賈敬全，陶冶

（淮北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮北 235000）

0 引言

黨的二十大報(bào)告指出，建設(shè)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系，將發(fā)展的著力點(diǎn)放在實(shí)體經(jīng)濟(jì)上。實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展需要持續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)調(diào)性。推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級主要在于有效市場和有為政府的結(jié)合，依靠財(cái)政制度的安排，能夠有針對性地提供支持，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升資源要素在地區(qū)與行業(yè)間的配置效率，形成財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效互動(dòng)。但是，財(cái)政分權(quán)也會(huì)影響地方財(cái)政資源的充裕程度以及政府行為，不當(dāng)?shù)母深A(yù)可能導(dǎo)致區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局同構(gòu)化、創(chuàng)新地位喪失、發(fā)展不協(xié)調(diào)等一系列問題。當(dāng)前，如何構(gòu)建合理有效的“產(chǎn)業(yè)-區(qū)域”共同體是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下亟待解決的難題。為此，重新審視財(cái)政分權(quán)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中的作用，對現(xiàn)階段旨在提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的財(cái)稅體制改革具有重要意義。

財(cái)政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的重要性已得到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。趙建國等（2021）[1]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)提高了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，同時(shí)Ligthart和Van Oudheusden（2017）[2]也為財(cái)政分權(quán)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長提供了有力證據(jù)；但詹新宇和劉文彬（2020）[3]發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在跨時(shí)空差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的地區(qū)影響渠道并不相同。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源泉，探討財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系對研究經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。從總體上看，學(xué)者們分析財(cái)政分權(quán)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的研究思路并不一致，大體分為以下兩種：一種是從細(xì)分產(chǎn)業(yè)視角出發(fā)，具體分析財(cái)政分權(quán)對第二、第三產(chǎn)業(yè)的影響效應(yīng)。已有文獻(xiàn)指出由于地方政府存在投資競爭行為，致使地區(qū)之間存在重復(fù)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的現(xiàn)象，從而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[4]。周光亮（2012）[5]也認(rèn)為分權(quán)體制下所產(chǎn)生的投資競爭行為會(huì)促使政府更注重工業(yè)化發(fā)展，從而忽視第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要性，抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。另一種是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體層面度量，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化等指標(biāo)，探討財(cái)政分權(quán)與地區(qū)整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)二者之間的關(guān)系。一方面，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)“省直管縣”分權(quán)改革提高了地方政府財(cái)政自主權(quán)，激發(fā)了政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的熱情，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化[6]；另一方面，有的學(xué)者則認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化截然不同，原因在于地方政府基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展職能的要求，尤其注重行業(yè)間資源要素的合理配置，有利于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進(jìn)程，但是增收壓力的上升致使地方政府傾向于發(fā)展快速增收的產(chǎn)業(yè)，從而忽視科技創(chuàng)新所帶來的長期增長效應(yīng)，并不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化[7]。

綜上所述，盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)較為詳盡地探討了財(cái)政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的影響效應(yīng)，但是大多忽略了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間依賴性，未能很好地揭示財(cái)政分權(quán)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)在機(jī)制。因此，本文在已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上做了以下拓展：第一，從空間溢出的視角探討不同地區(qū)財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響；第二，從技術(shù)創(chuàng)新視角出發(fā)，探討財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可能存在的影響機(jī)制；第三，進(jìn)一步考察財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的異質(zhì)性特征，本文將所選城市按照所在區(qū)域進(jìn)行劃分，探討不同地區(qū)之間存在何種異質(zhì)性。

1 理論分析與研究假設(shè)

財(cái)政分權(quán)制度正負(fù)外部性的合力決定財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響效應(yīng)[8]。負(fù)外部性主要體現(xiàn)在財(cái)政分權(quán)體制下地方政府被賦予極大的權(quán)力管理當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，使得政府收入與企業(yè)經(jīng)營效益密切相關(guān)。而地方官員的任期制度決定目標(biāo)上的“短視”，易將資本投資與經(jīng)濟(jì)增長作為核心目標(biāo)，從而可能會(huì)產(chǎn)生投資偏好的行為，如傾向于發(fā)展高稅收、高產(chǎn)出的房地產(chǎn)行業(yè)，促使生產(chǎn)要素過多地流入其中，造成行業(yè)間發(fā)展不平衡，使得資源配置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方向背道而馳。同時(shí)，財(cái)政分權(quán)也可能推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，主要?dú)w功于地方政府經(jīng)濟(jì)自主權(quán)的提高能夠增加公共服務(wù)支出，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增加當(dāng)?shù)貙Φ谌a(chǎn)業(yè)的有效需求，有效改變各個(gè)行業(yè)的資本積累和全要素生產(chǎn)率，從而促進(jìn)發(fā)展方式的改變和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，由此體現(xiàn)財(cái)政分權(quán)的正外部性。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正向或者負(fù)向影響。

財(cái)政分權(quán)體制下，各地方政府財(cái)政支出行為可能會(huì)因?yàn)榻?jīng)濟(jì)自主度的差異而有所不同，從而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。一方面，地方政府的財(cái)政政策在執(zhí)行過程中產(chǎn)生“示范效應(yīng)”，引致相鄰地區(qū)相互學(xué)習(xí)[9]，從而推動(dòng)本地和鄰地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；另一方面，政策執(zhí)行過程中也會(huì)產(chǎn)生“競爭效應(yīng)”，地區(qū)間為爭奪生產(chǎn)要素的流入從而采取促進(jìn)本地發(fā)展的措施，進(jìn)而影響本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展，甚至擴(kuò)散到周邊城市，從而產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)[10]。原因在于要素流動(dòng)具有趨利性，兩個(gè)地區(qū)財(cái)政分權(quán)度的差異可能會(huì)加劇生產(chǎn)要素的流動(dòng)，引致生產(chǎn)要素流向效率更高的地區(qū)，以獲取更高的產(chǎn)出，以至于間接影響鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有空間溢出效應(yīng)。

技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素，區(qū)域之間的技術(shù)創(chuàng)新行為會(huì)相互影響，存在顯著的外部性，由此導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)[11]。而財(cái)政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在兩種不同的效應(yīng)。一方面，作為縱向制度安排的財(cái)政分權(quán)能夠充分發(fā)揮地方政府信息優(yōu)勢，更好地處理轄區(qū)民眾對公共產(chǎn)品偏好的需求，使地方政府對地區(qū)的資源配置更具靈活性，通過提供良好的市場環(huán)境從而吸引創(chuàng)新要素的集聚，激發(fā)地區(qū)創(chuàng)新活力；另一方面，由于技術(shù)創(chuàng)新具有投資長、風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，雖然可以提高地區(qū)長期競爭力，但無法實(shí)現(xiàn)短期經(jīng)濟(jì)效益。具有“政治人”屬性的官員為獲取政治激勵(lì)，更傾向于將財(cái)政資源投入生產(chǎn)性領(lǐng)域，可能片面追求任期內(nèi)經(jīng)濟(jì)顯性指標(biāo)的增長，造成科技支出的擠出[11]。雖然中央政府對科技支出的投入有著明確規(guī)定，但是地方政府“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的投資偏好很難被有效約束，以至于阻礙創(chuàng)新技術(shù)的發(fā)展。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性，財(cái)政分權(quán)通過技術(shù)創(chuàng)新影響本地或者鄰地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 空間權(quán)重矩陣與空間相關(guān)性分析

空間矩陣刻畫兩個(gè)地區(qū)之間聯(lián)系程度，本文構(gòu)建地理經(jīng)濟(jì)空間矩陣（Wd）。其中Wd為地理距離權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣對應(yīng)元素之積[12]。

空間相關(guān)性檢驗(yàn)是進(jìn)行空間計(jì)量實(shí)證分析的前提，通常采用莫蘭指數(shù)（Moran’s I）檢驗(yàn)，公式如下：

其中，S2為樣本方差，wi,j為空間權(quán)重，xj為第j個(gè)地區(qū)的觀測值。Moran’s I介于-1至1之間，大于0表示空間正相關(guān)，小于0為空間負(fù)相關(guān)，等于0則空間分布隨機(jī)。

2.2 空間計(jì)量模型構(gòu)建

一般的空間計(jì)量模型構(gòu)建如下：

其中，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，x為解釋變量與控制變量的集合，ui和vt分別為地區(qū)和時(shí)間效應(yīng)。當(dāng)ρ≠0，θ=0，ψ=0時(shí)，為空間滯后模型（SAR）；當(dāng)ρ=0，θ=0，ψ≠0時(shí)，為空間誤差模型（SEM）；當(dāng)ρ≠0，θ≠0，ψ=0時(shí)，為空間杜賓模型（SDM）。由于本文聚焦空間溢出效應(yīng)，將通過相應(yīng)的檢驗(yàn)方法選擇最優(yōu)的空間計(jì)量模型。

2.3 變量描述與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》，本文選取2010—2021年長三角26個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)處理如下：第一，對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾和對數(shù)化處理；第二，將地理經(jīng)濟(jì)空間矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。所使用的原始數(shù)據(jù)選自各城市統(tǒng)計(jì)年鑒。

本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級系數(shù)設(shè)定為核心被解釋變量，財(cái)政分權(quán)為核心解釋變量，技術(shù)創(chuàng)新為中介變量。參考其他文獻(xiàn)，將社會(huì)消費(fèi)、政府干預(yù)程度、民生支出占比和傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施作為控制變量。各變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 主要變量及描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

3.1.1 全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)前，需要采用莫蘭指數(shù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級系數(shù)與財(cái)政分權(quán)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，莫蘭指數(shù)越接近于1，代表空間差異越小；越接近于-1，代表空間差異越大。從表2可知，在選用地理經(jīng)濟(jì)空間矩陣時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級系數(shù)與財(cái)政分權(quán)的全局莫蘭指數(shù)顯著為正，表明各城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈現(xiàn)高度空間相關(guān)性，在一定程度上反映了在實(shí)證檢驗(yàn)中需考慮空間相關(guān)性。

表2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級系數(shù)與財(cái)政分權(quán)的全局莫蘭指數(shù)

3.1.2 局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)

當(dāng)研究范圍比較廣時(shí)，全局相關(guān)性檢驗(yàn)無法檢驗(yàn)地區(qū)之間的差異。因此，本文將進(jìn)一步進(jìn)行局部空間相關(guān)性檢驗(yàn)。從表3可知，所選城市大部分處在H-H和L-L象限，表示變量間存在正的空間相關(guān)性，代表所選長三角城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與財(cái)政分權(quán)呈現(xiàn)明顯的空間集聚特征，故在研究財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響時(shí)需考慮空間因素。

表3 長三角各城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層級系數(shù)與財(cái)政分權(quán)空間分布

3.2 空間計(jì)量模型選擇

在運(yùn)用空間計(jì)量模型前，需采用以下檢驗(yàn)方法進(jìn)行模型選擇：一是進(jìn)行LM檢驗(yàn)判斷選擇SEM還是SAR模型；二是進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，判斷SDM模型是否會(huì)退化為SAR或者SEM模型；三是進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，判斷是否采取固定效應(yīng)；四是在確認(rèn)采用固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，采用LR檢驗(yàn)，判斷使用空間固定、時(shí)間固定還是時(shí)空雙固定效應(yīng)模型。

根據(jù)下頁表4結(jié)果可得，首先，LM檢驗(yàn)通過，SEM和SAR模型均可使用；其次，Wald和LR檢驗(yàn)結(jié)果表明SDM模型不會(huì)退化為SEM或SAR模型；再次，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型；最后，對于具體采用何種固定效應(yīng)模型，LR檢驗(yàn)值表明接受雙固定效應(yīng)的備擇假設(shè)。綜上所述，本文最終確定使用時(shí)空雙固定的SDM模型。

表4 地理經(jīng)濟(jì)空間矩陣下空間計(jì)量模型適用性檢驗(yàn)

3.3 模型基本回歸結(jié)果及分析

下頁表5列（1）在無權(quán)重樣本的情況下，財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在明顯的正向效應(yīng)，社會(huì)消費(fèi)的回歸系數(shù)也為正，表明其有利于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。列（2）反映了財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間效應(yīng)，從回歸結(jié)果看，其空間相關(guān)系數(shù)顯著為正，意味著不同城市產(chǎn)業(yè)間存在既依賴又相互競爭的關(guān)系。對于財(cái)政分權(quán)而言，空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明周邊關(guān)聯(lián)地區(qū)財(cái)政分權(quán)對本地有著顯著的正向溢出效應(yīng)。

表5 空間杜賓模型（SDM）實(shí)證結(jié)果

3.4 空間效應(yīng)分解

為深入了解財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間溢出效應(yīng)，本文將通過偏微分法進(jìn)行空間效應(yīng)分解，其中直接效應(yīng)表示本地財(cái)政分權(quán)的變化對該地區(qū)本身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響；間接效應(yīng)表示周邊關(guān)聯(lián)地區(qū)財(cái)政分權(quán)的變化對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，亦為溢出效應(yīng)；總效應(yīng)為二者之和。

表6的結(jié)果顯示了在地理經(jīng)濟(jì)距離空間矩陣下財(cái)政分權(quán)以及相關(guān)控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應(yīng)分解。對于財(cái)政分權(quán)而言，三種效應(yīng)皆顯著為正，說明財(cái)政分權(quán)不僅推動(dòng)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還具有空間溢出效應(yīng)，即鄰地財(cái)政分權(quán)會(huì)促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，原因可能在于地方政府財(cái)政自主權(quán)的擴(kuò)大增強(qiáng)了自主調(diào)控的能力，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)財(cái)政體制與市場配置機(jī)制的有機(jī)融合，而本地城市受到地方政府行為激勵(lì)也會(huì)著力進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。社會(huì)消費(fèi)的三種效應(yīng)也顯著為正，說明也存在正向的溢出效應(yīng)，原因可能在于鄰近地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化能夠促進(jìn)資源要素在區(qū)域間的流動(dòng)性，進(jìn)而推動(dòng)本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。而鄰近地區(qū)政府干預(yù)程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，可能是由于當(dāng)?shù)卣母深A(yù)，產(chǎn)生了市場保護(hù)的行為，從而導(dǎo)致信息不對稱，抑制了本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。對于民生支出占比而言，溢出效應(yīng)并不顯著，原因可能是鄰近地區(qū)民生改善會(huì)吸引本地的人才等要素向其集聚，并未推動(dòng)本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施也存在著顯著的正向溢出效應(yīng)，說明傳統(tǒng)基建提高了交通網(wǎng)絡(luò)的便捷性，推動(dòng)本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

表6 空間杜賓模型效應(yīng)分解結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，本文將采取以下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）構(gòu)建0-1鄰接矩陣（W0）；（2）以支出的角度重新構(gòu)建財(cái)政分權(quán)指標(biāo)替換核心解釋變量[13]。表5列（3）和列（4）分別報(bào)告了在鄰接矩陣下解釋變量和替換解釋變量的實(shí)證結(jié)果，結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)依然對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，與上述結(jié)論基本一致。

3.6 異質(zhì)性分析

鑒于不同城市所處地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦等存在較大差異，本文按照所選城市所處的地理區(qū)位劃分為東部地區(qū)城市和中部地區(qū)城市探討其中存在何種異質(zhì)性特征。由下頁表7結(jié)果可得，中部地區(qū)城市財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正向空間溢出效應(yīng)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。而東部地區(qū)城市的溢出效應(yīng)并不顯著，可能的原因在于東部地區(qū)城市發(fā)達(dá)的工業(yè)為產(chǎn)業(yè)發(fā)展夯實(shí)基礎(chǔ)，財(cái)政政策也更傾向于工業(yè)化發(fā)展，而中部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)化進(jìn)程也較為滯后，由此導(dǎo)致東部地區(qū)城市財(cái)政分權(quán)的變化對中部地區(qū)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用效果不佳。與此同時(shí)，東部地區(qū)城市的直接效應(yīng)與總效應(yīng)為負(fù)，且總效應(yīng)并不顯著，原因可能在于，在第二產(chǎn)業(yè)增速放緩的背景下，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更具戰(zhàn)略地位，而地方政府為自身績效更傾向于短期效益更高的第二產(chǎn)業(yè)，最終導(dǎo)致財(cái)政資源配置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方向背道而馳。

表7 分地區(qū)回歸結(jié)果

3.7 中介機(jī)制分析

為進(jìn)一步檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新在財(cái)政分權(quán)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的傳導(dǎo)機(jī)制，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

其中，INV為中介變量技術(shù)創(chuàng)新，z為控制變量，y為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，x為財(cái)政分權(quán)。首先對模型（4）進(jìn)行檢驗(yàn)，若β0顯著，則檢驗(yàn)繼續(xù)；其次對模型（5）和模型（6）進(jìn)行檢驗(yàn)，若β1和τ2顯著，則表明中介效應(yīng)存在；最后檢驗(yàn)β2，若顯著，則表明存在部分中介效應(yīng)[14]。

表8列（2）檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)的上升有利于提高技術(shù)創(chuàng)新水平，且具有正向空間溢出效應(yīng)；列（3）結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)和技術(shù)創(chuàng)新能夠顯著推動(dòng)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，存在部分中介效應(yīng)，但從空間滯后項(xiàng)來看，技術(shù)創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在負(fù)向的溢出效應(yīng)，說明周邊地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升不利于本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，可能的原因在于創(chuàng)新存在稀缺性，周邊地區(qū)的創(chuàng)新水平提升更加吸引人才集聚，從而導(dǎo)致區(qū)域間惡性競爭等現(xiàn)象。

表8 技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4 結(jié)論

本文利用長三角26個(gè)城市2010—2021年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間效應(yīng)及其影響機(jī)制，結(jié)論如下：第一，從總體上看，長三角城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在明顯的空間正相關(guān)性，即本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級受到鄰地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級及其他相關(guān)因素的影響，基于空間效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間溢出效應(yīng)顯著為正，表明財(cái)政分權(quán)的提高不僅推動(dòng)本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還有利于鄰地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化；第二，中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明財(cái)政分權(quán)能夠通過技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但并不利于本地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化；第三，異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)城市財(cái)政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，而東部地區(qū)城市的影響效應(yīng)卻存在顯著差異。