劉成杰 蘇 虹 馮 婷

內(nèi)容提要：本文利用2009-2020年中國31個省級面板數(shù)據(jù)，運用基準回歸模型分析財政科技投入影響創(chuàng)新產(chǎn)出的區(qū)域差異，隨后以人才集聚為門檻變量構(gòu)建面板門檻模型揭示財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性機制。結(jié)論表明：財政科技投入能夠顯著促進以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實用新型專利授權(quán)數(shù)以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)為表征的區(qū)域創(chuàng)新提升，并通過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立?；诓煌貐^(qū)存在人才集聚等因素差異，財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出顯著區(qū)域差異，東部地區(qū)的財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的促進作用遠大于中西部地區(qū)；財政科技投入作用于區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展時存在基于人才集聚的雙重門檻效應，在跨過相應的雙門檻的過程中，即隨著人才集聚程度的擴大，財政科技投入在一定程度上能夠顯著地提升區(qū)域創(chuàng)新。因此，深化財政科技投入結(jié)構(gòu)、充分釋放政策綜合效應以及科學把握人才集聚合理區(qū)間，對于助力區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展、建設科技強國具有重要意義。

一、引言與文獻綜述

近年來，受復雜嚴峻的國際環(huán)境、國內(nèi)疫情多點散發(fā)等超預期因素沖擊，我國經(jīng)濟下行壓力不斷加大，正面臨著消費動力不足，外貿(mào)出口因國內(nèi)外疫情形勢反復而增速放緩，制造業(yè)投資疲軟的發(fā)展現(xiàn)狀，這意味著我國經(jīng)濟發(fā)展正處于一個低谷期，而經(jīng)濟發(fā)展周期本質(zhì)上是由技術周期決定的。伴隨著一系列根本性技術創(chuàng)新，引起多個技術系統(tǒng)的變更與創(chuàng)新，形成新的技術-經(jīng)濟范式下的一系列產(chǎn)品系統(tǒng)，影響到經(jīng)濟的各個部門，新技術新產(chǎn)品在不同部門和國別間的擴散，形成分工地位和經(jīng)濟增長基本態(tài)勢，導致新經(jīng)濟周期的產(chǎn)生。為保障我國經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)中求進，在創(chuàng)新的孕育階段把握住經(jīng)濟復蘇的機會，我們必須在現(xiàn)有的內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境和經(jīng)濟周期階段里聚焦于新科技革命，在本輪新科技革命的競爭中搶占先機，才能掌握未來新一輪經(jīng)濟發(fā)展周期的主動權(quán)、主導權(quán)。2021年，《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》指出，“堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐”，這再次印證，努力推動區(qū)域創(chuàng)新是打破僵局的關鍵出路。區(qū)域創(chuàng)新對于優(yōu)化區(qū)域資源配置，推動區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有重要意義，增強區(qū)域創(chuàng)新能力能夠有效促進知識、技術、人才等創(chuàng)新要素的集聚，增強國家經(jīng)濟發(fā)展實力，進一步提升國家綜合實力和國際競爭力，鞏固國內(nèi)經(jīng)濟回升向好趨勢。財政科技投入是政府實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的一大助力，通過合理分配財政科技投入資金，加快科技創(chuàng)新和成果轉(zhuǎn)化，增強區(qū)域創(chuàng)新能力。2009-2020年間，我國財政科技支出力度不斷加大，為我國各個地區(qū)的科技事業(yè)和區(qū)域創(chuàng)新提供了有力保障。另一方面，為早日實現(xiàn)我國由科技大國向科技強國轉(zhuǎn)變的戰(zhàn)略目標，研究財政科技投入在區(qū)域創(chuàng)新方面的實際效果，對于合理規(guī)劃區(qū)域科技投入、提升創(chuàng)新資源配置效率、提升財政資金管理機制效能以及提高協(xié)調(diào)區(qū)域創(chuàng)新能力具有重要的現(xiàn)實意義。

2022年政府工作報告提到，“要用好政府投資資金，帶動擴大有效投資?！痹谶^去的相關研究中，許多學者研究了政府投資對全要素生產(chǎn)率（郭慶旺和賈俊雪，2005）、經(jīng)濟增長（范柏乃等，2004；羅家明和王衛(wèi)紅，2004；盧金貴和余可，2010）、勞動報酬占比（劉蘭娟等，2013）、人才集聚（馬嘉楠等，2018）以及高新技術產(chǎn)業(yè)（馬嘉楠和周振華，2018；馬克和和張婷婷，2019）等方面的影響效果，其研究內(nèi)容已相當廣泛。隨著創(chuàng)新引領發(fā)展的理念持續(xù)深入，我國政府逐年加大財政科技投入，吸引了大批學者和企業(yè)進入到創(chuàng)新領域進行研究，較多學者基于中國情境研究財政科技投入、財政專項補貼等財政資金對于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，例如劉和東（2007）研究發(fā)現(xiàn)財政科技投入與企業(yè)自主創(chuàng)新存在顯著的長期均衡關系。蘇娜（2019）選取北京航天城四千余家高端裝備制造企業(yè)的非線性截面數(shù)據(jù)，分析得出財政科技專項補貼與企業(yè)研發(fā)投入呈現(xiàn)出顯著的互補效應，其中“區(qū)域人才集聚”財政補貼對于企業(yè)R&D投入影響最為顯著。胡紹雨（2021）分析了我國地方財政投入支持企業(yè)自主創(chuàng)新的現(xiàn)狀，認為我國地方財政科技投入存在資金結(jié)構(gòu)不合理以及增長機制不健全等問題。部分學者認為，財政科技投入不僅能直接影響到區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出，也能通過其他關鍵要素影響到創(chuàng)新產(chǎn)出效應。李瑞茜和白俊紅（2013）證實政府R&D資助企業(yè)研發(fā)存在門檻效應，且政府R&D資助強度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)技術水平和產(chǎn)權(quán)類型與政府R＆D資助的效果呈現(xiàn)出“倒U型”關系，而企業(yè)績效對政府R＆D資助的效果呈現(xiàn)遞增趨勢。肖文和林高榜（2014）發(fā)現(xiàn)，當存在“遠期”技術偏好和資金用途管理缺失時，政府支持會限制工業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新效率提升。賈佳（2017）研究發(fā)現(xiàn)，若稅收優(yōu)惠配置無效率，則財政支持對工業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新績效的提升同樣會無效率。吳非等（2018）結(jié)合地方政府行為，研究得出財政R&D補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效應有極強的異質(zhì)性，并得出地方績效考核對于財政資金使用效果具有提升作用。李政和楊思瑩（2018）研究發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)能夠促進區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，但同時抑制了政府創(chuàng)新偏好，在一定程度上又損耗了區(qū)域創(chuàng)新效率。孫青（2022）將財政科技投入與科研人力資本作為同等因素來研究對長江經(jīng)濟帶區(qū)域創(chuàng)新的影響，得出財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新具有明顯的促進作用，而科研人力資本的作用還有待挖掘。

綜合上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，學界對于財政科技投入與企業(yè)或區(qū)域創(chuàng)新投入已經(jīng)進行了較為細致的研究，但大部分學者的討論集中于政府行為和企業(yè)規(guī)模等影響因素在財政科技投入與創(chuàng)新投入產(chǎn)出所發(fā)揮的作用，較少學者思考人力資本在財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新影響的作用機制中究竟扮演了怎樣的角色。因此，本文以研究財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的作用效應為出發(fā)點，深入探討人才集聚在其中發(fā)揮的作用，利用財政科技投入的引領性引導各省地方政府和企業(yè)增強對當?shù)貏?chuàng)新產(chǎn)出的重視程度，充分發(fā)揮人才集聚優(yōu)勢，顯著提升區(qū)域科技創(chuàng)新能力。

相較于已有研究，本文重點探討財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的作用路徑，其可能的邊際貢獻在于：首先，選取了發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實用新型專利授權(quán)數(shù)以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新的代理變量，使區(qū)域創(chuàng)新的表征更為全面直觀，進而為后續(xù)更深入地剖析財政科技投入具體對哪方面的科技創(chuàng)新的影響更為顯著奠定了基礎；其次，分析財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的異質(zhì)性，這有助于更好地了解其中的影響機理，并給出針對性的對策建議；最后，使用面板門檻回歸，以人才集聚為門檻變量，財政科技投入為門檻依賴變量，探究人才集聚在財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新的過程中的合理區(qū)間，為今后制定相關的政策提供科學、全面的依據(jù)。

二、理論分析與研究假設

區(qū)域創(chuàng)新是國家創(chuàng)新資源布局的地域體現(xiàn)和國家創(chuàng)新體系構(gòu)建的關鍵環(huán)節(jié)，需要私人企業(yè)和政府共同支持，才能推動其穩(wěn)定健康實現(xiàn)。財政科技投入作為政府支持創(chuàng)新的重要抓手，最首要的作用在于降低區(qū)域創(chuàng)新所需要的初始成本，保證其最基本的資金投入，有效地為區(qū)域創(chuàng)新“減負”。其次，財政科技投入對于區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展具有引領性作用。財政科技投入主要包含財政資助與補貼、成果獎勵、政府采購和資源共享等涉及財政資金的直接支出，加之我國逐漸注重對知識產(chǎn)權(quán)的保護，在這一政策環(huán)境下，會吸引較多的私人企業(yè)進入創(chuàng)新型行業(yè)或者對自身企業(yè)進行創(chuàng)新活動。最后，財政科技投入能直接激發(fā)和釋放科研隊伍的創(chuàng)新活力，增強科研人員的獲得感，以此來促進區(qū)域創(chuàng)新的進行。綜上所述，提出以下假設：

假設H1：財政科技投入對于區(qū)域創(chuàng)新具有正向的直接影響。

在我國現(xiàn)代化建設過程中，由于中國各區(qū)域之間在人口地形、經(jīng)濟基礎、交通通信、科技創(chuàng)新以及教育文化等方面都存在著巨大的差距，尤其是東中西部地區(qū)差異明顯，往往會導致不同的地區(qū)政策實施效果不同。在經(jīng)濟比較發(fā)達的東部地區(qū)，由于經(jīng)濟發(fā)展程度高，財政收入水平高，地方政府財政科技投入占比也較高，因而創(chuàng)新產(chǎn)出效率較高；而受自身經(jīng)濟發(fā)展水平和財政能力制約的中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，存在財政資金規(guī)模小、財政投入效率低、財政支持不具有長期性等問題，因而沒有足夠的財力在科學技術方面投入更多的資金，使得其研發(fā)能力弱、區(qū)域科技創(chuàng)新能力薄弱。綜上所述，提出如下假設：

假設H2：財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的促進作用因地區(qū)發(fā)展不一致而存在差異。

財政科技投入作為區(qū)域科技進步的基礎保障和條件支撐，對于營造良好的科技競爭環(huán)境、搭建科技交流平臺、促進科技人才集聚具有一定的帶動作用。與此同時，隨著財政科技投入力度的增大，其對于科技人才的激勵效應也在一定程度上得以促進，從而加速人才集聚規(guī)模形成、加速人才集聚速度。人才作為科技創(chuàng)新的關鍵要素之一，其集聚水平在不同程度時所導致的財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新所產(chǎn)生的影響也不同，過低的人才聚集會導致“集聚效應”無法充分顯現(xiàn)，使財政科技投入所帶來的紅利得不到充分釋放，進而導致科技人才缺乏競爭力、地區(qū)創(chuàng)新動力不足、技術創(chuàng)新不能持久；而過高的人才聚集，則會產(chǎn)生“擁擠效應”，從而產(chǎn)生大量的人才積壓和浪費，使得財政科技投入供不應求，區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展受到限制。綜上所述，提出如下假設：

假設H3：基于不同的人才集聚程度，財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響具有門檻效應。

三、模型設計與變量說明

（一）模型設定

1.基準回歸模型

基于上述機理分析，為驗證研究假設H1和H2，本文通過構(gòu)建如下模型就財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響展開進一步的分析：

公式（1）中，i（i=1，2，…，31）表示省份①省級行政單位是由中華人民共和國中央人民政府管轄的最高一級地方行政區(qū)域，包括：23個省、5個自治區(qū)、4個直轄市、2個特別行政區(qū)。中國現(xiàn)共有34個省級行政單位，本文統(tǒng)一用省份表示省級行政單位。，t（t=2007，2009，…，2020）表示年份；fisti，t表示i省份在t時期的財政科技投入；rei，t表示i省份在t時期的區(qū)域創(chuàng)新水平，分別選用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)（re_inve）、實用新型專利授權(quán)數(shù)（re_utmo）以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)（re_desi）表示（下同）；為相關控制變量組，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（inst）、金融發(fā)展（lode）、城鎮(zhèn)化率（urba）、人口密度（pode）和對外開放（trad）；α0表示常數(shù)截距項；α1和δ為相關系數(shù)；μi、λt分別表示個體和時間的固定效應；εi，t為隨機擾動項。

針對上述問題，采取如下處理方法：① 發(fā)現(xiàn)濾布破損時，及時進行更換，按要求與刮刀間隙保持2～4 mm；② 做好風路維護工作，及時更換損壞的部件，消除跑風現(xiàn)象；③ 針對儲漿槽液位存在的虛泡現(xiàn)象，在浮選入料池的上方敷設了兩排分散的噴水管，使得水流分散，由于落差高，噴水面積及水流力度有保證，消泡效果極佳；④ 調(diào)整入料濃度，及時處理系統(tǒng)中存在的跑粗現(xiàn)象，保證入料指標滿足設備運行要求。

2.面板門檻模型

在基準模型分析的基礎上，為避免忽視財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新過程中可能存在的非線性特征，驗證研究假設H3是否成立，借鑒Hansen（1999）的研究方法，選取人才集聚為門檻變量，構(gòu)建如下模型：

公式（2）中，tagai，t表示i省份在t時期的人才集聚指數(shù)；I（·）為面板門檻模型的示性函數(shù)，即括號內(nèi)為真時，則取值為1，否則取值為0；φ為待檢驗的門檻值，其余變量含義同公式（1）。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為區(qū)域創(chuàng)新，是指在特定地域范圍內(nèi)發(fā)生的所有創(chuàng)新活動和創(chuàng)新成果。通過梳理文獻后發(fā)現(xiàn)，學界對于區(qū)域創(chuàng)新的測度指標還沒有達成共識，但常見的近似指標是專利申請量或?qū)＠跈?quán)量，考慮到國家知識產(chǎn)權(quán)局審批授權(quán)的專利項目更能真實反映各個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出以及區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的復合性，依據(jù)我國對專利的劃分種類，本文選取發(fā)明（re_inve）、實用新型（re_utmo）以及外觀設計（re_desi）三類專利授權(quán)數(shù)作為區(qū)域創(chuàng)新的代理變量。

2.核心解釋變量

黨的十八大明確提出“科技創(chuàng)新是提高社會生產(chǎn)力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐”，政府一般通過制定發(fā)布創(chuàng)新政策和加大財政科技投入來增強區(qū)域創(chuàng)新能力。故本文選取財政科技投入為核心解釋變量，具體選用政府及其相關部門為支持科技活動而進行的經(jīng)費支出來表征。

3.門檻變量

本文選用人才集聚作為門檻變量，具體使用區(qū)位熵來計算人才的集聚程度，公式如下：

公式（3）中，tagai，t表示i省份在t時期的人才集聚指數(shù)，tai，t表示i省份在t時期的研究與試驗發(fā)展（R&D）人員數(shù)，tat表示全國在t時期的研究與試驗發(fā)展（R&D）人員數(shù)，emi，t表示i省份在t時期的總就業(yè)人數(shù)，emt表示全國在t時期的總就業(yè)人數(shù)。

4.控制變量

為了更加全面科學地分析財政科技投入對于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，還需要對影響區(qū)域創(chuàng)新的其余因素加以控制，即設置合理的控制變量，具體如下：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（inst）：本文借鑒干春暉等（2011）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的處理方式，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的度量指標。（2）金融發(fā)展（lode）：用金融機構(gòu)的年末貸款總額與存款總額之比表示。（3）城鎮(zhèn)化率（urba）：即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝冢òㄞr(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)）的比重。（4）人口密度（pode）：用地區(qū)人口數(shù)比陸地面積表征。（5）對外開放（trad）：用取對數(shù)的進出口總額表示。

5.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的香港、澳門和臺灣地區(qū)，選取2009-2020年中國31個省份（地區(qū)）的數(shù)據(jù)樣本進行實證研究。根據(jù)大部分學者的做法，采用均值法補齊部分指標存在的缺失值，相關數(shù)據(jù)的具體描述見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果

為分析財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的實際影響效果，本文借助stata16軟件，運用公式（1）進行基準回歸，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 基準回歸結(jié)果

表2中的（1）（3）（5）列為不加入控制變量時，財政科技投入分別對以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實用新型專利授權(quán)數(shù)以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)為近似指標的區(qū)域創(chuàng)新的基準回歸結(jié)果。可以看出，在不考慮其他影響因素的條件下，財政科技投入對三類專利授權(quán)都具有顯著的正向影響。（2）（4）（6）列為在控制各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融機構(gòu)貸存比、城鎮(zhèn)化率、人口密度和對外開放程度等其他影響因素時，財政科技投入對三個被解釋變量的回歸結(jié)果。同樣可以發(fā)現(xiàn)，引入控制變量后，財政科技投入對三個被解釋變量的估計系數(shù)的符號和顯著性并沒有明顯變化，只在數(shù)值上減小了，因此研究假設H1得以驗證。從估計系數(shù)的大小來看，加大財政科技投入能夠最大程度地促進實用新型專利的授權(quán)數(shù)量增加，其次是外觀設計專利授權(quán)數(shù)量，最后是發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量。這說明財政科技支出的資金投入增加后，研究實用新型專利的研究者受到最大激勵，授權(quán)數(shù)量增長幅度最為明顯，其次是外觀設計專利，最后是發(fā)明專利?？赡艿脑蚴前l(fā)明專利相較于實用新型專利和外觀設計專利具有更長申請周期，因此其授權(quán)數(shù)量具有滯后性，對于財政政策的反饋滯后于其他專利授權(quán)。

（二）基準模型的穩(wěn)健性檢驗

本文通過替換解釋變量和縮尾處理對基準模型回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，采用滯后一期（L.fist）的財政科技投入作為新的解釋變量進行公式（1）的回歸，回歸結(jié)果見表3中（1）-（3）列。結(jié)果顯示，滯后一期的科技投入對發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實用新型專利授權(quán)數(shù)以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)的回歸系數(shù)均通過了10%的顯著性，且相比原始回歸的影響系數(shù)（0.482、2.788、0.944）均有所上升，說明隨著時間的推移，財政科技投入所發(fā)揮的帶動效應逐漸落實與增強。其次，將所有樣本數(shù)據(jù)進行雙邊縮尾5%處理（如表3中列4-6所示），財政科技投入的回歸系數(shù)均顯著為正，證實了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（三）財政科技投入創(chuàng)新產(chǎn)出的區(qū)域差異分析

由于我國不同地區(qū)的資源稟賦、科技發(fā)展以及經(jīng)濟發(fā)展程度有很大差別，使得不同地區(qū)的財政科技投入力度、擴散程度和帶動效能所具有科技成果產(chǎn)出能力均有所不同。因此為探究其所存在的異質(zhì)性問題，本文按照地理位置①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個?。ㄊ校?；中西部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等20個?。ㄊ校⑽覈鴦澐譃闁|部地區(qū)和中西部地區(qū)進行異質(zhì)性檢驗，結(jié)果如表4所示。可以發(fā)現(xiàn)，我國的東部和中西部地區(qū)在財政科技投入促進區(qū)域創(chuàng)新上存在顯著的差異，研究假設H2得以驗證。具體而言，財政科技投入對東部和中西部地區(qū)以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、實用新型專利授權(quán)數(shù)以及外觀設計專利授權(quán)數(shù)等的三類專利授權(quán)數(shù)為近似指標的區(qū)域創(chuàng)新的回歸系數(shù)均為正，但東部地區(qū)的財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響系數(shù)均大于中西部地區(qū)。究其原因，東部地區(qū)的經(jīng)濟基礎、基礎設施網(wǎng)絡、人才集聚、對外開放程度等方面都在很大程度上領先于中西部地區(qū)，無論是政府財力還是政策落實等方面都使得財政科技投入能夠?qū)崿F(xiàn)較大程度上的利用。

表4 分地區(qū)財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的影響

續(xù)表

（四）基于人才集聚的門檻效應分析

為進一步檢驗財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的非線性影響，以人才集聚為門檻變量，以財政科技投入為門檻依賴變量，根據(jù)門檻理論，利用自助法（Bootstrap）重復抽樣300次進行門檻效應檢驗，結(jié)果見表5。可以發(fā)現(xiàn)，財政科技投入的單一門檻和雙重門檻均通過了10%的顯著性，而三重門檻未通過顯著性檢驗，說明財政科技投入對發(fā)明、實用新型以及外觀設計等專利授權(quán)數(shù)的影響具有雙重門檻效應，研究假設H3得以驗證。

表5 門檻效應自抽樣檢驗結(jié)果

在上述研究的基礎上，進一步對門檻值進行估計，具體估計結(jié)果如表6和圖1所示，財政投入對發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的第一、二門檻值為1.7468和2.8347，對實用新型專利授權(quán)數(shù)的第一、二門檻值為1.7468和1.8975，對外觀設計專利授權(quán)數(shù)的第一、二門檻值為1.6295和1.8434。其中，圖1為以人才集聚為門檻變量的似然比函數(shù)圖，LR統(tǒng)計量最低點（即LR統(tǒng)計量為0時的門檻取值）為雙門檻模型的真實門檻值，虛線代表7.35的臨界值，門檻估計值的95%置信區(qū)間則是所有LR值小于5%顯著性水平下小于臨界值7.35的門檻值的區(qū)間，可見門檻值均位于7.35臨界值下方，證實了門檻值的有效性。

表6 門檻估計值及置信區(qū)間

圖1 門檻估計值及置信區(qū)間

依據(jù)門檻檢驗結(jié)果，運用公式（2）進行雙門檻估計的非線性回歸，具體結(jié)果見表7。

從表7中（1）列可以發(fā)現(xiàn)，當人才集聚指數(shù)小于1.7468時，財政科技投入對發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的影響系數(shù)為0.456，顯著為正；當人才集聚指數(shù)介于1.7468-2.8347之間時，其影響系數(shù)上升為0.827，通過1%的顯著性水平；當人才集聚指數(shù)大于2.8347時，財政科技投入對發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的促進作用進一步擴大，影響系數(shù)達到1.155，表明隨著財政科技投入的增加，其對發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的促進作用呈現(xiàn)出邊際遞增的特點。

從表7中（2）列可以發(fā)現(xiàn)，當人才集聚指數(shù)小于1.7468時，財政科技投入與實用新型專利授權(quán)數(shù)的關系在1%的水平上顯著為正，其系數(shù)為2.644；當人才集聚指數(shù)介于1.7468-1.8975之間時，影響系數(shù)為6.758；當人才集聚指數(shù)大于1.8975時，對應的系數(shù)為4.395，說明財政科技投入對實用新型專利授權(quán)數(shù)的具有顯著促進作用。

從表7中（3）列可以發(fā)現(xiàn)，當人才集聚指數(shù)小于1.6295時，其對外觀設計專利授權(quán)數(shù)的關系在1%的水平上顯著為正，其系數(shù)為0.654；當人才集聚指數(shù)介于1.6295-1.8434之間時，影響系數(shù)為1.270；當人才集聚指數(shù)大于1.8434時，財政科技投入對外觀設計專利授權(quán)數(shù)的影響由正轉(zhuǎn)負，其系數(shù)為-0.266，表明過高的人才集聚指數(shù)會抑制財政科技投入對外觀設計專利授權(quán)數(shù)的提升作用。

表7 財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新的門檻估計結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

自黨的十八大提出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略后，我國始終把堅持區(qū)域創(chuàng)新（尤其是科技創(chuàng)新）作為我國現(xiàn)代化建設進程中的發(fā)展核心。為加速我國科技強國的建設，本文立足于財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新具有顯著引領作用的現(xiàn)實，首先從理論層面分析了財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新的理論機制，其次基于2009-2020年中國31個省的相關數(shù)據(jù)構(gòu)建基準回歸模型和面板門檻模型，實證分析了財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的作用及可能存在的非線性影響。研究結(jié)果顯示：第一，在樣本期間內(nèi)，財政科技投入能夠顯著提升區(qū)域創(chuàng)新，主要體現(xiàn)在申請周期較短的實用新型專利和外觀設計專利，對發(fā)明專利的影響雖然同樣顯著，但其影響力度與其他兩類專利相比較弱，以上均在經(jīng)過替換解釋變量、縮尾處理等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立，即研究假設H1成立。第二，分地區(qū)研究發(fā)現(xiàn)，財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新的過程中呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異，東部地區(qū)的財政科技投入對以發(fā)明、實用新型以及外觀設計等三種專利授權(quán)數(shù)為近似指標的區(qū)域創(chuàng)新的促進作用遠大于中西部地區(qū)，即研究假設H2成立。第三，財政科技投入作用于區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展時存在基于人才集聚的雙重門檻效應，在跨過相應的雙門檻的過程中，即隨著人才集聚程度的擴大，財政科技投入能夠顯著地促進發(fā)明和實用新型專利授權(quán)數(shù)的提升，而其在影響外觀設計專利授權(quán)數(shù)時則呈現(xiàn)出一定的抑制作用。總體上，人才集聚程度的提高一定程度上對財政科技投入影響區(qū)域創(chuàng)新的過程發(fā)揮著積極的作用，即研究假設H3成立。

（二）政策啟示

基于以上研究結(jié)論，本文得出如下政策啟示。

第一，充分發(fā)揮財政科技投入對區(qū)域創(chuàng)新的強大驅(qū)動作用，優(yōu)化財政科技投入的支出結(jié)構(gòu)，注重提高財政科技投入的有效性。一方面，充分發(fā)揮財政科技投入的示范性、引導性作用，在保證我國中央及地方財政科技投入只增不減的前提下，還需要創(chuàng)新完善政策機制，改革完善中央財政科研經(jīng)費管理，擴大科研領域項目經(jīng)費管理自主權(quán)，提升財政科技投入效率。另一方面，加大財政科技投入力度，特別是要加大基礎研究投入力度，激發(fā)科研人員和企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)造活力，推動科技強國建設邁出堅實步伐。

第二，實施差異化的區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展策略，充分釋放政策綜合效應，促進地區(qū)協(xié)同發(fā)展。首先，在提升地區(qū)創(chuàng)新水平時，要綜合考慮到各省在人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、對外發(fā)展水平等因素的差異，因地制宜地制定財政科技投入政策，防止盲目加大財政科技投入。其次，統(tǒng)籌國家和地區(qū)間支持科技創(chuàng)新的相關政策，實現(xiàn)政策合力，并充分發(fā)揮東部和中西部地區(qū)各自科技資源的比較優(yōu)勢，促進不同地區(qū)科技創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展，對于發(fā)展較為緩慢的中西部地區(qū)，則應加強對中西部地區(qū)科技創(chuàng)新的政策扶持，加大中西部地區(qū)的財政科技投入力度。

第三，拓展和優(yōu)化人才集聚在財政科技投入提升區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展過程中的作用路徑，科學把握人才集聚合理區(qū)間。一方面，配合財政科技投入政策出臺相應人才政策，通過完善獎勵、知識產(chǎn)權(quán)保護等激勵機制，提升自主創(chuàng)新能力和積極性，營造良好的科技創(chuàng)新環(huán)境，同時加大創(chuàng)新人才培養(yǎng)力度，積極集聚創(chuàng)新人才，以此破除財政科技投入障礙，促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。另一方面，發(fā)揮財政科技投入對科技人才集聚的帶動作用，實現(xiàn)財力轉(zhuǎn)化為科技創(chuàng)新動力，吸引科技人才流入，并通過提升地區(qū)公共服務水平和質(zhì)量，為科技人才提供宜居的環(huán)境，使得人才聚集效應得以充分發(fā)揮。