地方政府创新性的影响因素研究：基于全国市级面板数据（2000～2019）的分析

□张友浪 彭雨馨 王培杰

[1. 中国人民大学 北京 100872；2. 清华大学 北京 100084]

引言

创新是党和政府完善治理体制、提高治理绩效和促进社会经济发展的重要手段。中国共产党第十九届中央委员会第六次全体会议专门指出：“一百年来，党领导人民进行伟大奋斗，积累了宝贵的历史经验，这就是：坚持党的领导，坚持人民至上，坚持理论创新，坚持独立自主，坚持中国道路，坚持胸怀天下，坚持开拓创新，坚持敢于斗争，坚持统一战线，坚持自我革命。”这“十个坚持”中只有“创新”一词出现两次，足见其在党的政策议程中的突出地位。事实上，在党的创新精神指导下，中国的政府创新实践十分频繁，每年各级政府都会发布数百份试点政策文件，且区域间差异巨大。与此同时，地方政府创新也已成为国内外公共管理研究中最重要的主题之一。已有研究针对政府创新作出多种解释，认为包含诸如经济发展水平[1]在内的辖区特征和包含财政赤字[2]在内的政府特征等区域层面因素，以及领导特质[3～4]等个体层面因素会显著影响地方政府对某一新政策或新项目的采纳。同时，诸多研究指出，学习、竞争、模仿和强制等扩散机制也会影响一项政府创新在不同辖区政府之间的传播[5]。

然而，已有研究大多局限于具体的创新案例（Government Innovation），难以解释组织层面的政府创新性（Government Innovativeness），即地方政府倾向采纳创新的程度[6]。为何有些地方政府比另一些地方政府更加频繁地采纳创新？决定地方政府创新实践的系统性因素是什么？过往相关文献主要基于定性或定量方法聚焦于少数具体的政策创新案例。然而，基于政策个案层面的政府创新分析难以直接推导出组织层面政府创新模式，并容易出现只关注成功案例而忽视失败案例的样本选择偏差，因而不利于进一步理清政府创新背后的一般性生成机制。与此相对，直接从组织层面开展政府创新性研究将有助于避免潜在推理偏误，进一步科学总结中国特色政府治理经验，为政府创新研究领域贡献新的理论知识；在实践方面，回答上述问题有助于为完善我国政府创新制度与实践提供更具一般性的科学依据。

本文基于现有文献，构建了一个包含外部压力（纵向与横向）和内部决定因素（区域层面：辖区特征、政府特征；个体层面：行政首长特征）的理论框架，并提出上述因素影响地方政府创新性的系列假设。为验证本文理论猜想，本文创新地构建了一个综合性全国性地方政府创新性指标，并系统搜集了2000～2019年中国280个地级市的面板数据，通过基于Logit模型和零膨胀负二项模型的双向固定效应分析，以及Heckman二阶段回归模型，对理论假设进行检验。

一、文献综述

自20世纪60年代开始，政府创新或政策创新（Policy Innovation）已成为国际上政治学、经济学、社会学和公共管理领域的重要研究议题。政府创新是指一个政府首次采纳的政策或项目，无论这一政策或项目的出现时间以及是否已经被其他政府所采纳[7]。根据已有研究，影响政府创新的因素包括外部扩散压力和内部决定因素这两大类。

外部扩散压力具体包含纵向和横向两个方面。纵向扩散压力分为自上而下的压力和自下而上的压力。在自上而下的扩散中，上级行政机构通过政策命令、财政激励和政治“信号”等手段促使下级采纳创新[8～9]。在自下而上的扩散中，当上级专业程度较高，就越有可能顺利采纳来自下级的创新，从而形成滚雪球效应；反之，当上级专业化程度较低，就越有可能面对下级创新无所作为，从而形成压力阀效应[10]。横向扩散压力包括学习机制、模仿机制和竞争机制。在横向扩散过程中，学习机制关注的是早期采纳者的创新实施效果，模仿机制关注的是早期采纳者的身份或合法性，竞争机制则关注受早期采纳行为导致的外部性所引起的应对策略。已有研究表明，大城市政府更有能力向其他城市政府学习，更不可能进行随波逐流的简单模仿，也更少受到横向经济竞争的影响[11]。此外，也有研究指出纵向自上而下的压力对横向压力有调节作用[12]。

内部决定因素可以具体划分为宏观和微观两方面。宏观因素又可以进一步划分为辖区特征和政府特征两大类。例如，在辖区特征方面，一个区域经济发展水平越高，企业和公民对公共服务的要求也就越高[1]，该区域的政府就越倾向于采纳创新[13]。外商直接投资（Foreign Direct Investment ，FDI）带来技术外溢，所以一个地方FDI越多，区域创新效率越高[14]。此外，地区的宗教人口占比[15]、产业结构[16]等因素均有可能影响政府创新水平。

在政府特征方面，有研究指出，一个地区行政级别越高，当地行政权力更大，综合发展条件越好，政府创新成功可能性越大，所以越有可能进行创新试点[17]；与此相反，也有研究认为政府级别越高，组织结构和内部关系越复杂，流程再造阻力越大，创新越困难[18]。在信息技术能力上，地方政府信息技术能力越强，越能够采纳和运用创新，尤其是在信息时代下的政府创新[19]。在财政资源上，诸多研究认为地方财政健康程度或财政盈余显著制约着地方政府创新[2,20]；同时，财政分权这一资源配置方式能够促进地区创新效率，但也会抑制地区创新偏好[21]。

在微观因素方面，2000年以来，针对领导者个人特征如何影响地方创新的研究逐渐兴起。已有研究表明，相对于男性领导，女性领导更乐于接受创新，并更加以结果为导向开展行动[22]。与此同时，年龄和政治级别通过使领导人形成不同竞争梯队从而影响地区间的创新行为[23]。通常来说，领导年龄越大，越不倾向于冒险，创新动力越低[24]。官员任期越短，越希望通过采纳政策创新在短期做出政绩和树立权威[25]；任期越长则越有可能积累更多政治资本和政策经验，从而有利于政策创新。而在晋升机会方面，领导人向上晋升的机会越大，越不需要通过创新来提高他们晋升的可能性，进行创新的可能性越低[26]。从外部提拔晋升的官员通常比从内部提拔晋升的官员专业性更强，也更注重长期职业声誉，所以创新使命和创新动力更强[27]。官员性格类型同样影响他们对政府创新的偏好，当官员行事更加以问题为导向时，他们更倾向于进行政府创新[28]。另外，从官僚政治视角来看，当一项创新能够为地方领导人带来资源从而提高他们收益时，地方领导人更可能推动创新传播；反之，地方领导人则更有可能阻碍这一创新举措[29]。

虽然政府创新受到众多学者关注，现有文献中针对地方政府创新决策的实证解释性研究几乎都是通过定性或定量的分析一个或几个具体政策创新案例来试图发现一般性的政府创新规律[30]。但是，这种用政策个案代替整体政府行为模式的推理思路容易引起例外谬误（exception fallacy或individualistic fallacy）[31]，即，试图从个体层面行为概括整体层面关系。因而，基于具体创新案例得出的发现无法代替在组织层面针对地方政府整体创新性或创新频度的分析，不利于我们从整体上了解各种因素与地方政府创新性之间的关系。

此外，探寻地方政府创新规律要求尽可能全面地研究地方政府创新决策，即需要同时包含执行效果显现之前既可能成功也可能失败的创新决策。而现有研究大多聚焦于政策执行效果已经取得成功的创新案例[32]；失败的创新试验则没有引起研究者足够的关注。例如，有研究通过对中国行政许可改革这一成功的政策扩散进行事件史分析，提出了包含学习、竞争、模仿、自上而下压力和自下而上压力在内的扩散机制[33]。但是根据现有研究路径得出的结论往往存在样本选择偏误的可能。事实上，一个政府的整体创新性与该政府某一次具体创新举措成功与否并没有必然联系，“失败”创新举措在已有研究中的缺失会导致政府创新决策背后的规律无法得到更全面的揭示。

相比之下，从组织层面出发解释政府创新性具有理论和实践上的双重优势。组织层面的政府创新性是指政府组织倾向采纳创新的总体程度[34]。在实证上，一个政府采纳创新的总体频度能够最直观表现该政府创新性的高低[34～35]。通过研究政府创新性，在理论方面有助于我们理解为什么一些地方政府比另一些地方政府更频繁、系统地采纳创新，而不是仅通过分析个案或是取得“成功”的创新案例对地方政府创新作出有偏的推论。在实践方面可以为政策实践者提供重要启示：拥有不同禀赋或特征的政府很可能在组织层面的创新性上差异巨大。研究政府创新性的影响因素有助于帮助决策者识别创新障碍，优化创新投入，从而促进公共政策的更新和改善。

二、理论与假设

基于现有文献，本文重点总结外部和内部因素，提出四组假设。本文理论框架如图1所示。

图1 地方政府创新性的影响因素的理论框架

（一）外部压力因素

外部压力主要分为纵向压力和横向压力两个部分。在纵向压力方面，地方政府会对上级政府发出的改革信号做出回应[36]。这意味着当上级政府发布的创新性文件数量越多的时候，地方政府越能够捕捉到上级政府对创新的重视。因此，为了获得地区发展的政策支持、资源倾斜或者晋升机会等，在该上级政府管辖范围内的地方政府更倾向于开展创新来回应上级政府对创新的关注。

在横向压力方面，地方政府会学习和模仿其竞争对手的创新。在下管一级的行政体制下，由于职业晋升机会和地区发展资源有限，地方政府领导为获得上级认可、谋取本地利益（例如资源倾斜等），会密切观察同一辖区其他同级政府的政策举动，从而避免在竞争中处于劣势地位；由于中国地方政府之间的竞争主要发生在同一上级政府辖区内的同级地方政府之间[18]。所以，本文提出如下假设：

假设1-1：上级政府发布的创新性文件数量越多，其管辖范围内的地方政府创新性越高；

假设1-2：同一上级政府管辖范围内其他政府创新性越高，某一地方政府创新性越高。

（二）内部决定因素

1. 辖区特征因素

辖区特征主要影响政府创新的需求和创新氛围。在地区创新需求上，经济规模、人口规模的提高都会促使企业和公民对地方公共服务水平提出更多、更高、更具差异性的要求[21,37～38]，由此倒逼地方政府进行创新。此外，随着经济规模的提高，地方政府掌握的人力、物力资源更多，更有能力将新的政策或项目纳入议程。第三产业能大量吸纳劳动力[39]，第三产业占比提高意味着公众对服务数量、质量、差异性的要求更高，同时也会对政府服务水平提出新的需求，从而需要政府进行创新。

另一方面，在地区创新氛围上，第三产业占比高意味着人员和资源集聚水平高，并会导致产业自主创新水平提高[40]。而产业创新通常对该地区政府创新具有溢出效应，有利于地方政府进行创新。经济开放性的提高也意味着国内外信息和资源交换更频繁，国外先进实践经验的传入以及国内外交流引起的新的公共服务需求有利于政府创新行为的发生[41]。

假设2-1：经济规模越大，地方政府创新性越高；

假设2-2：人口规模越大，地方政府创新性越高；

假设2-3：第三产业占比越高，地方政府创新性越高；

假设2-4：地方经济开放性越高，地方政府创新性越高。

2. 政府特征因素

政府特征主要影响政府创新的供给。组织创新总面临推力和阻力[42]。城市行政级别反映行政和政策自主权在地方政府层面的配置[43]。当政府行政级别越高的时候，当地政治资源、经济资源、人才吸引等优势更大，创新推力更大；但行政级别越高，也意味着组织结构和内部关系越复杂，从而产生一定创新阻力。由于中国资源分配受行政权力影响巨大[44]，改革开放以来行政级别为地方创新带来的推力很可能强于阻力。

纵向财政依赖度对政府创新性的影响主要通过塑造地方财政资源和政策自主性发挥作用。一方面，地方政府对上级政府的财政依赖程度越低，越能通过稳定的地方财政为政府创新提供持续物质保障[45～48]。另一方面，地方政府对上级政府的财政依赖程度越低，则越能够基于本级政府政策目标或结合当地发展利益和民众诉求进行因地制宜的创新[49]。由此，本文提出如下假设：

假设3-1：行政级别越高，地方政府创新性越高；

假设3-2：纵向财政依赖度越低，地方政府创新性越高。

3. 个体层面因素

个体层面因素主要通过塑造地方官员开展创新的动力和能力两方面影响地方政府创新性。在动力方面，官员任期越短[50]、越年轻[51]，期望晋升的可能性就越大，所以任期短的或年轻的官员更有动力通过创新性的政府决策提高政绩[25]并建立职业声誉。在能力方面，年轻的官员对新事物的接受能力往往高于年龄大的官员，因而年轻官员或许更有能力去理解和采纳包含诸多新型政策工具的政府创新。

此外，性别会同时影响官员创新的动力与能力。相较于男性官员，女性官员在职业竞争中处于弱势地位[51]，这意味着为了获取晋升，女性官员需要付出更多努力，所以她们有动力在政府创新上进行更多投入。现有研究也表明女性官员相较于规则更注重结果和社会利益，更具有政策企业家精神[22]，因而更愿意通过采纳创新改善现状。所以本文提出如下假设：

假设4-1：行政首长任期越短，地方政府创新性越强；

假设4-2：行政首长年龄越小，地方政府创新性越强；

假设4-3：相对于行政首长为男性的地方政府，行政首长为女性的地方政府创新性更强。

三、研究设计

为检验上述理论假设，本文搜集2000～2019年全国280个地级市的面板数据开展实证分析。面板数据始于2000年是因为此前市级数据缺失较大，尤其是官员个体特征等数据多不明确以至无法系统编码；面板数据止于2019年是考虑到2020年新冠疫情带来的社会经济条件变化较大，因此本文在数据分析中排除了2020及之后的年份。由于数据缺失严重或地级市成立时间较晚等原因，数据集没有包含三沙市、儋州市、毕节市、铜仁市、拉萨市、日喀则市、昌都市、林芝市、山南市、那曲市、海东市、中卫市、吐鲁番市和哈密市。

（一）被解释变量

本文的被解释变量是地方政府创新性，并将其操作化为地方政府创新频度。理想情况下，完美地测量地方政府创新频度要求研究者观测和记录地方政府所有正式和非正式的创新决策。但是，在大样本分析中观测和记录地方政府所有的非正式创新决策极其困难。因此，本文选择退而求其次，重点分析地方政府创新的正式决策。具体来说，政策试点是地方政府开展创新的主要形式[52～53]。本文使用各地级市分年度发布的试点文件数量测量被解释变量。该测量指标由笔者通过北大法宝数据库手动整理而成。数据整理步骤如下：首先在北大法宝数据库搜索栏以标题“试点”进行精确检索；然后在地方法规板块限定发布部门检索条件为各市级“人民政府”，并将某一市级人民政府每年发布的试点文件数量进行统计，没有发布试点文件的年份计数为“0”。为提高不同城市试点文件数量的可比性，笔者统计的试点文件数量不包含除市级人民政府以外其他机构（例如市人大、市各职能部门等）发布的文件，也不包括省级政府和直辖市发布的文件；其次，由于极少数文件没有注明发布年份，所以没有将这部分文件纳入统计范围。

值得注意的是，被动根据上级政府试点要求发布的政策文件不一定能反映地方政府创新性，因而被解释变量的测量效度需要进一步分类论证。通过大量检阅市级政府发布的试点文件，本文发现由中央或省级政府在某些城市直接推动的试点政策往往在前期也是由市级政府主动申请取得试点资格（例如“低碳城市”“住房租赁市场”“公交都市”等试点政策），因而也能反映地方政府的自主创新性。当然，由中央推动某一省份统一开展市级政府试点的文件或许反映的是省级政府的创新性，而非市级政府的创新性。因此，在数据分析过程中，本文在回归时会加入省份固定效应以控制各省政府创新性差异。

观测期内地级市试点文件数量基本服从负二项分布，如图2所示，说明大部分城市在大部分年份都没有开展政策试点；此外，试点文件发布总量总体上逐年递增，但在2008年、2013年和2018年（中共十七大、十八大、十九大的后一年）试点文件数量增速放缓或有回落，如图3所示，说明地方政府创新在整体上存在一定的周期性，因此本文也将在回归中加入年份固定效应控制此类时间冲击。

图2 观测期内地级市试点文件数量分布图（2000～2019年）

图3 全国地级市试点文件发布总量逐年变化图（2000～2019年）

（二）解释变量

在外部压力因素层面，本文使用上一年省级试点文件数量①来衡量地级市受到的纵向压力；使用上一年地级市同省其他城市平均试点文件数量来衡量地级市受到的横向压力。

在内部决定因素层面，就辖区特征方面而言，本文使用城市当年实际使用外资金额与城市当年GDP的比值来测量经济开放性[16]。为避免反向因果，本文将地级市在前一年GDP的对数、前一年人口规模对数[54]、前一年第三产业占GDP比重、前一年经济开放性纳入模型。

就政府特征方面而言，本文设置“是否是副省级城市”和“是否是普通省会城市”两个虚拟变量来反映政府行政级别，从而区分普通地级市、副省级城市和非副省级省会城市。政府特征方面的另一个解释变量是纵向财政依赖度。本文借鉴庄玉乙[55]的研究对纵向财政依赖度进行测量，通过政府财政缺口表示一个城市依赖上级政府财政资源的程度。城市i在t年的财政依赖度计算公式如下：

为减少反向因果问题对统计分析的干扰，本文将前一年的财政依赖度纳入模型。

就个体层面上看，由于市长是负责管理政府日常事务的行政长官[56]，且已有研究普遍认为市长是地方政府事务的直接负责人[57]，所以本文在探讨官员因素时，选取市长为研究对象。在测量市长任期时，本文首先通过市长简历确定样本期间各地市长的变更以及其就任起始年份和月份，任期从当年算起[58]。当某市同一年份发生有多位市长（前后交替）的情况，本文认为当年在任时间最长的是该市当年的市长。最终将观测年份减去市长上任年份的值作为市长任期的时长。此外，现有研究表明55岁以上市长的晋升可能性显著低于不足55岁的市长，因而本文设置年龄虚拟变量，将没超过55岁的市长编码为0，将年龄等于或者超过55岁的市长编码为1[59～60]；本文设置性别虚拟变量，将男性市长编码为0，女性市长编码为1。

（三）数据来源与概况

地级市试点文件数量和省级试点文件数量来源于北大法宝数据库，由笔者人工整理。GDP数据、人口数据、产业占比数据来源于《中国城市统计年鉴》；当年实际使用外资金额数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）。城市行政级别参考国务院网站；地方财政收入和财政支出数据来源于《中国城市统计年鉴》。官员任期、官员年龄、官员性别数据来自择城网。

本文将变量测量情况总结成表1，表2是变量的描述性分析。

表2 变量描述性分析（2000～2019）

（四）模型构造

如图2所示，由于试点文件数量不是连续变量，为正整数，且为0的情况太多，普通最小二乘线性回归不适用。所以本文首先探讨地方发布试点文件这一行为在某一年是否发生。如果取值为0，本文认为某地某年发布试点文件行为未发生，反之则认为发生。在这种情况下本文使用最常见的Logit概率模型。之后，本文进一步分析自变量对试点文件数量的影响。由于试点文件数量取0比例过大，无法采用常用计数模型进行回归，因而本文选择零膨胀负二项回归模型。零膨胀负二项回归的基本思想是将决策分为两个阶段进行，首先决定是否“取0”，当选择不取0后再进一步确定选择哪一个正整数。所以它是一个服从“混合分布”的模型，在第一阶段用Logit模型估计二值选择问题，在第二阶段用标准负二项回归进行估计。最后，本文通过Heckman二阶段回归模型检验自变量对试点文件发布数量的影响是否稳健。

四、实证发现

表3报告了基于Logit模型的回归结果。该模型包含解释变量、年份固定效应以及省份固定效应，并采用市级聚类稳健标准误。为响应国际学界要求矫正回归表格中使用星号（*）带来的负面影响的呼吁[61]，本文选择在回归结果中直接报告原始双尾p值。

表3 Logit回归结果

由表3可知，GDP提高1%，地方发布试点文件的优势提高约49.9% （p=0.001），表明地区经济实力越强，地方创新性越强。城市经济开放性优势比为1.015，显著正向影响地方发布试点文件的行为（p=0.017）。地级市行政级别对地方政府创新性产生显著影响，副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高约258.9%（p=0.000）；普通省会城市比普通地级市发布试点文件的优势高约307.6%（p=0.008），这揭示了行政级别对地方政府创新性的影响。此外，表3的结果表明纵向压力、横向压力、人口规模、第三产业占比、财政依赖度、市长个体层面特征对地方政府创新性的影响不显著。

表4对模型1进行分时间段回归。模型2是2000～2012年的回归结果，模型3是2013～2019年的回归结果。由表4可以看出在不同时期政府创新性的影响因素略有差异。2013年以前，横向压力负向影响地方试点文件发布行为：当同省其他城市平均试点文件数量增加1份，地方发布试点文件的优势降低约22.2%（p=0.023）。GDP对地方试点文件发布行为产生显著正向影响（p=0.009），当GDP增加1%，地方发布试点文件的优势提高约52.1%；人口规模对地方试点文件发布行为产生显著负向影响（p=0.041），当人口规模增加1%，地方发布试点文件的优势降低约25.1%。人口规模的点估计方向与前述理论假设相反。一个可能的解释是在2013年以前人口规模的增加对公共服务需求异质性的增加影响不大，反倒提高了政府提供公共服务的规模效应。此外，副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高429.6%左右（p=0.000）；普通省会城市比普通地级市发布试点文件的优势高约618.2%（p=0.002）。纵向压力、第三产业占比、经济开放性、财政依赖度和个体层面因素对地方政府创新性的影响在统计上不显著。

表4 分时间段Logit回归结果

2013年以后，经济开放性对地方试点文件发布的正向影响变显著（p=0.035）：经济开放性每提高1%，地方发布试点文件的优势增加约1.4%。市长任期对地方政府创新性产生显著负向影响（p=0.041），市长任期每增加1年，地方发布试点文件的优势降低约7.6%。此外，横向压力、GDP、人口规模和城市行政级别对试点文件发布影响的统计显著性降低为不显著。横向压力的影响降低可能是由于近年来地方政府创新越来越常态化，逐步由外部竞争压力推动内化为政府常规行为；城市行政级别的影响降低或许是由于十八大以来的监察体制改革和常态化反腐更加约束了行政权力的自主性。其余因素对地方试点文件发布行为的影响均不显著。总体而言，2013年之前外部横向压力和行政权力发挥重要作用；而2013年及之后，经济开放性和领导任期发挥更多作用。

表5在模型1基础上进行分区域回归。模型4是沿海省份城市②的回归结果，模型5是内陆省份城市的回归结果。由表5可以看出政府创新性的影响因素存在明显区域差异。对于沿海省份城市，当GDP增加1%，地方发布试点文件的优势提高约58.7%（p=0.013）。此外，行政级别高的地方政府创新性相较普通地级市更强：副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高355.8%左右（p=0.001）；普通省会城市比普通地级市发布试点文件的优势高约316.5%（p=0.007）。其他因素对地方政府创新性的影响在统计上不显著。

表5 分区域Logit回归结果

对于内陆省份城市，GDP和经济开放性均正向影响地方试点文件发布行为：当GDP提高1%，地方发布试点文件的优势提高约33.2%（p=0.040）；当经济开放性提高1%，地方发布试点文件的优势增加约1.2%（p=0.010）。副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高约172.1%（p=0.002）。财政依赖度对地方政府创新性有显著负向影响（p=0.013），当纵向财政依赖度提高1%，地级市发布试点文件的优势降低约0.8%。此外，市长任期对地方政府创新性产生显著负向影响（p=0.024），当市长任期增加1年，地方发布试点文件的优势降低约8.1%。

通过表5，本文发现经济开放性、财政依赖度和市长任期对地方政府创新性的影响在内陆省份城市中显著，在沿海省份城市中不显著。一个可能解释是，内陆省份城市创新受到财力的限制更多，且行政主官在内陆省份城市创新中扮演更加重要的角色。

表6在模型1基础上区分地级市所在省份创新程度进行回归。模型6是低创新省份③城市的回归结果，模型7是高创新省份城市的回归结果。由表6可以看出政府创新性的影响因素在不同创新程度的省份存在明显差异。在低创新省份城市中，经济开放性和行政级别对政府创新性产生显著正向影响：经济开放性提高1%，地方发布试点文件的优势增加约1%（p=0.012）；副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高约248.1%（p=0.005）。

表6 分省份创新性程度Logit回归结果

在高创新省份城市中，经济规模和行政级别对政府创新性产生显著正向影响。当GDP提高1%，地方发布试点文件的优势增加约69.1%（p=0.001）。此外，副省级城市比普通地级市发布试点文件的优势高约314.2%（p=0.000）；普通省会城市比普通地级市发布试点文件的优势高约601.9%（p=0.000）。

通过表6，本文发现在高创新省份城市中，经济规模对政府创新性的影响更大，而在低创新省份城市中，经济开放性对政府创新性的影响更大。

表7用零膨胀负二项模型对模型1进行复制研究。本文可以由模型第一阶段估计解释变量对被解释变量是否取零的影响，由模型第二阶段估计解释变量对被解释变量取值多少的影响。模型8的第一阶段说明副省级城市（p=0.004）和普通省会城市（p=0.029）系数在是否取零阶段显著为负，表明相较于普通地级市，副省级城市和普通省会城市试点文件发布数量为“0”的可能性降低。横向压力（p=0.015）和市长任期（p=0.045）对地方政府创新性产生显著负向影响。在第二阶段，外部压力对地方试点文件发布数量产生显著正向影响：省级试点文件数量增加1份，地方试点文件增加约1个单位（exp（0.003））（p=0.001）；同省其他城市平均试点文件数量增加1份，地方试点文件增加约1.12个单位（exp（0.112））（p=0.004）。GDP和经济开放性对地方试点文件发布数量产生显著正向影响；GDP提高1%，地方试点文件发布数量增加约1.37个单位（exp（0.313））（p=0.000）；经济开放性增加1%，地方试点文件发布数量增加约1个单位（exp（0.004））（p=0.004）。此外，第二阶段的回归结果揭示了副省级城市相较于普通地级市而言试点文件发布数量增加约1.41个单位（即exp（0.341））（p=0.031）；普通省会城市相较于普通地级市而言试点文件发布数量增加约1.43个单位（即exp（0.360））（p=0.029）。

表7 零膨胀负二项模型回归结果

表8是Heckman二阶段模型回归结果，模型第一阶段估计被解释变量是否非零（选择模型），模型第二阶段估计被解释变量取值多少（行为模型）。模型9第一阶段回归结果表明经济规模（p=0.000）和行政级别（副省级城市p=0.000；普通省会城市p=0.000）均对地方政府创新性产生显著正向影响；人口规模（p=0.009）对地方政府创新性产生显著负向影响，结论与Logit模型基本一致。模型9第二阶段回归结果表明，纵向压力、经济规模和经济开放性对地方政府创新性产生显著正向影响：省级试点文件数量增加1份，地方试点文件发布数量增加0.005个单位（p=0.033）；GDP每提高1%，地方试点文件发布数量增加0.790个单位（p=0.006）；经济开放性每提高1%，地方试点文件发布数量增加0.014个单位（p=0.041）。此外，城市级别显著正向影响试点文件发布数量（副省级城市p=0.000；普通省会城市p=0.001），即副省级城市相较于普通地级市而言，试点文件发布数量增加2.178个单位；普通省会城市相较于普通地级市而言，试点文件发布数量增加2.431个单位。综合上述分析，可以认为纵向压力、经济规模、人口规模、经济开放性和城市行政级别等因素对政府创新性产生显著影响。

表8 Heckman二阶段模型回归结果

五、结论与讨论

创新是中国共产党百年历程积累下的宝贵经验。党领导下的地方政府创新性的提升是国家治理体系和治理能力现代化的重要表现。地方政府承担着按照党和国家决策部署依法行政、推动经济社会发展、管理社会事务、服务人民群众的具体职责。提升地方政府创新性有助于完善国家行政体制，优化政府职责体系和组织结构，并充分发挥中央和地方两个积极性，同时也是创新行政方式、提高行政效能和建设人民满意的服务型政府的集中表现。

为探索影响地方政府长期、持续进行系统性创新的因素，本文构建地方政府发布试点文件数量这一指标测量地方政府创新性，并搜集2000～2019年中国280个地级市的面板数据开展分析。基于Logit模型、零膨胀负二项模型和Heckman二阶段回归模型的一系列分析结果表明，包含经济规模、经济开放程度、城市行政级别等区域层面的内部决定因素显著影响地方创新性；官员任期等个体层面的内部决定因素影响相对较小。因此，相较于个体层面因素，区域特征和政府特征等组织层面因素对组织视角下的政府创新性而言影响更大。进一步分析表明，从时间上看，2013年以后外部压力和行政级别对地方创新性影响减小；地区经济开放性和领导任期等因素对地方创新性影响变大。从空间看，与沿海省份城市相比，内陆省份城市政府创新性受经济开放性、纵向财政依赖度、市长任期等条件的约束更多。从所在省份创新程度高低来看，相较于低创新省份辖区内的城市，高创新省份辖区内的政府创新性受到经济规模的影响更大，受到经济开放性等因素的制约更少。

本文贡献主要体现在：第一，在理论方面，指出现有基于具体政策案例的政府创新研究的不足，突出了从组织层面对地方政府创新性进行研究的重要性。如前文所述，过往基于具体创新案例对政府创新性的推理容易导致例外谬误，而且过于聚焦于成功案例容易导致样本选择偏误。因此，本文提出在组织层面综合分析地方政府创新性的研究思路，以期弥补上述不足。第二，在实证方面，在变量操作化和研究设计等方面为政府创新性研究提供了新的实证研究思路，对未来研究具有一定启示意义。第三，在实践方面，本文揭示了地方政府创新性背后的宏观结构性决定因素，为提升地方政府创新性的政策实践提供了证据支持。因此，本文启示政策制定者应当根据所在地自身禀赋，从区域特征、政府特征等多个方面识别本地区的创新障碍并予以针对性解决，从而优化政府资源投入，最终实现政府创新效能的综合提升和社会经济的高质量发展。

未来可基于本研究进一步拓展的研究方向包括以下几个方面：首先，如前文所述，本文构建的政府创新性指标仍旧具有一定局限，未来研究可以进一步完善对政府创新性的指标设计；其次，可以在组织整体创新性的基础上细分不同政策领域，观察不同领域政策创新性的影响因素是否存在差异；再次，可以与更多不同制度背景下的分析结果进行比较，研究基于中国背景概括出的创新性影响框架是否可以推广到其他国家或地区。此外，本文提出的地方政府创新性主要衡量的是地方政府倾向采纳创新的程度（倾向性），但最终创新成效如何还会受到政府创新能力的影响，未来研究可以明确区分地方政府创新倾向与创新能力，探讨其决定因素并检验其对创新成效的潜在差异性影响；最后，可以进一步研究地方政府创新性会在何时、通过怎样的方式对地方治理和公共服务水平产生影响。

注释

① 与地级市试点文件数量（被解释变量）搜集步骤相似。

② 河北省、辽宁省、山东省、江苏省、浙江省、福建省、广东省、广西壮族自治区、海南省。

③ 分年份对每个省（自治区）的试点文件发布数量进行排序，每次数量在前50%的计数为1，否则计数为0。将观测期2000～2019年的所有计数进行分省加总，然后排序（借鉴LIU L, YANG Z, & SONG S，2021）。排序的后50%为低创新省份，排序的前50%为高创新省份。