财政分权对区域技术创新影响的空间计量分析

龚刚敏，赵若男

(浙江财经大学财政税务学院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

改革开放以来，我国经济发展迅速，根据世界银行统计数据，我国GDP总量在2010年超过日本，成为全球第二大经济体。但《2010年全球创新指数报告》显示，我国创新力排名仅仅位列第43名。在中央政府的战略支持与引导下，我国创新水平有了大幅度的提升。《2020年全球创新指数报告》指出，我国综合创新指数排名已经上升至14名，且连续两年跻身世界前15行列，已经确立了作为创新领先者的地位。尽管如此，我国依然有很多技术落后于发达国家，一些关键核心技术受制于人。经济体量带来的优势诚然不可忽视，但“大而不强”也是现阶段我国产业转型升级的普遍问题。

进行技术创新活动不仅需要投入较多的人力、财力，也需要较长的研发周期，但它的投资收益却是不确定的，而技术创新会带来明显的正外部性，因此市场配置资源并不完全有效，政府有充分的理由进行干预。因此，我国仍然需要将科技创新作为重要的发展战略，通过政府引导、支持等方式促进区域技术效率提升。

创新资源配置对国家创新系统运行效率非常重要[1]，政府干预会影响到区域创新系统的运行效率[2]，而财政分权作为一项制度安排，将划分中央与地方政府财权与事权，可以调整中央与地方的财政资源配置，会引起政府行为的偏向性变化[3]，可能会潜在影响企业创新行为与区域创新效率。另外，由于中央政府多是通过总纲领性文件或战略指导的形式来干预经济，对区域技术创新的影响更多地表现为文件层面的引领，但这些文件、政策的“落地效果”如何取决于地方政府，并需要地方政府投入相应的财政资金。因此探究财政分权对区域技术创新的影响时，也应当重视地方政府的行为偏向[4]。

目前已经有很多学者探讨了这一问题，但得出的结论却相去甚远。有学者认为，财政分权可以促进区域技术创新，原因在于财政分权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经济社会发展情况，具备信息优势，因此提供公共物品更有效率，也更加符合当地居民的偏好[5]。适度的财政分权使地方政府具备改善基础设施建设、提高外资优惠条件的能力，有利于吸引外资进入本地市场，当地的企业也可以吸收外资带来技术外溢。另外政府科技拨款、税收减免[6]、政府项目及高层次人才补贴[7]、对企业的研发补贴[8]等都可以作为政策工具，增加企业的创新投入，促进企业的创新产出及效益，从而提高区域的技术创新水平。

也有观点认为，财政分权抑制了技术创新。地方政府官员是“经济参与人”，同时也是“政治参与人”，会关注在政治上的收益[9]。由于目前我国的财政分权制度尚且不完整也不规范，地方政府间分割利益不利于区域协调发展，公共物品的提供效率较低[10]，缺乏有效的跟踪评估与监督机制。寻租或腐败活动会扭曲政府的创新资源配置[11]，寻租与腐败寄生于财政支出行为体系内部，政府财政支出会偏向于容易获得贪腐收益的领域。政府目标多样性和模糊性的特点，也在一定程度上扭曲了地方官员的激励，加之一些指标不易量化，导致地方官员更加重视GDP这种易于考核的指标，忽视了那些不易观测的指标[9]。在这样的情况下，财政分权给予地方政府较大的自主权，地方政府“重生产、轻创新”的自利性投资偏好又很难得到中央有效约束[12]。地方政府有动机减少科技支出，而创新的长周期性与回报不确定性也一定程度上降低了企业进行创新活动的意愿，有可能导致市场与政府在区域创新资源配置上“双失灵”，也就抑制了区域创新效率提升[13]。

还有部分学者研究了创新活动的空间效应，由于区位因素、资源禀赋、政府战略区别、经济发展水平、人文环境等差异，不同地域间的创新活动也有较大的差别，特别是地理上的邻近关系，还可能产生区域间的创新集聚效应。知识溢出的空间效应也得到了学者证实，正向效应溢出明显，并显著受到空间地理距离的影响，且在东中西部三大城市群内呈现出明显的区域异质性[14]。另外，人口流动、外商直接投资[15]、高技术产业的专业化和多样化、区域内人力资本水平[16]、R&D人员[17]等因素对区域技术创新的影响均存在正向的溢出效应。

通过对已有文献的梳理可以发现，财政分权作为一种调整地方与中央权力关系的制度，对区域技术创新存在显著的影响已经得到了普遍证实，但得到的结论却有所差异。另外，现有文献利用省级面板进行实证分析，这可能覆盖市级层面的特征，造成结论的偏差。尽管创新存在明显的空间相关性，但却极少有文献采用空间计量分析财政分权与技术创新之间的关系，将城市看作是独立的个体。大多现有文献从静态角度进行的分析，忽略了城市之间的相互影响。本文希望有所突破。具体而言，通过选取相对微观的地级市面板数据，考虑创新的空间相关性，本文构建空间权重矩阵，采用空间杜宾模型考察财政分权对区域技术创新的影响，利用偏微分法识别各解释变量的直接效应与间接效应，从而为政策的制定提供理论依据。

二、理论分析与假说

空间计量经济学理论认为一个地区空间单元上的某种经济地理现象或某一属性值与邻近地区空间单元上同一现象或属性值是相关的，几乎所有的空间数据都具有空间依赖性或空间自相关性的特征。

从政府行为来看，目前我国分权体制的政府竞争大多是经济发展方面的竞争，而对地方政府而言，加大基础设施投资来进行招商引资等活动，可以较快促进当地的经济增长。但一个地区的财政预算支出相对固定时，增加基础设施投资就意味着其他方面支出的减少，也可以表现为政府创新偏好的降低。另外，或是出于地方政府间竞争，也或是出于“搭便车”的心理，当该地区的财政发生明显变动时，也会影响到其周边地区政府的支出行为，进而对技术创新水平产生空间外溢效应。除此之外，如果一个地区的邻近地区分权程度提高、或是人均财政支出增加后，存在一定的可能性对其他指标产生影响，如吸引外资的水平、吸引人才的水平等，导致当地的吸引力减弱，人口、资金会流动到公共服务质量更高的地区。资金、人才等作为区域技术创新的关键投入要素，不仅会影响到当地的创新水平，也会间接影响邻近区域的创新产出，存在空间效应。

区域技术创新不仅受到本区域一些因素的影响，还具有一定的空间外溢性。区域之间的技术创新行为及产出会相互影响，存在显著的外部效应，导致地区之间的技术创新行为存在溢出效应。技术创新能力在不同的地区之间存在相互作用：一个地区技术创新水平的提高会带动当地的经济发展，并进而带动周边地区的经济，通过构建高新技术产业区、产业群、城市群等方式带动邻近区域的技术创新水平提升；又例如A地区培养的学生，可以流动到B地区从事技术创新活动；C地区申请的某项专利，它的思想可能会激发D地区的创新灵感，即使是一些受到知识产权法保护的专业领域技术或知识，也很难控制其他区域不会借鉴其思想，从而形成自己的技术创新。因此在研究一个地区的技术创新活动时，不考虑空间相关性是脱离现实的。

基于此，本文提出假说1：技术创新存在空间相关性，并且会受到周边地区的影响。

在财政分权对技术创新的影响上，目前有两种结论，即促进与抑制。但事实上，财政分权对技术创新的正向影响与负向影响同时存在，最终呈现的是两种力量的博弈结果。

一方面，“用脚投票”理论告诉我们，地方政府在搜集整理当地信息时更具有时间及成本优势，能够更好地处理当地居民对公共产品偏好的需求[5]。财政分权使得地方政府在资源配置方面具有更高的灵活自主性，可以为区域创新能力提供基础供给。同理，地方政府在对科技支出带来的效果进行评估时，也可以更高效处理并及时调整，从而强化了科技支出对技术创新的促进作用。另外，财政收入分权给予地方政府较高的收入自由，政府可以通过减税降赋等优惠政策，给予企业低税负优惠，从而激励企业的创新活动。

另一方面，中国式分权是内置于“向上负责”的政治集权[18]，在这样的政治条件下，中央政府可以根据其战略意图改变对地方政府的激励和约束条件。改革开放后，我国对科技发展愈发重视，如1993年起施行的《中华人民共和国科学技术进步法》第45条和2007年修订版第59条都对政府科学技术支出作出明确规定，“国家逐步提高科学技术经费投入的总体水平”“国家财政用于科学技术经费的增长幅度，应当高于国家财政经常性收入的增长幅度”。地方政府在这样的政治格局下，当中央足够重视科技，地方政府背离中央政策的成本增加时，就有动机积极配合中央政府的战略号召，通过增加科技支出、完善政策环境等方式推动当地的技术发展。

但我国目前的财政分权制度缺乏完整性和规范性[10]，存在地方官员短视行为、偏向性竞争政策、甚至政企合谋等情况，不利于创新环境建设，弱化了上述创新激励。在我国目前的财政分权体制下，地方政府存在一定的执政偏向性，地方官员短视化行为严重，中央与地方政府间信息不对称，监管激励有限，中央很难找到一个包含充分信息量的指标来评价地方官员的政绩。事实也正是如此，中央更多利用易观测的GDP指标来考核地方官员，因而地方官员就有可能利用其财政自主权，制定有利于自己的政策。而投资周期长、见效慢、风险高的创新活动，虽然可以提高地区的长期竞争力，但无法在短期内转化为GDP。具有“政治人”属性的地方官员出于个人的政治诉求，执政会偏重于短期内更容易彰显政绩的项目，片面追求其任期内的显性经济指标增长，将更多的财政资源投入生产性领域，忽视技术创新带来的长远收益，造成科技支出的挤出。尽管中央政府对科技研发支出有明确规定，但科技政策由于政府经验不足等原因缺乏协同性与连续性，执行方式也不明确[19]。地方政府虽然不会直接违背中央意愿，但也存在象征性服从的可能性，如保持一个小幅度的增长，或是持观望态度，通过观察其他地区的发展状况来指定自己的发展策略。因此地方政府“重生产、轻创新”的自利性投资偏好行为很难被中央政府有效约束。地方政府难以有效发挥引领作用，阻碍了技术创新的发展。

同时，区别于基础设施等生产建设的独享性特征，创新的强外部性以及人员的流动性，使得某一地区的创新产出可能会在短时间内被另一地区“抄袭”或应用，给地方政府一种“为他人做嫁衣”的感觉，抑制了政府的创新行为，直接导致政府的创新职能被弱化，不利于区域技术创新。

本文更加倾向于认为财政分权对技术创新的抑制作用大于促进作用，据此，提出假说2:财政分权对技术创新的影响综合表现为抑制作用，但政府的创新偏好可以促进技术创新水平。

三、研究设计

(一)研究模型

本文意在研究财政分权与城市技术创新之间的关系，设定基准研究模型：

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是城市的技术创新产出，FD代表财政分权，pf代表政府创新偏好，gdp代表当地的经济发展水平，open代表对外开放水平，st代表政府研发资金投入水平，emp代表研发人员投入，move代表人口流动，hou代表房地产投资强度，cul代表创新知识基础，fin代表金融环境，μ为误差项。此外，本文所用的财政分权区分了财政收入分权(FDr)与财政支出分权(FDs)，分别用于模型分析与稳健性检验。

考虑到技术创新的空间依赖性，本文在上述基准模型上加入空间因素，构建空间杜宾模型。相比于空间滞后模型与空间误差模型，空间杜宾模型同时包含因变量与自变量的空间滞后项，是更为一般的空间计量形式，它的优势在于：不仅可以反映因变量的空间相关性，还可以区分自变量对因变量的直接效应与间接效应，也就是本地区与邻近地区的自变量会对本地的因变量产生怎样的影响。

因此在模型基础上，提出本文的空间杜宾基准模型：

(2)

另外，由于解释变量中含有被解释变量的空间滞后项，这也是空间计量中最大的内生性问题，在这种情况下普通的最小二乘法不再适用，为了保证结果的可靠性，本文采用极大似然估计法(MLE)进行分析。

(二)空间权重矩阵构建

考虑我国的实际情况，技术创新与地区政府行为不仅受到地理距离的影响，经济发展程度相仿的城市也具有相似的特征，因此将经济距离引入空间权重矩阵能够更好地拟合我国经济发展状况[20]，因此本文构建同时包含地理距离与经济距离的嵌套矩阵，综合反映地区间的区位及经济的空间关系，进行标准化处理后进行实证，同时为了结果的稳健性，本文构建以下两个矩阵。

1.经济地理矩阵。该矩阵由地理矩阵和经济矩阵有机结合，本文参考王火根和沈利生(2007)的做法[21]，基本形式如下：

(3)

其中，Wd是地理距离矩阵，由于本文将地级市作为研究对象，且部分城市由于行政区划变动或数据缺失等原因被剔除，样本空间点的分布有所缺失，不适宜空间邻接的0-1矩阵，因此该矩阵是以地理距离为基础的反距离矩阵。diag(…)是一个对角矩阵，反映地区间经济距离。Wd可以表示为：

(4)

上式中，dij是地区i与地区j之间的距离，基于城市中心经纬度坐标测度获得，经纬度信息来源于国家基础地理信息系统。Xi是第i个城市2008～2018年的人均GDP均值，X是所有观测个体2008～2018年的人均GDP均值。

2.反经济距离矩阵。计算公式如下:

(5)

其中，wij是地区间的邻近距离，x指各地区的经济指标，本文选取城市的人均GDP进行衡量，dij是地区i与地区j之间的地理距离，该矩阵可以综合反映地区的地理邻近关系与经济邻近关系，与本文目的相符。

(三)样本选择与数据来源

本文选取地级市面板数据进行分析，少数缺失数据通过查找、插值法等方法补齐，排除了行政区划发生变动的城市，如毕节、铜仁等，也排除了数据缺失严重且无法填补的城市，如拉萨、克拉玛依、三沙等，最终共计257个城市。由于我国的预算收支口径在2007年发生改变，同时由于滞后项的存在，出于数据可比性考虑，选择2008～2018年的数据进行分析。本文数据来源于CNRDS数据库与《中国城市统计年鉴》。

1.被解释变量。创新产出(INNO)的衡量指标有多种，国内外学者多把专利申请量或者授权量作为技术创新的量化指标，本文认为相比于专利申请数，授权量更能反映创新的实质能力，因此本文借鉴符淼(2008)[15]的研究，用专利授权量来衡量区域的技术创新能力。

2.核心解释变量。财政分权(FD)是本文的核心解释变量，财政分权是中央给予地方政府一定的财政自由度，最直接的表现就是中央与地方政府在财政上的分割，出于数据可获得性考虑，本文借鉴白俊红和戴玮(2017)[22]的做法，区分财政支出分权(FDs)与财政收入分权(FDr)，计算公式如下所示：

财政收入分权(FDr)=地方一般人均预算收入/全国一般人均预算收入

财政支出分权(FDs)=地方一般人均预算支出/全国一般人均预算支出

政府创新偏好(pf)是本文的另一个关键解释变量，政府参与社会创新活动的方式主要包括构建保护创新活动的体制机制、建设软硬件环境、直接提供资金支持以及税收优惠政策等[23]，这些支持方式往往需要通过一定的财政支出来实现，本文引入的政府创新偏好指的是政府愿意为这些创新活动提供多大力度的支持。本文借鉴李政和杨思莹(2018)采用的方法[24]，将政府创新偏好定义为各市科学技术支出占一般预算支出的比重，并出于内生性考虑做滞后一期处理。

3.控制变量。经济发展水平(gdp)用人均GDP来衡量，由于经济发展水平与技术创新之间可能存在逆向因果，做滞后一期处理；对外开放水平(open)用实际利用外资额衡量；创新知识基础(cul)用图书馆藏书量衡量；政府研发资金投入(st)用政府科技支出作为替代指标，研发人员投入(emp)用科学技术行业从业人员替代，出于研发周期考虑，我国专利申请到专利授权平均需要两年时间，故对这两个指标做滞后两期处理；人口流动(move)利用户籍人口测算，由当年该地区人口的增长率减去当年全国的自然增长率得到，并做滞后两期处理；金融发展规模(fin)用金融机构人均贷款余额衡量；房地产投资强度(hou)用房地产投资完成额来衡量。

各变量统计特征如表1所示。

表1 样本描述性统计结果

四、实证分析

(一)空间相关性分析

经济指标存在空间相关性是空间计量的前提，目前文献中常用的空间自相关指标是莫兰指数，取值范围是[-1，1]，小于0说明空间负相关，大于0则证明空间正相关。表2给出了2008～2018年经济地理矩阵与反经济距离矩阵下的莫兰指数。

表2 莫兰指数检验结果

通过表2检验结果可以看出，2008～2018年期间，技术创新产出的莫兰指数值均大于0，并在1%显著性水平上显著，这说明我国的技术创新产出在不同的空间点上不是各自独立的，而是存在显著的空间正相关性。这也表明了本文采用空间计量方法研究财政分权对区域技术创新产出影响的合理性。

(二)计量模型的进一步确定

在对空间面板数据进行分析前，本文分别进行了LM检验、LR检验以及Hausman检验，以更好地确定本文采用空间杜宾模型的合理性。LM检验结果如表3所示。

表3 LM检验结果

上表LM检验结果显示，在经济地理空间矩阵下，只有一个统计量未通过显著性检验，但同时接受SEM模型与SLM模型，应当考虑空间杜宾模型；在反经济距离矩阵下，仅接受空间误差模型。出于严谨性考虑，本文进行LR检验，进一步判别空间杜宾模型是否可以简化为空间滞后模型与空间误差模型，检验结果如表4所示。

表4 LR检验结果

LR检验结果表明空间杜宾模型最为适合，不可退化为空间滞后模型或空间误差模型，这也再次证明本文使用空间杜宾模型的合理性。

此外，本文也进行了Hausman检验，在空间个体固定效应与空间个体随机效应两种模型中进行选择，检验结果如表5所示。

表5 Hausman检验结果

两种空间权重矩阵下的结果都显示强烈拒绝原假设，应当使用固定效应模型。因此本文最终选用空间杜宾个体固定效应模型是合理的，并采用最大似然估计法进行拟合模型，这也较好地克服了本文的内生性问题。

(三)实证结果分析

财政收入分权给予地方政府获取税收的权力，可以看作政府的行为导向。财政支出分权给予地方政府自主支配支出的权力，可以看作结果导向。因此本文将财政收入分权作为关键解释变量用于回归分析，将财政支出分权用于稳健性检验。表6与表7分别给出了基于经济地理矩阵下和基于反经济距离矩阵下的模型估计结果。

表6 基于经济地理矩阵的空间杜宾模型回归结果

表7 基于反经济距离的空间杜宾模型估计结果

从表6与表7可以看出，两种空间权重矩阵下的R2值均大于0.75，具有较好的拟合度。城市技术创新的空间自相关系数都为正，且都通过了5%显著性水平检验。本文假说1成立，城市的技术创新产出存在正向空间外溢效应。周边地区的技术创新产出增加也会促使该地区的产出提高，且地区越是邻近，这种外溢的促进效用越是明显。

表中Main给出的是矩阵中主对角线元素对被解释变量的影响，可以理解为本地区的解释变量变动对本地技术创新产出的影响，而WX给出的是矩阵中非对角线元素对被解释变量的影响，可以理解为邻近地区的被解释变量对本地技术创新产出的影响。从表中结果来看，本区域的财政收入分权会抑制城市技术创新产出，系数约为-30，政府创新偏好会促进城市创新产出，系数约为25，并都通过1%显著性水平检验，与本文假说2相符。

由于空间杜宾模型中同时涵盖因变量与因变量的空间滞后项，所有变量之间都存在空间相关性，参数经济含义较为复杂，当空间自相关系数显著不为0时，自变量的系数解释与传统的参数估计有所不同，应当进一步通过Lesage和Pace(2008)提出的“求偏微分法”进行效应分解来测度直接效应与间接效应[25]。

1.直接效应分析

对本文的关键解释变量而言，在两种空间权重矩阵下，财政分权对技术创新的直接效应表现为负，系数约为-30，并都通过了1%显著性水平的检验。尽管财政分权给予了地方政府更高的经济自由，财政分权程度高的地区经济发展状况也较好，财政状况乐观，经济自主性强，但由于目前分权体制不完善等原因，在自利性投资偏好的驱动下弱化了地方政府在区域创新方面的优势，反而抑制了区域技术创新的发展。政府创新偏好对技术创新产出表现为促进作用，系数约为25，并在1%置信水平上显著。具有较高创新偏好的政府往往通过增加本地区科技支出来参与区域创新建设，提供创新活动平台，引导社会技术创新方向，可以促进社会科技成果转化，从而有利于提高本地区技术创新产出。

在创新基础环境方面，经济发展水平、对外开放水平以及人口流入都可以促进技术创新产出，同样都通过了1%显著性水平检验。经济发展水平高的地方往往具有更强的创新意识，对创新的需求层次也较高；对外开放程度高的地区，不仅可以获得国外先进的管理经验及技术，经由国内企业消化吸收后转化为自身的科技成果，也可以获取更多的外资投入到创新活动中，从而提高区域创新产生水平；人口流动在1%置信水平上促进了区域技术创新，人口流入为城市增加了人才供给，注入新的活力，带来的集聚效应也促进了区域技术水平的提升。

在创新活动的直接投入方面，政府研发资金投入与研发人员投入都在1%显著水平上促进技术创新。研发投入是进行创新活动必不可少的基础要素。政府研发资金投入越多，本地区技术提升的潜在能力也越大。同时，人才作为城市创新活动的核心要素，研发人员投入水平为创新提供了人才基础。一个地区内从事创新活动的人才越多，创新产出水平也就越高。

在其他社会环境方面，房地产投资强度、创新知识基础、金融发展规模也可以促进区域技术创新产出的提升。房地产投资与人口流入相辅相成，它的高回报率使得企业拥有更多的资金进行研发创新活动，继而反哺创新，有利于城市创新产出。创新知识基础以及金融发展规模的结果也说明创新环境的建设对区域技术创新水平的提高有很大的作用，各地区仍需要建设创新发展平台，为科技创新创造良好的基础环境。

以上变量在两种空间权重矩阵下系数变化不大，说明有较好的稳健性，能够较好地解释本区域自变量变动对本区域技术创新产出的直接影响。

2.间接效应分析

从空间溢出的间接效应来看，财政分权的空间外溢效应为负，并通过显著性检验。而政府创新偏好的外溢效应也为负但并不显著，这可能是由于政府无从得知其他地区政府真实的创新偏好，而不能给出及时的回应所致。邻近地区的财政分权程度或政府创新偏好提高时，本地区的技术创新产出水平将下降。其原因可能有二：一是在现有的晋升激励体制下，财政分权程度提高往往导致财政支出偏向生产建设，地方政府的财政策略受到邻近地区空间依赖性的影响，进一步加剧政府竞争[26]，从而降低了政府进行创新活动的意愿；二是创新产出具有明显的正外部性，地方政府存在一定的“搭便车”心理，缺乏主动性，不利于本地区创新水平的提升。

另外，对外开放水平、政府研发资金投入、研发人员投入以及房地产投资强度的外溢间接效应也为负，在两种空间矩阵下显著性有所不同。本文选择实际利用外资额来衡量地区的对外开放水平，其外溢间接效应为负可能是由于以下原因：外资具有较强的流动性，但外商资金是有限的，当一个地区吸引了外资投入后，其他地区的外资额相对减少，同时外资所带来的技术存在一定的锁定战略，导致邻近区域的对外开放水平提高会抑制本地区技术创新产出提升。本文用政府科技支出来衡量政府研发资金投入。政府可能存在“搭便车”心理，使其研发资金投入的外溢效应为负。

同时，经济发展水平、人口流动、创新知识基础、金融发展规模的空间外溢间接效应都为正，但创新知识基础的空间外溢间接效应在两个空间矩阵下都不显著，这也说明我国的知识积累在区域间的流动尚有较大的提升空间。一个地区经济发展水平提高会辐射到周边地区，配合人口流动以及金融规模的辅助，有利于带动地区周边经济发展，从而促进创新产出增加。

(四)稳健性检验

本文研究财政分权对技术创新的影响，财政分权指标的选择至关重要，前文从财政收入分权角度分析，因此稳健性检验从支出角度分析。另外，为了减少不必要的误差，本节选用反经济距离矩阵，同样采用空间杜宾固定效应模型。检验结果如表8所示。

表8 稳健性检验结果

从上表结果中可以看出，模型的拟合优度有所提高，城市技术创新产出的空间自相关系数为正，在1%置信水平上显著，与上文得到的结果相近。

财政支出分权对城市技术创新的直接效应为负，但不显著，这可能是由于财政支出分权是一种“事后分权”，地方政府的预算支出要受到收入的约束，加之中央转移支付以及中央政府对地方一些支出的规定，导致支出不能很好地体现其真实的财政自由度，但仍有一定的参考意义。相比财政收入分权，支出分权对技术创新的抑制作用有所降低，其原因可能在于虽然地方政府出于自利性投资偏好、晋升激励等原因，倾向于基础设施建设而挤出了创新，但中央政府对科技支出的硬性规定，使得地方政府支出结构未能完全匹配其自利性动机，从而支出分权的抑制作用小于收入分权。

其他变量的结果显示，无论是空间外溢的直接效应还是间接效应，其系数大小及符号与表6、表7中的结果相近，因此，更换核心解释变量后，财政分权对技术创新产出的影响变化不大，模型比较稳健，有较高的可靠性。

五、建议与展望

通过构建空间杜宾模型，本文发现，技术创新的正外溢效果应明显，一区域的财政分权会抑制其技术创新产出，而该区域的政府创新偏好可促进其创新产出。同时，本文还发现，周边地区财政分权水平提高会抑制本区域的技术创新。

根据以上研究结论，本文提出如下建议：

第一，进一步深化财政分权体制改革。完善行政体制，改革官员考评制度，加强对地方政府的监管，适当限制官员权力，减少寻租行为的发生；引导地方政府从“为增长竞争”向“为创新竞争”逐步改变，弱化GDP等指标在官员考核中的比重，提高创新的考核比重。但鉴于创新的回报周期长等特性，官员考核可以适当向前追溯，避免地方政府官员只看重自己任期内发展状况的短视行为，从根源上减轻财政分权带来的扭曲效应，改善地方政府的自利性投资偏好。

第二，加强科技政策的权威性。中央政府应当加强对地方政府的引导与支持，进一步明确地方政府在科技层面的支出责任、管理权限、政府支持范围等，并辅以明确严格的奖惩措施，在必要时可以针对科技支出的相关内容作出强制规定，增加地方政府背离中央政策的成本。

第三，营造良好的区域创新系统。加快城市群建设，构建地区化的创新共享平台，加强产学研协同合作，增强企业与研发机构之间的交流沟通，促进创新成果在不同主体以及不同地区间的流动，最大程度上发挥技术创新的正向外溢效应。同时，也要高度保护知识产权，激励企业开展研发创新活动，建立高新技术开发区，激励中小企业集聚创新资源，合作完成技术创新活动。处理好政府主导型与民间推动型创新的关系，切实促进我国城市技术创新水平的提升。

由于一些地级市数据如新技术产品收入、高新技术产业产值等缺失，本文直接通过专利授权量作为创新指标，无法多方面衡量技术创新的社会产出。在控制变量的选取上，由于地市级R&D人员、R&D经费支出数据的缺失，本文用政府科技支出作为研发资金投入的替代变量，将科学技术从业人员作为研发人员的替代变量，可能存在偏差，有待以后深入研究。