嚴思屏, 于藝楠

(1. 福建師范大學 經(jīng)濟學院, 福建 福州 350108;2. 中央財經(jīng)大學 信息學院, 北京 102206)

當前,新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革風起云涌,挑戰(zhàn)與機遇并存。在此背景下,誰牽住了“創(chuàng)新”這個牛鼻子,誰走好了“創(chuàng)新”這步先手棋,誰就能在全球經(jīng)濟競爭中占領(lǐng)主導地位,誰就能成為新的競賽規(guī)則的重要制定者。因此,我國亟需增強科技創(chuàng)新的緊迫感和危機感,實現(xiàn)從要素驅(qū)動、投資規(guī)模驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變的新局面。然而,創(chuàng)新活動的高風險性、正外部性和信息不對稱性的特點,大大損傷了經(jīng)濟個體的創(chuàng)新積極性,易造成創(chuàng)新市場的失靈現(xiàn)象,創(chuàng)新供給水平低于社會最優(yōu)創(chuàng)新水平,這為政府的介入提供了理論基礎(chǔ)與現(xiàn)實需要[1]。其中,財政科技支出是政府介入科技創(chuàng)新領(lǐng)域的最直接途徑[2],同時也是政府引導地區(qū)創(chuàng)新的主要手段。

近年來,財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系日益成為學者們關(guān)注的熱點。從現(xiàn)有研究來看,多數(shù)學者支持財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進作用[3],財政科技支出能夠有效矯正創(chuàng)新市場失靈現(xiàn)象,提高經(jīng)濟個體的創(chuàng)新積極性,但該影響會因地區(qū)差異[4]、企業(yè)差異[5]、金融發(fā)展差異[6]等而有所不同。也有部分學者認為財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新的影響并不顯著或存有負面影響[7-8],主要原因是財政科技支出有可能擠出經(jīng)濟個體自有研發(fā)投入、扭曲經(jīng)濟個體正常行為[9]等。雖然現(xiàn)有文獻對二者關(guān)系進行了一系列探索,但少有學者深入挖掘財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新影響的傳導路徑,且多數(shù)研究采用傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學方法[10],局限于財政科技支出的本地技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng),而忽略了該效應(yīng)可能從本地向鄰地擴散,對鄰近地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響,故難以全面揭示財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新影響的復(fù)雜機制。

長江三角洲作為我國創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一,其創(chuàng)新能力的提升對構(gòu)建新發(fā)展格局和引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展皆具有重要意義。值得思考的是,在長三角區(qū)域一體化進程中,上海、江蘇、浙江、安徽四地是否在科技創(chuàng)新領(lǐng)域產(chǎn)生“協(xié)同力”,財政科技支出是否在其中發(fā)揮了顯著作用。本文立足于長江三角洲,以地級市為觀測單元,探究財政科技支出對“本地”和“鄰地”技術(shù)創(chuàng)新水平的影響效果及影響機制,以期拓展財政科技支出的創(chuàng)新效應(yīng)研究,為政府制定財政政策提供參考,并助力我國長三角地區(qū)協(xié)調(diào)健康發(fā)展和創(chuàng)新先鋒目標的實現(xiàn)。

一、 理論機制與研究假設(shè)

1. 財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新的直接效應(yīng)

財政科技支出是技術(shù)創(chuàng)新的重要資金來源。一方面,財政科技支出能夠直接緩解技術(shù)創(chuàng)新部門資金緊張狀況。財政科技支出直接為經(jīng)濟個體提供資金,很大程度上緩解技術(shù)創(chuàng)新前期、中期的資金短缺情況,降低因資金短缺導致創(chuàng)新項目終止的可能性。另一方面,財政科技支出能夠矯正技術(shù)創(chuàng)新市場失靈狀態(tài)。技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正外部性特征,即市場中的經(jīng)濟個體可以在不支付成本的情況下獲取其他經(jīng)濟個體的創(chuàng)新產(chǎn)出,這使得技術(shù)創(chuàng)新市場易出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象,技術(shù)創(chuàng)新部門的私人收益小于社會收益。財政科技支出相當于地方政府對私人部門提供創(chuàng)新補貼,這有助于縮小私人收益與社會收益的差距,提高私人部門的創(chuàng)新積極性,促使技術(shù)創(chuàng)新的供給水平達到市場最優(yōu)狀態(tài)。

基于此,本文提出假說H1:財政科技支出對本地技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向促進作用。

2. 財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

技術(shù)創(chuàng)新水平的提升依賴于投入要素的增加[11]。一方面,財政科技支出對地區(qū)人力資本水平產(chǎn)生影響。一是財政科技支出中的科技獎勵支出,有利于激發(fā)科研院所或高?？蒲腥藛T的創(chuàng)新活力;二是政府通過財政科技支出支持科研院所和高校培養(yǎng)科技人才,同時企業(yè)通過招聘將人才引入企業(yè),提升企業(yè)整體研發(fā)水平。另一方面,財政科技支出對地區(qū)金融資源流向產(chǎn)生影響。商業(yè)銀行等金融機構(gòu)出于安全考慮,在技術(shù)創(chuàng)新項目產(chǎn)生經(jīng)濟效益前,大多不愿向其提供貸款或進行融資。而政府進行財政科技支出有利于向外界傳遞積極信號,即該創(chuàng)新項目得到政府認可與資助,降低了投資的風險性和信息不對稱性,增強了項目的可信度,從而提升金融機構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新項目的貸款和融資意愿,緩解企業(yè)外部融資約束。

基于此,本文提出如下假設(shè)。

H2:財政科技支出通過提高人力資本積累促進地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。

H3:財政科技支出通過吸引金融資源投入促進地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。

3. 財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)

財政科技支出不僅會通過上述途徑對“本地”技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響,而且這種影響也會輻射到周邊地區(qū),產(chǎn)生“鄰地”技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。一是政府示范效應(yīng)。近年來,隨著創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的推進,地方政府間傳統(tǒng)的“為經(jīng)濟增長而競爭”的模式逐漸轉(zhuǎn)變成“為地方創(chuàng)新而競爭”的模式[12],這使得相鄰地區(qū)政府財政科技支出行為具有相關(guān)性。若一地區(qū)政府財政科技支出增加,該地創(chuàng)新環(huán)境得以改善,而周邊地區(qū)政府“無動于衷”,由于研發(fā)人員要素的“趨優(yōu)性”和研發(fā)資本要素的“逐利性”[13],研發(fā)要素會流入外部環(huán)境更良好的地區(qū),地區(qū)間的創(chuàng)新差距會逐步增大,因此,周邊地區(qū)必須相應(yīng)提高財政科技支出以避免研發(fā)要素外流。二是知識溢出效應(yīng)。受地理距離、生活習慣和文化習俗等方面的影響,鄰近地區(qū)的人才流動和商品貿(mào)易往來更為頻繁。在人才流動的過程中,科研人員所掌握的專業(yè)技術(shù)或管理技術(shù)會隨之外流至新企業(yè)或新機構(gòu),從而產(chǎn)生知識溢出現(xiàn)象。在商品貿(mào)易的過程中,一方面周邊地區(qū)企業(yè)可以通過模仿或逆向工程等方式,間接獲得新產(chǎn)品的設(shè)計原理或生產(chǎn)技術(shù),并將新知識運用到企業(yè)的生產(chǎn)過程中;另一方面處在創(chuàng)新企業(yè)上下游的相關(guān)企業(yè)通?？梢詿o償獲取新的生產(chǎn)知識或營銷知識。因此,技術(shù)創(chuàng)新主體難以獲得創(chuàng)新所帶來的全部收益,該收益容易溢出到周邊地區(qū),對“鄰地”技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向影響。

基于此,本文提出假說H4:財政科技支出對鄰地技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向促進作用。

二、 研究設(shè)計

1. 變量選取

(1) 被解釋變量。技術(shù)創(chuàng)新水平(I)。目前,國內(nèi)外學者多采用專利來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平[14-16]。在統(tǒng)計年鑒中,有兩個關(guān)于專利的指標,分別為專利申請量和專利授權(quán)量。其中,專利申請量代表創(chuàng)新主體做出的創(chuàng)新努力,難以準確反映其創(chuàng)新情況。因此,本文采用取對數(shù)后的專利授權(quán)量來衡量地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。

(2) 核心解釋變量。財政科技支出(T)。本文參考王豐龍等[17]與楊磊等[18]的做法,采用取對數(shù)后的地方財政一般預(yù)算內(nèi)科學支出來衡量財政科技支出。

(3) 中介變量。①人力資本積累水平(H)。本文的“人力資本”主要指的是科技人力資本。考慮數(shù)據(jù)的可得性,本文選擇取對數(shù)后的各城市城鎮(zhèn)單位科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)人員數(shù)來衡量地區(qū)人力資本積累水平。②金融資源投入水平(F)。本文參考閆永生等[19]的做法,采用金融機構(gòu)年末貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量地區(qū)金融資源投入水平。

(4) 控制變量。影響地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的因素眾多,本文參考汪輝平等[20]、孫開等[21]、潘明明等[22]學者的做法,選取以下控制變量: ①經(jīng)濟發(fā)展水平(G),采用取對數(shù)后的各地區(qū)的人均國民生產(chǎn)總值來衡量;②地區(qū)教育水平(E),采用普通高等學校在校學生數(shù)占年末人口總數(shù)的比重來衡量;③地區(qū)開放水平(O),采用地區(qū)進出口額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量;④地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(S),采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

2. 模型構(gòu)建

(1) 中介效應(yīng)模型構(gòu)建。從影響機制看,財政科技支出能夠通過促進人力資本積累和吸引金融資源投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響,因此本文構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型:模型(1)用于檢驗假設(shè)H1,模型(1)、(2)、(4)用于檢驗假設(shè)H2,模型(1)、(3)、(5)用于檢驗假設(shè)H3。

式中:i代表各地級市;t代表年份;Iit為技術(shù)創(chuàng)新水平;Tit為財政科技支出;Hit為人力資本積累水平;Fit為金融資源投入水平;Zit為控制變量;εit為隨機擾動項。

(2) 空間計量模型構(gòu)建。

① 空間自相關(guān)檢驗。在構(gòu)建空間計量模型前,需要計算莫蘭指數(shù)(Moran’I)以分別檢驗財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的空間自相關(guān)性。通常情況下,首先計算全局莫蘭指數(shù)(Global Moran’I)以檢驗整體空間的相關(guān)性,其次計算局部莫蘭指數(shù)(Local Moran’I)以檢驗局部空間的相關(guān)性。

全局莫蘭指數(shù)的計算公式為

(6)

局部莫蘭指數(shù)的計算公式為

(7)

② 空間權(quán)重矩陣設(shè)計。由于財政科技支出的政府示范效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)主要產(chǎn)生于鄰近區(qū)域,因此,本文構(gòu)建地理權(quán)重矩陣(W)來衡量變量的空間關(guān)聯(lián)度。地理權(quán)重矩陣的表達式為

(8)

式中,dij表示第i市和第j市間的行政中心距離。若距離越遠,則Wij越小,表示區(qū)域間的空間相關(guān)性越弱;若距離越近,則Wij越大,表示區(qū)域間的空間相關(guān)性越強。

③ 空間計量模型構(gòu)建?？臻g計量模型包含很多類型,一般可分為空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)及空間杜賓模型(SDM)三類。空間杜賓模型同時包含被解釋變量和解釋變量的空間滯后項,能夠更好地測度空間溢出效應(yīng),因此本文構(gòu)建如下空間杜賓模型:

Iit=α+ρWIit+β1Tit+∑βiZit+θ1WTit+∑θiWZit+μi+vt+εit

(9)

式中:Iit為被解釋變量;Tit為核心解釋變量;α為常數(shù)項;W為空間權(quán)重矩陣;ρWIit和θWTit分別表示被解釋變量和解釋變量的空間滯后項;μi為個體固定效應(yīng);vt為時間固定效應(yīng);εit為隨機誤差項。

3. 數(shù)據(jù)說明

本文使用長江三角洲41個地級市2010—2020年的面板數(shù)據(jù),原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《上海統(tǒng)計年鑒》《江蘇統(tǒng)計年鑒》《安徽統(tǒng)計年鑒》《浙江統(tǒng)計年鑒》及各地級市統(tǒng)計年鑒。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、 實證分析

1. 中介效應(yīng)分析

近年來,Baron和Kenny[23]的逐步檢驗回歸系數(shù)法不斷受到質(zhì)疑和批評。目前,學者們普遍認為需將逐步法中的Sobel法替換為Bootstrap法檢驗系數(shù)乘積的顯著性。因此,本文采取溫忠麟和葉寶娟[24]提出的新的中介效應(yīng)流程進行檢驗。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果,模型均采用固定效應(yīng)進行回歸,回歸結(jié)果如表2所示。在模型(1)中,財政科技支出(T)對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響顯著為正(即α1顯著為正),假設(shè)H1得到驗證,故可繼續(xù)進行下一步中介效應(yīng)檢驗。

表2 中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

在模型(2)中,財政科技支出(T)的系數(shù)為0.135 3,且在5%的水平上顯著為正(即β1顯著為正),表明財政科技支出的增加有利于促進人力資本積累。在模型(4)中,人力資本積累水平(H)的系數(shù)為正但不顯著(即γ2不顯著)。根據(jù)新的中介效應(yīng)檢驗流程,本文采用Bootstrap法來進一步檢驗H0:β1γ2=0,若結(jié)果顯著,說明存在中介效應(yīng)。Bootstrap重復(fù)樣本數(shù)為1 000,置信區(qū)間為95%,分別采用Percentile和Bias-corrected兩種置信區(qū)間估計方式。財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新水平直接影響的兩個95%置信區(qū)間分別為[0.182 8,0.368 3]和[0.167 8,0.354 0],均不包含0;財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新水平間接影響的兩個95%置信區(qū)間分別為[0.247 3,0.416 1]和[0.253 1,0.423 1],均不包含0,故存在中介效應(yīng)。進一步,在模型(4)中,財政科技支出(T)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正(即γ1顯著),且γ1與β1γ2同號,故存在部分中介效應(yīng),即財政科技支出能夠通過提高人力資本積累水平來促進地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新,與假設(shè)H2相吻合。政府通過財政科技支出給予企業(yè)、高校及科研院所資金資助或科技獎勵,支持其培養(yǎng)和引進高技術(shù)人才,進而提高地區(qū)人力資本積累水平。人力資本是技術(shù)進步和知識積累的關(guān)鍵因素[25],人力資本積累水平的提高有利于提升科研人員學習、消化和創(chuàng)造新技術(shù)的能力,從而對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平起到正向促進作用。

模型(3)和模型(5)中財政科技支出(T)和金融資源投入水平(F)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正(即θ1、η1、η2均顯著為正)。根據(jù)新的中介效應(yīng)檢驗流程,財政科技支出能夠通過促進金融資源投入來促進地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新,與假設(shè)H3相吻合。企業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新的重要主體,而政府財政科技支出相當于向外界釋放“認證信號”或“光環(huán)信號”,因此金融機構(gòu)可能認為該創(chuàng)新項目得到政府支持或該企業(yè)與政府關(guān)系良好,從而降低了金融機構(gòu)對其的風險評估,并為其提供貸款,緩解了企業(yè)的外部融資約束,最終提升地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。

2. 空間溢出效應(yīng)分析

(1) 空間自相關(guān)分析。

①全局空間相關(guān)性。2010—2020年財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的全局莫蘭指數(shù)如表3所示。由表3可知,2010—2020年財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的全局莫蘭指數(shù)均為正值,大多通過顯著性檢驗。由此說明,財政科技支出與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)出明顯的空間依賴性,這表現(xiàn)為某一地級市財政科技支出和技術(shù)創(chuàng)新水平的提高會對周圍地區(qū)產(chǎn)生正面的影響。

表3 2010—2020年財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的全局莫蘭指數(shù)

② 局部空間相關(guān)性?；诰植磕m指數(shù),本文繪制了2020年財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的莫蘭散點圖(如圖1所示)。從整體上看,大部分地級市都落在莫蘭散點圖的第一象限和第三象限,這再次驗證了財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平的空間正相關(guān)關(guān)系,即存在“高高”集聚和“低低”集聚現(xiàn)象。技術(shù)創(chuàng)新水平分布更為分散,這說明技術(shù)創(chuàng)新在空間分布上表現(xiàn)出不平衡發(fā)展的局面。此外,財政科技支出高聚集地區(qū)同時是技術(shù)創(chuàng)新水平的高聚集地區(qū),例如上海、無錫、杭州,而財政科技支出低聚集地區(qū)也是技術(shù)創(chuàng)新水平的低聚集地區(qū),例如淮南、阜陽、安慶。財政科技支出與技術(shù)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)出大致相同的聚集特征,這說明二者之間存在較強的相關(guān)性。

圖1 2020年財政科技支出和技術(shù)創(chuàng)新水平的莫蘭散點圖

(2) 空間杜賓模型估計。因為Hausman檢驗結(jié)果的P值小于0.01,即拒絕了“隨機效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)”的原假設(shè),所以本文選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)包含個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)。從擬合優(yōu)度來看,個體固定效應(yīng)的R2值最大,為0.725 7,說明該模型的擬合程度最高。因此,本文最終選取個體固定效應(yīng)的空間杜賓模型作為進行空間計量回歸的估計模型(見表4)。由表4可知,財政科技支出的估計系數(shù)為0.141 7,且在1%的顯著水平下顯著。其經(jīng)濟學含義為:在其他條件不變的情況下,長三角地區(qū)財政科技支出每增加1%會帶動該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平提升0.141 7%,與假設(shè)H1吻合?？臻g自回歸系數(shù)(rho)為0.544 7,且在1%的顯著水平下顯著,這說明一個地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升會對周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向影響,與假設(shè)H4吻合。

表4 空間杜賓模型估計結(jié)果

上述結(jié)果僅是對財政科技支出與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平空間相關(guān)關(guān)系的初步判斷,Elhorst[25]認為應(yīng)當在點估計的基礎(chǔ)上進一步對總效應(yīng)進行分解,測算直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的大小。因此,本文進一步使用偏微分法將總效應(yīng)分解成為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩部分,分解結(jié)果如表5所示。其中,直接效應(yīng)為本地效應(yīng),表示本地區(qū)某變量變動對于本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生的影響。間接效應(yīng)為鄰地效應(yīng),表示本地區(qū)某變量變動對于周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生的影響。

由表5可知,財政科技支出的直接效應(yīng)為0.179 4,在5%的顯著水平下顯著,這說明一個地區(qū)財政科技支出越多,其技術(shù)創(chuàng)新水平越高。財政科技支出有利于為本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新活動提供充足的資金保障,降低技術(shù)創(chuàng)新活動的不確定性。同時,財政科技支出能夠縮小私人收益與社會收益的差距,緩解市場失靈現(xiàn)象,從而提高地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟個體進行創(chuàng)新的積極性。財政科技支出的間接效應(yīng)為0.593 3,在1%的顯著水平下顯著,表明本地區(qū)的財政科技支出會對相鄰地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平提升產(chǎn)生積極作用。一方面,隨著我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的深入實施,地方政府競爭模式逐漸發(fā)生改變,不再“唯GDP論英雄”,轉(zhuǎn)向“為創(chuàng)新而競爭”的新模式。同時,中國獨特的地方官員晉升機制不僅需要考核各項任職期間本地區(qū)的縱向年度指標,而且需要與其他地區(qū)經(jīng)濟指標進行橫向比較[26]。因此當一個地區(qū)增加財政科技支出時,周邊地區(qū)官員在創(chuàng)新競爭和政治晉升的雙重驅(qū)動下,會選擇模仿該地區(qū)政府行為,增加財政科技支出,進而對周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平起到正向促進作用。另一方面,因為在區(qū)域間人才流動或商品貿(mào)易等過程中知識溢出是必然現(xiàn)象,所以一個地區(qū)創(chuàng)新水平的提高會對鄰近地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)生正向促進作用。值得注意的是,財政科技支出對本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的直接效應(yīng)(占比約23.22%)小于對周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的間接效應(yīng)(占比約76.79%),這意味著在長三角地區(qū)財政科技支出對鄰近地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生較好的輻射帶動效應(yīng)。

四、 結(jié)論與建議

本文基于2010—2020年長三角41個地級市面板數(shù)據(jù),建立中介效應(yīng)模型和空間計量模型,實證考察了財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新水平的影響及路徑機制。主要結(jié)論如下:第一,財政科技支出對提升本地技術(shù)創(chuàng)新水平至關(guān)重要。政府財政科技支出作為技術(shù)創(chuàng)新重要的資金來源之一,對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平起到正向促進作用。第二,從傳導路徑來看,財政科技支出主要通過促進人力資本積累和金融資源投入來提升地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。第三,財政科技支出能夠促進鄰近地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高,且鄰地效應(yīng)大于本地效應(yīng)。財政科技支出正向空間相關(guān)性的存在,促使財政科技支出在影響鄰近地區(qū)財政科技支出的基礎(chǔ)上,間接影響鄰近地區(qū)創(chuàng)新水平。同時,財政科技支出能夠影響本地區(qū)的創(chuàng)新水平,本地區(qū)又會通過知識外溢影響鄰近地區(qū)的創(chuàng)新活動,從而影響其創(chuàng)新水平。基于上述結(jié)論,本文提出以下政策建議:

第一,繼續(xù)加大財政科技支出。我國若想搭上新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革的快車,提高技術(shù)創(chuàng)新水平是關(guān)鍵。長三角地區(qū)作為我國技術(shù)創(chuàng)新的領(lǐng)頭軍,需進一步發(fā)揮引領(lǐng)作用。實證結(jié)果顯示,長三角地區(qū)財政科技支出對技術(shù)創(chuàng)新水平的提升有顯著的正向促進作用。2020—2021年,我國長三角地區(qū)財政科技支出從1 738.82億元增至1 954.10億元,專利授權(quán)量從115.03萬件增至143.91萬件(2020年和2021年《中國城市統(tǒng)計年鑒》)。因此,我國長三角地區(qū)有必要繼續(xù)加大財政科技支出,以激發(fā)本地區(qū)經(jīng)濟主體的創(chuàng)新積極性,降低創(chuàng)新的風險性,提升地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。

第二,充分發(fā)揮人力資本與金融資源對技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。政府一方面應(yīng)深化科研經(jīng)費管理改革,提高間接費用與績效支出比例,鼓勵科研機構(gòu)、高校和企業(yè)通過股權(quán)、期權(quán)、分紅等多樣化方式激勵科研人員,并為科研人員提供住房、醫(yī)療、子女教育等方面的便利條件,吸引高層次人才,充分釋放科研人員創(chuàng)新活力;另一方面應(yīng)建立健全銀行信貸與科技創(chuàng)新的對接機制,政府部門應(yīng)出臺相關(guān)政策,鼓勵金融機構(gòu)認可以知識產(chǎn)權(quán)、專利、商標等無形資產(chǎn)作為抵押品進行融資,并在金融機構(gòu)與創(chuàng)新企業(yè)間搭建對接平臺,降低信息不完全和信息不對稱性,提高金融機構(gòu)為技術(shù)創(chuàng)新提供資金的意愿,緩解企業(yè)的外部融資約束。

第三,統(tǒng)籌規(guī)劃,加強地區(qū)間交流合作。地方政府應(yīng)以長三角區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展戰(zhàn)略為重要抓手,提升各地財政科技支出對長三角整體創(chuàng)新績效的貢獻度。一方面,最大程度發(fā)揮知識溢出效應(yīng)。完善互聯(lián)互通的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),破除區(qū)域性市場分割壁壘和體制機制障礙,加強城市間合作交流。另一方面,充分發(fā)揮地方政府競爭的積極作用。各地級市政府因地制宜,豐富和優(yōu)化地方政府官員的績效考核指標,加強科技創(chuàng)新考核力度。同時,長三角地區(qū)政府間應(yīng)加強溝通,統(tǒng)籌規(guī)劃,防止出現(xiàn)過度同質(zhì)化競爭現(xiàn)象。