童 鑫

(中國財政科學(xué)研究院，北京 100142)

一、問題提出

產(chǎn)業(yè)作為不同區(qū)域間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的橋梁以及載體，實(shí)現(xiàn)其協(xié)同發(fā)展是推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的核心。“貫徹新發(fā)展理念，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系”，黨的十九大報告明確提出建設(shè)協(xié)同發(fā)展的產(chǎn)業(yè)體系。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度而言，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展理論可以追溯至以德國物理學(xué)家哈肯(Hake)創(chuàng)立的協(xié)同論。國內(nèi)有學(xué)者從合作共贏、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化乃至一體化的角度對產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的定義進(jìn)行闡述[1-3]。借鑒這些研究，本文認(rèn)為產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展是一種不同地區(qū)間依托區(qū)位優(yōu)勢和相互間內(nèi)部復(fù)雜的協(xié)同關(guān)系，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)合理分工和地區(qū)專業(yè)化，推動區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，優(yōu)化區(qū)域間產(chǎn)業(yè)空間格局，實(shí)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的局面，并且基于上述認(rèn)識，提出從產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩個角度分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展。

為分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，需要研究產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素，這也一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究重點(diǎn)。在產(chǎn)業(yè)集聚方面，克魯格曼(Krugman，1992)通過經(jīng)典的“中心-外圍”模型(C-P模型)揭示了區(qū)位因素、市場主體和生產(chǎn)要素之間的關(guān)系[4]；盛龍和陸根堯(2013)、鐘昌寶和錢康(2017)在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的框架內(nèi)研究中國產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素，并指出人力資本等要素對產(chǎn)業(yè)集聚度有較明顯的影響[5-6]。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面，鮑莫爾(Baumol，1967)發(fā)現(xiàn)不同產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)品相對價格和需求收入彈性會影響勞動力轉(zhuǎn)移[7]；范方志(2003)、郭凱明等(2017)對中國省內(nèi)或省級區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的具體影響因素進(jìn)行深入探討，認(rèn)為轉(zhuǎn)移成本效應(yīng)、知識創(chuàng)新、金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變等要素推動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[8-9]。

雖然有關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究已經(jīng)十分豐富，但多數(shù)研究將政府的制度與政策作為外生變量。諾斯(North，1994)指出政府的制度與政策不應(yīng)是既定和已知的外生變量，應(yīng)將其內(nèi)生化[10]。對發(fā)展中國家而言，政府在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中扮演極為關(guān)鍵的角色。尤其在中國，地方政府行為以及支撐政府運(yùn)轉(zhuǎn)、實(shí)現(xiàn)政府職能的財政系統(tǒng)對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展有重要影響。依托財政，地方政府有能力引導(dǎo)公共資源和要素流動，促進(jìn)本轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此有必要將財政因素內(nèi)生化，研究其對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。本文將利用空間計量模型，探討財政自主權(quán)與產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系。

與以往研究相比，本文嘗試在以下兩個方面做出努力：(1)嘗試在理論機(jī)制上描述財政自給率與產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系，豐富財政分權(quán)理論研究的廣度和深度；(2)以京津冀地級市面板數(shù)據(jù)為樣本，探究財政自給率對產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的外溢效應(yīng)，更加深刻認(rèn)識地方政府行為對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

本文主要內(nèi)容安排為：第二部分為文獻(xiàn)綜述并予以評述；第三部分從理論上探討財政自主權(quán)影響產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的渠道；第四部分設(shè)定基本模型，并介紹相關(guān)變量與數(shù)據(jù)來源；第五部分為實(shí)證結(jié)果分析；最后得出結(jié)論與建議。

二、文獻(xiàn)綜述

在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)意識到自身過于關(guān)注空間的自組織性，忽視開發(fā)商和政府后，有關(guān)政府與產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)系的研究逐漸多了起來。國外學(xué)者將研究視角主要放在政府投入與基礎(chǔ)設(shè)施對要素流動的影響上。伯納德等(Bernard et al.，2006)指出基礎(chǔ)設(shè)施是吸引要素流動、引起產(chǎn)業(yè)集聚的最主要因素之一[11]。芬格等(Fenge et al.，2009)則深入分析基礎(chǔ)設(shè)施影響要素流動的原因，認(rèn)為政府加大公共投入使生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施增加，從而降低地區(qū)生產(chǎn)的邊際成本，影響要素流動和一體化[12]。布科維茨基(Bucovetsky，2005)則強(qiáng)調(diào)向基礎(chǔ)設(shè)施水平較低的地區(qū)增加公共投入能夠顯著影響要素流動[13]。對中國產(chǎn)業(yè)集聚的研究中，周兵和蒲勇健(2004)通過對中國典型城市的實(shí)證分析，指出了財政支出與工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的正相關(guān)關(guān)系[14]。隨后學(xué)者將財政支出細(xì)化，胡健和董春詩(2012)以自然資源產(chǎn)業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)財政補(bǔ)貼能提升資源加工制造業(yè)的集聚水平[15]。蹤家峰和朱佳佳(2013)基于中國省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性公共支出對產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的推動作用[16]。高新雨和王葉軍(2019)則進(jìn)一步將地區(qū)異質(zhì)性納入考察，他們發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平較低，抑制了基礎(chǔ)設(shè)施財政性支出對制造業(yè)集聚的推動，而教育投入能夠顯著提升中西部和東北部制造業(yè)集聚水平[17]。部分文獻(xiàn)給出了相反的結(jié)論。金煜等(2006)利用中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，政府支出與工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚呈負(fù)相關(guān)[18]。蹤家峰、胡艷和周亮(2012)以中國省級面板為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付與產(chǎn)業(yè)集聚呈倒“U”型關(guān)系，指出轉(zhuǎn)移支付存在最優(yōu)規(guī)模[19]。趙勇和魏后凱(2015)用 2003—2011 年中國 16 大城市群的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)分工與地區(qū)差距的倒“U”型關(guān)系，認(rèn)為政府干預(yù)在這種關(guān)系中起抑制作用，且目前大部分城市群處于倒“U”型關(guān)系的后半段，應(yīng)減少政府干預(yù)[20]。部分學(xué)者還考察了產(chǎn)業(yè)集聚與政府行為間的互動。謝喬昕等(2011)利用中國省級面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對稅收競爭的影響具有地區(qū)異質(zhì)性，并且提出“集聚租”的存在使地區(qū)差距擴(kuò)大，需要合理引導(dǎo)[21]。苑德宇等(2018)則發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚水平與企業(yè)所獲補(bǔ)貼呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且存在地區(qū)和所有制差異，東部地區(qū)和民營企業(yè)能獲得更多政府補(bǔ)貼[22]。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是經(jīng)濟(jì)活動在不同產(chǎn)業(yè)間的再配置過程，本質(zhì)上是資源配置問題[9]。西方學(xué)者對政府行為在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的作用普遍持消極態(tài)度。巴拉卡特(Barakat，2014)指出財政適度干預(yù)有其必要性，然而市場調(diào)節(jié)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用更為關(guān)鍵[23]。利希滕貝格(Lichtenberg，2008)發(fā)現(xiàn)地方財政支出的波動性與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[24]。國內(nèi)學(xué)者在研究財政與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系時，視角主要集中在財政支出、財政分權(quán)和財政行為波動性方面。在財政支出方面，嚴(yán)成樑等(2016)認(rèn)為財政支出是是影響中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的重要驅(qū)動力，增加生產(chǎn)性和福利性財政支出有利于加快中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[25]；張權(quán)(2018)認(rèn)為提高公共支出效率能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[26]；儲德銀和建克成(2014)認(rèn)為財政支出政策阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但教育支出和科技支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有正向促進(jìn)作用[27]。在財政分權(quán)方面，劉建民和胡小梅(2017)利用空間杜賓模型發(fā)現(xiàn)財政收支分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用具有外溢效應(yīng)，其中支出分權(quán)對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的積極影響，對相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級則具有顯著的抑制作用[28]；肖葉和劉小兵(2018)基于2000—2014年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明稅收競爭抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，但其中增值稅和營業(yè)稅競爭促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級[29]。在財政行為波動性方面，安苑和王珺(2012)基于1998—2007 年的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)地方政府財政行為的波動性顯著抑制了產(chǎn)業(yè)升級，市場化水平的提高能緩解這種負(fù)面效果[30]。

從所梳理文獻(xiàn)可以看出，現(xiàn)有關(guān)于政府與產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系的研究成果豐碩，但也存在一定的不足：(1)已有研究關(guān)于政府支出對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)論并不一致，這表明不同地區(qū)政府所扮演角色不同，在產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中發(fā)揮作用也不盡相同，即地區(qū)政府異質(zhì)性會影響實(shí)證分析檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性；(2)現(xiàn)有文獻(xiàn)中考慮政府角色時，多從財政支出與地區(qū)競爭角度考察，但將財政支出與財政收入結(jié)合起來，以財政自給率為研究視角分析財政分權(quán)制度下政府行為對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的研究并未得到足夠重視。財政自給率給予地方政府一定的行動空間，從而激勵他們發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)。目前與財政自給率有關(guān)的研究主要關(guān)注公共服務(wù)[31]，針對財政自給率與區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系研究有所不足。

三、理論機(jī)制分析

地區(qū)間不同的資源稟賦、分權(quán)程度，加上轉(zhuǎn)移支付制度，使各地方政府擁有不同的財政自主權(quán)。一般而言，財政自主權(quán)是指地方政府財政收入與支出的比值，從數(shù)學(xué)上可表述為財政自主權(quán)=地方財政凈收入/地方財政總支出=地方財政凈收入/(地方財政凈收入+中央轉(zhuǎn)移支出)。財政自主權(quán)越高，表明地方政府財政收入狀況越好，獲得的轉(zhuǎn)移支付較少，在引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)集聚和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級時能夠利用的資源越多，財政政策的空間越充足。以京津冀為例，依據(jù)“中心-外圍”模型，北京和天津作為京津冀城市群的中心城市，其財政自主權(quán)明顯高于其他城市?；诖耍疚膹牡胤秸袨橐暯欠治鲐斦灾鳈?quán)對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

一是財政自主權(quán)能夠影響政府支出結(jié)構(gòu)的靈活性。郭慶旺和賈俊雪(2008)認(rèn)為財政支出可以分為經(jīng)濟(jì)性支出、維持性支出和社會性支出[32]。更進(jìn)一步，馬光榮和楊恩艷(2010)認(rèn)為地方政府為了轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長而傾向于安排經(jīng)濟(jì)性支出[33]。財政自主權(quán)高的地區(qū)其經(jīng)濟(jì)性支出也會較高，在短期內(nèi)的一定條件下地方經(jīng)濟(jì)效率有所提升，偏向經(jīng)濟(jì)性支出的財政支出結(jié)構(gòu)能夠提升該地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平，使要素流動更通暢，從而降低市場分割度，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚。支出結(jié)構(gòu)的靈活性也會阻礙區(qū)域分工格局的形成。城市群空間上的分工格局即中心城市以服務(wù)業(yè)集聚為主，外圍城市以制造業(yè)集聚為主。支出結(jié)構(gòu)越靈活表明政府在同等情況下能夠使用更多的補(bǔ)貼，影響補(bǔ)貼敏感性較高的制造業(yè)企業(yè)決策。當(dāng)政府補(bǔ)貼支出超過企業(yè)遷移的成本時，受補(bǔ)貼政策吸引，中心城市本地制造業(yè)遷移放緩，甚至其他地區(qū)制造業(yè)遷移會被吸引遷移，使區(qū)域間產(chǎn)業(yè)分工演進(jìn)受阻。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級而言，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)性支出的提高會顯著地影響資源配置，促進(jìn)地方技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，即理論上存在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的最優(yōu)經(jīng)濟(jì)性支出規(guī)模，一旦超過臨界點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)性支出規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)效應(yīng)逐漸降低。此外，自主權(quán)越高的城市對科技創(chuàng)新的支持力度越大，對轄區(qū)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向影響，推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

二是財政自主權(quán)能夠影響地方政府所獲得的轉(zhuǎn)移支付。財政自主權(quán)越低的城市，往往能夠獲得更高的轉(zhuǎn)移支付。理論上，轉(zhuǎn)移支付通過彌補(bǔ)財政分權(quán)所致的地方政府間財力差距，促進(jìn)財力均等化，推動公共服務(wù)均等化。財政自主權(quán)相對較低的城市能夠利用轉(zhuǎn)移支付提升本基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)水平，從而吸引企業(yè)入駐，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展所帶來的經(jīng)濟(jì)效益提升本地財政自主權(quán)，減少對轉(zhuǎn)移支付的依賴，實(shí)現(xiàn)良性循環(huán)。然而，“公共池效應(yīng)”和“道德風(fēng)險”抑制了轉(zhuǎn)移支付的正面效應(yīng)。賈俊雪等(2017)指出轉(zhuǎn)移支付作為一種公共池資源，其成本外溢性削弱地方政府提高支出效率的內(nèi)在激勵[34]，刺激地方政府?dāng)U大支出的沖動和行為的扭曲，導(dǎo)致地方政府支出效率的損失?！暗赖嘛L(fēng)險”的存在使轉(zhuǎn)移支付不完全用于提高公共服務(wù)水平，并增強(qiáng)地方政府獲取轉(zhuǎn)移支付的欲望，降低轉(zhuǎn)移支付的使用效率。由此，在財政自主權(quán)相對更低的城市中，轉(zhuǎn)移支付和財政自主權(quán)容易形成綁定機(jī)制，即高額的轉(zhuǎn)移支付與政府支出低效擴(kuò)張之間的綁定，不利于本地實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

三是財政自主權(quán)能夠影響地區(qū)間的政府競爭。財政自主權(quán)高的城市能夠提供相對更高的公共服務(wù)水平，在地區(qū)間政府競爭中取得優(yōu)勢并獲勝，吸引企業(yè)投資，推動本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來的經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)一步提升本地財政自主權(quán)，刺激地方政府加大投入維持競爭優(yōu)勢；而那些由于財政自主權(quán)較低、在競爭中沒有獲勝的城市對企業(yè)投資吸引力較弱，經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模相對更慢，財政自主權(quán)無法獲得提升甚至下降，限制了政府對本地公共品和公共服務(wù)的提供，拉大地區(qū)間差距，阻礙當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。同時，政府競爭往往會吸引企業(yè)向財政自主權(quán)更高的城市靠攏，形成產(chǎn)業(yè)集聚，并產(chǎn)生“集聚租”，即處于產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)部的企業(yè)比外部企業(yè)更易獲取信息，使處于集聚內(nèi)部的企業(yè)在交流中更加便利?？唆敻衤?1992)指出在知識外溢效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的作用下企業(yè)能夠降低自身生產(chǎn)成本，實(shí)現(xiàn)規(guī)模報酬遞增，產(chǎn)生“集聚效應(yīng)”[4]?！凹圩狻钡拇嬖谝l(fā)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同質(zhì)化，阻礙了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。此外，付文林和沈坤榮(2012)發(fā)現(xiàn)政府在競爭中為獲取優(yōu)勢，傾向于選擇投資稅低利好的產(chǎn)業(yè)發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，引發(fā)地區(qū)資源配置扭曲，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[35]。財政自主權(quán)更高的城市整體抗風(fēng)險能力更強(qiáng)，政府與企業(yè)對創(chuàng)新投入較高，能夠抑制競爭對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的阻礙，財政自主權(quán)較低的城市需要第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動本地經(jīng)濟(jì)，加上整體抗風(fēng)險能力相對更弱，會使稅收競爭對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用更強(qiáng)。

通過上述分析可知，財政自主權(quán)能夠通過政府支出結(jié)構(gòu)靈活性、轉(zhuǎn)移支付以及政府競爭來實(shí)現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。本質(zhì)上，財政自主權(quán)越高的城市，對本地經(jīng)濟(jì)越有能力和動力干預(yù)，地方經(jīng)濟(jì)往往呈現(xiàn)“大而全”或“小而全”的特征，也更容易實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。不過，產(chǎn)業(yè)集聚會導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的單一性，這種形式顯然與中國以省區(qū)為主、各自發(fā)展的地方經(jīng)濟(jì)形式相悖。因此本文提出以下有待檢驗(yàn)的假設(shè)：地方財政自主權(quán)越高，產(chǎn)業(yè)集聚水平越低，但越能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且自主權(quán)的提升會抑制本地以外地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

四、模型設(shè)計與變量說明

(一)模型設(shè)計

一個地區(qū)的財政自主權(quán)不僅會影響本地政府的決策，還會對其他地區(qū)政府的決策產(chǎn)生影響。如果忽略這種空間相關(guān)性，直接進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)可能會帶來模型設(shè)定上的偏誤。因此，本文運(yùn)用空間計量技術(shù)將空間相關(guān)性包含在模型內(nèi)，考察財政自主權(quán)對產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

空間計量分析技術(shù)發(fā)展至今已經(jīng)能構(gòu)建多種模型，總體而言可分為空間自回歸(SAR)模型、空間誤差(SEM)模型、空間杜賓(SDM)模型和空間交叉(SAC)模型。

不同類型的空間計量模型傳導(dǎo)機(jī)制不同，所代表的經(jīng)濟(jì)含義也有所差別。SAR模型假設(shè)被解釋變量會通過空間相互作用對其他地區(qū)的被解釋變量產(chǎn)生影響，SEM模型假定空間溢出由隨機(jī)沖擊產(chǎn)生，并通過誤差項(xiàng)傳導(dǎo)。在此基礎(chǔ)上，相比SAR模型和SEM模型更為一般化的SDM模型和SAC模型容納要素更多，其中SAC模型同時考慮了SAR模型和SEM模型的傳導(dǎo)機(jī)制，SDM模型則在SAR模型的基礎(chǔ)上考慮其他地區(qū)解釋變量對本地被解釋變量的影響(1)當(dāng)然，還存在將誤差項(xiàng)、被解釋變量、解釋變量的空間因素同時考慮的更為一般化的SDEM模型，由于技術(shù)上的限制，本文不考慮該類模型。。基于此，本文構(gòu)建一系列模型，其中式(1)為一般化的空間計量模型，式(2)和式(3)分別為SDM模型和SAC模型，式(4)—式(6)是一般化的空間計量模型賦予限制條件得到SAR模型、SEM模型和OLS模型。

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+μit

(1)

μit=λWμit+εit

當(dāng)式(1)中空間誤差項(xiàng)系數(shù)λ=0時，得到SDM模型，如式(2)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+εit

(2)

當(dāng)式(1)中解釋變量空間系數(shù)θi=0(i=1,2)時，得到SAC模型，如式(3)所示：

(3)

μit=λWμit+εit

當(dāng)式(2)中解釋變量空間系數(shù)θi=0(i=1,2)時，或者式(3)中空間誤差項(xiàng)系數(shù)λ=0時，SDM模型和SAC模型可以轉(zhuǎn)化為SAR模型，如式(4)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(4)

當(dāng)式(2)中被解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ、解釋變量空間系數(shù)θi以及回歸系數(shù)βit之間滿足θi=-ρβi，或者式(3)中被解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ=0時，SDM模型和SAC模型可以轉(zhuǎn)化為SEM模型，如式(5)所示：

(5)

μit=λWμit

當(dāng)不考慮空間相關(guān)性，即式(1)中被解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ、解釋變量空間系數(shù)θi以及空間誤差項(xiàng)系數(shù)λ都為0時，得到經(jīng)典普通最小二乘(OLS)模型，如式(6)所示：

Yit=β0+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(6)

其中，Yit為被解釋變量，即產(chǎn)業(yè)集聚水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，fdit為京津冀各地級市的財政自主權(quán)?？刂谱兞繛楦鞯丶壥械氖袌鰸摿Φ淖匀粚?shù)(lnmarket)、各地級市房地產(chǎn)占固定資產(chǎn)投資比重(reality)以及各地市人口密度的自然對數(shù)(lnpop)，W為空間權(quán)重矩陣，μit和εit為服從獨(dú)立同分布的擾動項(xiàng)，滿足μit～iid(0,σ2)和εit～iid(0,σ2)。其中，市場潛力可根據(jù)如下方法計算：

(7)

式(7)中，Yi代表各城市國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，dij為城市i和城市j之間的地理距離(2)若無特殊說明，本文所使用dij均指代城市i和j之間的地理距離。，根據(jù)兩城市的經(jīng)緯度用Stata軟件進(jìn)行運(yùn)算，經(jīng)緯度數(shù)據(jù)從國家基礎(chǔ)地理信息中心查詢獲取。

構(gòu)建空間計量模型，空間權(quán)重矩陣的選擇尤為關(guān)鍵。空間權(quán)重矩陣按形式通常包括二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣、空間距離權(quán)重矩陣和嵌套矩陣。二進(jìn)制空間權(quán)重包含簡單二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣和基于距離的二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣，形式如式(8)所示：

(8)

空間距離權(quán)重矩陣可選擇距離的倒數(shù)平方空間矩陣來說明城市之間相互作用受距離的增加而衰減的影響，形式如式(9)所示：

(9)

嵌套矩陣在考慮城市地理特征的同時還考慮到城市的經(jīng)濟(jì)活動，相比前兩種類型的矩陣更為復(fù)雜，也更能準(zhǔn)確衡量空間相關(guān)性。形式如式(10)所示：

(10)

(二)變量測度

本文的核心變量包括地方產(chǎn)業(yè)集聚水平、地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平和地方財政自主權(quán)。前文說明了財政自主權(quán)的具體計算過程，實(shí)際操作中，由于地級市轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)獲取困難，采用一般公共預(yù)算內(nèi)收入與一般公共預(yù)算內(nèi)支出的比值來衡量財政自主權(quán)，并且本文忽略了土地出讓金收入對財政自主權(quán)帶來的影響，不過從所獲數(shù)據(jù)來看，以上誤差不會對城市間財政自主權(quán)差距造成影響，不會影響本文的研究結(jié)論。專業(yè)化分工體系是產(chǎn)業(yè)集聚的重要條件，從分工的角度衡量地方產(chǎn)業(yè)集聚水平，可用城市產(chǎn)業(yè)專業(yè)化指數(shù)來衡量，計算式如下：

(11)

其中，Sij為產(chǎn)業(yè)j在城市i中所占的就業(yè)比重，Sj是產(chǎn)業(yè)j在京津冀地區(qū)所占的就業(yè)比重；SS取值在[0,1]，越大代表專業(yè)化水平越高，反映城市間分工程度越高，越小則代表專業(yè)化水平越小，反映城市產(chǎn)業(yè)多樣化水平越高。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面，本文運(yùn)用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)HI衡量產(chǎn)業(yè)升級，計算式如下：

(12)

Yi為第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例；HI取值在[1,3]，HI越接近1，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越低，越接近3，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

本文原始數(shù)據(jù)源于2006—2017年《城市統(tǒng)計年鑒》以及北京、天津、河北的地方統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)以2000年為基期。

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

五、實(shí)證結(jié)果分析

基于以上表述，本文先進(jìn)行OLS回歸分析，以確定解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，由于本文樣本特征，選用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，后續(xù)豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)的結(jié)果也支持這一選擇。回歸結(jié)果如表2所示。

表2 OLS估計結(jié)果

表2結(jié)果顯示，財政自主權(quán)的提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的促進(jìn)作用，對產(chǎn)業(yè)集聚有顯著的抑制作用，結(jié)果符合本文的理論推斷，不過，根據(jù)表3結(jié)果，忽略空間相關(guān)性可能難以反映客觀事實(shí)。因此，本文選用SAR、SEM、SAC、SDM模型進(jìn)行進(jìn)一步估計，并依據(jù)相關(guān)判斷規(guī)則對模型的擬合效果進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表4所示。

表3的估計結(jié)果顯示，絕大多數(shù)空間計量模型的空間項(xiàng)系數(shù)顯著且為正，表明京津冀城市群各市的產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會受到其他城市的影響。綜合觀察表3，可知SDM模型相對其他模型變量系數(shù)顯著個數(shù)更多，為了驗(yàn)證SDM模型的擬合效果，進(jìn)行沃爾德(Wald)檢驗(yàn)和似然比(LR)檢驗(yàn)，各檢驗(yàn)的P值均在5%的水平下顯著為0，并且由于解釋變量的空間系數(shù)顯著不為0，表明SDM模型不能轉(zhuǎn)化為SAR和SEM模型。SDM模型的估計結(jié)果顯示，財政自主權(quán)對京津冀城市群產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級造成顯著影響。

表3 空間面板回歸結(jié)果

為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選取其他類型的空間權(quán)重矩陣進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并與前述估計結(jié)果對比。結(jié)果表明，不論是二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣還是空間距離權(quán)重矩陣，SDM模型都具有最優(yōu)的擬合效果，在估計系數(shù)方面，盡管大小有所差異，方向與顯著性沒有明顯改變。這表明本文實(shí)證結(jié)果具有一定可靠性。

然而，靜態(tài)空間面板模型忽略了城市產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)化特征。盡管客觀上區(qū)位因素、資源稟賦對地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生重要影響，但忽略動態(tài)效應(yīng)不利于綜合考察產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。此外，本文在理論推導(dǎo)中已經(jīng)表明，財政自主權(quán)與產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系是雙向的，即財政自主權(quán)會影響產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也會影響財政自主權(quán)，且模型或許會遺漏了其他對產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要影響的變量。以上因素表明，靜態(tài)空間面板具有內(nèi)生性問題，導(dǎo)致模型的估計系數(shù)有偏和不可靠。

基于此，可以引入動態(tài)因素，進(jìn)一步考察個體時間序列相關(guān)性和空間序列相關(guān)性。具體地，將財政自主權(quán)作為內(nèi)生變量，并運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)估計方法，得到工具變量對產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級空間面板進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 系統(tǒng)GMM動態(tài)SDM模型

表4匯報了SYS-GMM動態(tài)SDM模型的估計結(jié)果，殘差項(xiàng)一階序列相關(guān)，但二階序列不相關(guān)，Sargan過度識別檢驗(yàn)表明模型不存在設(shè)定偏誤問題，工具變量滿足外生要求。本文發(fā)現(xiàn)，空間滯后項(xiàng)系數(shù)相比靜態(tài)模型具有較大差異，說明靜態(tài)模型確實(shí)存在內(nèi)生性問題，對空間效應(yīng)的估計具有偏誤。動態(tài)空間面板的結(jié)果更加穩(wěn)定與準(zhǔn)確。

表4中，產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在京津冀城市群間具有空間溢出效應(yīng)。應(yīng)當(dāng)注意，財政自主權(quán)的提升抑制了本地產(chǎn)業(yè)集聚，推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但空間溢出效應(yīng)正好相反。這一現(xiàn)象與眾多學(xué)者對北京對周邊地區(qū)產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”使得帶動輻射作用不強(qiáng)的認(rèn)識[36-39]相符。京津冀城市群間的財政自主權(quán)差異反映了這種“虹吸效應(yīng)”的效果?！昂缥?yīng)”向北京集聚了大量資源，帶動了北京本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展，由于北京城市定位屬于綜合性城市，其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征與產(chǎn)業(yè)集聚所隱含的單一結(jié)構(gòu)必然是相悖的。但“虹吸效應(yīng)”對周邊城市而言，被吸納的資源無法反哺，地方政府為了發(fā)展經(jīng)濟(jì)有更多動機(jī)投資稅低利高的“三高”型企業(yè)，因此周邊城市產(chǎn)生了產(chǎn)業(yè)集聚，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級緩慢。

六、結(jié)論與政策含義

本文從產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩個角度考察財政自主權(quán)對京津冀產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響。理論上，財政自主權(quán)能夠通過支出結(jié)構(gòu)靈活性、財政行為波動性、轉(zhuǎn)移支付和政府競爭等渠道影響產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并具有空間溢出效應(yīng)?；诋a(chǎn)業(yè)集聚所隱含的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)單一性和地方經(jīng)濟(jì)“小而全”或“大而全”的特征，財政自主權(quán)提升往往會阻礙產(chǎn)業(yè)集聚、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在此基礎(chǔ)上，本文以京津冀城市群2006—2017年數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用空間計量模型，利用不同空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)并依靠SYS-GMM方法緩解內(nèi)生性問題后，主要研究結(jié)論為：

京津冀城市群內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有空間相關(guān)性，表明地區(qū)間經(jīng)濟(jì)活動并非獨(dú)立，空間計量模型的空間項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于本地推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此，地方政府在制定相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策時，不僅要關(guān)注本地區(qū)的資源稟賦與區(qū)位因素，還應(yīng)通盤考慮區(qū)域發(fā)展策略，關(guān)注周邊地區(qū)的政策和區(qū)位因素。在這個前提下，京津冀地方政府應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域間的交流與合作，從而提高整體區(qū)域內(nèi)資源要素的利用效率，推動本地區(qū)和周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

財政自主權(quán)對本地產(chǎn)業(yè)集聚影響為負(fù)，但對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響為正。相反，對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚影響為正，對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響為負(fù)。這一結(jié)果顯示財政自主權(quán)高的城市具有“虹吸效應(yīng)”，吸納周邊地區(qū)資源促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且“大而全”“小而全”的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，不利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚，同時對周邊輻射帶動作用不強(qiáng)。引入動態(tài)因素之后，系數(shù)顯著，表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是長期積累的結(jié)果，短期內(nèi)依靠行政手段強(qiáng)制推動不利于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。從政策制定的角度講，地方政府應(yīng)重視財政收支在資源配置方面的作用，在保證本地發(fā)展和帶動周邊發(fā)展間實(shí)現(xiàn)平衡；地方政府應(yīng)當(dāng)著力提升本地財政自主權(quán)，但是應(yīng)將發(fā)展重點(diǎn)放在提升財政收入質(zhì)量和企業(yè)稅收基數(shù)方面，并且應(yīng)從區(qū)域整體出發(fā)，主動推動產(chǎn)業(yè)分工，使“小而全”“大而全”的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)區(qū)域間分工格局優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)區(qū)域整體產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展。