□ 孫政宇 龔剛敏

內(nèi)容提要 產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展具有提高就業(yè)率、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新等重要作用，而在我國財(cái)政分權(quán)的制度背景下，土地財(cái)政會(huì)對城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，可能抑制產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。為此，基于空間杜賓模型，本文利用我國城市面板數(shù)據(jù)重點(diǎn)考察土地財(cái)政、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與產(chǎn)業(yè)多樣化的作用機(jī)制以及產(chǎn)業(yè)多樣化的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明：基于財(cái)政分權(quán)的制度背景，基礎(chǔ)設(shè)施投資沖動(dòng)導(dǎo)致土地財(cái)政抑制城市產(chǎn)業(yè)向多樣化發(fā)展；同時(shí)，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化對促進(jìn)鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化具有積極的影響。該研究結(jié)果對于政府提高就業(yè)水平、緩解社會(huì)內(nèi)卷化等現(xiàn)象具有啟示意義。

一、引言

改革開放40 多年來，產(chǎn)業(yè)的空間布局是城市發(fā)展的重要組成部分。產(chǎn)業(yè)在空間上的集聚對城市具有集聚效應(yīng)，能夠促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚中有一種類型稱為產(chǎn)業(yè)多樣化，是指不同產(chǎn)業(yè)不同企業(yè)在某一區(qū)域聚集所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，例如，日本東京是產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展的典型城市。產(chǎn)業(yè)多樣化對于城市而言，在防范風(fēng)險(xiǎn)、增加就業(yè)率、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等方面具有不可或缺的作用，有助于緩解目前國內(nèi)所出現(xiàn)的內(nèi)卷化現(xiàn)象，穩(wěn)定社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

在我國財(cái)政分權(quán)的制度背景下，土地財(cái)政一直在城市建設(shè)中扮演著重要角色。理論上，土地財(cái)政同樣可能影響城市的產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。一方面，土地財(cái)政通過對基礎(chǔ)設(shè)施的導(dǎo)向性配置，降低企業(yè)生產(chǎn)、運(yùn)輸與信息等成本，吸引各類企業(yè)的流入，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多樣化；另一方面，本地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展，通過中間品的共享、勞動(dòng)力的流動(dòng)和信息、知識(shí)、技術(shù)的溢出，也會(huì)影響相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化。有學(xué)者認(rèn)為土地財(cái)政是城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)增加的根本原因，在我國城市化發(fā)展過程中形成了基于土地財(cái)政的城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投融資模式，增加了城市基建的支出（葛揚(yáng)、岑樹田，2017；顏燕、滿燕云，2015）。也有學(xué)者認(rèn)為政府官員為了提高政治晉升的可能性，利用土地進(jìn)行招商引資，增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出（王賢彬等，2014；張軍等，2007）。范子英（2015）認(rèn)為地方政府土地出讓行為頻繁發(fā)生的根本原因，并不是因?yàn)樨?cái)政收支不平衡，而是對城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的偏好?？梢?，無論是什么原因造成土地財(cái)政的出現(xiàn)，都改變不了土地財(cái)政收入的增加對城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金的支持。對于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與制造業(yè)的關(guān)系研究結(jié)論基本一致，都認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施的改善能夠促進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。企業(yè)流向會(huì)受到很多因素的影響，包括生產(chǎn)成本、運(yùn)輸成本、交易成本、人力成本、信息傳遞等。隨著城市基礎(chǔ)設(shè)施的改善，以制造業(yè)為主的企業(yè)不斷流入。徐曌、歐國立（2016）從省級層面數(shù)據(jù)，論證了公路基礎(chǔ)設(shè)施有利于促進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。薛漫天（2011）從行業(yè)面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了交通、通訊、電力裝機(jī)容量等基礎(chǔ)設(shè)施對中國制造業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對土地財(cái)政與產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行討論。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于，一是從土地財(cái)政的視角，討論土地財(cái)政、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與產(chǎn)業(yè)多樣化內(nèi)在的邏輯關(guān)系；二是運(yùn)用空間計(jì)量分析方法考察本地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化的外溢效應(yīng)，相對規(guī)范、準(zhǔn)確。剩余內(nèi)容安排如下：第二部分為理論分析；第三部分為模型的設(shè)定、空間權(quán)重矩陣構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)來源；第四部分為實(shí)證分析；第五部分為結(jié)論與啟示。

二、理論分析

我國城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與土地財(cái)政具有緊密的聯(lián)系，土地制度的變遷是中國過去20 多年基礎(chǔ)設(shè)施超常規(guī)發(fā)展的重要原因。土地要素為城市基建設(shè)施資金支持提供了巨大的幫助，促進(jìn)了城市基建設(shè)施的快速發(fā)展，帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

首先，土地出讓收入的增加提高政府性基金收入，進(jìn)而推動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。吳群、李永樂（2010）研究發(fā)現(xiàn)我國分稅制改革是土地財(cái)政出現(xiàn)的重要原因。1994年分稅制改革，我國確立了財(cái)政分權(quán)體制，地方政府財(cái)政收入減少，面臨政績考核和財(cái)政收入壓力，地方政府只能尋找一般預(yù)算以外的資金收入來滿足建設(shè)支出需要，而土地財(cái)政正好符合（吳延兵，2017）。范劍勇、邵挺（2011）研究發(fā)現(xiàn)一般預(yù)算收入具有剛性支出特征，用于地方政府日常運(yùn)行需要，城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金來源于土地出讓收入和投融資平臺(tái)的融資行為。土地財(cái)政成為城市發(fā)展的核心，成為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的主要資金來源，于是基建設(shè)施投資越來越依靠土地財(cái)政（范子英，2015）。而且，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)自然地改善城市生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，從而吸引大量生產(chǎn)性企業(yè)進(jìn)入該城市。

其次，2008年金融危機(jī)之后，隨著土地出讓收入的不斷增加以及城市國有建設(shè)出讓土地的儲(chǔ)備，我國城市建設(shè)走上了以土地為基礎(chǔ)的融資模式，即地方政府通過將部分土地出讓收入作為融資項(xiàng)目原始資金，同時(shí)提供擔(dān)保，將未來所能獲得的土地出讓收入作為償還債務(wù)主要方式。自此，我國城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)形成了以“土地出讓+土地抵押”為核心的投融資模式（顏燕、滿燕云，2015）。這樣的模式最終還是依賴于土地出讓收入的增加。從審計(jì)署2013年12月發(fā)布的全國政府性債務(wù)審計(jì)結(jié)果可以看出，土地融資債務(wù)償還方式主要還是土地出讓收入①。

由此可見，土地財(cái)政制度推動(dòng)了城市基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)一步影響到各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。具體如下：首先，土地出讓收入和投融資收入主要流入與制造業(yè)相匹配的基建設(shè)施領(lǐng)域，形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，抑制產(chǎn)業(yè)多樣化（陳國亮、陳建軍，2012）。李涵、黎志剛（2009）從制造業(yè)出發(fā)，驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。其次，基礎(chǔ)設(shè)施的完善吸引資本和勞動(dòng)力的流入，加速產(chǎn)業(yè)的聚集，抑制產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。傅十和、洪俊杰（2008）認(rèn)為勞動(dòng)力流入為企業(yè)的發(fā)展提供人才支持，能夠在較短時(shí)間內(nèi)匹配到更高質(zhì)量更高效率的勞動(dòng)力，加速產(chǎn)業(yè)專業(yè)化的發(fā)展。再次，傅勇（2010）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)招商引資是地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出增加的根本原因，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資更偏向于效果顯著的生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。地方政府通過招商引資和招拍掛制度配置土地資源，利用“高價(jià)出讓彌補(bǔ)低價(jià)出讓”行為推動(dòng)工業(yè)企業(yè)的發(fā)展（雷瀟雨、龔六堂，2014），抑制產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。最后，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出主要用于道路、產(chǎn)業(yè)園區(qū)的建設(shè)，降低產(chǎn)品的運(yùn)輸成本。生產(chǎn)企業(yè)在地理位置上的聚集，其主要受到交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的影響（任曉紅、張宗益，2010）。各城市在發(fā)展基建設(shè)施時(shí)，以生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施為主，社會(huì)性基礎(chǔ)設(shè)施為輔，包括水利、能源、運(yùn)輸、電信等部門，不僅提高城市公路、高速公路的密度，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營環(huán)境的改善（鄧濤濤等，2017），最重要的是降低生產(chǎn)、運(yùn)輸、交易等成本，吸引各類企業(yè)的流入。

由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是本土投資，對產(chǎn)業(yè)的影響直接，而城市之間產(chǎn)業(yè)多樣化的空間溢出效應(yīng)僅僅是空間影響，對產(chǎn)業(yè)的影響間接，因此，對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化主要受到本地基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的影響。綜上分析，本文提出假設(shè)1：

H1：土地財(cái)政收入增加擴(kuò)大了基建設(shè)施尤其是生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施支出，形成以制造業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，抑制產(chǎn)業(yè)多樣化。

產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展還存在空間外溢效應(yīng)，影響相鄰地區(qū)的發(fā)展，具體機(jī)制為：第一，各類企業(yè)的聚集降低基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及生產(chǎn)、運(yùn)輸、交易成本，同時(shí)也推動(dòng)中間產(chǎn)品的可獲得性，對周邊城市企業(yè)產(chǎn)生吸引的作用。劉長全（2009）提出產(chǎn)業(yè)多樣化通過各類企業(yè)以及經(jīng)濟(jì)要素在空間上的聚集，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)之間的內(nèi)聚力和關(guān)聯(lián)性，推動(dòng)該區(qū)域整體規(guī)模的擴(kuò)張，降低企業(yè)的生產(chǎn)、運(yùn)輸?shù)瘸杀荆欣趲?dòng)周邊城市各類企業(yè)的聚集，而Shirley& Winston(2003)研究發(fā)現(xiàn)美國公路設(shè)施投資增加為企業(yè)庫存的降低提供了方便，產(chǎn)品價(jià)格受到高速公路的影響，高速公路的發(fā)展會(huì)降低運(yùn)輸成本，降低產(chǎn)品價(jià)格。范劍勇、邵挺（2011）認(rèn)為政府通過交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善以及給予一定優(yōu)惠政策進(jìn)行招商引資，吸引各類工業(yè)企業(yè)的進(jìn)入，尤其是制造業(yè)，建立以第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。除了對制造業(yè)產(chǎn)生影響外，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有顯著的正向作用（邱靈、方創(chuàng)琳，2012）；第二，形成供給充分的勞動(dòng)力市場，提高勞動(dòng)力供需匹配度。隨著企業(yè)的增加，勞動(dòng)力需求擴(kuò)大，除了通過培訓(xùn)當(dāng)?shù)厝艘酝?，還通過多種方式吸引外地人口在該區(qū)域的就業(yè)，推動(dòng)該地區(qū)市場充分形成，對周邊城市產(chǎn)生人力資本的溢出效應(yīng)。由于勞動(dòng)力供給的技術(shù)匹配性降低，人力資本溢出效應(yīng)將慢慢降低；第三，信息、知識(shí)和技術(shù)的溢出和共享。陳傲等（2010）、韓峰、王琢卓（2014）以地級市為例，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的多樣化集聚對周邊地區(qū)具有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。鐘順昌、任媛（2017）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)多樣化會(huì)帶來人力資本的溢出效應(yīng)。隨著勞動(dòng)力在周邊城市之間流動(dòng)，也促進(jìn)信息、思想的傳播和擴(kuò)散，周邊企業(yè)就可免費(fèi)獲得這種溢出帶來的利益，通過信息交換和分享從社會(huì)分工、技術(shù)水平、人力資本、社會(huì)環(huán)境等方面進(jìn)一步提高各自的信息、知識(shí)和技術(shù)水平，并且會(huì)逐步增強(qiáng)。如圖所示，企業(yè)生產(chǎn)私人邊際成本為MPC（marginal private cost），獲得邊際收益MB（marginal benefit）。由于外溢效應(yīng)ME（marginal externalities）導(dǎo)致充足的勞動(dòng)力（用ME1 表示，隨著產(chǎn)量的擴(kuò)大，勞動(dòng)力的外溢效應(yīng)會(huì)逐步減少）、運(yùn)輸成本降低與中間產(chǎn)品的可獲得性增加（用ME2 表示，這個(gè)過程沒有明顯的變化趨勢，假設(shè)是不變的）以及信息、知識(shí)和技術(shù)的溢出與共享（用ME3 表示，這個(gè)趨勢將隨著產(chǎn)量的增加、技術(shù)的進(jìn)步外部正效應(yīng)會(huì)越來越強(qiáng)，甚至形成馬太效應(yīng)，因此是向下傾斜的）。三者形成總的外部正效應(yīng)ME，使得企業(yè)由原來的邊際私人成本MPC 變成了邊際社會(huì)成本MSC（marginal social cost），這樣，企業(yè)成本降低，產(chǎn)出增加，社會(huì)福利也增加?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2：

圖 產(chǎn)業(yè)多樣化對周邊城市的外部性

H2：產(chǎn)業(yè)多樣化存在空間相關(guān)性，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化會(huì)影響到周邊地區(qū)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文意在研究土地財(cái)政和城市產(chǎn)業(yè)多樣化之間的關(guān)系，現(xiàn)建立基準(zhǔn)計(jì)量模型如下：

式（1）中，下標(biāo)i表示第i個(gè)城市，t表示第t年。INS是被解釋變量，表示城市產(chǎn)業(yè)多樣化水平，LF為土地出讓收入，是核心解釋變量，X為其他控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商直接投資、人口密度、房地產(chǎn)開發(fā)投資、企業(yè)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本等。ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

考慮到城市產(chǎn)業(yè)多樣化受空間因素影響，在基準(zhǔn)模型中加入空間因素，構(gòu)建空間計(jì)量模型，如下所示：

式（2）中，INS同樣為產(chǎn)業(yè)多樣化水平，W為空間權(quán)重矩陣；X為其他控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商直接投資、人口密度、房地產(chǎn)開發(fā)投資、企業(yè)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本等，β 代表該種影響的程度與方向；WijINSjt-1為產(chǎn)業(yè)多樣化的空間滯后項(xiàng)，也就是鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化對本地產(chǎn)業(yè)多樣化的影響，表示影響的程度與方向；WijXjt-1是其他控制變量的空間滯后項(xiàng)，表示鄰近地區(qū)控制變量對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化的影響，λ 表示該種影響的程度與方向；ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

由于各地區(qū)間產(chǎn)業(yè)多樣化溢出效應(yīng)的發(fā)揮不僅取決于空間鄰接性或空間地理距離，還取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近程度、技術(shù)吸收能力、人才流動(dòng)等因素。因此，本文在研究我國產(chǎn)業(yè)多樣化溢出效應(yīng)時(shí)，為了結(jié)果的穩(wěn)健性，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)地理矩陣。該矩陣同時(shí)考慮到經(jīng)濟(jì)和地理因素，參考王火根、沈利生（2007）所使用方法，表示如下：

式（3）中，Wd是地理距離矩陣，由于本文的數(shù)據(jù)僅為202 個(gè)城市，不適宜使用鄰接矩陣，因此該矩陣是以地理距離為基礎(chǔ)的反距離矩陣。Diag(...)是一個(gè)對角矩陣，反映地區(qū)間經(jīng)濟(jì)距離。Yi是第i個(gè)城市2009 ~2018年的人均GDP 均值，Y是所有樣本2009~2018年的人均GDP均值。Wd可以表示為：

式（4）中，dij是地區(qū)i和地區(qū)j之間的距離，基于城市中心經(jīng)緯度坐標(biāo)測度獲得，經(jīng)緯度信息來源于國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)，并經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理所得。

（三）變量選擇和數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2009~2018年中國202 個(gè)城市的數(shù)據(jù)。為了消除異方差，對外商投資水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口密度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)均進(jìn)行對數(shù)化處理。由于解釋變量和控制變量對企業(yè)集聚的影響需要時(shí)間的消化，同時(shí)為了解決部分內(nèi)生性問題，因此將變量滯后一期。城市產(chǎn)業(yè)多樣化數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》的就業(yè)人員數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算所得，其他相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國國土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS 全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》或歷年的國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

1.被解釋變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚（DI）的衡量指標(biāo)主要有空間基尼系數(shù)、EG 指數(shù)、區(qū)位熵等。本文主要參考邵朝對等（2016) 所使用指標(biāo)——赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）的倒數(shù),該指標(biāo)不僅能在各個(gè)城市之間比較，而且還能對城市本身做時(shí)間維度上的比較，其表達(dá)式為：

式（5）中，Eij表示為i城市j行業(yè)的就業(yè)人數(shù)占i城市就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重，Sij表示為i城市j行業(yè)就業(yè)人員數(shù)量，Si表示i城市各行業(yè)總就業(yè)人員數(shù)量，n表示為行業(yè)個(gè)數(shù)。DIi為HHI指數(shù)的倒數(shù)，數(shù)值越小，表明各產(chǎn)業(yè)發(fā)展越不均衡，城市產(chǎn)業(yè)多樣化程度越低，相反，數(shù)值越大，表明各產(chǎn)業(yè)發(fā)展越均衡，產(chǎn)業(yè)多樣化程度越高。

2.解釋變量。土地財(cái)政（LF）是模型的核心解釋變量。2000年以來，以土地為基礎(chǔ)的出讓收入和融資收入在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面起到了很大的推動(dòng)作用，因此本文使用土地出讓收入作為衡量指標(biāo)。

3.其他控制變量。根據(jù)影響產(chǎn)業(yè)多樣化的因素,增加以下控制變量避免遺漏變量所帶來的誤差：（1）外商直接投資（FDI）：外商直接投資給產(chǎn)業(yè)帶來了資金和技術(shù)支持，推動(dòng)城市發(fā)展，影響城市產(chǎn)業(yè)多樣化水平。因此采用外商實(shí)際投資額來衡量外商直接投資。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）：選擇人均GDP作為衡量城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。（3）人口密度（PD）：城市常住人口越多會(huì)促進(jìn)各類專業(yè)化勞動(dòng)力市場的形成，為各類企業(yè)提供勞動(dòng)力支持，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)多樣化，因此本文采用常住人口與行政區(qū)土地面積之比來作為人口密度的衡量指標(biāo)。（4）人力資本（HC）：人力資本以受教育程度來代表，勞動(dòng)者教育程度直接影響了勞動(dòng)者就業(yè)，一般來說教育程度越高的勞動(dòng)者越不愿意進(jìn)入低水平企業(yè)，更愿意進(jìn)入環(huán)境較好、發(fā)展前景良好的高水平企業(yè)，從而影響勞動(dòng)者的流動(dòng)，最終影響到產(chǎn)業(yè)多樣化。采用中高等普通學(xué)校在校生人數(shù)占城市常住人口比重作為人力資本的衡量指標(biāo)。（5）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（IC）：社會(huì)性基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展會(huì)推動(dòng)城市環(huán)境的改善、公共服務(wù)質(zhì)量的提高，吸引外來勞動(dòng)者在該城市就業(yè)，推動(dòng)城市產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展。采用各城市市政公用設(shè)施建設(shè)固定資產(chǎn)投資完成額來衡量公共設(shè)施水平。（6）房地產(chǎn)投資（REI）：房地產(chǎn)發(fā)展涉及的行業(yè)較多，對于產(chǎn)業(yè)多樣化具有一定的影響，因此將房地產(chǎn)投資完成額作為衡量房地產(chǎn)開發(fā)投資的衡量指標(biāo)（黃少安等，2012）。（7）企業(yè)發(fā)展水平（EDL)：考慮到企業(yè)的發(fā)展對產(chǎn)業(yè)變化的直接影響，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量作為企業(yè)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在對空間面板模型估計(jì)前，先計(jì)算Moran’I指數(shù)檢驗(yàn)空間依賴性和異質(zhì)性，本文對前文設(shè)定的經(jīng)濟(jì)地理矩陣進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示，各城市均通過1%的顯著性水平，表明我國各城市產(chǎn)業(yè)多樣化存在空間正相關(guān)性。

表2 Moran’I 指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）模型的進(jìn)一步確定

在對數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析前，本文首先進(jìn)行LM檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)，以便更好地確定本文采用空間杜賓模型的合理性。LM 檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 LM 檢驗(yàn)結(jié)果

空間杜賓模型是否可以退化為空間誤差模型或空間滯后模型，主要取決于LM 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)。表3 的LM 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除經(jīng)濟(jì)地理矩陣中SLM 模型的一個(gè)統(tǒng)計(jì)量未通過檢驗(yàn)外，其他各統(tǒng)計(jì)量均通過顯著性檢驗(yàn)，再次肯定構(gòu)建空間計(jì)量模型的合理性，應(yīng)當(dāng)考慮空間杜賓模型，因此進(jìn)行LR 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 LR 檢驗(yàn)結(jié)果

LR 檢驗(yàn)結(jié)果顯示P 值顯著，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。本文最終選用空間杜賓模型進(jìn)行分析。

進(jìn)一步進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，在空間個(gè)體固定效應(yīng)與空間個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)兩種模型中進(jìn)行選擇，檢驗(yàn)結(jié)果顯示P 值=0.0000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)。因此本文通過極大似然估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證分析，使用空間杜賓個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

（三）實(shí)證分析

土地財(cái)政通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)來影響城市產(chǎn)業(yè)多樣化，既有本地區(qū)直接效應(yīng)，也有空間溢出的間接效應(yīng)，因此本文構(gòu)建經(jīng)濟(jì)地理矩陣模型將土地出讓收入作為關(guān)鍵解釋變量用于回歸分析。表5是基于經(jīng)濟(jì)地理矩陣的回歸結(jié)果，其中自相關(guān)系數(shù)為產(chǎn)業(yè)多樣化的空間溢出效應(yīng)。

由表5 來看，本地區(qū)的土地出讓收入對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，土地出讓收入會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)多樣化，原因在于土地出讓收入的增加會(huì)加大城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出的增加，而地方政府更偏向于能夠帶來政績的生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進(jìn)而能夠促進(jìn)以制造業(yè)為主導(dǎo)的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，抑制產(chǎn)業(yè)多樣化，與本文假設(shè)1 相符。

表5 基于經(jīng)濟(jì)地理矩陣的回歸結(jié)果

同時(shí)，空間自相關(guān)系數(shù)為0.184，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化在1%的水平上具有顯著的正向作用，說明產(chǎn)業(yè)多樣化具有空間溢出效應(yīng)。本文假設(shè)2 成立，產(chǎn)業(yè)多樣化存在空間溢出效應(yīng)，且該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化提高0.184 個(gè)百分點(diǎn)。

由于空間杜賓模型中同時(shí)涵蓋解釋變量和被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，所有變量之間都存在空間相關(guān)性，參數(shù)經(jīng)濟(jì)含義較為復(fù)雜，當(dāng)空間自相關(guān)系數(shù)顯著不為0 時(shí)，自變量的系數(shù)解釋與傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)有所不同，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步通過偏微分法進(jìn)行效應(yīng)分解，分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。本文運(yùn)用Lesage & Pace（2008）提出的“求偏微分法”進(jìn)行效應(yīng)分解來測度直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

1.直接效應(yīng)分析

土地出讓收入對產(chǎn)業(yè)多樣化的直接效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)，通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這一點(diǎn)與前面實(shí)證分析中的結(jié)果一樣，即土地出讓收入會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)多樣化，原因是出讓收入和投融資收入主要流入與制造業(yè)相匹配的基建設(shè)施領(lǐng)域，促進(jìn)以制造業(yè)為主導(dǎo)的第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，這與陳國亮、陳建軍（2012）、謝長安、彭冬冬（2016）研究結(jié)論一致，也再次驗(yàn)證本文假設(shè)1。

其他控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響為負(fù)，系數(shù)為-0.645，并通過1%的顯著性水平。根據(jù)前面的討論邏輯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要在第二、三產(chǎn)業(yè)中，容易拉大產(chǎn)業(yè)之間差距，從而造成產(chǎn)業(yè)之間的不平衡；企業(yè)發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響也顯著為負(fù)，原因在于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的發(fā)展會(huì)加大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差距；房地產(chǎn)開發(fā)投資對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響在1%的水平上顯著為正，原因在于房地產(chǎn)開發(fā)投資涉及多行業(yè)領(lǐng)域，在其他控制變量中，對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響不顯著。

2.間接效應(yīng)分析

從間接效應(yīng)來看，周邊地區(qū)土地出讓收入對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣化的影響并不顯著。房地產(chǎn)開發(fā)投資在5%的水平上對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化具有促進(jìn)作用，原因在于本地區(qū)房地產(chǎn)開發(fā)投資也會(huì)涉及到周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)，人力資本對產(chǎn)業(yè)多樣化在1%的水平上顯著為正，原因在于鄰近地區(qū)的人力資本越發(fā)達(dá)，越會(huì)輻射到周邊地區(qū)，促進(jìn)高質(zhì)量勞動(dòng)力的流動(dòng)，進(jìn)一步促進(jìn)各行業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一般預(yù)算收入主要用于地方政府機(jī)關(guān)的運(yùn)轉(zhuǎn)，而土地出讓收入可以用于地方建設(shè)支出，土地出讓收入與一般預(yù)算收入之比可以較好地說明土地財(cái)政的相對規(guī)模。本文借用邵朝對等（2016）的研究方法用土地出讓收入與一般預(yù)算收入之比替代土地財(cái)政指標(biāo)對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，同時(shí)為保證矩陣選取過程中的客觀性，重新選擇度量地理距離的反經(jīng)濟(jì)距離矩陣進(jìn)行檢驗(yàn)，同樣采用空間杜賓固定效應(yīng)模型。結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

從表6 可見，回歸結(jié)果依舊與前文結(jié)果一致，土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)多樣化具有顯著負(fù)向作用，人力資本的溢出效應(yīng)顯著為正，而其他變量與之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，無論是空間溢出的直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，其系數(shù)大小及符號與表5 的結(jié)果相近。因此，更換解釋變量后，土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響變化不大，模型較為穩(wěn)健，有較高的可靠性。

（五）機(jī)制檢驗(yàn)

前文假設(shè)1 驗(yàn)證了土地財(cái)政與產(chǎn)業(yè)多樣化之間的關(guān)系，這里對土地財(cái)政是否通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響產(chǎn)業(yè)多樣化進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先，檢驗(yàn)土地財(cái)政是否影響產(chǎn)業(yè)多樣化。建立模型如下，產(chǎn)業(yè)多樣化作為被解釋變量，土地財(cái)政作為核心解釋變量，各控制變量（不包含基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)）含義同前：

其次，檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是否影響產(chǎn)業(yè)多樣化。同樣建立產(chǎn)業(yè)多樣化為被解釋變量的模型，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為核心解釋變量，各控制變量（不包含土地財(cái)政）含義同前：

最后，為考慮土地財(cái)政與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)之間的相互影響，本文進(jìn)一步考察土地財(cái)政與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的交互項(xiàng)系數(shù)，如式（8）所示。

在具體計(jì)量過程中，基于不同的目的，選擇相應(yīng)的變量組合，見模型（8-1）、模型（8-2）：

上述相關(guān)模型的回歸結(jié)果如表7所示。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

從回歸結(jié)果來看，在模型（6）中土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響為負(fù)，且通過1%的顯著性水平，表明土地財(cái)政抑制產(chǎn)業(yè)多樣化的發(fā)展。在模型（7）中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對產(chǎn)業(yè)多樣化的影響也為負(fù)，且通過10%的顯著性水平，驗(yàn)證了假設(shè)1 中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對產(chǎn)業(yè)多樣化具有負(fù)向作用。模型（8-1）實(shí)際上是在模型（6）的基礎(chǔ)上加入土地財(cái)政和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的交互項(xiàng)，土地財(cái)政的系數(shù)發(fā)生變化，說明交互項(xiàng)的加入會(huì)影響土地財(cái)政對產(chǎn)業(yè)多樣化的作用。模型（8-2）實(shí)際上是在模型（6）中加入基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，回歸結(jié)果基本一致，但系數(shù)絕對值下降，說明土地財(cái)政通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資抑制產(chǎn)業(yè)多樣化。

五、結(jié)論與啟示

土地財(cái)政的擴(kuò)大與基礎(chǔ)設(shè)施的快速發(fā)展構(gòu)成了中國城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要部分。本文闡釋了土地財(cái)政、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與產(chǎn)業(yè)多樣化的理論機(jī)制，在實(shí)證上并沒有選取常規(guī)計(jì)量模型，而是采用空間杜賓模型估計(jì)方法對2009~2018年我國202 個(gè)地級及以上城市進(jìn)行研究。主要結(jié)論如下：（1）產(chǎn)業(yè)多樣化具有空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展會(huì)影響相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化。（2）土地財(cái)政通過對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金支持，激化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性，抑制產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展。（3）房地產(chǎn)開發(fā)投資所涉及的上下游產(chǎn)業(yè)范圍廣泛，產(chǎn)業(yè)鏈長，所以房地產(chǎn)開發(fā)投資的增加，無論是對本地區(qū)還是周邊地區(qū)而言，都會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多樣化，促進(jìn)就業(yè)增長，吸引創(chuàng)新企業(yè)的進(jìn)入，對于目前的內(nèi)卷化現(xiàn)象和不斷增加的就業(yè)壓力而言，具有一定的緩解作用。對此，本文提出以下政策建議：（1）在土地財(cái)政難以為繼的情況下，應(yīng)該改變以土地財(cái)政為主的財(cái)政收入狀況；（2）避免基礎(chǔ)設(shè)施過度投資，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)過度剛性；（3）進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多樣化，因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展存在外溢效應(yīng)，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)多樣化發(fā)展對于鄰近地區(qū)具有積極的影響。

注釋：

①截至2012年底，11 個(gè)省，316 個(gè)市、1396 個(gè)縣級政府承諾以土地出讓收入償還的債務(wù)余額為34865.24 億元，占省市縣三級政府負(fù)有償還責(zé)任債務(wù)余額93642.66 億元的37.23%，而在政府負(fù)有償還責(zé)任債務(wù)的主要舉借主體為融資平臺(tái)公司、政府部門和機(jī)構(gòu)、經(jīng)費(fèi)補(bǔ)助事業(yè)單位，分別舉借40755.54 億元、30913.38 億元、17761.87 億元。