9 所示。在不同分位數(shù)下，地方財(cái)政科技支出對共同富裕的促進(jìn)作用和財(cái)政透明度的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)均表現(xiàn)出異質(zhì)性差異，地方財(cái)政科技支出對共同富裕的推進(jìn)作用在共同富裕水平的80%分位數(shù)處最大，而財(cái)政透明度的調(diào)節(jié)效應(yīng)在共同富裕水平的20%分位數(shù)處最大?；诖?，可以得出地方財(cái)政科技支出在相對發(fā)達(dá)地區(qū)的作用較大，原因可能是在共同富裕水平較高的地區(qū)，自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會公平程度較高，再進(jìn)一步提高地區(qū)的共同富裕水平需要更高級的生產(chǎn)力來拉動(dòng)，如加強(qiáng)科技創(chuàng)新、鉆研核心技術(shù)、注重高水平人才培養(yǎng)、引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和優(yōu)質(zhì)資源等方式，因此，地方財(cái)政科技支出拉動(dòng)地區(qū)科技發(fā)展所發(fā)揮的作用會更加明顯。財(cái)政透明度在相對落后地區(qū)的作用較大的原因可能是相對落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會公平程度不高，財(cái)政透明度水平也普遍較低。財(cái)政透明度作為提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展、保障社會公平的利器，可以有效降低地區(qū)間經(jīng)濟(jì)水平和社會公平程度，推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

表9 分位數(shù)異質(zhì)性分析結(jié)果

4 研究結(jié)論與建議

本文聚焦于地方財(cái)政科技支出與共同富裕水平的關(guān)系及財(cái)政透明度的調(diào)節(jié)效應(yīng)展開分析，從理論和實(shí)證兩個(gè)角度分析了地方財(cái)政科技支出、財(cái)政透明度與共同富裕推進(jìn)的影響機(jī)制及原因。基于構(gòu)建的共同富裕的指標(biāo)體系測算了我國2012—2020年287 個(gè)城市的共同富裕水平，對地方財(cái)政科技支出推進(jìn)共同富裕的影響和財(cái)政透明度發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行分析，并采用工具變量法、改變樣本范圍和回歸模型三種方法解決實(shí)證分析的內(nèi)生性問題并保證穩(wěn)健性，最后進(jìn)行了分位數(shù)異質(zhì)性分析。研究的主要結(jié)論為：第一，地方財(cái)政科技支出對共同富裕的推進(jìn)具有顯著的正向促進(jìn)作用。第二，財(cái)政透明度在地方財(cái)政科技支出對共同富裕的促進(jìn)作用中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，財(cái)政透明度在地方財(cái)政科技支出與共同富裕推進(jìn)關(guān)系中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)是線性的，不存在U 型調(diào)節(jié)效應(yīng)。第三，地方財(cái)政科技支出和財(cái)政透明度對共同富裕的影響存在異質(zhì)性，在共同富裕水平較高的地區(qū)（80%分位數(shù)），地方財(cái)政科技支出的促進(jìn)作用最明顯；在共同富裕水平較低的地區(qū)（20%分位數(shù)），財(cái)政透明度所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)最明顯。第四，基于本文實(shí)證分析結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化水平、投資水平、財(cái)政赤字率和新《中華人民共和國預(yù)算法》的實(shí)施也是促進(jìn)共同富裕實(shí)現(xiàn)的重要因素。

基于上述結(jié)論，本文從財(cái)政科技支出、財(cái)政透明度和相關(guān)影響因素的角度，為扎實(shí)推進(jìn)共同富裕提出以下建議。

第一，提高地方財(cái)政科技支出的“量”與“質(zhì)”。首先，提高財(cái)政對科技投入的絕對量，為科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新提供資金保障。與發(fā)達(dá)國家相比，我國財(cái)政科技支出相對不足，現(xiàn)階段各地方政府加大財(cái)政科技支出有利于激發(fā)科技創(chuàng)新能力，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其次，應(yīng)當(dāng)完善財(cái)政科技支持體系，優(yōu)化政府科技投入的結(jié)構(gòu)。政府除財(cái)政科技支出外，還應(yīng)當(dāng)加大稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)貼等方式擴(kuò)大政府科技投入，助力共同富裕的推進(jìn)。

第二，不斷加強(qiáng)地方財(cái)政信息公開程度，提高財(cái)政透明度水平。提高地方財(cái)政透明度是我國現(xiàn)代財(cái)政制度建設(shè)的重要方面之一，也是保障社會公平、推進(jìn)共同富裕的有效手段。各地方政府要以多維度、全方位的信息公開體系推動(dòng)財(cái)政透明度的發(fā)展，提升政府信息公開的深度和廣度，以多種形式公開財(cái)政信息，提高社會公眾獲取政府信息的效率和質(zhì)量，加強(qiáng)關(guān)于財(cái)政信息公開的法律建設(shè)來提高財(cái)政透明度水平。提高財(cái)政透明度水平不僅有助于地方財(cái)政科技支出推動(dòng)共同富裕，也有助于提高社會經(jīng)濟(jì)水平和公平程度。

第三，其他措施。各地方政府應(yīng)努力提升城鎮(zhèn)化水平，縮小城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)不均衡問題，確保資源共享的公平化和均等化；有效驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，改善城鄉(xiāng)居民生活條件和生活環(huán)境；不斷優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，合理安排財(cái)政資金使用途徑，提高財(cái)政資金使用效率，確保財(cái)政赤字帶來最大程度的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和最小程度的風(fēng)險(xiǎn)沖擊；完善法律法規(guī)，建立科學(xué)的法治政府，以法律的普遍性、國家性和強(qiáng)制性為政府的管制提供強(qiáng)有力的保障，促進(jìn)公平，積極采取上述方法推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。