龔剛敏，趙若男

(浙江財經(jīng)大學財政稅務學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展迅速，根據(jù)世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國GDP總量在2010年超過日本，成為全球第二大經(jīng)濟體。但《2010年全球創(chuàng)新指數(shù)報告》顯示，我國創(chuàng)新力排名僅僅位列第43名。在中央政府的戰(zhàn)略支持與引導下，我國創(chuàng)新水平有了大幅度的提升。《2020年全球創(chuàng)新指數(shù)報告》指出，我國綜合創(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)新領先者的地位。盡管如此，我國依然有很多技術落后于發(fā)達國家，一些關鍵核心技術受制于人。經(jīng)濟體量帶來的優(yōu)勢誠然不可忽視，但“大而不強”也是現(xiàn)階段我國產(chǎn)業(yè)轉型升級的普遍問題。

進行技術創(chuàng)新活動不僅需要投入較多的人力、財力，也需要較長的研發(fā)周期，但它的投資收益卻是不確定的，而技術創(chuàng)新會帶來明顯的正外部性，因此市場配置資源并不完全有效，政府有充分的理由進行干預。因此，我國仍然需要將科技創(chuàng)新作為重要的發(fā)展戰(zhàn)略，通過政府引導、支持等方式促進區(qū)域技術效率提升。

創(chuàng)新資源配置對國家創(chuàng)新系統(tǒng)運行效率非常重要[1]，政府干預會影響到區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的運行效率[2]，而財政分權作為一項制度安排，將劃分中央與地方政府財權與事權，可以調整中央與地方的財政資源配置，會引起政府行為的偏向性變化[3]，可能會潛在影響企業(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總綱領性文件或戰(zhàn)略指導的形式來干預經(jīng)濟，對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響更多地表現(xiàn)為文件層面的引領，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的財政資金。因此探究財政分權對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響時，也應當重視地方政府的行為偏向[4]。

目前已經(jīng)有很多學者探討了這一問題，但得出的結論卻相去甚遠。有學者認為，財政分權可以促進區(qū)域技術創(chuàng)新，原因在于財政分權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)濟社會發(fā)展情況，具備信息優(yōu)勢，因此提供公共物品更有效率，也更加符合當?shù)鼐用竦钠肹5]。適度的財政分權使地方政府具備改善基礎設施建設、提高外資優(yōu)惠條件的能力，有利于吸引外資進入本地市場，當?shù)氐钠髽I(yè)也可以吸收外資帶來技術外溢。另外政府科技撥款、稅收減免[6]、政府項目及高層次人才補貼[7]、對企業(yè)的研發(fā)補貼[8]等都可以作為政策工具，增加企業(yè)的創(chuàng)新投入，促進企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出及效益，從而提高區(qū)域的技術創(chuàng)新水平。

也有觀點認為，財政分權抑制了技術創(chuàng)新。地方政府官員是“經(jīng)濟參與人”，同時也是“政治參與人”，會關注在政治上的收益[9]。由于目前我國的財政分權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)調發(fā)展，公共物品的提供效率較低[10]，缺乏有效的跟蹤評估與監(jiān)督機制。尋租或腐敗活動會扭曲政府的創(chuàng)新資源配置[11]，尋租與腐敗寄生于財政支出行為體系內部，政府財政支出會偏向于容易獲得貪腐收益的領域。政府目標多樣性和模糊性的特點，也在一定程度上扭曲了地方官員的激勵，加之一些指標不易量化，導致地方官員更加重視GDP這種易于考核的指標，忽視了那些不易觀測的指標[9]。在這樣的情況下，財政分權給予地方政府較大的自主權，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]。地方政府有動機減少科技支出，而創(chuàng)新的長周期性與回報不確定性也一定程度上降低了企業(yè)進行創(chuàng)新活動的意愿，有可能導致市場與政府在區(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]。

還有部分學者研究了創(chuàng)新活動的空間效應，由于區(qū)位因素、資源稟賦、政府戰(zhàn)略區(qū)別、經(jīng)濟發(fā)展水平、人文環(huán)境等差異，不同地域間的創(chuàng)新活動也有較大的差別，特別是地理上的鄰近關系，還可能產(chǎn)生區(qū)域間的創(chuàng)新集聚效應。知識溢出的空間效應也得到了學者證實，正向效應溢出明顯，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呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質性[14]。另外，人口流動、外商直接投資[15]、高技術產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化和多樣化、區(qū)域內人力資本水平[16]、R&D人員[17]等因素對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響均存在正向的溢出效應。

通過對已有文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，財政分權作為一種調整地方與中央權力關系的制度，對區(qū)域技術創(chuàng)新存在顯著的影響已經(jīng)得到了普遍證實，但得到的結論卻有所差異。另外，現(xiàn)有文獻利用省級面板進行實證分析，這可能覆蓋市級層面的特征，造成結論的偏差。盡管創(chuàng)新存在明顯的空間相關性，但卻極少有文獻采用空間計量分析財政分權與技術創(chuàng)新之間的關系，將城市看作是獨立的個體。大多現(xiàn)有文獻從靜態(tài)角度進行的分析，忽略了城市之間的相互影響。本文希望有所突破。具體而言，通過選取相對微觀的地級市面板數(shù)據(jù)，考慮創(chuàng)新的空間相關性，本文構建空間權重矩陣，采用空間杜賓模型考察財政分權對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響，利用偏微分法識別各解釋變量的直接效應與間接效應，從而為政策的制定提供理論依據(jù)。

二、理論分析與假說

空間計量經(jīng)濟學理論認為一個地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或屬性值是相關的，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性的特征。

從政府行為來看，目前我國分權體制的政府競爭大多是經(jīng)濟發(fā)展方面的競爭，而對地方政府而言，加大基礎設施投資來進行招商引資等活動，可以較快促進當?shù)氐慕?jīng)濟增長。但一個地區(qū)的財政預算支出相對固定時，增加基礎設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爭，也或是出于“搭便車”的心理，當該地區(qū)的財政發(fā)生明顯變動時，也會影響到其周邊地區(qū)政府的支出行為，進而對技術創(chuàng)新水平產(chǎn)生空間外溢效應。除此之外，如果一個地區(qū)的鄰近地區(qū)分權程度提高、或是人均財政支出增加后，存在一定的可能性對其他指標產(chǎn)生影響，如吸引外資的水平、吸引人才的水平等，導致當?shù)氐奈p弱，人口、資金會流動到公共服務質量更高的地區(qū)。資金、人才等作為區(qū)域技術創(chuàng)新的關鍵投入要素，不僅會影響到當?shù)氐膭?chuàng)新水平，也會間接影響鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出，存在空間效應。

區(qū)域技術創(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)域之間的技術創(chuàng)新行為及產(chǎn)出會相互影響，存在顯著的外部效應，導致地區(qū)之間的技術創(chuàng)新行為存在溢出效應。技術創(chuàng)新能力在不同的地區(qū)之間存在相互作用：一個地區(qū)技術創(chuàng)新水平的提高會帶動當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，并進而帶動周邊地區(qū)的經(jīng)濟，通過構建高新技術產(chǎn)業(yè)區(qū)、產(chǎn)業(yè)群、城市群等方式帶動鄰近區(qū)域的技術創(chuàng)新水平提升；又例如A地區(qū)培養(yǎng)的學生，可以流動到B地區(qū)從事技術創(chuàng)新活動；C地區(qū)申請的某項專利，它的思想可能會激發(fā)D地區(qū)的創(chuàng)新靈感，即使是一些受到知識產(chǎn)權法保護的專業(yè)領域技術或知識，也很難控制其他區(qū)域不會借鑒其思想，從而形成自己的技術創(chuàng)新。因此在研究一個地區(qū)的技術創(chuàng)新活動時，不考慮空間相關性是脫離現(xiàn)實的。

基于此，本文提出假說1：技術創(chuàng)新存在空間相關性，并且會受到周邊地區(qū)的影響。

在財政分權對技術創(chuàng)新的影響上，目前有兩種結論，即促進與抑制。但事實上，財政分權對技術創(chuàng)新的正向影響與負向影響同時存在，最終呈現(xiàn)的是兩種力量的博弈結果。

一方面，“用腳投票”理論告訴我們，地方政府在搜集整理當?shù)匦畔r更具有時間及成本優(yōu)勢，能夠更好地處理當?shù)鼐用駥伯a(chǎn)品偏好的需求[5]。財政分權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)新能力提供基礎供給。同理，地方政府在對科技支出帶來的效果進行評估時，也可以更高效處理并及時調整，從而強化了科技支出對技術創(chuàng)新的促進作用。另外，財政收入分權給予地方政府較高的收入自由，政府可以通過減稅降賦等優(yōu)惠政策，給予企業(yè)低稅負優(yōu)惠，從而激勵企業(yè)的創(chuàng)新活動。

另一方面，中國式分權是內置于“向上負責”的政治集權[18]，在這樣的政治條件下，中央政府可以根據(jù)其戰(zhàn)略意圖改變對地方政府的激勵和約束條件。改革開放后，我國對科技發(fā)展愈發(fā)重視，如1993年起施行的《中華人民共和國科學技術進步法》第45條和2007年修訂版第59條都對政府科學技術支出作出明確規(guī)定，“國家逐步提高科學技術經(jīng)費投入的總體水平”“國家財政用于科學技術經(jīng)費的增長幅度，應當高于國家財政經(jīng)常性收入的增長幅度”。地方政府在這樣的政治格局下，當中央足夠重視科技，地方政府背離中央政策的成本增加時，就有動機積極配合中央政府的戰(zhàn)略號召，通過增加科技支出、完善政策環(huán)境等方式推動當?shù)氐募夹g發(fā)展。

但我國目前的財政分權制度缺乏完整性和規(guī)范性[10]，存在地方官員短視行為、偏向性競爭政策、甚至政企合謀等情況，不利于創(chuàng)新環(huán)境建設，弱化了上述創(chuàng)新激勵。在我國目前的財政分權體制下，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重，中央與地方政府間信息不對稱，監(jiān)管激勵有限，中央很難找到一個包含充分信息量的指標來評價地方官員的政績。事實也正是如此，中央更多利用易觀測的GDP指標來考核地方官員，因而地方官員就有可能利用其財政自主權，制定有利于自己的政策。而投資周期長、見效慢、風險高的創(chuàng)新活動，雖然可以提高地區(qū)的長期競爭力，但無法在短期內轉化為GDP。具有“政治人”屬性的地方官員出于個人的政治訴求，執(zhí)政會偏重于短期內更容易彰顯政績的項目，片面追求其任期內的顯性經(jīng)濟指標增長，將更多的財政資源投入生產(chǎn)性領域，忽視技術創(chuàng)新帶來的長遠收益，造成科技支出的擠出。盡管中央政府對科技研發(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，如保持一個小幅度的增長，或是持觀望態(tài)度，通過觀察其他地區(qū)的發(fā)展狀況來指定自己的發(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)揮引領作用，阻礙了技術創(chuàng)新的發(fā)展。

同時，區(qū)別于基礎設施等生產(chǎn)建設的獨享性特征，創(chuàng)新的強外部性以及人員的流動性，使得某一地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出可能會在短時間內被另一地區(qū)“抄襲”或應用，給地方政府一種“為他人做嫁衣”的感覺，抑制了政府的創(chuàng)新行為，直接導致政府的創(chuàng)新職能被弱化，不利于區(qū)域技術創(chuàng)新。

本文更加傾向于認為財政分權對技術創(chuàng)新的抑制作用大于促進作用，據(jù)此，提出假說2:財政分權對技術創(chuàng)新的影響綜合表現(xiàn)為抑制作用，但政府的創(chuàng)新偏好可以促進技術創(chuàng)新水平。

三、研究設計

(一)研究模型

本文意在研究財政分權與城市技術創(chuàng)新之間的關系，設定基準研究模型：

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是城市的技術創(chuàng)新產(chǎn)出，F(xiàn)D代表財政分權，pf代表政府創(chuàng)新偏好，gdp代表當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平，open代表對外開放水平，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，hou代表房地產(chǎn)投資強度，cul代表創(chuàng)新知識基礎，fin代表金融環(huán)境，μ為誤差項。此外，本文所用的財政分權區(qū)分了財政收入分權(FDr)與財政支出分權(FDs)，分別用于模型分析與穩(wěn)健性檢驗。

考慮到技術創(chuàng)新的空間依賴性，本文在上述基準模型上加入空間因素，構建空間杜賓模型。相比于空間滯后模型與空間誤差模型，空間杜賓模型同時包含因變量與自變量的空間滯后項，是更為一般的空間計量形式，它的優(yōu)勢在于：不僅可以反映因變量的空間相關性，還可以區(qū)分自變量對因變量的直接效應與間接效應，也就是本地區(qū)與鄰近地區(qū)的自變量會對本地的因變量產(chǎn)生怎樣的影響。

因此在模型基礎上，提出本文的空間杜賓基準模型：

(2)

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

(二)空間權重矩陣構建

考慮我國的實際情況，技術創(chuàng)新與地區(qū)政府行為不僅受到地理距離的影響，經(jīng)濟發(fā)展程度相仿的城市也具有相似的特征，因此將經(jīng)濟距離引入空間權重矩陣能夠更好地擬合我國經(jīng)濟發(fā)展狀況[20]，因此本文構建同時包含地理距離與經(jīng)濟距離的嵌套矩陣，綜合反映地區(qū)間的區(qū)位及經(jīng)濟的空間關系，進行標準化處理后進行實證，同時為了結果的穩(wěn)健性，本文構建以下兩個矩陣。

1.經(jīng)濟地理矩陣。該矩陣由地理矩陣和經(jīng)濟矩陣有機結合，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，由于本文將地級市作為研究對象，且部分城市由于行政區(qū)劃變動或數(shù)據(jù)缺失等原因被剔除，樣本空間點的分布有所缺失，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的反距離矩陣。diag(…)是一個對角矩陣，反映地區(qū)間經(jīng)濟距離。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)緯度坐標測度獲得，經(jīng)緯度信息來源于國家基礎地理信息系統(tǒng)。Xi是第i個城市2008～2018年的人均GDP均值，X是所有觀測個體2008～2018年的人均GDP均值。

2.反經(jīng)濟距離矩陣。計算公式如下:

(5)

其中，wij是地區(qū)間的鄰近距離，x指各地區(qū)的經(jīng)濟指標，本文選取城市的人均GDP進行衡量，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)的地理鄰近關系與經(jīng)濟鄰近關系，與本文目的相符。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取地級市面板數(shù)據(jù)進行分析，少數(shù)缺失數(shù)據(jù)通過查找、插值法等方法補齊，排除了行政區(qū)劃發(fā)生變動的城市，如畢節(jié)、銅仁等，也排除了數(shù)據(jù)缺失嚴重且無法填補的城市，如拉薩、克拉瑪依、三沙等，最終共計257個城市。由于我國的預算收支口徑在2007年發(fā)生改變，同時由于滯后項的存在，出于數(shù)據(jù)可比性考慮，選擇2008～2018年的數(shù)據(jù)進行分析。本文數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫與《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

1.被解釋變量。創(chuàng)新產(chǎn)出(INNO)的衡量指標有多種，國內外學者多把專利申請量或者授權量作為技術創(chuàng)新的量化指標，本文認為相比于專利申請數(shù)，授權量更能反映創(chuàng)新的實質能力，因此本文借鑒符淼(2008)[15]的研究，用專利授權量來衡量區(qū)域的技術創(chuàng)新能力。

2.核心解釋變量。財政分權(FD)是本文的核心解釋變量，財政分權是中央給予地方政府一定的財政自由度，最直接的表現(xiàn)就是中央與地方政府在財政上的分割，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)分財政支出分權(FDs)與財政收入分權(FDr)，計算公式如下所示：

財政收入分權(FDr)=地方一般人均預算收入/全國一般人均預算收入

財政支出分權(FDs)=地方一般人均預算支出/全國一般人均預算支出

政府創(chuàng)新偏好(pf)是本文的另一個關鍵解釋變量，政府參與社會創(chuàng)新活動的方式主要包括構建保護創(chuàng)新活動的體制機制、建設軟硬件環(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一定的財政支出來實現(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技術支出占一般預算支出的比重，并出于內生性考慮做滯后一期處理。

3.控制變量。經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)用人均GDP來衡量，由于經(jīng)濟發(fā)展水平與技術創(chuàng)新之間可能存在逆向因果，做滯后一期處理；對外開放水平(open)用實際利用外資額衡量；創(chuàng)新知識基礎(cul)用圖書館藏書量衡量；政府研發(fā)資金投入(st)用政府科技支出作為替代指標，研發(fā)人員投入(emp)用科學技術行業(yè)從業(yè)人員替代，出于研發(fā)周期考慮，我國專利申請到專利授權平均需要兩年時間，故對這兩個指標做滯后兩期處理；人口流動(move)利用戶籍人口測算，由當年該地區(qū)人口的增長率減去當年全國的自然增長率得到，并做滯后兩期處理；金融發(fā)展規(guī)模(fin)用金融機構人均貸款余額衡量；房地產(chǎn)投資強度(hou)用房地產(chǎn)投資完成額來衡量。

各變量統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 樣本描述性統(tǒng)計結果

四、實證分析

(一)空間相關性分析

經(jīng)濟指標存在空間相關性是空間計量的前提，目前文獻中常用的空間自相關指標是莫蘭指數(shù)，取值范圍是[-1，1]，小于0說明空間負相關，大于0則證明空間正相關。表2給出了2008～2018年經(jīng)濟地理矩陣與反經(jīng)濟距離矩陣下的莫蘭指數(shù)。

表2 莫蘭指數(shù)檢驗結果

通過表2檢驗結果可以看出，2008～2018年期間，技術創(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，這說明我國的技術創(chuàng)新產(chǎn)出在不同的空間點上不是各自獨立的，而是存在顯著的空間正相關性。這也表明了本文采用空間計量方法研究財政分權對區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)出影響的合理性。

(二)計量模型的進一步確定

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

表3 LM檢驗結果

上表LM檢驗結果顯示，在經(jīng)濟地理空間矩陣下，只有一個統(tǒng)計量未通過顯著性檢驗，但同時接受SEM模型與SLM模型，應當考慮空間杜賓模型；在反經(jīng)濟距離矩陣下，僅接受空間誤差模型。出于嚴謹性考慮，本文進行LR檢驗，進一步判別空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型與空間誤差模型，檢驗結果如表4所示。

表4 LR檢驗結果

LR檢驗結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，本文也進行了Hausman檢驗，在空間個體固定效應與空間個體隨機效應兩種模型中進行選擇，檢驗結果如表5所示。

表5 Hausman檢驗結果

兩種空間權重矩陣下的結果都顯示強烈拒絕原假設，應當使用固定效應模型。因此本文最終選用空間杜賓個體固定效應模型是合理的，并采用最大似然估計法進行擬合模型，這也較好地克服了本文的內生性問題。

(三)實證結果分析

財政收入分權給予地方政府獲取稅收的權力，可以看作政府的行為導向。財政支出分權給予地方政府自主支配支出的權力，可以看作結果導向。因此本文將財政收入分權作為關鍵解釋變量用于回歸分析，將財政支出分權用于穩(wěn)健性檢驗。表6與表7分別給出了基于經(jīng)濟地理矩陣下和基于反經(jīng)濟距離矩陣下的模型估計結果。

表6 基于經(jīng)濟地理矩陣的空間杜賓模型回歸結果

表7 基于反經(jīng)濟距離的空間杜賓模型估計結果

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

表中Main給出的是矩陣中主對角線元素對被解釋變量的影響，可以理解為本地區(qū)的解釋變量變動對本地技術創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，而WX給出的是矩陣中非對角線元素對被解釋變量的影響，可以理解為鄰近地區(qū)的被解釋變量對本地技術創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。從表中結果來看，本區(qū)域的財政收入分權會抑制城市技術創(chuàng)新產(chǎn)出，系數(shù)約為-30，政府創(chuàng)新偏好會促進城市創(chuàng)新產(chǎn)出，系數(shù)約為25，并都通過1%顯著性水平檢驗，與本文假說2相符。

由于空間杜賓模型中同時涵蓋因變量與因變量的空間滯后項，所有變量之間都存在空間相關性，參數(shù)經(jīng)濟含義較為復雜，當空間自相關系數(shù)顯著不為0時，自變量的系數(shù)解釋與傳統(tǒng)的參數(shù)估計有所不同，應當進一步通過Lesage和Pace(2008)提出的“求偏微分法”進行效應分解來測度直接效應與間接效應[25]。

1.直接效應分析

對本文的關鍵解釋變量而言，在兩種空間權重矩陣下，財政分權對技術創(chuàng)新的直接效應表現(xiàn)為負，系數(shù)約為-30，并都通過了1%顯著性水平的檢驗。盡管財政分權給予了地方政府更高的經(jīng)濟自由，財政分權程度高的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況也較好，財政狀況樂觀，經(jīng)濟自主性強，但由于目前分權體制不完善等原因，在自利性投資偏好的驅動下弱化了地方政府在區(qū)域創(chuàng)新方面的優(yōu)勢，反而抑制了區(qū)域技術創(chuàng)新的發(fā)展。政府創(chuàng)新偏好對技術創(chuàng)新產(chǎn)出表現(xiàn)為促進作用，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增加本地區(qū)科技支出來參與區(qū)域創(chuàng)新建設，提供創(chuàng)新活動平臺，引導社會技術創(chuàng)新方向，可以促進社會科技成果轉化，從而有利于提高本地區(qū)技術創(chuàng)新產(chǎn)出。

在創(chuàng)新基礎環(huán)境方面，經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放水平以及人口流入都可以促進技術創(chuàng)新產(chǎn)出，同樣都通過了1%顯著性水平檢驗。經(jīng)濟發(fā)展水平高的地方往往具有更強的創(chuàng)新意識，對創(chuàng)新的需求層次也較高；對外開放程度高的地區(qū)，不僅可以獲得國外先進的管理經(jīng)驗及技術，經(jīng)由國內企業(yè)消化吸收后轉化為自身的科技成果，也可以獲取更多的外資投入到創(chuàng)新活動中，從而提高區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生水平；人口流動在1%置信水平上促進了區(qū)域技術創(chuàng)新，人口流入為城市增加了人才供給，注入新的活力，帶來的集聚效應也促進了區(qū)域技術水平的提升。

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

在其他社會環(huán)境方面，房地產(chǎn)投資強度、創(chuàng)新知識基礎、金融發(fā)展規(guī)模也可以促進區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。房地產(chǎn)投資與人口流入相輔相成，它的高回報率使得企業(yè)擁有更多的資金進行研發(fā)創(chuàng)新活動，繼而反哺創(chuàng)新，有利于城市創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新知識基礎以及金融發(fā)展規(guī)模的結果也說明創(chuàng)新環(huán)境的建設對區(qū)域技術創(chuàng)新水平的提高有很大的作用，各地區(qū)仍需要建設創(chuàng)新發(fā)展平臺，為科技創(chuàng)新創(chuàng)造良好的基礎環(huán)境。

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

2.間接效應分析

從空間溢出的間接效應來看，財政分權的空間外溢效應為負，并通過顯著性檢驗。而政府創(chuàng)新偏好的外溢效應也為負但并不顯著，這可能是由于政府無從得知其他地區(qū)政府真實的創(chuàng)新偏好，而不能給出及時的回應所致。鄰近地區(qū)的財政分權程度或政府創(chuàng)新偏好提高時，本地區(qū)的技術創(chuàng)新產(chǎn)出水平將下降。其原因可能有二：一是在現(xiàn)有的晉升激勵體制下，財政分權程度提高往往導致財政支出偏向生產(chǎn)建設，地方政府的財政策略受到鄰近地區(qū)空間依賴性的影響，進一步加劇政府競爭[26]，從而降低了政府進行創(chuàng)新活動的意愿；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”心理，缺乏主動性，不利于本地區(qū)創(chuàng)新水平的提升。

另外，對外開放水平、政府研發(fā)資金投入、研發(fā)人員投入以及房地產(chǎn)投資強度的外溢間接效應也為負，在兩種空間矩陣下顯著性有所不同。本文選擇實際利用外資額來衡量地區(qū)的對外開放水平，其外溢間接效應為負可能是由于以下原因：外資具有較強的流動性，但外商資金是有限的，當一個地區(qū)吸引了外資投入后，其他地區(qū)的外資額相對減少，同時外資所帶來的技術存在一定的鎖定戰(zhàn)略，導致鄰近區(qū)域的對外開放水平提高會抑制本地區(qū)技術創(chuàng)新產(chǎn)出提升。本文用政府科技支出來衡量政府研發(fā)資金投入。政府可能存在“搭便車”心理，使其研發(fā)資金投入的外溢效應為負。

同時，經(jīng)濟發(fā)展水平、人口流動、創(chuàng)新知識基礎、金融發(fā)展規(guī)模的空間外溢間接效應都為正，但創(chuàng)新知識基礎的空間外溢間接效應在兩個空間矩陣下都不顯著，這也說明我國的知識積累在區(qū)域間的流動尚有較大的提升空間。一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平提高會輻射到周邊地區(qū)，配合人口流動以及金融規(guī)模的輔助，有利于帶動地區(qū)周邊經(jīng)濟發(fā)展，從而促進創(chuàng)新產(chǎn)出增加。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文研究財政分權對技術創(chuàng)新的影響，財政分權指標的選擇至關重要，前文從財政收入分權角度分析，因此穩(wěn)健性檢驗從支出角度分析。另外，為了減少不必要的誤差，本節(jié)選用反經(jīng)濟距離矩陣，同樣采用空間杜賓固定效應模型。檢驗結果如表8所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果

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

財政支出分權對城市技術創(chuàng)新的直接效應為負，但不顯著，這可能是由于財政支出分權是一種“事后分權”，地方政府的預算支出要受到收入的約束，加之中央轉移支付以及中央政府對地方一些支出的規(guī)定，導致支出不能很好地體現(xiàn)其真實的財政自由度，但仍有一定的參考意義。相比財政收入分權，支出分權對技術創(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、晉升激勵等原因，傾向于基礎設施建設而擠出了創(chuàng)新，但中央政府對科技支出的硬性規(guī)定，使得地方政府支出結構未能完全匹配其自利性動機，從而支出分權的抑制作用小于收入分權。

其他變量的結果顯示，無論是空間外溢的直接效應還是間接效應，其系數(shù)大小及符號與表6、表7中的結果相近，因此，更換核心解釋變量后，財政分權對技術創(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

通過構建空間杜賓模型，本文發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新的正外溢效果應明顯，一區(qū)域的財政分權會抑制其技術創(chuàng)新產(chǎn)出，而該區(qū)域的政府創(chuàng)新偏好可促進其創(chuàng)新產(chǎn)出。同時，本文還發(fā)現(xiàn)，周邊地區(qū)財政分權水平提高會抑制本區(qū)域的技術創(chuàng)新。

根據(jù)以上研究結論，本文提出如下建議：

第一，進一步深化財政分權體制改革。完善行政體制，改革官員考評制度，加強對地方政府的監(jiān)管，適當限制官員權力，減少尋租行為的發(fā)生；引導地方政府從“為增長競爭”向“為創(chuàng)新競爭”逐步改變，弱化GDP等指標在官員考核中的比重，提高創(chuàng)新的考核比重。但鑒于創(chuàng)新的回報周期長等特性，官員考核可以適當向前追溯，避免地方政府官員只看重自己任期內發(fā)展狀況的短視行為，從根源上減輕財政分權帶來的扭曲效應，改善地方政府的自利性投資偏好。

第二，加強科技政策的權威性。中央政府應當加強對地方政府的引導與支持，進一步明確地方政府在科技層面的支出責任、管理權限、政府支持范圍等，并輔以明確嚴格的獎懲措施，在必要時可以針對科技支出的相關內容作出強制規(guī)定，增加地方政府背離中央政策的成本。

第三，營造良好的區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)。加快城市群建設，構建地區(qū)化的創(chuàng)新共享平臺，加強產(chǎn)學研協(xié)同合作，增強企業(yè)與研發(fā)機構之間的交流溝通，促進創(chuàng)新成果在不同主體以及不同地區(qū)間的流動，最大程度上發(fā)揮技術創(chuàng)新的正向外溢效應。同時，也要高度保護知識產(chǎn)權，激勵企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動，建立高新技術開發(fā)區(qū)，激勵中小企業(yè)集聚創(chuàng)新資源，合作完成技術創(chuàng)新活動。處理好政府主導型與民間推動型創(chuàng)新的關系，切實促進我國城市技術創(chuàng)新水平的提升。

由于一些地級市數(shù)據(jù)如新技術產(chǎn)品收入、高新技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值等缺失，本文直接通過專利授權量作為創(chuàng)新指標，無法多方面衡量技術創(chuàng)新的社會產(chǎn)出。在控制變量的選取上，由于地市級R&D人員、R&D經(jīng)費支出數(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，將科學技術從業(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。