肖建華，胡精勁

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)稅與公共管理學(xué)院，江西 南昌330013）

一、引 言

黨的十九大報(bào)告提出：“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐?！保?］近年來，我國對創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展給予高度重視，先后出臺了“建設(shè)創(chuàng)新型國家”“推動協(xié)同創(chuàng)新”和“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展”等戰(zhàn)略，科技創(chuàng)新逐步由東部“一枝獨(dú)秀”向東中西協(xié)同發(fā)展轉(zhuǎn)變，雄安新區(qū)、粵港澳大灣區(qū)、長江經(jīng)濟(jì)帶等區(qū)域創(chuàng)新體系相繼建立，形成中心引領(lǐng)、縱橫帶動、多點(diǎn)支撐、東西合作的創(chuàng)新格局。根據(jù)《中國區(qū)域科技創(chuàng)新評價(jià)報(bào)告》披露的數(shù)據(jù)顯示，2016—2018 年我國區(qū)域科技創(chuàng)新指數(shù)分別為66.49、67.57 和69.63，區(qū)域科技創(chuàng)新水平整體較高且呈現(xiàn)逐年增長的趨勢。毋庸置疑，要推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展就必然要推進(jìn)以科技創(chuàng)新為核心的區(qū)域創(chuàng)新。

然而，科技創(chuàng)新是一種原創(chuàng)性和技術(shù)性探究活動，具有投資周期長、投資風(fēng)險(xiǎn)高以及消費(fèi)屬性上的非排他性、非競爭性等特征，這在一定程度上會減弱創(chuàng)新主體的創(chuàng)新意愿。地方政府作為參與區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)建設(shè)的重要主體之一，其對科技創(chuàng)新效率的影響尚存在爭議。在我國當(dāng)前的財(cái)政分權(quán)體制下，一方面地方政府為增加自身財(cái)政收入、提升本地經(jīng)濟(jì)增長以獲得政治晉升，會展開激烈的競爭，更傾向于對周期短、回報(bào)快、風(fēng)險(xiǎn)低的建設(shè)項(xiàng)目進(jìn)行投資，從而擠占了科技創(chuàng)新投入，降低了區(qū)域科技創(chuàng)新效率。另一方面，在全面實(shí)施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的大背景下，中央政府對地方政府的考核機(jī)制趨于多元化，會對各地方政府科技創(chuàng)新活動出臺一些硬性要求，進(jìn)而又會間接促使區(qū)域科技創(chuàng)新效率提升。財(cái)政分權(quán)在這種背景下究竟是促進(jìn)還是抑制了區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升？地方政府間的競爭又在兩者之間發(fā)揮了什么樣的作用？基于此，本文以2009—2018年我國30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市（不包括西藏和港澳臺地區(qū)）為研究樣本，通過構(gòu)建空間杜賓模型，并引入地方政府競爭作為中介變量，探討財(cái)政分權(quán)影響區(qū)域科技創(chuàng)新效率的具體路徑，進(jìn)而為推動區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展提供新的政策證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

財(cái)政分權(quán)與科技創(chuàng)新一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的重要領(lǐng)域，但對于兩者之間的關(guān)系尚未形成一致的觀點(diǎn)。一方面，大部分學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)能夠促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升、推動經(jīng)濟(jì)增長。以蒂布特、馬斯格雷夫和奧茨為代表的西方傳統(tǒng)財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)有助于地方政府更好地了解其居民需求偏好，優(yōu)化地方公共品供給結(jié)構(gòu)，提高資源配置效率，從而實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu)（Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972）［2-4］。換言之，地方政府相對于中央政府具有信息優(yōu)勢，財(cái)政分權(quán)可以充分發(fā)揮地方政府的自主性，推動地區(qū)內(nèi)市場化發(fā)展，提高政府在轄區(qū)內(nèi)的資源優(yōu)化和配置效率，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新活動的發(fā)展（Qian and Roland，1996；Qian and Weingast，1997）［5-6］。Szczygielski 等（2017）通過對土耳其和波蘭政府行為的研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)該國企業(yè)科技創(chuàng)新 水 平 的 提 升［7］。此 外，Sow and Razafimahefa（2017）通過探討發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家財(cái)政分權(quán)體制對財(cái)政政策績效的影響發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)能夠有效促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長［8］。從國內(nèi)學(xué)者研究來看，卞元超和白俊紅（2017）通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)體制能夠提升科技創(chuàng)新效率，并且這種促進(jìn)作用主要是基于地方政府之間“為創(chuàng)新而競爭”來提高地方政府的科技創(chuàng)新投入［9］。周平錄和邢小強(qiáng)（2019）將區(qū)域科技創(chuàng)新績效劃分為研發(fā)創(chuàng)新績效和產(chǎn)品創(chuàng)新績效，并通過分別測算財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)對科技創(chuàng)新的影響發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)能夠顯著提升科技創(chuàng)新績效［10］。田紅宇等（2019）建立面板分位數(shù)回歸模型發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)體制有利于區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升，且這種促進(jìn)作用呈現(xiàn)倒U 型軌跡變動［11］。白彥鋒和賈思宇（2019）通過引入土地財(cái)政作為中介變量研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向促進(jìn)作用，從具體路徑來看，財(cái)政分權(quán)主要通過推動土地財(cái)政的發(fā)展來實(shí)現(xiàn)區(qū)域科技創(chuàng)新能力的提高［12］。張寬和黃凌云（2020）則從政府偏好出發(fā)，在財(cái)政投入強(qiáng)度和支出結(jié)構(gòu)的雙重視角下研究發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新偏好與我國區(qū)域創(chuàng)新能力之間表現(xiàn)出穩(wěn)健的正相關(guān)關(guān)系，在科技創(chuàng)新能力越高的地區(qū)，政府支持的重要性就愈發(fā)凸顯［1］。

另一方面，也有部分學(xué)者對財(cái)政分權(quán)促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新效率的積極作用表示質(zhì)疑。Keen 和Marchand（1997）通過研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)會導(dǎo)致地方政府競爭的加劇，減少對公共服務(wù)領(lǐng)域的支出，轉(zhuǎn)而增加風(fēng)險(xiǎn)低、見效快的基礎(chǔ)設(shè)施等方面的投入，從而擠占科技創(chuàng)新的資源［13］。Agnes 等（2007）提出，在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府擁有相對獨(dú)立的稅收權(quán)利，而各地政府間為擴(kuò)大財(cái)政收入往往會進(jìn)行稅源的爭奪，這種以經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)的競爭行為會降低公共服務(wù)領(lǐng)域的支出，造成資源的浪費(fèi)，削弱當(dāng)?shù)氐目萍紕?chuàng)新能力［14］。Borge等（2014）研究提出，財(cái)政權(quán)力的下放會使得地方政府更偏向于投資短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)有較大拉動作用的生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，而減少對科技創(chuàng)新性領(lǐng)域的投入［15］。Kis-Katos and Sjahrir（2017）通過對271 個(gè)印度尼西亞地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)，由于地方政府監(jiān)督體系不完善、國民參與度低等原因，財(cái)政權(quán)力的下放并不能有效提高地方公共品的供給效率［16］。此外，解維敏（2012）提出在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府官員為了追求任期內(nèi)的政績以獲得晉升，往往會利用其手中所被賦予的公權(quán)力去干預(yù)企業(yè)的生產(chǎn)與經(jīng)營行為，而這種非正常的干預(yù)行為又會抑制企業(yè)的研發(fā)積極性，從而降低科技創(chuàng)新水平的提升［17］。顧元媛和沈坤榮（2012）從政府官員激勵(lì)視角出發(fā)研究發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的以經(jīng)濟(jì)增長為考核標(biāo)準(zhǔn)的晉升機(jī)制會減少政府對企業(yè)的科技創(chuàng)新補(bǔ)貼，同時(shí)，地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)的不對等也會降低政府的科技支出，進(jìn)而影響區(qū)域的整體科技創(chuàng)新水平［18］。吳延兵（2019）也提出，在具有中國特色的財(cái)政分權(quán)體制下，財(cái)政權(quán)力的下放會導(dǎo)致地方官員短視行為、政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)等多種問題，從而削弱創(chuàng)新主體的積極性，也就是說，財(cái)政分權(quán)對企業(yè)研發(fā)投入與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度具有抑制作用［19］。薛婧等（2018）通過對財(cái)政分權(quán)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，支出分權(quán)有助于區(qū)域科技創(chuàng)新能力的提升，而收入分權(quán)則會抑制科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化［20］。閻川和雷婕（2019）研究后認(rèn)為，在財(cái)政體制結(jié)構(gòu)下，地方的財(cái)政分權(quán)度過大會在某種程度上使地方政府行為失控，不利于協(xié)調(diào)各區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而降低經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展效率［21］。

通過對文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究主要集中于財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府的財(cái)政投入或支出行為對科技創(chuàng)新的影響，鮮有文獻(xiàn)充分考慮在“中國式”財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府競爭這一特征事實(shí)如何在財(cái)政分權(quán)影響科技創(chuàng)新績效過程中發(fā)揮作用。與既有研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)主要包括以下兩方面：一是將地方政府競爭納入?yún)^(qū)域科技創(chuàng)新能力影響因素的分析框架之中，更加全面地刻畫在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下地方政府競爭行為，為解釋財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新的影響提供了一個(gè)新的視角。二是基于科技創(chuàng)新投入、產(chǎn)出等多角度測算其效率，綜合反映區(qū)域科技創(chuàng)新績效，并引入地方政府競爭中介變量，通過建立空間杜賓模型和中介效應(yīng)模型來分析財(cái)政分權(quán)對區(qū)域科技創(chuàng)新的內(nèi)在作用機(jī)理，為提升科技創(chuàng)新能力提供理論和決策依據(jù)。

三、理論分析與研究假設(shè)

隨著經(jīng)濟(jì)社會市場化的不斷推進(jìn)，財(cái)政分權(quán)理論已從最初的基于要素流動性和知識分散性得出財(cái)政分權(quán)可以更有效率，發(fā)展到更加注重微觀基礎(chǔ)和時(shí)代背景的“第二代”財(cái)政分權(quán)理論，并廣泛地應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)增長、科技創(chuàng)新等研究領(lǐng)域（馬海濤和任致偉，2017）［22］。財(cái)政分權(quán)作為一種調(diào)整中央政府和地方政府之間收支權(quán)責(zé)劃分的制度安排，是我國自分稅制改革以來一直實(shí)行的財(cái)政體制，與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)”。具體來說，財(cái)政分權(quán)又可以分為財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)，其中收入分權(quán)是對地方政府收入自主權(quán)的劃分，主要通過稅收、土地出讓金等資源獲取方式來實(shí)現(xiàn)，支出分權(quán)則是對地方政府事權(quán)的劃分，并主要通過政府補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠以及產(chǎn)業(yè)基金等方式來履行相關(guān)職責(zé)。雖然我國“用腳投票”機(jī)制還有待完善，但隨著科技資源要素的流動性逐步提高，地方政府支持力度不斷加大，通過增加科技投入、降低稅負(fù)等多種方式吸引創(chuàng)新資源的集聚，促進(jìn)科技創(chuàng)新水平的提升。并且，地方政府作為各地區(qū)創(chuàng)新主體的直接“聯(lián)絡(luò)員”，相比于中央政府更加了解各創(chuàng)新主體的發(fā)展現(xiàn)狀，從而在有限的財(cái)力和資源條件下，可進(jìn)一步優(yōu)化創(chuàng)新資源的配置，提高財(cái)政科技資金的使用效率。此外，財(cái)政科技投入領(lǐng)域是社會資本投資的“風(fēng)向標(biāo)”，通過財(cái)政科技投入以影響相關(guān)主體的投資行為與偏好，從真正意義上發(fā)揮財(cái)政資金的導(dǎo)向作用和集聚功能，提高區(qū)域科技創(chuàng)新能力。由此本文提出假設(shè)1。

H1：在假定其他條件不變的情況下，財(cái)政分權(quán)有利于區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升。

隨著我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的全面實(shí)施，中央政府會對地方政府的科技創(chuàng)新投入和創(chuàng)新水平提出一些規(guī)定性要求，甚至對地方政府施加行政壓力，例如在部分地區(qū)上級政府已經(jīng)將財(cái)政科技經(jīng)費(fèi)支出和使用效率作為下級政府官員政治晉升的“一票否決”指標(biāo)。尤其是近些年來，中央政府將科技創(chuàng)新指標(biāo)納入各地方政府績效考核重要參考標(biāo)準(zhǔn)，科技創(chuàng)新水平的高低逐步成為地方政府競爭的標(biāo)尺（卞元超和白俊紅，2017）［9］。實(shí)際上，在這種“向上負(fù)責(zé)”的政治體制格局和政績考核多元化的背景下，中央政府和地方政府更多的是一種“委托代理”的關(guān)系，地方政府會積極響應(yīng)國家政策的號召，不斷加大對科技創(chuàng)新的投入，提高資源的使用效率，以提升各區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平。因此，地方政府一方面會憑借其獨(dú)有的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢和行政特權(quán)，通過建立開發(fā)區(qū)來吸引外商直接投資，引入先進(jìn)技術(shù)，并不斷完善人才引進(jìn)機(jī)制，吸引高端人才流入，從創(chuàng)新資源稟賦上獲得先發(fā)優(yōu)勢。另一方面，在其他地方政府都采取一系列措施加大對科技創(chuàng)新支持、力爭科技創(chuàng)新制高點(diǎn)的鞭策下，本地政府為防止優(yōu)質(zhì)資源和高端科技人才的外流，也會實(shí)行相應(yīng)的對策和措施，從而形成“為創(chuàng)新而競爭”的政府良性競爭。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和科技進(jìn)步也是相輔相成的，各地方政府在相互攀比模仿式競爭的同時(shí)也在促進(jìn)轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，推動區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新能力的提升。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：在假定其他條件不變的情況下，財(cái)政分權(quán)能通過加強(qiáng)地方政府競爭來提升區(qū)域科技創(chuàng)新效率。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

區(qū)域科技創(chuàng)新效率存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性和集聚性，而這種相關(guān)性既有可能受被解釋變量自身的影響，又有可能受解釋變量以及誤差項(xiàng)的影響。因此，本文采用既能捕捉空間差異性又能描述地區(qū)競爭性的空間杜賓模型（SDM）進(jìn)行實(shí)證分析，該模型具有比空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）更一般的形式，具體的基準(zhǔn)模型如下：

其中：TE 代表區(qū)域科技創(chuàng)新效率；Efd 代表財(cái)政分權(quán)；Xit代表控制變量；Wij是空間權(quán)重矩陣，本文選用鄰接空間權(quán)重矩陣（各省份地區(qū)相鄰為1，不相鄰為0）作為基準(zhǔn)進(jìn)行模型估計(jì)；ρ1為空間自回歸系數(shù)；i為省份；t為年份；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；μi為空間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

此外，由前文的理論分析可知，財(cái)政分權(quán)可能通過地方政府競爭這一中介路徑來影響區(qū)域科技創(chuàng)新效率。為檢驗(yàn)該影響機(jī)制是否存在，本文借鑒Baron 和Kenny（1986）［23］以及溫忠麟等（2004）［24］提出的中介效應(yīng)逐步回歸分析法，建立以下遞歸模型：

其中，Compete代表地方政府競爭。

通過以上三個(gè)等式可以檢驗(yàn)是否存在地方政府競爭中介效應(yīng)，主要檢驗(yàn)步驟如下：①檢驗(yàn)式（1）的回歸系數(shù)α1，若顯著則表明財(cái)政分權(quán)對區(qū)域科技創(chuàng)新效率具有顯著的影響，則繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)，若不顯著則停止中介效應(yīng)分析；②依次檢驗(yàn)式（2）和式（3）的回歸系數(shù)θ1和β2，若都顯著則進(jìn)行第三步檢驗(yàn)，若至少有一個(gè)不顯著則進(jìn)行第四步檢驗(yàn)；③在回歸系數(shù)θ1和β2都顯著的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)式（3）中的回歸系數(shù)β1，若通過了顯著性檢驗(yàn)且在系數(shù)絕對值上有β1＜α1，則說明地方政府競爭是部分中介變量，對應(yīng)的中介效應(yīng)強(qiáng)度為θ1和β2的乘積，若回歸系數(shù)β1不顯著，則說明地方政府競爭是完全中介變量；④在回歸系數(shù)θ1和β2至少有一個(gè)不顯著的基礎(chǔ)上進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，若系數(shù)顯著則說明地方政府競爭的中介效應(yīng)存在，反之則中介效應(yīng)不存在。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

科技創(chuàng)新效率（TE）?？萍紕?chuàng)新是生產(chǎn)要素從投入、配置到產(chǎn)出、價(jià)值實(shí)現(xiàn)的全周期過程，對于科技創(chuàng)新效率的衡量，現(xiàn)有研究大都從創(chuàng)新投入或產(chǎn)出單方面進(jìn)行分析，并未體現(xiàn)科技創(chuàng)新的完整過程。為此，本文綜合考慮影響科技創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的因素，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）分年逐步測算各省份的科技創(chuàng)新效率，其中科技投入指標(biāo)用各省份R&D 人員全時(shí)當(dāng)量和R&D 經(jīng)費(fèi)支出表示，科技產(chǎn)出指標(biāo)用各省市專利授權(quán)數(shù)和新產(chǎn)品銷售收入表示。

2.解釋變量

財(cái)政分權(quán)（Efd）。財(cái)政分權(quán)是衡量地方自主權(quán)的重要指標(biāo)，現(xiàn)有研究主要采用收入法、支出法和地方政府自給度法來度量中央政府與地方政府的財(cái)政關(guān)系。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和客觀性，本文采用支出法衡量財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，同時(shí)為了剔除人口等資源稟賦差異的影響，采用人均指標(biāo)進(jìn)行測算，具體計(jì)算公式如下：

3.中介變量

地方政府競爭（Compete）。外商直接投資作為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的“推動器”，其引進(jìn)能力能夠有效衡量地方政府競爭的強(qiáng)度?？紤]各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異性，本文采用“各省市外商直接投資/GDP”的比重來度量地方政府競爭。同時(shí)，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中的外商直接投資用美元表示，本文根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的美元兌人民幣年均匯率進(jìn)行等額換算。

4.控制變量

為了確保實(shí)證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性和可信性，本文選擇以下控制變量：①人力資本質(zhì)量（Edu），用各省市就業(yè)人員中大專學(xué)歷及以上人員的比重表示；②基礎(chǔ)設(shè)施條件（Infras），用各省市每平方公里公共交通運(yùn)營線里程數(shù)來衡量；③科技政策支持強(qiáng)度（Govern），用“各省市政府科學(xué)技術(shù)支出/財(cái)政支出的比重”來衡量；④市場化水平（Market），用“1-各省市財(cái)政支出/GDP”來衡量；⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Indust），用“各省市第二三產(chǎn)業(yè)增加值之和/GDP的比重”來衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

以2009—2018 年我國30 個(gè)省份（西藏因數(shù)據(jù)缺失未考慮，也不包括港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究對象，數(shù)據(jù)主要來源于EPS 數(shù)據(jù)庫、wind 經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫和歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1所列。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間面板模型估計(jì)之前需要對相關(guān)變量進(jìn)行空間自相關(guān)性的檢驗(yàn)，以探究其是否存在空間依賴性。使用Stata15 軟件，利用全局Moran"sI指數(shù)和局部Moran"sI指數(shù)對被解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新效率存在明顯的空間相關(guān)性。而后，本文利用Hausman 檢驗(yàn)對模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行選擇，經(jīng)檢驗(yàn)Hausman 的P值在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即應(yīng)選擇固定效應(yīng)；同時(shí)，利用LR檢驗(yàn)來判斷SDM模型是否退化為SAR模型和SEM 模型，結(jié)果顯示兩者的P值均為0.000 0，在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)。因此，本文選擇空間固定杜賓模型進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率的影響

通過對式（1）的SDM模型進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，時(shí)空固定效應(yīng)的LogL值要高于空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，因此本文選取時(shí)空固定效應(yīng)下的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，具體回歸結(jié)果見表2所列。核心解釋變量財(cái)政分權(quán)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，其回歸系數(shù)為2.382 7，說明從全國來看，財(cái)政分權(quán)有利于區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升，即驗(yàn)證了H1 是成立的。而財(cái)政分權(quán)的空間滯后項(xiàng)回歸系數(shù)雖為負(fù)但未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明相鄰地區(qū)的財(cái)政分權(quán)水平雖然在某種程度上會抑制本地區(qū)的科技創(chuàng)新效率但并不顯著，空間溢出效應(yīng)弱，這可能是由于在當(dāng)前市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，創(chuàng)新資源的流動性逐步提升，創(chuàng)新人才的活躍度增強(qiáng)，科技創(chuàng)新的地區(qū)壁壘較低。在控制變量方面，人力資本質(zhì)量回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且其空間滯后項(xiàng)也為負(fù)，表明教育水平的完善并未促進(jìn)當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新水平的提升，可能是由于我國當(dāng)前的整體教育質(zhì)量還不高，存在“大水漫灌”的現(xiàn)象，高精尖人才不足。基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，但其空間滯后項(xiàng)卻為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施的投資建設(shè)擠占了當(dāng)?shù)氐目萍紕?chuàng)新資源，迫使本地創(chuàng)新資源外流。政府的科技支持政策雖然能提升本地區(qū)的創(chuàng)新效率但不顯著，相反卻能夠有效地促進(jìn)鄰近地區(qū)的科技創(chuàng)新效率，空間外溢性較為明顯。而市場化水平則對本地科技創(chuàng)新存在一定程度的抑制作用，且鄰近地區(qū)市場化水平的提高也會抑制本地區(qū)科技創(chuàng)新效率的提升，這主要是由于各地政府之間存在資源的搶奪和競爭，進(jìn)而造成資金使用效率不高甚至浪費(fèi)的現(xiàn)象。

表2 基準(zhǔn)模型（SDM）的回歸結(jié)果

續(xù)表2

運(yùn)用點(diǎn)估計(jì)分析空間溢出效應(yīng)易產(chǎn)生誤差，為此本文根據(jù)表2 中的時(shí)空固定效應(yīng)回歸結(jié)果對各變量進(jìn)行偏微分處理，具體結(jié)果見表3所列。直接效應(yīng)表示本地區(qū)財(cái)政分權(quán)等變量對當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新效率的影響；間接效應(yīng)表示鄰近地區(qū)財(cái)政分權(quán)等變量對本地區(qū)科技創(chuàng)新效率的影響，抑或是本地區(qū)財(cái)政分權(quán)等變量對鄰近地區(qū)科技創(chuàng)新效率的影響，體現(xiàn)的是一種空間溢出效應(yīng)；總效應(yīng)則表示財(cái)政分權(quán)等變量對科技創(chuàng)新效率的整體影響，為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩者之和。從表3可以看出，財(cái)政分權(quán)的直接效應(yīng)在1%水平下顯著為正，間接效應(yīng)雖為負(fù)數(shù)但不顯著，表明從全國范圍來說，財(cái)政分權(quán)對當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新的提高具有直接的促進(jìn)作用，空間溢出效應(yīng)較弱，這與表2的估計(jì)結(jié)果一致。

表3 空間杜賓模型的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證模型回歸結(jié)果的可靠性，通過替換相關(guān)變量對原基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表4所列。模型（1）中將人力資本質(zhì)量用就業(yè)人員平均受教育年限代替，具體測算方法參照范洪敏和穆懷中（2017）［25］的計(jì)算方法；模型（2）中將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重代替；模型（3）中用反距離空間權(quán)重矩陣替換鄰接空間權(quán)重矩陣。從估計(jì)結(jié)果可以看出，核心解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性水平與原模型相一致，因此該基準(zhǔn)模型是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

（四）地方政府競爭的中介效應(yīng)

根據(jù)前文理論分析，財(cái)政分權(quán)可能會通過地方政府“為創(chuàng)新而競爭”來促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提高，為檢驗(yàn)這種中介效應(yīng)是否存在，本文按中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟進(jìn)行模型估計(jì)，并對關(guān)鍵變量進(jìn)行直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的分解。由表5 可知，在第二步回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)對地方政府競爭的回歸系數(shù)為0.222 9，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；在第三步回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)和地方政府競爭回歸系數(shù)分別為1.706 0 和3.718 0，均通過了顯著性檢驗(yàn)，表明從全國范圍來看，財(cái)政分權(quán)通過加劇地方政府競爭來提高科技創(chuàng)新水平，并且在此過程中各地方政府主要通過直接效應(yīng)來促進(jìn)當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新效率的提升，空間溢出效應(yīng)不明顯。此外，在該回歸結(jié)果過程中有1.706 0 ＜2.382 7，表明地方政府競爭在財(cái)政分權(quán)促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新效率提升的過程中起到了部分中介作用，中介效應(yīng)強(qiáng)度為0.828 7，占總效用的34.78%，H2成立。

表5 中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

（五）區(qū)域異質(zhì)性分析

由于我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和科技創(chuàng)新能力差異較大，本文將全國樣本數(shù)據(jù)劃分為東部、中部、西部和東北部四大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南、北京、上海和天津；東北部地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江；中部地區(qū)包括湖南、湖北、江西、安徽、河南和山西；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙古。分別按照中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟進(jìn)行模型估計(jì)，并測算各地區(qū)關(guān)鍵變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，以探討財(cái)政分權(quán)對區(qū)域科技創(chuàng)新效率的影響，具體結(jié)果見表6和表7所列。

在東部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率的第一步回歸系數(shù)為2.335 5，并通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明財(cái)政分權(quán)水平的提高有利于科技創(chuàng)新，但在第二步回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)對地方政府競爭的回歸系數(shù)雖為正但不顯著，并且在Sobel檢驗(yàn)下也未通過顯著性水平檢驗(yàn)。由此表明在東部地區(qū)，地方政府競爭不會在財(cái)政分權(quán)影響科技創(chuàng)新效率的過程中產(chǎn)生中介效應(yīng)。此外，通過對變量的空間效應(yīng)分解可發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)主要通過直接效應(yīng)來提高科技創(chuàng)新效率，鄰近地區(qū)的財(cái)政分權(quán)水平對其科技創(chuàng)新效率的影響并不顯著。在東北部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為正并且遠(yuǎn)大于東部地區(qū)，在第二步回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)對地方政府競爭的回歸系數(shù)為0.971 2且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，但在第三步回歸結(jié)果中地方政府競爭回歸系數(shù)并不顯著，并且相關(guān)系數(shù)在Sobel檢驗(yàn)下也未通過顯著性檢驗(yàn)，表明在東北部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)能夠直接促進(jìn)科技創(chuàng)新效率的提升，不存在地方政府競爭的中介效應(yīng)。此外，從空間效應(yīng)來看，東北部地區(qū)財(cái)政分權(quán)水平的提高會抑制鄰近地區(qū)科技創(chuàng)新效率的提升，空間溢出效應(yīng)較為明顯。

表6 東部和東北部地區(qū)中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

在中部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率第一步的回歸系數(shù)為6.063 3，通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，第二步估計(jì)結(jié)果中財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，第三步估計(jì)結(jié)果中地方政府競爭的回歸系數(shù)也顯著為負(fù)，并且財(cái)政分權(quán)的系數(shù)為正且有3.078 6 ＜6.063 3。由此可見，財(cái)政分權(quán)可通過加強(qiáng)地方政府競爭來提高科技創(chuàng)新效率，即地方政府競爭是財(cái)政分權(quán)提升科技創(chuàng)新效率的部分中介變量，其中介效應(yīng)強(qiáng)度為2.998 6，占總效應(yīng)的49.45%。在西部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)雖為正但不顯著，并且在第二步回歸結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)對地方政府競爭的影響也不顯著。由此表明，西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)水平的提升并未顯著提高科技創(chuàng)新的效率，且在該過程中也不存在地方政府競爭的中介效應(yīng)。

表7 中部和西部地區(qū)中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

總體而言，從區(qū)域?qū)用鎭砜?，?cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率的影響存在較大的地區(qū)差異性。在東部、東北部和中部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)能夠顯著提升該區(qū)域的科技創(chuàng)新效率，而在西部地區(qū)則不顯著，并且在東北部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新具有較強(qiáng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。這一方面是由于我國西部地區(qū)對中央轉(zhuǎn)移支付的依賴性較強(qiáng)，自身缺乏足夠的財(cái)政資金，也就造成地方政府即使擁有財(cái)政自主權(quán)也難以促進(jìn)科技創(chuàng)新水平的提升；另一方面是由于我國區(qū)域科技創(chuàng)新活力和動力存在不充分、不平衡的現(xiàn)象，東中部地區(qū)科技創(chuàng)新實(shí)力和效率均處于較高水平，而西部地區(qū)雖然在不斷完善科技創(chuàng)新環(huán)境、加大科技活動投入、提高科技創(chuàng)新潛力，但創(chuàng)新實(shí)力和效率都還比較低，原始創(chuàng)新動力不足。從地方政府競爭的中介效應(yīng)來看，東部、東北部和西部地區(qū)均不存在，只有中部地區(qū)存在顯著的中介效應(yīng)，并且地方政府競爭只是財(cái)政分權(quán)提升科技創(chuàng)新效率的部分中介變量。原因主要是自改革開放以來，面對東部繁榮、西部開發(fā)和東北振興的發(fā)展局面，中部地區(qū)的整體發(fā)展處境已處于“凹陷”狀態(tài)，直到2006 年“中部崛起”戰(zhàn)略的正式實(shí)施，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景才出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)，各省份在工業(yè)化和城鎮(zhèn)化等方面加速追趕東部地區(qū)。此外，隨著近年來科技創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的出臺和實(shí)施，中部地區(qū)崛起再上新臺階，各省為爭奪科技創(chuàng)新資源的競爭也在不斷加劇，從而也就促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新效率的提升。

六、結(jié)論與政策啟示

本文利用2009—2018 年我國30 個(gè)省、市和自治區(qū)的空間面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了財(cái)政分權(quán)對區(qū)域科技創(chuàng)新效率的影響，并引入地方政府競爭作為中介變量，進(jìn)一步探討了兩者之間的內(nèi)在作用機(jī)制及結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)：從全國層面來看，財(cái)政分權(quán)通過直接加劇各地方政府“為創(chuàng)新而競爭”來對區(qū)域科技創(chuàng)新產(chǎn)生促進(jìn)作用，空間溢出效應(yīng)較弱。但從地區(qū)層面來看，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率存在區(qū)域異質(zhì)性，在東部和東北部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對提升區(qū)域科技創(chuàng)新效率起到直接作用，不存在地方政府競爭的中介效應(yīng)，并且東北部地區(qū)財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新具有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)；在中部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)則通過地方政府競爭的中介效應(yīng)來促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新效率的提升，并且地方政府競爭是財(cái)政分權(quán)影響科技創(chuàng)新效率的部分中介變量；而在西部地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對科技創(chuàng)新效率雖然也有正向促進(jìn)作用，但結(jié)果并不顯著。

基于上述結(jié)論，得到如下幾點(diǎn)政策啟示：一是繼續(xù)完善“中國式”財(cái)政分權(quán)體制，明確劃分各級政府之間的財(cái)權(quán)、事權(quán)以及相關(guān)的支出責(zé)任和管理權(quán)限。同時(shí)，進(jìn)一步下放財(cái)政權(quán)力，鼓勵(lì)地方政府制度創(chuàng)新進(jìn)行本地化探索，通過采取多元化措施來支持企業(yè)、高校和科研院所等的科技創(chuàng)新活動，在實(shí)現(xiàn)地方政府收支相匹配的前提下，最大限度地發(fā)揮財(cái)政分權(quán)對區(qū)域科技創(chuàng)新的激勵(lì)作用。二是引導(dǎo)地方政府合理開展以創(chuàng)新為目標(biāo)的有益競爭，根據(jù)各地方政府財(cái)力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和科技創(chuàng)新條件“因地施策”。此外，在鼓勵(lì)創(chuàng)新競爭的同時(shí)，也要加強(qiáng)對地方政府科技創(chuàng)新支出的約束，防止因過度追求創(chuàng)新數(shù)量而忽視了創(chuàng)新的質(zhì)量乃至成果的轉(zhuǎn)化和應(yīng)用。三是建立區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展聯(lián)盟，加快創(chuàng)新要素自由流動與人才互認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)等資源市場化配置，增強(qiáng)區(qū)域科技創(chuàng)新的互補(bǔ)性。