摘 要：本文以城市群為切入點(diǎn)，運(yùn)用靜態(tài)空間杜賓模型、動(dòng)態(tài)空間自回歸模型和非對(duì)稱反應(yīng)模型，采用2011—2020年我國273個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響效應(yīng)和機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：首先，財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新有顯著且穩(wěn)健的正向本地效應(yīng)和空間效應(yīng)，且城市群城市財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新有更高的本地效應(yīng)和空間效應(yīng)。其次，創(chuàng)新類別異質(zhì)性分析結(jié)果表明，相較于策略性創(chuàng)新，現(xiàn)有財(cái)政科技支出總體圍繞提高城市的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新展開，但非城市群城市財(cái)政科技支出的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新傾向顯著弱于城市群城市；空間關(guān)系異質(zhì)性分析結(jié)果表明，“集聚陰影”現(xiàn)象在樣本期內(nèi)顯著存在。最后，進(jìn)一步分析結(jié)果顯示，從財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為來看，我國地級(jí)市間普遍存在財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為，且相較于非城市群城市，城市群城市財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)程度更低；從財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式來看，我國地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式為逐頂競爭，且非城市群城市有更為顯著的逐頂競爭傾向。本文為推動(dòng)城市創(chuàng)新提供了理論依據(jù)和決策參考。

關(guān)鍵詞：財(cái)政科技支出；城市創(chuàng)新；城市群

中圖分類號(hào)：F810.45 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2024）03-0067-14

一、問題的提出

黨的二十大報(bào)告明確提出，加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。創(chuàng)新水平的提高對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要，尤其在當(dāng)前復(fù)雜的內(nèi)外部形勢下，創(chuàng)新的重要性進(jìn)一步彰顯。由于創(chuàng)新行為的外部性特征，其往往需要政府參與以減少市場失靈帶來的“創(chuàng)新怠惰”［1］。政府的主要做法是通過提高財(cái)政科技支出強(qiáng)度吸引創(chuàng)新資本和創(chuàng)新人才等創(chuàng)新要素，提高創(chuàng)新要素在本地的集聚水平，從而提高創(chuàng)新產(chǎn)出，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，由此形成了地級(jí)市間“為創(chuàng)新而競爭”［2］。同時(shí)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程引致的經(jīng)濟(jì)集聚現(xiàn)象對(duì)創(chuàng)新要素也形成了虹吸效應(yīng)，使區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新要素向城市群內(nèi)聚集。具體而言，城市群內(nèi)部較為完善的政府間協(xié)調(diào)機(jī)制、較為發(fā)達(dá)的交通路網(wǎng)和較高的分工協(xié)作效率提高了城市群城市的總體合作程度，而更高的合作程度則吸引創(chuàng)新要素進(jìn)一步向城市群內(nèi)部集聚［3］。那么，在城市群對(duì)創(chuàng)新要素形成的集聚效應(yīng)下，地級(jí)市政府間為爭奪創(chuàng)新要素的財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為產(chǎn)生了怎樣的異化？又對(duì)城市創(chuàng)新產(chǎn)生了怎樣的影響？對(duì)該問題的研究有助于明確區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中地級(jí)市政府間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式，對(duì)規(guī)范地級(jí)市政府間財(cái)政科技支出行為、優(yōu)化創(chuàng)新要素配置、促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新水平整體提高和推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

現(xiàn)有研究從財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效應(yīng)，城市群對(duì)地方政府財(cái)政競爭的影響，以及城市群的創(chuàng)新效應(yīng)三個(gè)方面展開分析：其一，財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效應(yīng)。周業(yè)安等［4］運(yùn)用空間模型進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效應(yīng)體現(xiàn)為競爭效應(yīng)，且財(cái)政科技支出競爭效應(yīng)是零和博弈，即一地提高財(cái)政科技支出，吸引創(chuàng)新要素流入而引致的本地創(chuàng)新水平提高幾乎一定伴隨相鄰地區(qū)創(chuàng)新能力的削弱。卞元超和白俊紅［5］基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)分權(quán)體制下我國“為創(chuàng)新而競爭”的形成機(jī)理和效應(yīng)進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“為創(chuàng)新而競爭”的現(xiàn)象顯著存在，且促進(jìn)了創(chuàng)新水平的提高。進(jìn)一步地，卞元超等［6］基于研發(fā)要素流動(dòng)視角，明確了財(cái)政科技支出競爭對(duì)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，同時(shí)，這一作用主要通過研發(fā)人員流動(dòng)對(duì)知識(shí)溢出效應(yīng)的擴(kuò)大這一機(jī)制實(shí)現(xiàn)。其二，城市群對(duì)地方政府財(cái)政競爭的影響。國外學(xué)者較早地對(duì)這一問題開展了研究，Charlot和Paty［7］與Jofre?monseny等［8］的研究結(jié)果表明，集聚程度越高和城市化程度越高的區(qū)域有越高的營業(yè)稅稅率，即區(qū)域內(nèi)地方政府間稅收競爭程度越低。Fréret和Maguain［9］驗(yàn)證了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化程度較高的地區(qū)對(duì)集聚租金征稅這一現(xiàn)象，并進(jìn)一步明確府際稅收競爭的具體模式為策略互補(bǔ)。龔鋒等［3］研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)集聚形成的“集聚租”使地方政府間不需要過度稅收競爭就可以達(dá)成吸引流動(dòng)資本的目的，弱化了地方政府間的稅收競爭。其三，城市群的創(chuàng)新效應(yīng)。既有研究認(rèn)為，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)創(chuàng)新的影響主要通過集聚效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)體現(xiàn)。一方面，Krugman［10］認(rèn)為，集聚擴(kuò)大了知識(shí)溢出的正外部性，從而有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提高。吳福象和沈浩平［11］以長三角城市群為考察對(duì)象，認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中城市群通過促進(jìn)以人力資本為典型代表的創(chuàng)新要素的空間集聚進(jìn)而推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高了創(chuàng)新水平。另一方面，城市群通過加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)多創(chuàng)新主體協(xié)同和建立以城市為載體的協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)推動(dòng)創(chuàng)新要素的區(qū)域流動(dòng)和知識(shí)溢出，從而提高區(qū)域創(chuàng)新水平［12-13］。邵漢華等［14］借助2010年長三角擴(kuò)容這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城市創(chuàng)新的影響，證明了長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化能夠加強(qiáng)城市間知識(shí)技術(shù)溢出，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資源的充分流動(dòng)和優(yōu)化配置，推動(dòng)了區(qū)域創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展。李林威和劉幫成［15］基于粵港澳大灣區(qū)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，考察了城市群內(nèi)城市協(xié)同對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

上述文獻(xiàn)為本文的研究奠定了堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)，但現(xiàn)有文獻(xiàn)未將財(cái)政科技支出和城市創(chuàng)新納入同一框架考察，偏重分析城市群對(duì)稅收競爭的影響而忽略了城市群對(duì)支出競爭的影響，且缺乏對(duì)財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式的深入剖析?；诖?，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，研究視角方面，本文將財(cái)政科技支出和城市創(chuàng)新納入同一框架，探討財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響，拓展了研究視角。其二，研究方法方面，本文綜合使用靜態(tài)空間杜賓模型、動(dòng)態(tài)空間自回歸模型和非對(duì)稱反應(yīng)模型對(duì)財(cái)政科技支出策略互動(dòng)的模式和方向進(jìn)行了深入細(xì)致的分析，為進(jìn)一步促進(jìn)地級(jí)市政府間財(cái)政科技支出協(xié)調(diào)發(fā)展、提高城市創(chuàng)新水平提供了理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

創(chuàng)新的高投入、長周期性所導(dǎo)致的高風(fēng)險(xiǎn)性是長期以來制約微觀個(gè)體創(chuàng)新意愿、抑制區(qū)域創(chuàng)新水平提高的重要因素，財(cái)政科技支出是政府進(jìn)行直接干預(yù)的重要手段。財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響主要有直接路徑和間接路徑兩條路徑。就直接路徑而言，財(cái)政科技支出通過促進(jìn)城市綜合創(chuàng)新體系的建設(shè)，提高協(xié)同創(chuàng)新程度和明確創(chuàng)新導(dǎo)向等方式直接對(duì)城市創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。就間接路徑而言，財(cái)政科技支出通過提高城市內(nèi)微觀創(chuàng)新個(gè)體的創(chuàng)新水平促進(jìn)城市創(chuàng)新。其一，財(cái)政科技支出直接彌補(bǔ)創(chuàng)新活動(dòng)的資金缺口。財(cái)政科技支出可以直接彌補(bǔ)創(chuàng)新活動(dòng)的資金缺口，使微觀創(chuàng)新主體的創(chuàng)新投入達(dá)到最優(yōu)，進(jìn)而提高創(chuàng)新水平［16］。其二，財(cái)政科技支出發(fā)揮杠桿效應(yīng)。一方面，財(cái)政科技支出可以通過杠桿效應(yīng)促使個(gè)體增加科技研發(fā)投入，提高創(chuàng)新活動(dòng)的資金豐裕度，進(jìn)而提高城市創(chuàng)新水平［17-18］；另一方面，財(cái)政科技支出可以對(duì)社會(huì)資金形成引導(dǎo)作用并增強(qiáng)社會(huì)資金支持創(chuàng)新行為的信心，進(jìn)而與社會(huì)資本形成合力，充實(shí)創(chuàng)新所需要的資金流，進(jìn)一步提高區(qū)域創(chuàng)新水平［19］。進(jìn)一步地，財(cái)政科技支出對(duì)于本地創(chuàng)新的影響均能通過創(chuàng)新要素流動(dòng)和知識(shí)外溢等路徑對(duì)周邊城市形成創(chuàng)新的空間效應(yīng)。城市群與產(chǎn)業(yè)集聚耦合聯(lián)動(dòng)［20］使財(cái)政科技支出的區(qū)域創(chuàng)新效率通過MAR外部性和Jacobs外部性得到進(jìn)一步提高［21-24］。城市群形成的產(chǎn)業(yè)集聚降低了企業(yè)等微觀創(chuàng)新主體間的知識(shí)流動(dòng)成本，城市群內(nèi)更高的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平和信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平在促進(jìn)創(chuàng)新要素流動(dòng)、提高創(chuàng)新活動(dòng)效率的同時(shí)也降低了個(gè)體間、城市間由于信息不對(duì)稱而產(chǎn)生的創(chuàng)新成本，從而降低重復(fù)研發(fā)帶來的成本，提高創(chuàng)新的針對(duì)性和創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化效率，進(jìn)而降低創(chuàng)新的整體風(fēng)險(xiǎn)，最終提高了城市群內(nèi)城市財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效率［25］。同時(shí)，財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效率也受城市內(nèi)人才吸收新知識(shí)的能力、城市內(nèi)企業(yè)吸收和轉(zhuǎn)化外部知識(shí)的能力、城市規(guī)模和城市創(chuàng)新氛圍等因素的綜合影響［26-28］。一般而言，具有較高知識(shí)吸收能力的創(chuàng)新型人才和較高外部知識(shí)轉(zhuǎn)化能力的創(chuàng)新型企業(yè)傾向于向城市群內(nèi)部趨優(yōu)集聚；同時(shí)，相較于非城市群城市，城市群城市也普遍具有更大的城市規(guī)模、更好的創(chuàng)新氛圍，這些要素整體提高了城市群城市的知識(shí)吸收能力，從而進(jìn)一步提高了城市群城市財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效率。此外，城市群內(nèi)要素的集聚不僅進(jìn)一步提高了核心城市的分工程度，通過產(chǎn)業(yè)鏈和創(chuàng)新鏈對(duì)周邊城市形成輻射，而且也加快了城市群城市間的創(chuàng)新要素流動(dòng)，提高了創(chuàng)新的正向溢出效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生正向空間影響?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新具有顯著的正向本地效應(yīng)和空間效應(yīng)。

假設(shè)2：城市群城市的財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新具有更高的本地效應(yīng)和空間效應(yīng)。

近年來，依靠要素投入驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的傳統(tǒng)方式難以為繼，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略是新時(shí)代加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。這促使地方政府從爭奪生產(chǎn)要素進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為爭奪創(chuàng)新要素［5］。同時(shí)，為了進(jìn)一步促使地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展觀念和行為的轉(zhuǎn)變，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于深化體制機(jī)制改革加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的若干意見》明確提出，“完善創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)導(dǎo)向評(píng)價(jià)體系”“把創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展成效納入對(duì)地方領(lǐng)導(dǎo)干部的考核范圍”。許多地方政府對(duì)官員的績效考核和激勵(lì)機(jī)制進(jìn)行了調(diào)整，甚至通過“一票否決”的方式加速地方政府發(fā)展觀念的轉(zhuǎn)變。所以，我國地級(jí)市間廣泛存在針對(duì)創(chuàng)新要素的財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為，且這種互動(dòng)行為是互補(bǔ)的。創(chuàng)新要素相較于經(jīng)典生產(chǎn)要素更為稀缺且具有更強(qiáng)的趨優(yōu)流動(dòng)特性［6］。所以，有效的財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式應(yīng)為逐頂競爭。①城市作為開展創(chuàng)新活動(dòng)的微觀空間單元，在要素流動(dòng)過程中借助其“第一自然優(yōu)勢”逐漸成為創(chuàng)新要素集聚的空間中心。進(jìn)一步地，城市群作為更高級(jí)的空間組織，由區(qū)域內(nèi)的知識(shí)外溢和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等“第二自然優(yōu)勢”，形成正向反饋機(jī)制，成為創(chuàng)新要素的集聚“洼地”［29］。城市群城市擁有較多創(chuàng)新要素，不必通過激烈的財(cái)政科技支出競爭來獲取創(chuàng)新要素。因此，城市群城市間財(cái)政科技支出競爭的敏感度不高。

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)指出，外部沖擊的存在會(huì)使初始稟賦條件完全相同的兩個(gè)地區(qū)產(chǎn)生優(yōu)勢差異，且由于要素資源趨優(yōu)流動(dòng)，要素資源優(yōu)勢會(huì)自我強(qiáng)化，最終形成“核心—外圍”格局［10］。在本文的研究中，城市群城市是“核心”，是資源流入地；而非城市群城市是“外圍”，是資源流出地。相較于城市群城市，非城市群城市為降低創(chuàng)新資本流出對(duì)本地經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的不利影響，從根源上減少資源流出，在財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)行為中存在更為顯著的逐頂競爭。同時(shí)，集聚所帶來的知識(shí)溢出和技術(shù)溢出提高了城市群城市的資本收益率，從而對(duì)城市群內(nèi)企業(yè)形成了“鎖定效應(yīng)”，使其往往更傾向于留在城市群內(nèi)。這也使得非城市群城市為吸引創(chuàng)新要素，不得不展開更為激烈的逐頂競爭。基于上述分析，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：我國地級(jí)市間存在財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)行為；相較于非城市群城市，城市群城市財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)的程度更低。

假設(shè)4：我國地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式為逐頂競爭；相較于城市群城市，非城市群城市有更為顯著的逐頂競爭傾向。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 變量選取

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為城市創(chuàng)新（lnTPA），用城市創(chuàng)新水平衡量。參考車德欣等［30］的研究，本文用地區(qū)萬人專利申請(qǐng)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)衡量城市創(chuàng)新。參考黎文靖和鄭曼妮［31］的研究，本文將城市創(chuàng)新分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新（lnINVA） 和策略性創(chuàng)新（lnSTIA），以萬人發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量的自然對(duì)數(shù)衡量實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，以萬人實(shí)用新型及外觀專利申請(qǐng)數(shù)量之和的自然對(duì)數(shù)衡量策略性創(chuàng)新。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為財(cái)政科技支出（lnIFES），用財(cái)政科技支出強(qiáng)度衡量。參考吳非等［32］的研究，本文用地級(jí)市政府當(dāng)年財(cái)政科技支出與一般預(yù)算支出之比的自然對(duì)數(shù)衡量財(cái)政科技支出。

⒊控制變量

為緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，進(jìn)一步增加模型的解釋力，本文參考韓先鋒等［33］的研究方法，選擇如下控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnGDP），用各地級(jí)市當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值與年末常住人口之比的自然對(duì)數(shù)衡量；金融發(fā)展水平（lnFI），用各地級(jí)市金融機(jī)構(gòu)貸款余額與當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值之比的自然對(duì)數(shù)衡量；對(duì)外開放水平（lnFDI），用各地級(jí)市當(dāng)年外商投資實(shí)際使用金額的自然對(duì)數(shù)衡量；基礎(chǔ)設(shè)施水平（lnINFRA），用各地級(jí)市寬帶接入戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)衡量；人力資本水平（lnHC），用各地級(jí)市普通本專科及以上人口數(shù)與當(dāng)年末本市常住人口之比的自然對(duì)數(shù)衡量；宏觀稅負(fù)水平（lnTR），用各地級(jí)市稅收收入與當(dāng)年財(cái)政一般預(yù)算收入之比的自然對(duì)數(shù)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（lnIS），用各地級(jí)市第二產(chǎn)業(yè)增加值與當(dāng)年GDP之比的自然對(duì)數(shù)衡量。

（二） 數(shù)據(jù)來源

在綜合權(quán)衡數(shù)據(jù)時(shí)效性和新冠疫情沖擊等多方面因素后，本文最終選取2011—2020年我國273個(gè)地級(jí)市作為研究對(duì)象。本文選取的地級(jí)市數(shù)據(jù)主要來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)由地級(jí)市所在的省級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒或市級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)齊，并將所有變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化處理。本文借鑒趙勇和白永秀［34］對(duì)城市群城市的劃分方法，將我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的10個(gè)城市群①界定為城市群，將10個(gè)城市群之外的城市界定為非城市群。

（三） 描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，城市創(chuàng)新（lnTPA） 的均值為1. 775、最小值為-0. 802、最大值為4. 562，這說明我國地級(jí)市間創(chuàng)新水平的差異比較大。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新（lnINVA） 的標(biāo)準(zhǔn)差為1. 351，其離散程度顯著高于不分類別的城市創(chuàng)新的標(biāo)準(zhǔn)差，而策略性創(chuàng)新（lnSTIA） 的標(biāo)準(zhǔn)差為1. 178，其離散程度與不分類別的城市創(chuàng)新的標(biāo)準(zhǔn)差基本持平，這表明相較于策略性創(chuàng)新，我國實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平在地級(jí)市間有更大的差異。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均在正常范圍之內(nèi)。

（四） 空間相關(guān)性檢驗(yàn)①

Morans I統(tǒng)計(jì)量是目前應(yīng)用最廣泛的空間自相關(guān)統(tǒng)計(jì)量，其取值在-1—1之間。如果該統(tǒng)計(jì)量為正，則存在正向空間自相關(guān)；如果該統(tǒng)計(jì)量為負(fù)，則存在負(fù)向空間自相關(guān)，且該統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值越大，相關(guān)程度越高；如果該統(tǒng)計(jì)量為零，則不存在空間自相關(guān)。本文樣本期內(nèi)財(cái)政科技支出的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，財(cái)政科技支出在所有年份均在1%水平上顯著為正，支持本文使用空間計(jì)量模型開展研究。

（五） 模型選擇與識(shí)別策略

空間杜賓模型（SDM）因其同時(shí)包含被解釋變量和解釋變量的空間滯后項(xiàng)而具有更優(yōu)的現(xiàn)實(shí)擬合程度[35]，已成為大多數(shù)空間計(jì)量實(shí)證研究的首選模型。同時(shí)，本文所關(guān)注的財(cái)政科技支出和城市創(chuàng)新均具有顯著的空間外溢性。所以，從研究范式的共性和研究問題的特性出發(fā)，本文選擇空間杜賓模型是合適的。同時(shí)，LM檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)也給出了統(tǒng)計(jì)角度的支持。②

1. 靜態(tài)空間杜賓模型

本文使用靜態(tài)空間杜賓模型分析財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響，模型如下：

lnTPAit = α1 + ρW × lnTPAit + β1lnIFESit + β2lnZit + θ1W × lnIFESit + θ2W × Zit + λt + εit （1）

其中，lnTPAit 為i城市第t期的城市創(chuàng)新；lnIFESit 為i城市第t期的財(cái)政科技支出；Zit 為控制變量；ρ為i城市第t期的城市創(chuàng)新的空間相關(guān)系數(shù)；β1 為財(cái)政科技支出的本地效應(yīng)；β2 為控制變量的本地效應(yīng)；θ1 為財(cái)政科技支出的空間效應(yīng)；θ2 為控制變量的空間效應(yīng)；W為空間權(quán)重矩陣；λt 為年份固定效應(yīng)；εit 為服從獨(dú)立同分布假設(shè)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。雖然對(duì)式（1） 進(jìn)行估計(jì)可以直接得到解釋變量的系數(shù)，但其數(shù)值大小卻并非對(duì)被解釋變量的偏效應(yīng)，應(yīng)通過求偏微分將其分解為本地效應(yīng)和空間效應(yīng)［36］。因此，后文僅報(bào)告分解后的回歸結(jié)果。

2. 動(dòng)態(tài)空間自回歸模型

為具體考察地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為，構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間自回歸模型如下：

lnIFESit = γW × lnIFESit + αlnIFESi，t - 1 + βZit + μi + λt + εit （2）

其中，lnIFESi，t - 1 為被解釋變量的一階滯后項(xiàng)；γ為空間自回歸系數(shù)；α為被解釋變量一階滯后項(xiàng)的系數(shù)；μi 為城市固定效應(yīng)；其余變量定義與式（1） 相同。識(shí)別策略為：如果γ顯著且不為零，則地級(jí)市間存在財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為；如果γ顯著為正，則地級(jí)市間存在財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)行為；如果γ顯著為負(fù)，則地級(jí)市間存在財(cái)政科技支出策略替代行為。如果α顯著且為正，則表明樣本期內(nèi)地級(jí)市財(cái)政科技支出政策存在顯著的路徑依賴。

3. 非對(duì)稱反應(yīng)模型

本文借鑒Fredriksson和Millimet［37］的研究，用非對(duì)稱反應(yīng)模型考察財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式，模型如下：

其中，I為虛擬變量，當(dāng)W × lnIFESj，t - 1 gt; W × lnIFESjt 時(shí)，I = 1，空間相關(guān)地級(jí)市上一期財(cái)政科技支出強(qiáng)度大于當(dāng)期財(cái)政科技支出強(qiáng)度時(shí)，該項(xiàng)賦值為1，φ1 為逐底競爭系數(shù)；當(dāng)W ×lnFESj，t - 1 lt; W × lnIFESjt 時(shí)，空間相關(guān)地級(jí)市上一期財(cái)政科技支出強(qiáng)度小于當(dāng)期財(cái)政科技支出強(qiáng)度時(shí)，該項(xiàng)賦值為0，φ2 為逐頂競爭系數(shù)。其余變量定義與式（2） 相同。具體的識(shí)別策略為：如果φ1與φ2 存在顯著程度上的區(qū)別，即如果φ1 顯著而φ2 不顯著，則地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式為逐底競爭；反之，則為逐頂競爭。如果φ1與φ2 不存在顯著程度的區(qū)別，則比較φ1和φ2 的絕對(duì)值大小，如果φ1 的絕對(duì)值大于φ2 的絕對(duì)值，則地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式為逐底競爭；反之，則為逐頂競爭。

四、實(shí)證分析

（一） 基準(zhǔn)回歸分析

本文運(yùn)用靜態(tài)空間杜賓模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，在三個(gè)樣本組別下，財(cái)政科技支出本地效應(yīng)和財(cái)政科技支出空間效應(yīng)均至少通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，且系數(shù)的符號(hào)均為正，這說明財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新有正向本地效應(yīng)和空間效應(yīng)，假設(shè)1得到驗(yàn)證?？紤]到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程對(duì)財(cái)政科技支出創(chuàng)新效應(yīng)的影響，本文將全部樣本劃分為城市群和非城市群進(jìn)行分組回歸。由表2列（2） 和列（3） 可知，城市群城市財(cái)政科技支出本地效應(yīng)的系數(shù)顯著大于非城市群城市本地效應(yīng)的系數(shù)，即城市群城市財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響效應(yīng)更大，約為非城市群城市的198. 01%（0. 495/0. 250）?？臻g視角下，城市群城市財(cái)政科技支出空間效應(yīng)的系數(shù)也顯著大于非城市群城市空間效應(yīng)的系數(shù)，且財(cái)政科技支出空間效應(yīng)在城市群和非城市群樣本組別下分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，即城市群城市財(cái)政科技支出空間效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性優(yōu)于非城市群城市，這說明城市群城市的財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新具有更高的本地效應(yīng)和空間效應(yīng)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（二） 內(nèi)生性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸模型中可能存在由互為因果或遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，同時(shí)，城市創(chuàng)新一般具有較為顯著的時(shí)間序列相關(guān)性，如果不對(duì)上述因素進(jìn)行控制，會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，本文建立動(dòng)態(tài)空間杜賓模型（DSDM），并使用Han和Phillips［38］ 提出的Han?Phillips廣義矩估計(jì)（HP?GMM） 法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，HP?GMM法不僅可以顯著改善傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)方法，如工具變量（IV） 法和差分廣義矩估計(jì)（Diff?GMM） 法中存在的弱工具變量問題，還可以改善系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（System?GMM） 在實(shí)證分析中可能出現(xiàn)的估計(jì)不一致問題。動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果如表3所示。

由表3可知，城市創(chuàng)新的一階滯后項(xiàng)在所有樣本組別中均在1%水平下顯著，這表明將城市創(chuàng)新的滯后項(xiàng)納入分析框架建立動(dòng)態(tài)空間模型是合理的。樣本期內(nèi)，地級(jí)市的創(chuàng)新水平存在顯著的自我增強(qiáng)屬性，城市上期創(chuàng)新水平的提高將導(dǎo)致當(dāng)期創(chuàng)新水平的進(jìn)一步提高，且這一過程表現(xiàn)出加速增長的“棘輪效應(yīng)”。這說明城市創(chuàng)新有顯著的先發(fā)優(yōu)勢，提高城市創(chuàng)新能力宜早不宜晚。財(cái)政科技支出本地效應(yīng)和空間效應(yīng)均在1%水平下顯著為正，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。城市群城市財(cái)政科技支出本地效應(yīng)和空間效應(yīng)的系數(shù)仍然大于非城市群，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2。在控制時(shí)間相關(guān)性和緩解內(nèi)生性問題后，參數(shù)估計(jì)結(jié)果保持穩(wěn)健，且樣本組別間的相對(duì)關(guān)系相較于基準(zhǔn)回歸也基本未發(fā)生改變。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是更換樣本。為進(jìn)一步消除極端值和異常值的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行截尾處理。二是剔除異常年份。在樣本中剔除新冠疫情對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響嚴(yán)重的2020年。三是替換被解釋變量。用專利授權(quán)數(shù)量代替專利申請(qǐng)數(shù)量。上述三種方式回歸結(jié)果的顯著性和不同樣本組別間的計(jì)量關(guān)系均與靜態(tài)空間杜賓模型的回歸結(jié)果和控制了內(nèi)生性的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的回歸結(jié)果基本一致，這說明本文研究結(jié)論穩(wěn)健。

（四） 異質(zhì)性分析

⒈創(chuàng)新類別異質(zhì)性

黎文靖和鄭曼妮［31］把創(chuàng)新分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，認(rèn)為以事前補(bǔ)貼為主要手段的財(cái)政科技支出可能更有利于微觀主體的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，而事后補(bǔ)貼等手段則可能會(huì)誘發(fā)企業(yè)的投機(jī)傾向，使用策略性創(chuàng)新尋求獲利。因此，本文將樣本分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新兩組，分組考察財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果如表4所示。

由表4可知，首先，各樣本組別中，財(cái)政科技支出本地效應(yīng)的系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，且在同一樣本組別中，財(cái)政科技支出本地效應(yīng)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響的系數(shù)均大于其對(duì)策略性創(chuàng)新影響的系數(shù)。這表明樣本期內(nèi)財(cái)政科技支出有顯著的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新本地效應(yīng)和策略性創(chuàng)新本地效應(yīng)，且財(cái)政科技支出對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的本地效應(yīng)高于策略性創(chuàng)新。同時(shí)，在同一樣本組別內(nèi)，財(cái)政科技支出空間效應(yīng)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新影響的系數(shù)均大于其對(duì)策略性創(chuàng)新影響的系數(shù)，這表明我國財(cái)政科技支出及競爭有利于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的提高。其次，相較于策略性創(chuàng)新，城市群城市間的競爭對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用更高，而這一差異在非城市群城市中則不夠明顯。原因可能在于，優(yōu)質(zhì)的、有助于提高實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平的創(chuàng)新要素被城市群中更高的創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、更優(yōu)良的公共物品和公共服務(wù)供給，以及對(duì)創(chuàng)新更友好的政策所吸引，從而整體向城市群內(nèi)集聚。非城市群城市所擁有的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新要素等創(chuàng)新條件不足夠形成重實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的宏觀導(dǎo)向，加之其同樣面臨科技創(chuàng)新的績效考核，導(dǎo)致非城市群城市不得已而轉(zhuǎn)向以策略性創(chuàng)新的財(cái)政科技支出競爭導(dǎo)向，從而縮小了競爭的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新導(dǎo)向與策略性創(chuàng)新導(dǎo)向之間的差距。所以，以城市群為典型代表的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程不僅從總體上促進(jìn)了城市群城市財(cái)政科技支出對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響，也促使城市群城市間的財(cái)政科技支出整體圍繞實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新展開。但是，非城市群城市財(cái)政科技支出的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新傾向顯著弱于城市群城市。

⒉空間關(guān)系異質(zhì)性

“在地理鄰接空間關(guān)系下存在財(cái)政科技支出競爭”這一研究設(shè)定可能過于嚴(yán)格，財(cái)政科技支出競爭可能存在于地理不鄰接但距離相近的地級(jí)市間。因此，本文參考Shi和Xi［39］與鄧慧慧和趙家羚［40］ 的研究對(duì)這一研究設(shè)定進(jìn)行拓展，以250km為閾值構(gòu)建閾值地理鄰接空間權(quán)重矩陣（TWGA），即兩個(gè)地級(jí)市距離小于等于250km視為相鄰，賦值為1；反之，兩個(gè)地級(jí)市距離大于250km則視為不相鄰，賦值為0。此外，考慮到地級(jí)市間的財(cái)政科技支出競爭可能受地級(jí)市間經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的影響，設(shè)定閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接空間權(quán)重矩陣（TWEGD） 對(duì)這一關(guān)系進(jìn)行刻畫，以250km為閾值判定兩地鄰接與否后再與兩地經(jīng)濟(jì)距離相乘，與本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越近，則權(quán)重越高。具體而言，閾值地理鄰接空間權(quán)重矩陣（TWGA） 和閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接空間權(quán)重矩陣（TWEGD） 如式（4） 和式（5） 所示：

空間關(guān)系異質(zhì)性回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，總體而言，放寬鄰接設(shè)定并將經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素納入考量后，所有樣本組別的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)均在1%水平下顯著為正，且空間效應(yīng)的系數(shù)絕對(duì)值大于基于嚴(yán)格地理鄰接條件的地理鄰接空間權(quán)重矩陣（WGA） 的回歸結(jié)果。因此，我國地級(jí)市間的財(cái)政科技支出競爭不僅限于地理鄰接地級(jí)市間，在更廣泛的范圍內(nèi)也普遍存在。首先，在放寬了基準(zhǔn)回歸中的地理鄰接空間設(shè)定后，250km的閾值地理鄰接設(shè)定下的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)更大。一方面，這一結(jié)論進(jìn)一步給出了我國確實(shí)廣泛存在財(cái)政科技支出競爭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；另一方面，這一結(jié)論似乎又是反直覺的，因?yàn)榫偷乩韺W(xué)第一定律而言，距離更近的個(gè)體間聯(lián)系應(yīng)該更為緊密，但檢驗(yàn)結(jié)果表明，距離相對(duì)較遠(yuǎn)的地級(jí)市間卻有更為激烈的競爭關(guān)系。原因可能是，大城市尤其是城市群內(nèi)的核心城市對(duì)于創(chuàng)新要素的虹吸效應(yīng)大于輻射效應(yīng)，從而形成了某種意義上的創(chuàng)新“集聚陰影”現(xiàn)象［41］，使得地理鄰接城市間的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)反而較小。這驗(yàn)證了“以都市圈促城市群發(fā)展”的城市群多中心協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略是有利于區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展的，也說明應(yīng)進(jìn)一步解決大城市對(duì)周邊小城市過度創(chuàng)新虹吸問題，發(fā)揮大城市的創(chuàng)新外溢和輻射效應(yīng)，促進(jìn)不同規(guī)模城市在創(chuàng)新層面的協(xié)同發(fā)展。其次，在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素后，閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接設(shè)定下，各樣本組別的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)均較對(duì)應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果有顯著提高。同時(shí)，在閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接設(shè)定下，城市群城市的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)顯著高于全樣本和非城市群組別，這不僅給出了創(chuàng)新要素存在趨優(yōu)流動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地級(jí)市間，尤其在城市群內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地級(jí)市間存在更為激烈的財(cái)政科技支出競爭現(xiàn)象。最后，橫向比較閾值地理鄰接和閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接兩種研究設(shè)定下的回歸結(jié)果，閾值經(jīng)濟(jì)地理鄰接設(shè)定下的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)基本小于閾值地理鄰接設(shè)定。這表明本地開展的財(cái)政科技支出競爭所吸引的創(chuàng)新要素更多地來自周邊與自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大的城市而非周邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的城市。疊加創(chuàng)新要素的趨優(yōu)流動(dòng)這一客觀現(xiàn)實(shí)，本地吸引的創(chuàng)新要素主要來自周邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平遠(yuǎn)低于自身的小城市，即存在顯著的虹吸效應(yīng)。

五、進(jìn)一步分析

（一） 財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為分析

前文實(shí)證分析表明，樣本期內(nèi)我國地級(jí)市的財(cái)政科技支出空間效應(yīng)顯著，這表明地級(jí)市間可能存在財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為。對(duì)財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為的存在性、財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式進(jìn)行深入考察是必要的。一方面，策略互動(dòng)意味著空間相關(guān)地級(jí)市的財(cái)政科技支出策略影響本地的財(cái)政科技支出策略，從而對(duì)本地創(chuàng)新形成疊加影響，對(duì)這一效應(yīng)進(jìn)行考察可以更加準(zhǔn)確地刻畫財(cái)政科技支出的創(chuàng)新效應(yīng)；另一方面，明確財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響有助于引導(dǎo)地方政府行為，只有準(zhǔn)確把握地級(jí)市財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式，才能有效促使地級(jí)市間財(cái)政科技支出競爭處在適度的、高效的區(qū)間內(nèi)，進(jìn)而提高城市創(chuàng)新的協(xié)調(diào)水平。針對(duì)式（2） 的動(dòng)態(tài)空間自回歸模型中所存在的內(nèi)生性問題、時(shí)間相關(guān)性問題和空間相關(guān)性問題，本部分選擇使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SGMM） 對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以期得到無偏的估計(jì)結(jié)果。為避免納入過多工具變量對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生不利的影響，本部分最高使用被解釋變量的二階滯后項(xiàng)作為工具變量，并使用col?lapse選項(xiàng)限制工具變量的總體數(shù)量。財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為的回歸結(jié)果如表6所示。

由表6可知，一階序列相關(guān)檢驗(yàn)均顯著，二階序列相關(guān)檢驗(yàn)均不顯著，Hansen檢驗(yàn)不顯著。上述檢驗(yàn)均符合要求，工具變量數(shù)量合理，參數(shù)估計(jì)結(jié)果可靠。在三個(gè)樣本組別下，財(cái)政科技支出空間滯后項(xiàng)的系數(shù)均至少通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，且系數(shù)的符號(hào)均為正，表明我國地級(jí)市間普遍存在策略互補(bǔ)的財(cái)政科技支出策略互動(dòng)行為。同時(shí)，在三個(gè)樣本組別下，財(cái)政科技支出一階滯后項(xiàng)的系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，且系數(shù)的符號(hào)均為正，這表明地級(jí)市間的財(cái)政科技支出策略存在顯著的路徑依賴特征。非城市群城市財(cái)政科技支出空間滯后項(xiàng)的系數(shù)大于城市群城市，表明相較于非城市群城市，城市群城市財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)程度更低，假設(shè)3得到驗(yàn)證。而非城市群城市財(cái)政科技支出一階滯后項(xiàng)的系數(shù)則小于城市群城市，表明城市群城市財(cái)政科技支出策略有更強(qiáng)的路徑依賴。城市群對(duì)創(chuàng)新要素的集聚作用弱化了其內(nèi)部城市間的財(cái)政科技支出強(qiáng)度，相對(duì)地，非城市群城市在顯著的地緣劣勢條件下為了爭奪更為有限的創(chuàng)新要素，不得已而形成了更為靈活的財(cái)政科技支出競爭策略。

（二） 財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式分析

動(dòng)態(tài)空間自回歸模型的回歸結(jié)果表明地級(jí)市間存在財(cái)政科技支出策略互補(bǔ)行為，但具體模式是逐頂競爭還是逐底競爭，以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程是否形成了城市群內(nèi)外財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式的分異，仍需要進(jìn)一步考察。財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式的回歸結(jié)果如表7所示。

由表7可知，在全樣本和城市群兩個(gè)組別下，逐頂競爭的系數(shù)顯著大于逐底競爭的系數(shù)，在非城市群組別下，逐頂競爭的系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，而逐底競爭的系數(shù)不顯著，這表明樣本期內(nèi)我國地級(jí)市間普遍存在顯著的財(cái)政科技支出逐頂競爭。城市群城市逐頂競爭和逐底競爭的系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，其逐頂競爭通過系數(shù)差值體現(xiàn)，但非城市群城市則僅有逐頂競爭的系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，而逐底競爭的系數(shù)不顯著，這表明相較于城市群城市，非城市群城市有更為顯著的逐頂競爭傾向，假設(shè)4得到驗(yàn)證。主要原因在于，以城市群為典型代表的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程對(duì)創(chuàng)新要素形成了顯著的虹吸效應(yīng)，使創(chuàng)新要素聚集于城市群內(nèi)，放松了城市群城市所面臨的創(chuàng)新要素約束，從而降低了城市群城市的逐頂競爭強(qiáng)度。相反，城市群的集聚虹吸效應(yīng)與稟賦虹吸效應(yīng)疊加，使非城市群城市面臨更大的要素總量約束。在績效考核和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變雙重壓力下，非城市群城市為了留住本地存量創(chuàng)新要素和爭奪更為稀缺的創(chuàng)新要素，不得不展開逐頂傾向更強(qiáng)的財(cái)政科技支出競爭。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一） 研究結(jié)論

本文以城市群為切入點(diǎn)，以我國273個(gè)地級(jí)市為研究對(duì)象，選取2011—2020年數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新的影響，得到如下研究結(jié)論：財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新有顯著的本地效應(yīng)和空間效應(yīng)，且區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程形成了城市群內(nèi)外的效應(yīng)分異。創(chuàng)新類別異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果顯示，我國財(cái)政科技支出整體上圍繞利好的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新展開，且這一效應(yīng)在城市群城市中更為突出?？臻g關(guān)系異質(zhì)性分析結(jié)果表明，我國可能存在區(qū)域內(nèi)核心城市對(duì)周邊后發(fā)城市創(chuàng)新要素的過度虹吸現(xiàn)象，這不利于我國城市創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。進(jìn)一步分析表明，我國地級(jí)市間財(cái)政科技支出策略互動(dòng)模式為逐頂競爭的策略互補(bǔ)模式，且非城市群城市間的策略互補(bǔ)程度更高，逐頂競爭傾向更強(qiáng)。

（二） 政策建議

第一，充分發(fā)揮政策引導(dǎo)作用，加快形成“重質(zhì)、重效”的創(chuàng)新導(dǎo)向。進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)城市創(chuàng)新的財(cái)政支持力度，精準(zhǔn)扶持高科技企業(yè)。對(duì)于高科技領(lǐng)域內(nèi)的大中型企業(yè)，應(yīng)建立針對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的新型激勵(lì)機(jī)制，加速形成重視實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的整體導(dǎo)向。對(duì)于高科技領(lǐng)域內(nèi)的小微企業(yè)、初創(chuàng)企業(yè)，應(yīng)加強(qiáng)共享創(chuàng)新平臺(tái)的建設(shè)，降低其創(chuàng)新成本和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，搭建企業(yè)間溝通協(xié)作平臺(tái)，強(qiáng)化知識(shí)外溢效應(yīng)，縮短小微企業(yè)、初創(chuàng)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新周期，提高創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量和效率。

第二，堅(jiān)持多極化空間發(fā)展戰(zhàn)略，明確區(qū)域內(nèi)不同規(guī)模城市的分工定位。創(chuàng)新要素的適度集聚有助于擴(kuò)大知識(shí)溢出效應(yīng)，提高規(guī)模產(chǎn)出效應(yīng)，但過度集聚則導(dǎo)致要素流入地對(duì)于周邊地區(qū)的虹吸效應(yīng)大于輻射效應(yīng)，甚至形成環(huán)核心城市的創(chuàng)新陰影帶，這不利于城市創(chuàng)新。因此，一方面，應(yīng)堅(jiān)持城市群多中心協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，緩解創(chuàng)新要素在區(qū)域內(nèi)過度集聚的問題，使區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新要素適度地集聚于多個(gè)創(chuàng)新增長極中；另一方面，要對(duì)周邊城市的規(guī)模、稟賦和優(yōu)勢進(jìn)行科學(xué)定位，適當(dāng)轉(zhuǎn)移區(qū)域核心城市過度擁擠的創(chuàng)新要素，通過“中心—外圍”的總部經(jīng)濟(jì)模式對(duì)創(chuàng)新資源進(jìn)行區(qū)域內(nèi)的優(yōu)化配置，從而進(jìn)一步提高創(chuàng)新產(chǎn)出。

第三，“破”“立”并舉，優(yōu)化要素流通條件，建立協(xié)同創(chuàng)新機(jī)制。城市群城市財(cái)政科技支出對(duì)城市創(chuàng)新有更高的本地效應(yīng)和空間效應(yīng)，但地區(qū)間行政壁壘依然存在，要破除地區(qū)間限制創(chuàng)新資源流動(dòng)的制度性障礙。一方面，應(yīng)加快城際鐵路、高速路網(wǎng)和5G通訊設(shè)備等交通信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)；為創(chuàng)新要素流通創(chuàng)造條件，通過建立人才資源區(qū)域互認(rèn)機(jī)制為創(chuàng)新型人才的區(qū)域流動(dòng)創(chuàng)造條件。另一方面，應(yīng)建立跨區(qū)域的城市創(chuàng)新協(xié)同體系，進(jìn)一步提高創(chuàng)新要素的外溢效應(yīng)，促進(jìn)城市間的創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。推動(dòng)高校、研究院所和企業(yè)等創(chuàng)新主體跨區(qū)域合作，優(yōu)化創(chuàng)新要素配置，進(jìn)一步提高城市創(chuàng)新水平。

第四，進(jìn)一步優(yōu)化績效考核機(jī)制，協(xié)調(diào)區(qū)域財(cái)政科技支出競爭。進(jìn)一步加大對(duì)城市創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率的考核力度，根據(jù)稟賦條件優(yōu)化績效考核體系，促使地方政府的關(guān)注點(diǎn)從短期的經(jīng)濟(jì)粗放式增長轉(zhuǎn)向長期的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)具體情況制定考核標(biāo)準(zhǔn)，避免過高的創(chuàng)新績效考核要求對(duì)非城市群城市政府行為的扭曲，抑制非城市群城市間過大的財(cái)政科技支出競爭，使其能夠按照適合的發(fā)展路徑提高城市創(chuàng)新水平。

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