安博文，肖 義

（1. 華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021；2. 成都理工大學(xué) 管理科學(xué)學(xué)院，成都 610059）

一、引 言

創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展是我國(guó)重要的戰(zhàn)略目標(biāo)，對(duì)于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。馬克思曾指出，科學(xué)技術(shù)是推動(dòng)社會(huì)歷史發(fā)展的重要力量，對(duì)社會(huì)生產(chǎn)力起著決定性作用。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源于知識(shí)生產(chǎn)與資本積累，科技創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉。我國(guó)第十四個(gè)五年規(guī)劃指出，要堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，把科技自立自強(qiáng)作為國(guó)家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐?？萍纪度爰润w現(xiàn)了國(guó)家對(duì)科技研發(fā)的大力支持，也是國(guó)家以財(cái)政形式為科研事業(yè)提供的資金保障。近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢(shì)頭強(qiáng)勁，隨著國(guó)家對(duì)科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)的投入力度不斷加強(qiáng)，我國(guó)科技創(chuàng)新能力逐步增強(qiáng)，企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力也逐漸加強(qiáng)，促進(jìn)了企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益提高,提升了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。美中不足的是，與美國(guó)、日本相比,我國(guó)科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率相對(duì)較低［1］。雖然科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但伴隨時(shí)間推移,科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律［2］。針對(duì)上述問(wèn)題，相關(guān)研究認(rèn)為應(yīng)該重視改善科技投入結(jié)構(gòu)與健全科技投入管理體制，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)［3］。

基于此，本研究將著重探討財(cái)政科技經(jīng)費(fèi)增加對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制，厘清科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的可能因素，以期實(shí)現(xiàn)科技經(jīng)費(fèi)投入效用的最大化。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，研究中使用第四次經(jīng)濟(jì)普查結(jié)果測(cè)度經(jīng)濟(jì)效益，并將經(jīng)濟(jì)效益作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量，本文所采用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更貼近企業(yè)層面，研究結(jié)論能更好地為提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益服務(wù)；其二，研究方法中采用了空間分位數(shù)回歸與空間中介效應(yīng)模型，空間分位數(shù)回歸能夠同時(shí)考察不同水平下科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)［4］，空間中介效應(yīng)模型能夠厘清科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的可能因素并把因素的空間相關(guān)性考慮在內(nèi)［5］。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

從科技經(jīng)費(fèi)的來(lái)源結(jié)構(gòu)與使用情況來(lái)看，科技經(jīng)費(fèi)來(lái)源主要由政府財(cái)政、企業(yè)投資和金融貸款三部分構(gòu)成，其中企業(yè)投資占70%以上、財(cái)政撥款相對(duì)較少［6］，這一方面我國(guó)與美國(guó)存在差異。美國(guó)的企業(yè)科技投入占科技總投入60%左右且企業(yè)科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效果明顯，我國(guó)企業(yè)科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向反饋較弱［1］，這說(shuō)明我國(guó)不僅需要提高企業(yè)科技投入資金的使用效率，還應(yīng)重視政府科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用?？萍冀?jīng)費(fèi)使用主要包括基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展三個(gè)方面，其中基礎(chǔ)研究與應(yīng)用研究對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用［7］?；A(chǔ)研究與應(yīng)用研究是科技創(chuàng)新的核心要素，雖然短期內(nèi)二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果并不明顯，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看科技創(chuàng)新是國(guó)家力量的重要支撐，必將帶動(dòng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)以及綜合國(guó)力等多方面的發(fā)展。就科技經(jīng)費(fèi)投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)理而言，科技投入是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原因，政府財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率介于13%—18%之間［3，8］?？萍纪度肱c經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但二者之間僅存在單向因果關(guān)系，即科技投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是科技投入的格蘭杰原因［9］。此外，不僅科技經(jīng)費(fèi)投入能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，科技經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度以及科技人員投入也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響［10］。

依據(jù)上述分析提出假設(shè)1:

假設(shè)1：財(cái)政科技投入能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間效應(yīng)來(lái)看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)空間集聚特征，東南部地區(qū)表現(xiàn)為高高集聚,西北部地區(qū)表現(xiàn)為低低集聚。在考慮空間溢出效應(yīng)的條件下科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依舊具有正向推動(dòng)作用，這意味著本地區(qū)科技經(jīng)費(fèi)增加對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用［11］。科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間異質(zhì)性，浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴于企業(yè)科技投入［12］，但對(duì)于重慶而言，技術(shù)創(chuàng)新與科技投入都不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因［13］；內(nèi)蒙古財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在滯后性，并且科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期彈性高于短期彈性［14］，但對(duì)于湖南而言，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與科技投入之間還存在雙向因果關(guān)系［15］；廣東經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高，同時(shí)不平衡現(xiàn)象也較為突出，科技投入對(duì)珠三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用效果強(qiáng)于粵東西北地區(qū)［16］，與之相反，西藏經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，其科技經(jīng)費(fèi)投入也相對(duì)較低，因此需要提高科技投入資金規(guī)模與使用效率，并通過(guò)科技發(fā)展實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)趕超［17］。

依據(jù)上述分析提出假設(shè)2：

假設(shè)2：財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具備空間特性。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程和數(shù)字金融等諸多因素影響，并且各個(gè)因素的作用機(jī)制也紛繁復(fù)雜。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級(jí)化都會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響，雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的不確定性會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化成為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要來(lái)源，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化恰能平衡產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性［18］。雖然提高城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)并不明顯，但加快城鎮(zhèn)化有利于生產(chǎn)要素集聚，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。就現(xiàn)階段而言，生產(chǎn)要素集聚多傾向于物質(zhì)資本和人力資本，知識(shí)資本和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等高端要素的集聚效果并不明顯［19］。數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)包容性增長(zhǎng)，尤其是對(duì)于農(nóng)村地區(qū)的低收入群體而言，數(shù)字金融發(fā)展既可以顯著提高家庭收入水平，還可以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)均等化［20］。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)相輔相成的過(guò)程，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目的就是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又會(huì)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展積累資本，二者之間存在良性的促進(jìn)關(guān)系。結(jié)合上述研究成果來(lái)看：其一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在門檻效應(yīng)，財(cái)政科技投入增加有利于提高第二、三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)力水平，特別是帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展；其二，城鎮(zhèn)化進(jìn)程有利于加快傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的空間集聚，但對(duì)知識(shí)資本等現(xiàn)代化生產(chǎn)要素的空間集聚作用較弱，而財(cái)政科技投入的對(duì)象多為現(xiàn)代生產(chǎn)要素；其三，數(shù)字金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展多體現(xiàn)為包容性，服務(wù)范圍和服務(wù)功能存在地區(qū)、經(jīng)濟(jì)等條件限制，而數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開(kāi)科技創(chuàng)新，離不開(kāi)國(guó)家對(duì)現(xiàn)代數(shù)字化建設(shè)的投入。

依據(jù)上述分析提出假設(shè)3：

假設(shè)3：財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能存在外生因素。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究方法

1.空間分位數(shù)回歸模型

財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)可以借助空間分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)，具體模型如下：

式（1）中Per為經(jīng)濟(jì)效益，W×Per表示經(jīng)濟(jì)效益的空間效應(yīng)，F(xiàn)un為財(cái)政科技投入，W×Fun表示財(cái)政科技投入的空間效應(yīng)，Con為控制變量組，W×Con表示控制變量組的空間效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。文中經(jīng)濟(jì)效益與財(cái)政科技投入均為正向指標(biāo)，故β1＞ 0 表示假設(shè) 1 成立，說(shuō)明財(cái)政科技投入增加有利于提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)效益；當(dāng)β2估計(jì)結(jié)果通過(guò)顯著性檢驗(yàn)時(shí)表示假設(shè)2 成立，說(shuō)明鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入變動(dòng)會(huì)對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生影響。由于式（1）存在內(nèi)生性問(wèn)題，故采用MLE 估計(jì)，此外為分析不同水平樣本點(diǎn)的影響效果，本研究也采用分位數(shù)回歸對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)。

2.空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

于假設(shè)3 而言，財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響存在外生因素，意味著財(cái)政科技投入不僅能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還可以通過(guò)外生因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生次生效應(yīng)，本質(zhì)上就是外生因素在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在中介效應(yīng)，因此可以借助中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，具體模型如下：

中介效應(yīng)模型由以上三部分組成，模型中Per和Fun與式（1）中變量的含義相同，Exo代表外生因素，考慮到財(cái)政科技投入與外生因素可能存在空間特性，因此將二者的空間效應(yīng)W×Fun和W×Exo作為控制變量，故上述三個(gè)模型稱為空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。空間中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)規(guī)則如下：步驟一，若式（2）中的系數(shù)?1通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明財(cái)政科技投入會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響；若系數(shù)?1沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明財(cái)政科技投入不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，此時(shí)無(wú)需作之后的計(jì)量檢驗(yàn)。步驟二，若式（3）中的系數(shù)η1和式（4）中的系數(shù)π2都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著財(cái)政科技投入會(huì)對(duì)外生因素產(chǎn)生顯著影響且外生因素也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，這說(shuō)明財(cái)政科技投入會(huì)通過(guò)外生因素間接影響經(jīng)濟(jì)效益；若系數(shù)η1和π2至少有一個(gè)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，此時(shí)需要進(jìn)行步驟三。步驟三，當(dāng)系數(shù)η1和π2至少有一個(gè)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)時(shí)，需要對(duì)空間中介效應(yīng)模型作Sobel 檢驗(yàn)，若Sobel 檢驗(yàn)通過(guò)則意味著外生因素在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間存在中介作用，反之則不存在中介作用。如果模型中存在中介效應(yīng)，就計(jì)量分析的角度而言，式（2）測(cè)度了財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的全部效應(yīng)，而式（4）既包含了財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的直接效應(yīng)，也包含財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的次生效應(yīng)，因此系數(shù)?1與π1同號(hào)且有 |?1|＞ |π1|。為盡可能避免空間中介效應(yīng)模型中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，故采用MLE 估計(jì)。

（二）變量選擇

經(jīng)濟(jì)效益（Per）。經(jīng)濟(jì)效益為本文的目標(biāo)變量，也是被解釋變量，經(jīng)濟(jì)效益的測(cè)度方法主要有參數(shù)與非參數(shù)兩種方法，參數(shù)方法為隨機(jī)前沿分析，非參數(shù)方法為數(shù)據(jù)包絡(luò)分析。與隨機(jī)前沿分析法相比，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法無(wú)需對(duì)投入產(chǎn)出指標(biāo)的權(quán)重加以人為限定，測(cè)算結(jié)果更加貼近真實(shí)情況，故本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析中的CCR 模型測(cè)度我國(guó)31 個(gè)省市自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益。此外，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的測(cè)算結(jié)果旨在比較樣本地區(qū)間的相對(duì)大小，具體數(shù)值介于0 到1 之間，若某地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益為1，說(shuō)明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益處于強(qiáng)有效階段。結(jié)合全國(guó)第四次經(jīng)濟(jì)普查結(jié)果，為使測(cè)度結(jié)果能夠更好地從企業(yè)層面反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)效益，因此本研究選取的投入指標(biāo)包括資本投入（Cap）、勞動(dòng)力投入（Emp）和企業(yè)數(shù)量（Ent），產(chǎn)出指標(biāo)為營(yíng)業(yè)收入（Inc），各個(gè)投入產(chǎn)出指標(biāo)的代理變量依次為：法人單位資產(chǎn)總計(jì)、法人單位從業(yè)人員、法人單位個(gè)數(shù)和企業(yè)法人單位營(yíng)業(yè)收入。

財(cái)政科技投入。財(cái)政科技投入是本文的核心解釋變量，相關(guān)研究中財(cái)政科技投入的代理變量一般為 R&D 經(jīng)費(fèi)和 R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度［4，16］。也有文獻(xiàn)中表明，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用強(qiáng)于R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用［21］?？紤]到代理變量的選擇性偏誤以及為了檢驗(yàn)計(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)選擇R&D經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為財(cái)政科技投入的代理變量。參考之前研究的有關(guān)做法，將R&D經(jīng)費(fèi)作取對(duì)數(shù)處理。采用R&D 經(jīng)費(fèi)取對(duì)數(shù)衡量的財(cái)政科技投入（Fun）和采用R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度衡量的財(cái)政科技投入（Int）均為正向指標(biāo)。

控制變量與中介變量。為了剔除其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Eco）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind）、城鎮(zhèn)化水平（Urb）和數(shù)字普惠金融（Fin）納入計(jì)量模型之中。這里作以下兩點(diǎn)說(shuō)明：其一，從各個(gè)變量的計(jì)算方法來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用人均GDP 衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)占比測(cè)度，城鎮(zhèn)化水平以城鎮(zhèn)人口比重計(jì)算，數(shù)字普惠金融以北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)測(cè)度［22］，為避免回歸系數(shù)過(guò)小，文中將數(shù)字普惠金融指數(shù)除以100；其二，在空間分位數(shù)回歸模型中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融以及它們的空間效應(yīng)變量均作為控制變量，在空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，依次將?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融作為中介變量，將與之對(duì)應(yīng)的空間效應(yīng)變量作為控制變量。

四、財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的作用機(jī)制

本文擬用空間計(jì)量模型對(duì)上述三個(gè)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，采用空間計(jì)量模型的首要前提是對(duì)目標(biāo)變量和核心解釋變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。常用的空間權(quán)重矩陣有相鄰距離矩陣、地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣，考慮到經(jīng)濟(jì)效益為目標(biāo)變量，若將經(jīng)濟(jì)距離矩陣作為空間權(quán)重矩陣，可能會(huì)導(dǎo)致計(jì)量模型出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題，故本研究選用相鄰距離矩陣；同時(shí)為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，也將地理距離矩陣作為空間權(quán)重矩陣。

（一）空間特征分析

借助Moran 指數(shù)考察各變量的空間集聚效應(yīng)，基于相鄰距離矩陣和地理距離矩陣計(jì)算的全局Moran 指數(shù)如表1 所示。首先，就經(jīng)濟(jì)效益與財(cái)政科技投入而言，兩種空間權(quán)重矩陣下的經(jīng)濟(jì)效益、R&D 經(jīng)費(fèi)以及R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度均為正數(shù)且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明三個(gè)變量都存在顯著的空間正向集聚效應(yīng)。這意味著在分析財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響時(shí)，既要考慮本地區(qū)財(cái)政科技投入對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益的作用，還要考慮鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益的作用。再者，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融也存在空間集聚效應(yīng)，因此有必要在空間分位數(shù)回歸模型中將這些變量的空間效應(yīng)作為控制變量，也有必要在空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭袑⒏髯缘目臻g效應(yīng)作為控制變量。

表1 全局Moran 指數(shù)計(jì)算結(jié)果

借助BCG 矩陣模型討論財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益的空間協(xié)調(diào)性。BCG 矩陣模型也稱四象限分析法，王海蕓和劉楊采用BCG 矩陣模型對(duì)科技金融的發(fā)展策略進(jìn)行分析［23］，本研究沿用該方法從空間視角分析財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益的協(xié)調(diào)性。繪制如圖1 和圖2 所示的BCG 矩陣圖，圖中橫軸表示本地區(qū)或鄰近地區(qū)的財(cái)政科技投入，縱軸表示本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益。橫坐標(biāo)軸的正方向?yàn)橛勺笾劣?，縱坐標(biāo)軸的正方向?yàn)橛上轮辽?。第一象限的省份為高?cái)政科技投入、高經(jīng)濟(jì)效益，簡(jiǎn)稱“高—高型”；第四象限的省份為高財(cái)政科技投入、低經(jīng)濟(jì)效益，簡(jiǎn)稱“高—低型”；第二象限的省份為低財(cái)政科技投入、高經(jīng)濟(jì)效益，簡(jiǎn)稱“低—高型”；第三象限的省份為低財(cái)政科技投入、低經(jīng)濟(jì)效益，簡(jiǎn)稱“低—低型”。

圖1 本地區(qū)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益BCG 矩陣圖

圖2 鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益BCG矩陣圖

在不考慮空間地理位置關(guān)系時(shí)，以北京、上海、浙江、廣東為代表的東部省份多屬于高—高型，即高財(cái)政科技投入與高經(jīng)濟(jì)效益的優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)階段，說(shuō)明這些省份的財(cái)政科技投入資金量較大且資金支出結(jié)構(gòu)較為合理；以貴州、寧夏、新疆、西藏為代表的西部省份多屬于低—低型，即低財(cái)政科技投入與低經(jīng)濟(jì)效益的劣質(zhì)協(xié)調(diào)階段，說(shuō)明這些省份可能由于財(cái)政科技投入資金量較小導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)效益相對(duì)較低；從R&D 經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度角度來(lái)看，湖南和四川一直屬于高—低型，即高財(cái)政科技投入與低經(jīng)濟(jì)效益的劣質(zhì)不協(xié)調(diào)階段，說(shuō)明這兩個(gè)省份的財(cái)政科技投入資金使用結(jié)構(gòu)存在不合理現(xiàn)象，從而導(dǎo)致財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用并不明顯，甚至出現(xiàn)抑制效應(yīng)；就江西而言，R&D 經(jīng)費(fèi)作為橫軸時(shí)屬于高—高型，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為橫軸時(shí)屬于低—高型，可見(jiàn)其財(cái)政科技投入資金使用效率較高，對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用更強(qiáng)。在考慮空間地理位置關(guān)系時(shí)，北京、天津、上海、江蘇等省份依舊屬于高—高型，說(shuō)明這些省份的經(jīng)濟(jì)效益與鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入存在優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)關(guān)系；廣東、陜西和遼寧由高—高型轉(zhuǎn)為了低—高型，意味著與增加本地區(qū)財(cái)政科技投入相比，增加鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入的邊際效用更強(qiáng)，更能促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益提升，說(shuō)明應(yīng)該以廣東、陜西和遼寧為中心向外輻射，促進(jìn)南部沿海地區(qū)、西北內(nèi)陸地區(qū)以及東北地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展；寧夏、青海、西藏、新疆等省份依舊屬于低—低型，說(shuō)明這些省份的經(jīng)濟(jì)效益與鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入存在劣質(zhì)協(xié)調(diào)關(guān)系；貴州、廣西和海南由低—低型轉(zhuǎn)為了高—低型，就地理位置而言，這三個(gè)省份距離相近且靠近廣東，應(yīng)該借助廣東的優(yōu)質(zhì)資源打造中南地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。

（二）財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的直接效應(yīng)分析

將財(cái)政科技投入作為自變量、經(jīng)濟(jì)效益作為因變量，表2 分別給出了R&D 經(jīng)費(fèi)作為代理變量和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為代理變量的估計(jì)結(jié)果，表中 MLE、0.2 分位點(diǎn)、0.4 分位點(diǎn)、0.6 分位點(diǎn)和0.8 分位點(diǎn)依次代表平均水平、較低水平、中低水平、中高水平和較高水平。

表2 財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益影響的空間分位數(shù)回歸模型估計(jì)結(jié)果

就財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的回歸系數(shù)而言，無(wú)論經(jīng)濟(jì)效益處于較低水平、中低水平、平均水平、中高水平還是較高水平，R&D 經(jīng)費(fèi)的系數(shù)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的系數(shù)全部通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，由于文中設(shè)定的財(cái)政科技投入和經(jīng)濟(jì)效益均為正向指標(biāo)，且估計(jì)結(jié)果中財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響系數(shù)為正，這說(shuō)明增加財(cái)政科技投入有利于提高經(jīng)濟(jì)效益。從回歸系數(shù)的大小來(lái)看，一方面，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度系數(shù)約為R&D 經(jīng)費(fèi)系數(shù)的兩倍，說(shuō)明與R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的邊際效應(yīng)相比，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這與之前學(xué)者的研究結(jié)論一致［21］；另一方面，與指標(biāo)自身相比較而言，在較低水平、中低水平和中等水平處R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用稍強(qiáng)，而R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用稍弱，在中高水平和較高水平處R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用稍強(qiáng)，而R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用稍弱，這意味著在中等及偏下水平的省份應(yīng)該注重財(cái)政科技投入資金的總量，中等偏上水平省份更應(yīng)重視財(cái)政科技投入資金在GDP 中的比重?？傊瑹o(wú)論是綜合考慮不同分位水平下財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響，還是基于指標(biāo)選擇性偏誤角度選擇兩種代理變量，最終得出的結(jié)論都是財(cái)政科技投入增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提高，故此假設(shè)1 成立。

就財(cái)政科技投入空間交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的回歸系數(shù)而言，無(wú)論經(jīng)濟(jì)效益處于何種水平，R&D 經(jīng)費(fèi)空間交互項(xiàng)的系數(shù)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度空間交互項(xiàng)的系數(shù)全部為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，并且中高水平和較高水平處的系數(shù)更為顯著，由此可見(jiàn)，財(cái)政科技投入的空間交互項(xiàng)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響。這意味著本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益會(huì)受到鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入的顯著影響。從不同分位點(diǎn)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)效益屬于中等偏上水平的省份，其經(jīng)濟(jì)效益增長(zhǎng)更易受到鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入的影響。從回歸系數(shù)的大小來(lái)看，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度空間交互項(xiàng)系數(shù)高于R&D 經(jīng)費(fèi)空間交互項(xiàng)系數(shù)，這一點(diǎn)與本地區(qū)R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度和R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的作用效果類似。無(wú)論是鄰近地區(qū)R&D 經(jīng)費(fèi)還是鄰近地區(qū)R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度，二者對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用都隨分位點(diǎn)上升而增強(qiáng)，這說(shuō)明越高水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益受到鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入影響程度越大。因此，無(wú)論是從財(cái)政科技投入空間交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性來(lái)看，還是從不同水平下財(cái)政科技投入空間交互項(xiàng)系數(shù)的大小來(lái)看，都驗(yàn)證了財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響存在空間特性，因此假設(shè)2 成立。從以上分析也能看出，中等以上水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益更易受到鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入的影響，并且水平越高影響作用越強(qiáng)，這充分說(shuō)明了我國(guó)應(yīng)該以高經(jīng)濟(jì)效益地區(qū)為中心，建立多中心、多層級(jí)、多節(jié)點(diǎn)的網(wǎng)絡(luò)型發(fā)展區(qū)域，以促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

（三）財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的次生效應(yīng)分析

表2 估計(jì)結(jié)果顯示，雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平、數(shù)字普惠金融以及各自空間交互項(xiàng)的系數(shù)未能在所有水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但這些變量都在部分水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在一定程度上可以認(rèn)為這些變量會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響。因此，本部分依次將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融作為可能中介變量，通過(guò)空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ万?yàn)證這些變量是否在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間發(fā)揮中介作用。表3、表4 和表5 依次估計(jì)了中介變量的三個(gè)模型，表3 中將經(jīng)濟(jì)效益作為因變量、財(cái)政科技投入作為核心解釋變量，旨在估計(jì)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的總效應(yīng)；表4 中分別將4 個(gè)可能中介變量作為因變量、財(cái)政科技投入作為核心解釋變量，旨在檢驗(yàn)財(cái)政科技投入能否對(duì)可能中介變量產(chǎn)生顯著影響；表5 中經(jīng)濟(jì)效益作為因變量，核心解釋變量和可能中介變量作為自變量，旨在分析財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響結(jié)構(gòu)。鑒于篇幅有限，這里僅選擇變換指標(biāo)測(cè)度方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即分別將R&D 經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為財(cái)政科技投入的代理變量，采用該方法還能較大程度上減小指標(biāo)選擇性偏誤。

表3 估計(jì)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響系數(shù)，模型1—4 依次對(duì)應(yīng)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融作為可能中介變量的估計(jì)結(jié)果，檢驗(yàn)1—4 依次對(duì)應(yīng)模型1—4的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。無(wú)論是R&D 經(jīng)費(fèi)作為代理變量還是R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為代理變量，所有系數(shù)均通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，并且所有系數(shù)均為正值，說(shuō)明財(cái)政科技投入增加確實(shí)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提高。再者，R&D 經(jīng)費(fèi)的系數(shù)圍繞在0.79 左右，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的系數(shù)圍繞在0.84 左右，R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的帶動(dòng)效應(yīng)比R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的帶動(dòng)效應(yīng)高出約五個(gè)百分點(diǎn)。就控制變量的顯著性而言，當(dāng)R&D 經(jīng)費(fèi)作為代理變量時(shí)多數(shù)控制變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但當(dāng)R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為代理變量時(shí)僅有少數(shù)控制變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，就空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投?，控制變量是否通過(guò)顯著性檢驗(yàn)對(duì)中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果不會(huì)產(chǎn)生影響，故控制變量的顯著性與回歸系數(shù)不作為本部分討論的重點(diǎn)。

表3 不同可能中介變量下財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的總效應(yīng)估計(jì)

表4 估計(jì)了財(cái)政科技投入對(duì)可能中介變量的影響系數(shù)。首先，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)外，其他外生因素作為可能中介變量時(shí)，R&D 經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的系數(shù)均大于0 且通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明財(cái)政科技投入能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和數(shù)字普惠金融提高；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為可能中介變量時(shí)，僅有R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的系數(shù)通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，并且系數(shù)為正，說(shuō)明僅有R&D 經(jīng)費(fèi)在GDP 中所占比重才能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用并不明顯。其次，比較R&D 經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度兩個(gè)代理變量的系數(shù)，依舊是R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的系數(shù)較大，這也說(shuō)明了R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)這四個(gè)外生因素的促進(jìn)作用更強(qiáng)。此外，對(duì)比不同可能中介變量下財(cái)政科技投入的回歸系數(shù)，不難發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是數(shù)字普惠金融，再次是城鎮(zhèn)化水平，最后是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和數(shù)字普惠金融對(duì)財(cái)政科技投入更為敏感，相比之下二者水平的提升更依賴于科技創(chuàng)新與科技研發(fā)。

表5 依次展示了四個(gè)可能中介變量的估計(jì)結(jié)果。其一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間發(fā)揮中介作用。表3 模型1 證明了財(cái)政科技投入會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，表4 第一列估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了財(cái)政科技投入會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生顯著影響，在同時(shí)考慮財(cái)政科技投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的條件下，表5 模型1 證實(shí)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，故此經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是中介變量。從系數(shù)大小來(lái)看，表3模型 1 中 R&D 經(jīng)費(fèi)系數(shù)為 0.078，表 5 模型 1 中R&D 經(jīng)費(fèi)系數(shù)為0.059，二者數(shù)值的大小關(guān)系符合之前的理論分析；表5 模型1 將R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的總效應(yīng)分解為R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的直接效應(yīng)和R&D 經(jīng)費(fèi)通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的次生效應(yīng)，并且次生效應(yīng)（或稱中介效應(yīng)）占總效應(yīng)的比重為23.8%。此外，若將R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度作為代理變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是中介變量的結(jié)論依然成立，并且次生效應(yīng)占比增加到45.5%。其二，城鎮(zhèn)化水平也是財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間的中介變量，意味著財(cái)政科技投入還能通過(guò)推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提升。第二、三產(chǎn)業(yè)多分布于城市，城市中第二、三產(chǎn)業(yè)的企業(yè)規(guī)模要高于農(nóng)村，本文在測(cè)算經(jīng)濟(jì)效益時(shí)采用的是第四次經(jīng)濟(jì)普查相關(guān)數(shù)據(jù)，企業(yè)數(shù)量、規(guī)模等統(tǒng)計(jì)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為了投入產(chǎn)出變量，因此城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)效益存在正向關(guān)系毋庸置疑。相對(duì)而言，城市的科技水平明顯高于農(nóng)村地區(qū)，城市的科技研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施等條件也強(qiáng)于農(nóng)村，財(cái)政科技投入資金流向城市的邊際效用更大，因此財(cái)政科技投入多傾向于城市。其三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)無(wú)法作為財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間的中介變量。表4 估計(jì)結(jié)果表明，R&D 經(jīng)費(fèi)未對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響，僅有R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著影響，表5 模型2 和檢驗(yàn)2 中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都未對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，并且Sobel 檢驗(yàn)也表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)未通過(guò)中介變量檢驗(yàn)。其四，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同理，數(shù)字普惠金融也無(wú)法在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間發(fā)揮中介作用。由上述分析可知，財(cái)政科技投入不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)效益具有直接效應(yīng)，還能通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生次生效應(yīng)，故假設(shè)3 成立。

表4 財(cái)政科技投入對(duì)不同可能中介變量的效應(yīng)估計(jì)

表5 不同可能中介變量下財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的次生效應(yīng)估計(jì)

（四）分經(jīng)濟(jì)區(qū)異質(zhì)性討論

上述實(shí)證結(jié)果表明，財(cái)政科技投入的空間交互項(xiàng)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生顯著影響，意味著財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響存在較強(qiáng)的空間特性，本文猜測(cè)這一影響可能是由于不同經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展的空間異質(zhì)性所導(dǎo)致，同時(shí)考慮到樣本量對(duì)回歸結(jié)果的影響，這部分將31 個(gè)省份劃分為五個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)，分別為北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)（包括北京、天津、河北、山東、遼寧、吉林和黑龍江）、東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)（包括上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南）、中部經(jīng)濟(jì)區(qū)（包括陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古、湖北、湖南、江西和安徽）、大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)（包括云南、貴州、四川、重慶和廣西）以及大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)（包括甘肅、青海、寧夏、西藏和新疆）。

圖3 展示了財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益的地區(qū)分布狀況，各項(xiàng)指標(biāo)的平均水平主要呈現(xiàn)“東南沿海＞北部沿海及東北＞中部＞大西南＞大西北”的分布特點(diǎn)。按照發(fā)展水平可以將五大經(jīng)濟(jì)區(qū)分為高中低三個(gè)層次：東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于高水平類型，各項(xiàng)指標(biāo)高出平均水平1.0—1.5 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，以上海、廣東為代表的東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)以外向型經(jīng)濟(jì)為主，主要生產(chǎn)高新技術(shù)產(chǎn)品和高檔消費(fèi)品。北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)和中部經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于中水平類型，北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)在財(cái)政科技投入方面超過(guò)全國(guó)平均水平，北京中關(guān)村作為全國(guó)高新技術(shù)中心，科研投入與科研產(chǎn)出水平較高，相比于上海和深圳，中關(guān)村的科研產(chǎn)出主要為高新技術(shù)研發(fā)，同時(shí)由于河北、山東及東北三省的科技水平一般，故此拉低了北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)的科技投入與產(chǎn)出水平。中部經(jīng)濟(jì)區(qū)的各項(xiàng)指標(biāo)基本圍繞在全國(guó)平均水平，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理、對(duì)外開(kāi)放水平不高等現(xiàn)象依舊存在，同時(shí)中部經(jīng)濟(jì)區(qū)“三農(nóng)”問(wèn)題較為突出，這也導(dǎo)致該經(jīng)濟(jì)區(qū)城鎮(zhèn)化水平相對(duì)較低，可見(jiàn)，中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略仍任重而道遠(yuǎn)。大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于低水平類型，所有指標(biāo)中二者均低于全國(guó)平均水平，大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)各項(xiàng)指標(biāo)更是低于平均水平1.5 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以上，以新疆、西藏為代表的大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)位于我國(guó)內(nèi)陸，交通不便阻礙了大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)與內(nèi)地的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與科技聯(lián)系，隨著我國(guó)“一帶一路”倡議的提出，與內(nèi)地經(jīng)濟(jì)、科技等方面聯(lián)系薄弱的現(xiàn)象有所緩解；大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)分別以工業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)為主，同時(shí)兼顧發(fā)展旅游業(yè)，這也是導(dǎo)致兩大經(jīng)濟(jì)區(qū)經(jīng)濟(jì)效益較低的主要原因。

圖3 分經(jīng)濟(jì)區(qū)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益概況

表6 分經(jīng)濟(jì)區(qū)估計(jì)了財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響系數(shù)，鑒于篇幅有限，表中僅給出了相鄰距離矩陣下R&D 經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益影響的MLE 估計(jì)結(jié)果。從各經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展的同質(zhì)性來(lái)看，財(cái)政科技投入及其空間交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響系數(shù)全部為正，并且絕大多數(shù)系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明增加財(cái)政科技投入會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提高的結(jié)論在各經(jīng)濟(jì)區(qū)依然適用，也說(shuō)明各經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響依然存在空間溢出效應(yīng)且這一影響是正向的。從各經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展的異質(zhì)性來(lái)看，不同經(jīng)濟(jì)區(qū)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)效果有所差別，北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益會(huì)受到R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的顯著影響，但對(duì)R&D 經(jīng)費(fèi)的促進(jìn)作用并不敏感，北京R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度位居全國(guó)之首，R&D 經(jīng)費(fèi)增加對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用可能開(kāi)始出現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減。因此，為促進(jìn)北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益提升，只能依靠提高R&D 經(jīng)費(fèi)在GDP 中的占比來(lái)帶動(dòng)。就東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)而言，R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響顯著而R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響不顯著，并且R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用在五大經(jīng)濟(jì)區(qū)中排名第一，東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)為全國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)品的制造中心，增加R&D 經(jīng)費(fèi)的投入總量有利于提高高新技術(shù)產(chǎn)品產(chǎn)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提升。大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)也僅受到R&D經(jīng)費(fèi)的顯著影響，但影響程度較小，大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)以第一產(chǎn)業(yè)中的棉、果、糧、畜產(chǎn)品加工業(yè)為主，故此對(duì)財(cái)政科技投入的彈性較差。中部經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效益會(huì)同時(shí)受到R&D經(jīng)費(fèi)和R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度的顯著影響，地理位置上兩大經(jīng)濟(jì)區(qū)相近且特點(diǎn)相似，因此，在財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的作用機(jī)制上二者存在相同之處。

表6 分經(jīng)濟(jì)區(qū)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響系數(shù)估計(jì)

五、結(jié)論與建議

以理論分析為基礎(chǔ)，基于2018 年我國(guó)31 個(gè)省份的截面數(shù)據(jù)分析財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響機(jī)制。得到主要結(jié)論：第一，財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益都存在空間正向集聚，無(wú)論是否考慮地理位置因素，東部省份多處于高財(cái)政科技投入與高經(jīng)濟(jì)效益的優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)階段，而西部省份多處于低財(cái)政科技投入與低經(jīng)濟(jì)效益的劣質(zhì)協(xié)調(diào)階段；第二，增加財(cái)政科技投入能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益提升，中等及偏下水平的省份R&D 經(jīng)費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用較強(qiáng)，中等偏上水平省份R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的促進(jìn)作用較強(qiáng)；第三，財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響存在正向空間溢出效應(yīng)，并且空間溢出效應(yīng)隨分位點(diǎn)上升而逐漸增強(qiáng)，這表明經(jīng)濟(jì)效益越高的地區(qū)越易受到鄰近地區(qū)財(cái)政科技投入的影響；第四，財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城鎮(zhèn)化和數(shù)字普惠金融呈顯著的正向變動(dòng)關(guān)系，在本文考察的四個(gè)因素中僅有經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化在財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益之間發(fā)揮中介作用，并且財(cái)政科技投入通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)生的次生效應(yīng)更強(qiáng)；第五，不同經(jīng)濟(jì)區(qū)財(cái)政科技投入與經(jīng)濟(jì)效益存在明顯的等級(jí)分化現(xiàn)象，東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于較高水平，北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)和中部經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于中等水平，大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于較低水平，并且不同經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)財(cái)政科技投入對(duì)經(jīng)濟(jì)效益的影響效果存在空間異質(zhì)性。

基于上述結(jié)論提出如下對(duì)策建議：第一，建立多元化、多層次的財(cái)政科技投入體系，優(yōu)化科研投入資金的配置結(jié)構(gòu)，完善產(chǎn)學(xué)研合作機(jī)制，提高財(cái)政科技投入資金的使用效率與轉(zhuǎn)化水平；第二，促進(jìn)各經(jīng)濟(jì)區(qū)財(cái)政科技投入資金的協(xié)調(diào)發(fā)展，加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)區(qū)間科技、經(jīng)濟(jì)等方面的交流聯(lián)系，低水平省份應(yīng)結(jié)合自身優(yōu)勢(shì)主動(dòng)對(duì)接高水平省份，同時(shí)高水平省份也要充分發(fā)揮自身資源、經(jīng)濟(jì)等方面的優(yōu)勢(shì)帶動(dòng)低水平省份發(fā)展；第三，各經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部要打破省際間的行政分割，加強(qiáng)跨省域的協(xié)作交流，同時(shí)各經(jīng)濟(jì)區(qū)還需根據(jù)自身特點(diǎn)，制定能夠帶動(dòng)自身發(fā)展的相關(guān)政策。例如：大西南經(jīng)濟(jì)區(qū)與大西北經(jīng)濟(jì)區(qū)要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)、工業(yè)和旅游業(yè)的科技人才隊(duì)伍建設(shè)，這兩大經(jīng)濟(jì)區(qū)還可以搭乘“一帶一路”建設(shè)的順風(fēng)車，加強(qiáng)與內(nèi)地省份的交流與聯(lián)系；北部沿海及東北經(jīng)濟(jì)區(qū)應(yīng)該適當(dāng)增加R&D 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度，同時(shí)加快科研成果的轉(zhuǎn)化效率，特別是加強(qiáng)科研成果在工業(yè)和制造業(yè)方面的轉(zhuǎn)化；東南沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，適當(dāng)增加R&D 經(jīng)費(fèi)投入以擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品和高檔消費(fèi)品的生產(chǎn)規(guī)模；中部經(jīng)濟(jì)區(qū)以工業(yè)為主，適當(dāng)加強(qiáng)財(cái)政科技投入在工業(yè)方面的成果轉(zhuǎn)化，同時(shí)還要注重“三農(nóng)”問(wèn)題的解決，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，深入推進(jìn)中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略。