龔剛敏，趙若男

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，根據(jù)世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我國(guó)GDP總量在2010年超過(guò)日本，成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。但《2010年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》顯示，我國(guó)創(chuàng)新力排名僅僅位列第43名。在中央政府的戰(zhàn)略支持與引導(dǎo)下，我國(guó)創(chuàng)新水平有了大幅度的提升?！?020年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》指出，我國(guó)綜合創(chuàng)新指數(shù)排名已經(jīng)上升至14名，且連續(xù)兩年躋身世界前15行列，已經(jīng)確立了作為創(chuàng)新領(lǐng)先者的地位。盡管如此，我國(guó)依然有很多技術(shù)落后于發(fā)達(dá)國(guó)家，一些關(guān)鍵核心技術(shù)受制于人。經(jīng)濟(jì)體量帶來(lái)的優(yōu)勢(shì)誠(chéng)然不可忽視，但“大而不強(qiáng)”也是現(xiàn)階段我國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的普遍問(wèn)題。

進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)不僅需要投入較多的人力、財(cái)力，也需要較長(zhǎng)的研發(fā)周期，但它的投資收益卻是不確定的，而技術(shù)創(chuàng)新會(huì)帶來(lái)明顯的正外部性，因此市場(chǎng)配置資源并不完全有效，政府有充分的理由進(jìn)行干預(yù)。因此，我國(guó)仍然需要將科技創(chuàng)新作為重要的發(fā)展戰(zhàn)略，通過(guò)政府引導(dǎo)、支持等方式促進(jìn)區(qū)域技術(shù)效率提升。

創(chuàng)新資源配置對(duì)國(guó)家創(chuàng)新系統(tǒng)運(yùn)行效率非常重要[1]，政府干預(yù)會(huì)影響到區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的運(yùn)行效率[2]，而財(cái)政分權(quán)作為一項(xiàng)制度安排，將劃分中央與地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)，可以調(diào)整中央與地方的財(cái)政資源配置，會(huì)引起政府行為的偏向性變化[3]，可能會(huì)潛在影響企業(yè)創(chuàng)新行為與區(qū)域創(chuàng)新效率。另外，由于中央政府多是通過(guò)總綱領(lǐng)性文件或戰(zhàn)略指導(dǎo)的形式來(lái)干預(yù)經(jīng)濟(jì)，對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響更多地表現(xiàn)為文件層面的引領(lǐng)，但這些文件、政策的“落地效果”如何取決于地方政府，并需要地方政府投入相應(yīng)的財(cái)政資金。因此探究財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響時(shí)，也應(yīng)當(dāng)重視地方政府的行為偏向[4]。

目前已經(jīng)有很多學(xué)者探討了這一問(wèn)題，但得出的結(jié)論卻相去甚遠(yuǎn)。有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)可以促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，原因在于財(cái)政分權(quán)可以提高政府提供公共物品的效率。相比中央政府，地方政府更了解本地的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展情況，具備信息優(yōu)勢(shì)，因此提供公共物品更有效率，也更加符合當(dāng)?shù)鼐用竦钠肹5]。適度的財(cái)政分權(quán)使地方政府具備改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高外資優(yōu)惠條件的能力，有利于吸引外資進(jìn)入本地市場(chǎng)，當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)也可以吸收外資帶來(lái)技術(shù)外溢。另外政府科技撥款、稅收減免[6]、政府項(xiàng)目及高層次人才補(bǔ)貼[7]、對(duì)企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)貼[8]等都可以作為政策工具，增加企業(yè)的創(chuàng)新投入，促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出及效益，從而提高區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平。

也有觀點(diǎn)認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)抑制了技術(shù)創(chuàng)新。地方政府官員是“經(jīng)濟(jì)參與人”，同時(shí)也是“政治參與人”，會(huì)關(guān)注在政治上的收益[9]。由于目前我國(guó)的財(cái)政分權(quán)制度尚且不完整也不規(guī)范，地方政府間分割利益不利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，公共物品的提供效率較低[10]，缺乏有效的跟蹤評(píng)估與監(jiān)督機(jī)制。尋租或腐敗活動(dòng)會(huì)扭曲政府的創(chuàng)新資源配置[11]，尋租與腐敗寄生于財(cái)政支出行為體系內(nèi)部，政府財(cái)政支出會(huì)偏向于容易獲得貪腐收益的領(lǐng)域。政府目標(biāo)多樣性和模糊性的特點(diǎn)，也在一定程度上扭曲了地方官員的激勵(lì)，加之一些指標(biāo)不易量化，導(dǎo)致地方官員更加重視GDP這種易于考核的指標(biāo)，忽視了那些不易觀測(cè)的指標(biāo)[9]。在這樣的情況下，財(cái)政分權(quán)給予地方政府較大的自主權(quán)，地方政府“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的自利性投資偏好又很難得到中央有效約束[12]。地方政府有動(dòng)機(jī)減少科技支出，而創(chuàng)新的長(zhǎng)周期性與回報(bào)不確定性也一定程度上降低了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的意愿，有可能導(dǎo)致市場(chǎng)與政府在區(qū)域創(chuàng)新資源配置上“雙失靈”，也就抑制了區(qū)域創(chuàng)新效率提升[13]。

還有部分學(xué)者研究了創(chuàng)新活動(dòng)的空間效應(yīng)，由于區(qū)位因素、資源稟賦、政府戰(zhàn)略區(qū)別、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人文環(huán)境等差異，不同地域間的創(chuàng)新活動(dòng)也有較大的差別，特別是地理上的鄰近關(guān)系，還可能產(chǎn)生區(qū)域間的創(chuàng)新集聚效應(yīng)。知識(shí)溢出的空間效應(yīng)也得到了學(xué)者證實(shí)，正向效應(yīng)溢出明顯，并顯著受到空間地理距離的影響，且在東中西部三大城市群內(nèi)呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性[14]。另外，人口流動(dòng)、外商直接投資[15]、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專(zhuān)業(yè)化和多樣化、區(qū)域內(nèi)人力資本水平[16]、R&D人員[17]等因素對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響均存在正向的溢出效應(yīng)。

通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)作為一種調(diào)整地方與中央權(quán)力關(guān)系的制度，對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的影響已經(jīng)得到了普遍證實(shí)，但得到的結(jié)論卻有所差異。另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)利用省級(jí)面板進(jìn)行實(shí)證分析，這可能覆蓋市級(jí)層面的特征，造成結(jié)論的偏差。盡管創(chuàng)新存在明顯的空間相關(guān)性，但卻極少有文獻(xiàn)采用空間計(jì)量分析財(cái)政分權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，將城市看作是獨(dú)立的個(gè)體。大多現(xiàn)有文獻(xiàn)從靜態(tài)角度進(jìn)行的分析，忽略了城市之間的相互影響。本文希望有所突破。具體而言，通過(guò)選取相對(duì)微觀的地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，考慮創(chuàng)新的空間相關(guān)性，本文構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，采用空間杜賓模型考察財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，利用偏微分法識(shí)別各解釋變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，從而為政策的制定提供理論依據(jù)。

二、理論分析與假說(shuō)

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為一個(gè)地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間自相關(guān)性的特征。

從政府行為來(lái)看，目前我國(guó)分權(quán)體制的政府競(jìng)爭(zhēng)大多是經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的競(jìng)爭(zhēng)，而對(duì)地方政府而言，加大基礎(chǔ)設(shè)施投資來(lái)進(jìn)行招商引資等活動(dòng)，可以較快促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但一個(gè)地區(qū)的財(cái)政預(yù)算支出相對(duì)固定時(shí)，增加基礎(chǔ)設(shè)施投資就意味著其他方面支出的減少，也可以表現(xiàn)為政府創(chuàng)新偏好的降低。另外，或是出于地方政府間競(jìng)爭(zhēng)，也或是出于“搭便車(chē)”的心理，當(dāng)該地區(qū)的財(cái)政發(fā)生明顯變動(dòng)時(shí)，也會(huì)影響到其周邊地區(qū)政府的支出行為，進(jìn)而對(duì)技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)。除此之外，如果一個(gè)地區(qū)的鄰近地區(qū)分權(quán)程度提高、或是人均財(cái)政支出增加后，存在一定的可能性對(duì)其他指標(biāo)產(chǎn)生影響，如吸引外資的水平、吸引人才的水平等，導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐奈p弱，人口、資金會(huì)流動(dòng)到公共服務(wù)質(zhì)量更高的地區(qū)。資金、人才等作為區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵投入要素，不僅會(huì)影響到當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新水平，也會(huì)間接影響鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出，存在空間效應(yīng)。

區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新不僅受到本區(qū)域一些因素的影響，還具有一定的空間外溢性。區(qū)域之間的技術(shù)創(chuàng)新行為及產(chǎn)出會(huì)相互影響，存在顯著的外部效應(yīng)，導(dǎo)致地區(qū)之間的技術(shù)創(chuàng)新行為存在溢出效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新能力在不同的地區(qū)之間存在相互作用：一個(gè)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高會(huì)帶動(dòng)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展，并進(jìn)而帶動(dòng)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)，通過(guò)構(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)、產(chǎn)業(yè)群、城市群等方式帶動(dòng)鄰近區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平提升；又例如A地區(qū)培養(yǎng)的學(xué)生，可以流動(dòng)到B地區(qū)從事技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；C地區(qū)申請(qǐng)的某項(xiàng)專(zhuān)利，它的思想可能會(huì)激發(fā)D地區(qū)的創(chuàng)新靈感，即使是一些受到知識(shí)產(chǎn)權(quán)法保護(hù)的專(zhuān)業(yè)領(lǐng)域技術(shù)或知識(shí)，也很難控制其他區(qū)域不會(huì)借鑒其思想，從而形成自己的技術(shù)創(chuàng)新。因此在研究一個(gè)地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)，不考慮空間相關(guān)性是脫離現(xiàn)實(shí)的。

基于此，本文提出假說(shuō)1：技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性，并且會(huì)受到周邊地區(qū)的影響。

在財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響上，目前有兩種結(jié)論，即促進(jìn)與抑制。但事實(shí)上，財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正向影響與負(fù)向影響同時(shí)存在，最終呈現(xiàn)的是兩種力量的博弈結(jié)果。

一方面，“用腳投票”理論告訴我們，地方政府在搜集整理當(dāng)?shù)匦畔r(shí)更具有時(shí)間及成本優(yōu)勢(shì)，能夠更好地處理當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)公共產(chǎn)品偏好的需求[5]。財(cái)政分權(quán)使得地方政府在資源配置方面具有更高的靈活自主性，可以為區(qū)域創(chuàng)新能力提供基礎(chǔ)供給。同理，地方政府在對(duì)科技支出帶來(lái)的效果進(jìn)行評(píng)估時(shí)，也可以更高效處理并及時(shí)調(diào)整，從而強(qiáng)化了科技支出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。另外，財(cái)政收入分權(quán)給予地方政府較高的收入自由，政府可以通過(guò)減稅降賦等優(yōu)惠政策，給予企業(yè)低稅負(fù)優(yōu)惠，從而激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。

另一方面，中國(guó)式分權(quán)是內(nèi)置于“向上負(fù)責(zé)”的政治集權(quán)[18]，在這樣的政治條件下，中央政府可以根據(jù)其戰(zhàn)略意圖改變對(duì)地方政府的激勵(lì)和約束條件。改革開(kāi)放后，我國(guó)對(duì)科技發(fā)展愈發(fā)重視，如1993年起施行的《中華人民共和國(guó)科學(xué)技術(shù)進(jìn)步法》第45條和2007年修訂版第59條都對(duì)政府科學(xué)技術(shù)支出作出明確規(guī)定，“國(guó)家逐步提高科學(xué)技術(shù)經(jīng)費(fèi)投入的總體水平”“國(guó)家財(cái)政用于科學(xué)技術(shù)經(jīng)費(fèi)的增長(zhǎng)幅度，應(yīng)當(dāng)高于國(guó)家財(cái)政經(jīng)常性收入的增長(zhǎng)幅度”。地方政府在這樣的政治格局下，當(dāng)中央足夠重視科技，地方政府背離中央政策的成本增加時(shí)，就有動(dòng)機(jī)積極配合中央政府的戰(zhàn)略號(hào)召，通過(guò)增加科技支出、完善政策環(huán)境等方式推動(dòng)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)發(fā)展。

但我國(guó)目前的財(cái)政分權(quán)制度缺乏完整性和規(guī)范性[10]，存在地方官員短視行為、偏向性競(jìng)爭(zhēng)政策、甚至政企合謀等情況，不利于創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)，弱化了上述創(chuàng)新激勵(lì)。在我國(guó)目前的財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府存在一定的執(zhí)政偏向性，地方官員短視化行為嚴(yán)重，中央與地方政府間信息不對(duì)稱，監(jiān)管激勵(lì)有限，中央很難找到一個(gè)包含充分信息量的指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)地方官員的政績(jī)。事實(shí)也正是如此，中央更多利用易觀測(cè)的GDP指標(biāo)來(lái)考核地方官員，因而地方官員就有可能利用其財(cái)政自主權(quán)，制定有利于自己的政策。而投資周期長(zhǎng)、見(jiàn)效慢、風(fēng)險(xiǎn)高的創(chuàng)新活動(dòng)，雖然可以提高地區(qū)的長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力，但無(wú)法在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為GDP。具有“政治人”屬性的地方官員出于個(gè)人的政治訴求，執(zhí)政會(huì)偏重于短期內(nèi)更容易彰顯政績(jī)的項(xiàng)目，片面追求其任期內(nèi)的顯性經(jīng)濟(jì)指標(biāo)增長(zhǎng)，將更多的財(cái)政資源投入生產(chǎn)性領(lǐng)域，忽視技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的長(zhǎng)遠(yuǎn)收益，造成科技支出的擠出。盡管中央政府對(duì)科技研發(fā)支出有明確規(guī)定，但科技政策由于政府經(jīng)驗(yàn)不足等原因缺乏協(xié)同性與連續(xù)性，執(zhí)行方式也不明確[19]。地方政府雖然不會(huì)直接違背中央意愿，但也存在象征性服從的可能性，如保持一個(gè)小幅度的增長(zhǎng)，或是持觀望態(tài)度，通過(guò)觀察其他地區(qū)的發(fā)展?fàn)顩r來(lái)指定自己的發(fā)展策略。因此地方政府“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的自利性投資偏好行為很難被中央政府有效約束。地方政府難以有效發(fā)揮引領(lǐng)作用，阻礙了技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展。

同時(shí)，區(qū)別于基礎(chǔ)設(shè)施等生產(chǎn)建設(shè)的獨(dú)享性特征，創(chuàng)新的強(qiáng)外部性以及人員的流動(dòng)性，使得某一地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出可能會(huì)在短時(shí)間內(nèi)被另一地區(qū)“抄襲”或應(yīng)用，給地方政府一種“為他人做嫁衣”的感覺(jué)，抑制了政府的創(chuàng)新行為，直接導(dǎo)致政府的創(chuàng)新職能被弱化，不利于區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。

本文更加傾向于認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用大于促進(jìn)作用，據(jù)此，提出假說(shuō)2:財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響綜合表現(xiàn)為抑制作用，但政府的創(chuàng)新偏好可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究模型

本文意在研究財(cái)政分權(quán)與城市技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，設(shè)定基準(zhǔn)研究模型：

INNOit=α1FDit+α2pfit+α3gdpit+α4openit+α5stit+α6empit+

α7moveit+α8houit+α9culit+α10finit+μit

(1)

在上式中，i代表城市，t代表年份，INNO是城市的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，F(xiàn)D代表財(cái)政分權(quán)，pf代表政府創(chuàng)新偏好，gdp代表當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平，open代表對(duì)外開(kāi)放水平，st代表政府研發(fā)資金投入水平，emp代表研發(fā)人員投入，move代表人口流動(dòng)，hou代表房地產(chǎn)投資強(qiáng)度，cul代表創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)，fin代表金融環(huán)境，μ為誤差項(xiàng)。此外，本文所用的財(cái)政分權(quán)區(qū)分了財(cái)政收入分權(quán)(FDr)與財(cái)政支出分權(quán)(FDs)，分別用于模型分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

考慮到技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性，本文在上述基準(zhǔn)模型上加入空間因素，構(gòu)建空間杜賓模型。相比于空間滯后模型與空間誤差模型，空間杜賓模型同時(shí)包含因變量與自變量的空間滯后項(xiàng)，是更為一般的空間計(jì)量形式，它的優(yōu)勢(shì)在于：不僅可以反映因變量的空間相關(guān)性，還可以區(qū)分自變量對(duì)因變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，也就是本地區(qū)與鄰近地區(qū)的自變量會(huì)對(duì)本地的因變量產(chǎn)生怎樣的影響。

因此在模型基礎(chǔ)上，提出本文的空間杜賓基準(zhǔn)模型：

(2)

另外，由于解釋變量中含有被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，這也是空間計(jì)量中最大的內(nèi)生性問(wèn)題，在這種情況下普通的最小二乘法不再適用，為了保證結(jié)果的可靠性，本文采用極大似然估計(jì)法(MLE)進(jìn)行分析。

(二)空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

考慮我國(guó)的實(shí)際情況，技術(shù)創(chuàng)新與地區(qū)政府行為不僅受到地理距離的影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相仿的城市也具有相似的特征，因此將經(jīng)濟(jì)距離引入空間權(quán)重矩陣能夠更好地?cái)M合我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r[20]，因此本文構(gòu)建同時(shí)包含地理距離與經(jīng)濟(jì)距離的嵌套矩陣，綜合反映地區(qū)間的區(qū)位及經(jīng)濟(jì)的空間關(guān)系，進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)行實(shí)證，同時(shí)為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文構(gòu)建以下兩個(gè)矩陣。

1.經(jīng)濟(jì)地理矩陣。該矩陣由地理矩陣和經(jīng)濟(jì)矩陣有機(jī)結(jié)合，本文參考王火根和沈利生(2007)的做法[21]，基本形式如下：

(3)

其中，Wd是地理距離矩陣，由于本文將地級(jí)市作為研究對(duì)象，且部分城市由于行政區(qū)劃變動(dòng)或數(shù)據(jù)缺失等原因被剔除，樣本空間點(diǎn)的分布有所缺失，不適宜空間鄰接的0-1矩陣，因此該矩陣是以地理距離為基礎(chǔ)的反距離矩陣。diag(…)是一個(gè)對(duì)角矩陣，反映地區(qū)間經(jīng)濟(jì)距離。Wd可以表示為：

(4)

上式中，dij是地區(qū)i與地區(qū)j之間的距離，基于城市中心經(jīng)緯度坐標(biāo)測(cè)度獲得，經(jīng)緯度信息來(lái)源于國(guó)家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)。Xi是第i個(gè)城市2008～2018年的人均GDP均值，X是所有觀測(cè)個(gè)體2008～2018年的人均GDP均值。

2.反經(jīng)濟(jì)距離矩陣。計(jì)算公式如下:

(5)

其中，wij是地區(qū)間的鄰近距離，x指各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，本文選取城市的人均GDP進(jìn)行衡量，dij是地區(qū)i與地區(qū)j之間的地理距離，該矩陣可以綜合反映地區(qū)的地理鄰近關(guān)系與經(jīng)濟(jì)鄰近關(guān)系，與本文目的相符。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取地級(jí)市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，少數(shù)缺失數(shù)據(jù)通過(guò)查找、插值法等方法補(bǔ)齊，排除了行政區(qū)劃發(fā)生變動(dòng)的城市，如畢節(jié)、銅仁等，也排除了數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重且無(wú)法填補(bǔ)的城市，如拉薩、克拉瑪依、三沙等，最終共計(jì)257個(gè)城市。由于我國(guó)的預(yù)算收支口徑在2007年發(fā)生改變，同時(shí)由于滯后項(xiàng)的存在，出于數(shù)據(jù)可比性考慮，選擇2008～2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)與《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.被解釋變量。創(chuàng)新產(chǎn)出(INNO)的衡量指標(biāo)有多種，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多把專(zhuān)利申請(qǐng)量或者授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新的量化指標(biāo)，本文認(rèn)為相比于專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)，授權(quán)量更能反映創(chuàng)新的實(shí)質(zhì)能力，因此本文借鑒符淼(2008)[15]的研究，用專(zhuān)利授權(quán)量來(lái)衡量區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新能力。

2.核心解釋變量。財(cái)政分權(quán)(FD)是本文的核心解釋變量，財(cái)政分權(quán)是中央給予地方政府一定的財(cái)政自由度，最直接的表現(xiàn)就是中央與地方政府在財(cái)政上的分割，出于數(shù)據(jù)可獲得性考慮，本文借鑒白俊紅和戴瑋(2017)[22]的做法，區(qū)分財(cái)政支出分權(quán)(FDs)與財(cái)政收入分權(quán)(FDr)，計(jì)算公式如下所示：

財(cái)政收入分權(quán)(FDr)=地方一般人均預(yù)算收入/全國(guó)一般人均預(yù)算收入

財(cái)政支出分權(quán)(FDs)=地方一般人均預(yù)算支出/全國(guó)一般人均預(yù)算支出

政府創(chuàng)新偏好(pf)是本文的另一個(gè)關(guān)鍵解釋變量，政府參與社會(huì)創(chuàng)新活動(dòng)的方式主要包括構(gòu)建保護(hù)創(chuàng)新活動(dòng)的體制機(jī)制、建設(shè)軟硬件環(huán)境、直接提供資金支持以及稅收優(yōu)惠政策等[23]，這些支持方式往往需要通過(guò)一定的財(cái)政支出來(lái)實(shí)現(xiàn)，本文引入的政府創(chuàng)新偏好指的是政府愿意為這些創(chuàng)新活動(dòng)提供多大力度的支持。本文借鑒李政和楊思瑩(2018)采用的方法[24]，將政府創(chuàng)新偏好定義為各市科學(xué)技術(shù)支出占一般預(yù)算支出的比重，并出于內(nèi)生性考慮做滯后一期處理。

3.控制變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)用人均GDP來(lái)衡量，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與技術(shù)創(chuàng)新之間可能存在逆向因果，做滯后一期處理；對(duì)外開(kāi)放水平(open)用實(shí)際利用外資額衡量；創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)(cul)用圖書(shū)館藏書(shū)量衡量；政府研發(fā)資金投入(st)用政府科技支出作為替代指標(biāo)，研發(fā)人員投入(emp)用科學(xué)技術(shù)行業(yè)從業(yè)人員替代，出于研發(fā)周期考慮，我國(guó)專(zhuān)利申請(qǐng)到專(zhuān)利授權(quán)平均需要兩年時(shí)間，故對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)做滯后兩期處理；人口流動(dòng)(move)利用戶籍人口測(cè)算，由當(dāng)年該地區(qū)人口的增長(zhǎng)率減去當(dāng)年全國(guó)的自然增長(zhǎng)率得到，并做滯后兩期處理；金融發(fā)展規(guī)模(fin)用金融機(jī)構(gòu)人均貸款余額衡量；房地產(chǎn)投資強(qiáng)度(hou)用房地產(chǎn)投資完成額來(lái)衡量。

各變量統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

(一)空間相關(guān)性分析

經(jīng)濟(jì)指標(biāo)存在空間相關(guān)性是空間計(jì)量的前提，目前文獻(xiàn)中常用的空間自相關(guān)指標(biāo)是莫蘭指數(shù)，取值范圍是[-1，1]，小于0說(shuō)明空間負(fù)相關(guān)，大于0則證明空間正相關(guān)。表2給出了2008～2018年經(jīng)濟(jì)地理矩陣與反經(jīng)濟(jì)距離矩陣下的莫蘭指數(shù)。

表2 莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，2008～2018年期間，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的莫蘭指數(shù)值均大于0，并在1%顯著性水平上顯著，這說(shuō)明我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出在不同的空間點(diǎn)上不是各自獨(dú)立的，而是存在顯著的空間正相關(guān)性。這也表明了本文采用空間計(jì)量方法研究財(cái)政分權(quán)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的合理性。

(二)計(jì)量模型的進(jìn)一步確定

在對(duì)空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析前，本文分別進(jìn)行了LM檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)，以更好地確定本文采用空間杜賓模型的合理性。LM檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 LM檢驗(yàn)結(jié)果

上表LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在經(jīng)濟(jì)地理空間矩陣下，只有一個(gè)統(tǒng)計(jì)量未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但同時(shí)接受SEM模型與SLM模型，應(yīng)當(dāng)考慮空間杜賓模型；在反經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，僅接受空間誤差模型。出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，本文進(jìn)行LR檢驗(yàn)，進(jìn)一步判別空間杜賓模型是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型與空間誤差模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 LR檢驗(yàn)結(jié)果

LR檢驗(yàn)結(jié)果表明空間杜賓模型最為適合，不可退化為空間滯后模型或空間誤差模型，這也再次證明本文使用空間杜賓模型的合理性。

此外，本文也進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，在空間個(gè)體固定效應(yīng)與空間個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)兩種模型中進(jìn)行選擇，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

兩種空間權(quán)重矩陣下的結(jié)果都顯示強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)模型。因此本文最終選用空間杜賓個(gè)體固定效應(yīng)模型是合理的，并采用最大似然估計(jì)法進(jìn)行擬合模型，這也較好地克服了本文的內(nèi)生性問(wèn)題。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

財(cái)政收入分權(quán)給予地方政府獲取稅收的權(quán)力，可以看作政府的行為導(dǎo)向。財(cái)政支出分權(quán)給予地方政府自主支配支出的權(quán)力，可以看作結(jié)果導(dǎo)向。因此本文將財(cái)政收入分權(quán)作為關(guān)鍵解釋變量用于回歸分析，將財(cái)政支出分權(quán)用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6與表7分別給出了基于經(jīng)濟(jì)地理矩陣下和基于反經(jīng)濟(jì)距離矩陣下的模型估計(jì)結(jié)果。

表6 基于經(jīng)濟(jì)地理矩陣的空間杜賓模型回歸結(jié)果

表7 基于反經(jīng)濟(jì)距離的空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

從表6與表7可以看出，兩種空間權(quán)重矩陣下的R2值均大于0.75，具有較好的擬合度。城市技術(shù)創(chuàng)新的空間自相關(guān)系數(shù)都為正，且都通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn)。本文假說(shuō)1成立，城市的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出存在正向空間外溢效應(yīng)。周邊地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出增加也會(huì)促使該地區(qū)的產(chǎn)出提高，且地區(qū)越是鄰近，這種外溢的促進(jìn)效用越是明顯。

表中Main給出的是矩陣中主對(duì)角線元素對(duì)被解釋變量的影響，可以理解為本地區(qū)的解釋變量變動(dòng)對(duì)本地技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，而WX給出的是矩陣中非對(duì)角線元素對(duì)被解釋變量的影響，可以理解為鄰近地區(qū)的被解釋變量對(duì)本地技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。從表中結(jié)果來(lái)看，本區(qū)域的財(cái)政收入分權(quán)會(huì)抑制城市技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，系數(shù)約為-30，政府創(chuàng)新偏好會(huì)促進(jìn)城市創(chuàng)新產(chǎn)出，系數(shù)約為25，并都通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，與本文假說(shuō)2相符。

由于空間杜賓模型中同時(shí)涵蓋因變量與因變量的空間滯后項(xiàng)，所有變量之間都存在空間相關(guān)性，參數(shù)經(jīng)濟(jì)含義較為復(fù)雜，當(dāng)空間自相關(guān)系數(shù)顯著不為0時(shí)，自變量的系數(shù)解釋與傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)有所不同，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步通過(guò)Lesage和Pace(2008)提出的“求偏微分法”進(jìn)行效應(yīng)分解來(lái)測(cè)度直接效應(yīng)與間接效應(yīng)[25]。

1.直接效應(yīng)分析

對(duì)本文的關(guān)鍵解釋變量而言，在兩種空間權(quán)重矩陣下，財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)，系數(shù)約為-30，并都通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。盡管財(cái)政分權(quán)給予了地方政府更高的經(jīng)濟(jì)自由，財(cái)政分權(quán)程度高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r也較好，財(cái)政狀況樂(lè)觀，經(jīng)濟(jì)自主性強(qiáng)，但由于目前分權(quán)體制不完善等原因，在自利性投資偏好的驅(qū)動(dòng)下弱化了地方政府在區(qū)域創(chuàng)新方面的優(yōu)勢(shì)，反而抑制了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展。政府創(chuàng)新偏好對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出表現(xiàn)為促進(jìn)作用，系數(shù)約為25，并在1%置信水平上顯著。具有較高創(chuàng)新偏好的政府往往通過(guò)增加本地區(qū)科技支出來(lái)參與區(qū)域創(chuàng)新建設(shè)，提供創(chuàng)新活動(dòng)平臺(tái)，引導(dǎo)社會(huì)技術(shù)創(chuàng)新方向，可以促進(jìn)社會(huì)科技成果轉(zhuǎn)化，從而有利于提高本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

在創(chuàng)新基礎(chǔ)環(huán)境方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放水平以及人口流入都可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，同樣都通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地方往往具有更強(qiáng)的創(chuàng)新意識(shí)，對(duì)創(chuàng)新的需求層次也較高；對(duì)外開(kāi)放程度高的地區(qū)，不僅可以獲得國(guó)外先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)及技術(shù)，經(jīng)由國(guó)內(nèi)企業(yè)消化吸收后轉(zhuǎn)化為自身的科技成果，也可以獲取更多的外資投入到創(chuàng)新活動(dòng)中，從而提高區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生水平；人口流動(dòng)在1%置信水平上促進(jìn)了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，人口流入為城市增加了人才供給，注入新的活力，帶來(lái)的集聚效應(yīng)也促進(jìn)了區(qū)域技術(shù)水平的提升。

在創(chuàng)新活動(dòng)的直接投入方面，政府研發(fā)資金投入與研發(fā)人員投入都在1%顯著水平上促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。研發(fā)投入是進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)必不可少的基礎(chǔ)要素。政府研發(fā)資金投入越多，本地區(qū)技術(shù)提升的潛在能力也越大。同時(shí)，人才作為城市創(chuàng)新活動(dòng)的核心要素，研發(fā)人員投入水平為創(chuàng)新提供了人才基礎(chǔ)。一個(gè)地區(qū)內(nèi)從事創(chuàng)新活動(dòng)的人才越多，創(chuàng)新產(chǎn)出水平也就越高。

在其他社會(huì)環(huán)境方面，房地產(chǎn)投資強(qiáng)度、創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)、金融發(fā)展規(guī)模也可以促進(jìn)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。房地產(chǎn)投資與人口流入相輔相成，它的高回報(bào)率使得企業(yè)擁有更多的資金進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，繼而反哺創(chuàng)新，有利于城市創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)以及金融發(fā)展規(guī)模的結(jié)果也說(shuō)明創(chuàng)新環(huán)境的建設(shè)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的提高有很大的作用，各地區(qū)仍需要建設(shè)創(chuàng)新發(fā)展平臺(tái)，為科技創(chuàng)新創(chuàng)造良好的基礎(chǔ)環(huán)境。

以上變量在兩種空間權(quán)重矩陣下系數(shù)變化不大，說(shuō)明有較好的穩(wěn)健性，能夠較好地解釋本區(qū)域自變量變動(dòng)對(duì)本區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的直接影響。

2.間接效應(yīng)分析

從空間溢出的間接效應(yīng)來(lái)看，財(cái)政分權(quán)的空間外溢效應(yīng)為負(fù)，并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。而政府創(chuàng)新偏好的外溢效應(yīng)也為負(fù)但并不顯著，這可能是由于政府無(wú)從得知其他地區(qū)政府真實(shí)的創(chuàng)新偏好，而不能給出及時(shí)的回應(yīng)所致。鄰近地區(qū)的財(cái)政分權(quán)程度或政府創(chuàng)新偏好提高時(shí)，本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平將下降。其原因可能有二：一是在現(xiàn)有的晉升激勵(lì)體制下，財(cái)政分權(quán)程度提高往往導(dǎo)致財(cái)政支出偏向生產(chǎn)建設(shè)，地方政府的財(cái)政策略受到鄰近地區(qū)空間依賴性的影響，進(jìn)一步加劇政府競(jìng)爭(zhēng)[26]，從而降低了政府進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的意愿；二是創(chuàng)新產(chǎn)出具有明顯的正外部性，地方政府存在一定的“搭便車(chē)”心理，缺乏主動(dòng)性，不利于本地區(qū)創(chuàng)新水平的提升。

另外，對(duì)外開(kāi)放水平、政府研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入以及房地產(chǎn)投資強(qiáng)度的外溢間接效應(yīng)也為負(fù)，在兩種空間矩陣下顯著性有所不同。本文選擇實(shí)際利用外資額來(lái)衡量地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放水平，其外溢間接效應(yīng)為負(fù)可能是由于以下原因：外資具有較強(qiáng)的流動(dòng)性，但外商資金是有限的，當(dāng)一個(gè)地區(qū)吸引了外資投入后，其他地區(qū)的外資額相對(duì)減少，同時(shí)外資所帶來(lái)的技術(shù)存在一定的鎖定戰(zhàn)略，導(dǎo)致鄰近區(qū)域的對(duì)外開(kāi)放水平提高會(huì)抑制本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出提升。本文用政府科技支出來(lái)衡量政府研發(fā)資金投入。政府可能存在“搭便車(chē)”心理，使其研發(fā)資金投入的外溢效應(yīng)為負(fù)。

同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口流動(dòng)、創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)、金融發(fā)展規(guī)模的空間外溢間接效應(yīng)都為正，但創(chuàng)新知識(shí)基礎(chǔ)的空間外溢間接效應(yīng)在兩個(gè)空間矩陣下都不顯著，這也說(shuō)明我國(guó)的知識(shí)積累在區(qū)域間的流動(dòng)尚有較大的提升空間。一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高會(huì)輻射到周邊地區(qū)，配合人口流動(dòng)以及金融規(guī)模的輔助，有利于帶動(dòng)地區(qū)周邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出增加。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文研究財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的選擇至關(guān)重要，前文從財(cái)政收入分權(quán)角度分析，因此穩(wěn)健性檢驗(yàn)從支出角度分析。另外，為了減少不必要的誤差，本節(jié)選用反經(jīng)濟(jì)距離矩陣，同樣采用空間杜賓固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

從上表結(jié)果中可以看出，模型的擬合優(yōu)度有所提高，城市技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間自相關(guān)系數(shù)為正，在1%置信水平上顯著，與上文得到的結(jié)果相近。

財(cái)政支出分權(quán)對(duì)城市技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)為負(fù)，但不顯著，這可能是由于財(cái)政支出分權(quán)是一種“事后分權(quán)”，地方政府的預(yù)算支出要受到收入的約束，加之中央轉(zhuǎn)移支付以及中央政府對(duì)地方一些支出的規(guī)定，導(dǎo)致支出不能很好地體現(xiàn)其真實(shí)的財(cái)政自由度，但仍有一定的參考意義。相比財(cái)政收入分權(quán)，支出分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用有所降低，其原因可能在于雖然地方政府出于自利性投資偏好、晉升激勵(lì)等原因，傾向于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)而擠出了創(chuàng)新，但中央政府對(duì)科技支出的硬性規(guī)定，使得地方政府支出結(jié)構(gòu)未能完全匹配其自利性動(dòng)機(jī)，從而支出分權(quán)的抑制作用小于收入分權(quán)。

其他變量的結(jié)果顯示，無(wú)論是空間外溢的直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，其系數(shù)大小及符號(hào)與表6、表7中的結(jié)果相近，因此，更換核心解釋變量后，財(cái)政分權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響變化不大，模型比較穩(wěn)健，有較高的可靠性。

五、建議與展望

通過(guò)構(gòu)建空間杜賓模型，本文發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新的正外溢效果應(yīng)明顯，一區(qū)域的財(cái)政分權(quán)會(huì)抑制其技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，而該區(qū)域的政府創(chuàng)新偏好可促進(jìn)其創(chuàng)新產(chǎn)出。同時(shí)，本文還發(fā)現(xiàn)，周邊地區(qū)財(cái)政分權(quán)水平提高會(huì)抑制本區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，進(jìn)一步深化財(cái)政分權(quán)體制改革。完善行政體制，改革官員考評(píng)制度，加強(qiáng)對(duì)地方政府的監(jiān)管，適當(dāng)限制官員權(quán)力，減少尋租行為的發(fā)生；引導(dǎo)地方政府從“為增長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)”向“為創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)”逐步改變，弱化GDP等指標(biāo)在官員考核中的比重，提高創(chuàng)新的考核比重。但鑒于創(chuàng)新的回報(bào)周期長(zhǎng)等特性，官員考核可以適當(dāng)向前追溯，避免地方政府官員只看重自己任期內(nèi)發(fā)展?fàn)顩r的短視行為，從根源上減輕財(cái)政分權(quán)帶來(lái)的扭曲效應(yīng)，改善地方政府的自利性投資偏好。

第二，加強(qiáng)科技政策的權(quán)威性。中央政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)地方政府的引導(dǎo)與支持，進(jìn)一步明確地方政府在科技層面的支出責(zé)任、管理權(quán)限、政府支持范圍等，并輔以明確嚴(yán)格的獎(jiǎng)懲措施，在必要時(shí)可以針對(duì)科技支出的相關(guān)內(nèi)容作出強(qiáng)制規(guī)定，增加地方政府背離中央政策的成本。

第三，營(yíng)造良好的區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)。加快城市群建設(shè)，構(gòu)建地區(qū)化的創(chuàng)新共享平臺(tái)，加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同合作，增強(qiáng)企業(yè)與研發(fā)機(jī)構(gòu)之間的交流溝通，促進(jìn)創(chuàng)新成果在不同主體以及不同地區(qū)間的流動(dòng)，最大程度上發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的正向外溢效應(yīng)。同時(shí)，也要高度保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)，激勵(lì)企業(yè)開(kāi)展研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，建立高新技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)，激勵(lì)中小企業(yè)集聚創(chuàng)新資源，合作完成技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。處理好政府主導(dǎo)型與民間推動(dòng)型創(chuàng)新的關(guān)系，切實(shí)促進(jìn)我國(guó)城市技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。

由于一些地級(jí)市數(shù)據(jù)如新技術(shù)產(chǎn)品收入、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值等缺失，本文直接通過(guò)專(zhuān)利授權(quán)量作為創(chuàng)新指標(biāo)，無(wú)法多方面衡量技術(shù)創(chuàng)新的社會(huì)產(chǎn)出。在控制變量的選取上，由于地市級(jí)R&D人員、R&D經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)的缺失，本文用政府科技支出作為研發(fā)資金投入的替代變量，將科學(xué)技術(shù)從業(yè)人員作為研發(fā)人員的替代變量，可能存在偏差，有待以后深入研究。