財政分權對區域技術創新影響的空間計量分析

龔剛敏，趙若男

(浙江財經大學財政稅務學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

改革開放以來，我國經濟發展迅速，根據世界銀行統計數據，我國GDP總量在2010年超過日本，成為全球第二大經濟體。但《2010年全球創新指數報告》顯示，我國創新力排名僅僅位列第43名。在中央政府的戰略支持與引導下，我國創新水平有了大幅度的提升。《2020年全球創新指數報告》指出，我國綜合創新指數排名已經上升至14名，且連續兩年躋身世界前15行列，已經確立了作為創新領先者的地位。盡管如此，我國依然有很多技術落后于發達國家，一些關鍵核心技術受制于人。經濟體量帶來的優勢誠然不可忽視，但“大而不強”也是現階段我國產業轉型升級的普遍問題。

進行技術創新活動不僅需要投入較多的人力、財力，也需要較長的研發周期，但它的投資收益卻是不確定的，而技術創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新作為重要的發展戰略，通過政府引導、支持等方式促進區域技術效率提升。

創新資源配置對國家創新系統運行效率非常重要[1]，政府干預會影響到區域創新系統的運行效率[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創新行為與區域創新效率。另外，由于中央政府多是通過總綱領性文件或戰略指導的形式來干預經濟，對區域技術創新的影響更多地表現為文件層面的引領，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域技術創新的影響時，也應當重視地方政府的行為偏向[4]。

目前已經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域技術創新，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濟社會發展情況，具備信息優勢，因此提供公共物品更有效率，也更加符合當地居民的偏好[5]。適度的財政分權使地方政府具備改善基礎設施建設、提高外資優惠條件的能力，有利于吸引外資進入本地市場，當地的企業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]、對企業的研發補貼[8]等都可以作為政策工具，增加企業的創新投入，促進企業的創新產出及效益，從而提高區域的技術創新水平。

也有觀點認為，財政分權抑制了技術創新。地方政府官員是“經濟參與人”，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范，地方政府間分割利益不利于區域協調發展，公共物品的提供效率較低[10]，缺乏有效的跟蹤評估與監督機制。尋租或腐敗活動會扭曲政府的創新資源配置[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、輕創新”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，而創新的長周期性與回報不確定性也一定程度上降低了企業進行創新活動的意愿，有可能導致市場與政府在區域創新資源配置上“雙失靈”，也就抑制了區域創新效率提升[13]。

還有部分學者研究了創新活動的空間效應，由于區位因素、資源稟賦、政府戰略區別、經濟發展水平、人文環境等差異，不同地域間的創新活動也有較大的差別，特別是地理上的鄰近關系，還可能產生區域間的創新集聚效應。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出明顯的區域異質性[14]。另外，人口流動、外商直接投資[15]、高技術產業的專業化和多樣化、區域內人力資本水平[16]、R&D人員[17]等因素對區域技術創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現，財政分權作為一種調整地方與中央權力關系的制度，對區域技術創新存在顯著的影響已經得到了普遍證實，但得到的結論卻有所差異。另外，現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新之間的關系，將城市看作是獨立的個體。大多現有文獻從靜態角度進行的分析，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據，考慮創新的空間相關性，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域技術創新的影響，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。

二、理論分析與假說

空間計量經濟學理論認為一個地區空間單元上的某種經濟地理現象或某一屬性值與鄰近地區空間單元上同一現象或屬性值是相關的，幾乎所有的空間數據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濟發展方面的競爭，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，可以較快促進當地的經濟增長。但一個地區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，也可以表現為政府創新偏好的降低。另外，或是出于地方政府間競爭，也或是出于“搭便車”的心理，當該地區的財政發生明顯變動時，也會影響到其周邊地區政府的支出行為，進而對技術創新水平產生空間外溢效應。除此之外，如果一個地區的鄰近地區分權程度提高、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生影響，如吸引外資的水平、吸引人才的水平等，導致當地的吸引力減弱，人口、資金會流動到公共服務質量更高的地區。資金、人才等作為區域技術創新的關鍵投入要素，不僅會影響到當地的創新水平，也會間接影響鄰近區域的創新產出，存在空間效應。

區域技術創新不僅受到本區域一些因素的影響，還具有一定的空間外溢性。區域之間的技術創新行為及產出會相互影響，存在顯著的外部效應，導致地區之間的技術創新行為存在溢出效應。技術創新能力在不同的地區之間存在相互作用：一個地區技術創新水平的提高會帶動當地的經濟發展，并進而帶動周邊地區的經濟，通過構建高新技術產業區、產業群、城市群等方式帶動鄰近區域的技術創新水平提升；又例如A地區培養的學生，可以流動到B地區從事技術創新活動；C地區申請的某項專利，它的思想可能會激發D地區的創新靈感，即使是一些受到知識產權法保護的專業領域技術或知識，也很難控制其他區域不會借鑒其思想，從而形成自己的技術創新。因此在研究一個地區的技術創新活動時，不考慮空間相關性是脫離現實的。

基于此，本文提出假說1：技術創新存在空間相關性，并且會受到周邊地區的影響。

在財政分權對技術創新的影響上，目前有兩種結論，即促進與抑制。但事實上，財政分權對技術創新的正向影響與負向影響同時存在，最終呈現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地信息時更具有時間及成本優勢，能夠更好地處理當地居民對公共產品偏好的需求[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，可以為區域創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惠政策，給予企業低稅負優惠，從而激勵企業的創新活動。

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，中央政府可以根據其戰略意圖改變對地方政府的激勵和約束條件。改革開放后，我國對科技發展愈發重視，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定，“國家逐步提高科學技術經費投入的總體水平”“國家財政用于科學技術經費的增長幅度，應當高于國家財政經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略號召，通過增加科技支出、完善政策環境等方式推動當地的技術發展。

但我國目前的財政分權制度缺乏完整性和規范性[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，不利于創新環境建設，弱化了上述創新激勵。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、風險高的創新活動，雖然可以提高地區的長期競爭力，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濟指標增長，將更多的財政資源投入生產性領域，忽視技術創新帶來的長遠收益，造成科技支出的擠出。盡管中央政府對科技研發支出有明確規定，但科技政策由于政府經驗不足等原因缺乏協同性與連續性，執行方式也不明確[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，或是持觀望態度，通過觀察其他地區的發展狀況來指定自己的發展策略。因此地方政府“重生產、輕創新”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揮引領作用，阻礙了技術創新的發展。

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

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

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是城市的技術創新產出，FD代表財政分權，pf代表政府創新偏好，gdp代表當地的經濟發展水平，open代表對外開放水平，st代表政府研發資金投入水平，emp代表研發人員投入，move代表人口流動，hou代表房地產投資強度，cul代表創新知識基礎，fin代表金融環境，μ為誤差項。此外，本文所用的財政分權區分了財政收入分權(FDr)與財政支出分權(FDs)，分別用于模型分析與穩健性檢驗。

考慮到技術創新的空間依賴性，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，它的優勢在于：不僅可以反映因變量的空間相關性，還可以區分自變量對因變量的直接效應與間接效應，也就是本地區與鄰近地區的自變量會對本地的因變量產生怎樣的影響。

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

1.經濟地理矩陣。該矩陣由地理矩陣和經濟矩陣有機結合，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劃變動或數據缺失等原因被剔除，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，反映地區間經濟距離。Wd可以表示為：

(4)

上式中，dij是地區i與地區j之間的距離，基于城市中心經緯度坐標測度獲得，經緯度信息來源于國家基礎地理信息系統。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.反經濟距離矩陣。計算公式如下:

(5)

其中，wij是地區間的鄰近距離，x指各地區的經濟指標，本文選取城市的人均GDP進行衡量，dij是地區i與地區j之間的地理距離，該矩陣可以綜合反映地區的地理鄰近關系與經濟鄰近關系，與本文目的相符。

(三)樣本選擇與數據來源

本文選取地級市面板數據進行分析，少數缺失數據通過查找、插值法等方法補齊，排除了行政區劃發生變動的城市，如畢節、銅仁等，也排除了數據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年發生改變，同時由于滯后項的存在，出于數據可比性考慮，選擇2008～2018年的數據進行分析。本文數據來源于CNRDS數據庫與《中國城市統計年鑒》。

1.被解釋變量。創新產出(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新的量化指標，本文認為相比于專利申請數，授權量更能反映創新的實質能力，因此本文借鑒符淼(2008)[15]的研究，用專利授權量來衡量區域的技術創新能力。

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，最直接的表現就是中央與地方政府在財政上的分割，出于數據可獲得性考慮，本文借鑒白俊紅和戴瑋(2017)[22]的做法，區分財政支出分權(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

政府創新偏好(pf)是本文的另一個關鍵解釋變量，政府參與社會創新活動的方式主要包括構建保護創新活動的體制機制、建設軟硬件環境、直接提供資金支持以及稅收優惠政策等[23]，這些支持方式往往需要通過一定的財政支出來實現，本文引入的政府創新偏好指的是政府愿意為這些創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。經濟發展水平(gdp)用人均GDP來衡量，由于經濟發展水平與技術創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；創新知識基礎(cul)用圖書館藏書量衡量；政府研發資金投入(st)用政府科技支出作為替代指標，研發人員投入(emp)用科學技術行業從業人員替代，出于研發周期考慮，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；金融發展規模(fin)用金融機構人均貸款余額衡量；房地產投資強度(hou)用房地產投資完成額來衡量。

各變量統計特征如表1所示。

表1 樣本描述性統計結果

四、實證分析

(一)空間相關性分析

經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，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年經濟地理矩陣與反經濟距離矩陣下的莫蘭指數。

表2 莫蘭指數檢驗結果

通過表2檢驗結果可以看出，2008～2018年期間，技術創新產出的莫蘭指數值均大于0，并在1%顯著性水平上顯著，這說明我國的技術創新產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域技術創新產出影響的合理性。

(二)計量模型的進一步確定

在對空間面板數據進行分析前，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，在經濟地理空間矩陣下，只有一個統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健性檢驗。表6與表7分別給出了基于經濟地理矩陣下和基于反經濟距離矩陣下的模型估計結果。

表6 基于經濟地理矩陣的空間杜賓模型回歸結果

表7 基于反經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。城市技術創新的空間自相關系數都為正，且都通過了5%顯著性水平檢驗。本文假說1成立，城市的技術創新產出存在正向空間外溢效應。周邊地區的技術創新產出增加也會促使該地區的產出提高，且地區越是鄰近，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，可以理解為本地區的解釋變量變動對本地技術創新產出的影響，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的被解釋變量對本地技術創新產出的影響。從表中結果來看，本區域的財政收入分權會抑制城市技術創新產出，系數約為-30，政府創新偏好會促進城市創新產出，系數約為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，參數經濟含義較為復雜，當空間自相關系數顯著不為0時，自變量的系數解釋與傳統的參數估計有所不同，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，財政分權對技術創新的直接效應表現為負，系數約為-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濟自由，財政分權程度高的地區經濟發展狀況也較好，財政狀況樂觀，經濟自主性強，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域創新方面的優勢，反而抑制了區域技術創新的發展。政府創新偏好對技術創新產出表現為促進作用，系數約為25，并在1%置信水平上顯著。具有較高創新偏好的政府往往通過增加本地區科技支出來參與區域創新建設，提供創新活動平臺，引導社會技術創新方向，可以促進社會科技成果轉化，從而有利于提高本地區技術創新產出。

在創新基礎環境方面，經濟發展水平、對外開放水平以及人口流入都可以促進技術創新產出，同樣都通過了1%顯著性水平檢驗。經濟發展水平高的地方往往具有更強的創新意識，對創新的需求層次也較高；對外開放程度高的地區，不僅可以獲得國外先進的管理經驗及技術，經由國內企業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新活動中，從而提高區域創新產生水平；人口流動在1%置信水平上促進了區域技術創新，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域技術水平的提升。

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

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

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

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政府真實的創新偏好，而不能給出及時的回應所致。鄰近地區的財政分權程度或政府創新偏好提高時，本地區的技術創新產出水平將下降。其原因可能有二：一是在現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建設，地方政府的財政策略受到鄰近地區空間依賴性的影響，進一步加劇政府競爭[26]，從而降低了政府進行創新活動的意愿；二是創新產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，不利于本地區創新水平的提升。

另外，對外開放水平、政府研發資金投入、研發人員投入以及房地產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，當一個地區吸引了外資投入后，其他地區的外資額相對減少，同時外資所帶來的技術存在一定的鎖定戰略，導致鄰近區域的對外開放水平提高會抑制本地區技術創新產出提升。本文用政府科技支出來衡量政府研發資金投入。政府可能存在“搭便車”心理，使其研發資金投入的外溢效應為負。

同時，經濟發展水平、人口流動、創新知識基礎、金融發展規模的空間外溢間接效應都為正，但創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域間的流動尚有較大的提升空間。一個地區經濟發展水平提高會輻射到周邊地區，配合人口流動以及金融規模的輔助，有利于帶動地區周邊經濟發展，從而促進創新產出增加。

(四)穩健性檢驗

本文研究財政分權對技術創新的影響，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，本節選用反經濟距離矩陣，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 穩健性檢驗結果

從上表結果中可以看出，模型的擬合優度有所提高，城市技術創新產出的空間自相關系數為正，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定，導致支出不能很好地體現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新，但中央政府對科技支出的硬性規定，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，財政分權對技術創新產出的影響變化不大，模型比較穩健，有較高的可靠性。

五、建議與展望

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

根據以上研究結論，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管，適當限制官員權力，減少尋租行為的發生；引導地方政府從“為增長競爭”向“為創新競爭”逐步改變，弱化GDP等指標在官員考核中的比重，提高創新的考核比重。但鑒于創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定，增加地方政府背離中央政策的成本。

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

由于一些地級市數據如新技術產品收入、高新技術產業產值等缺失，本文直接通過專利授權量作為創新指標，無法多方面衡量技術創新的社會產出。在控制變量的選取上，由于地市級R&D人員、R&D經費支出數據的缺失，本文用政府科技支出作為研發資金投入的替代變量，將科學技術從業人員作為研發人員的替代變量，可能存在偏差，有待以后深入研究。