财政分权对产业结构升级的空间效应研究

贾敬全，陶冶

（淮北师范大学经济与管理学院，安徽 淮北 235000）

0 引言

党的二十大报告指出，建设现代化产业体系，将发展的着力点放在实体经济上。实现经济高质量发展需要持续优化产业结构，增强产业发展协调性。推动产业结构升级主要在于有效市场和有为政府的结合，依靠财政制度的安排，能够有针对性地提供支持，引导产业结构升级，提升资源要素在地区与行业间的配置效率，形成财政分权与产业发展的有效互动。但是，财政分权也会影响地方财政资源的充裕程度以及政府行为，不当的干预可能导致区域产业布局同构化、创新地位丧失、发展不协调等一系列问题。当前，如何构建合理有效的“产业-区域”共同体是经济新常态下亟待解决的难题。为此，重新审视财政分权在产业结构转型过程中的作用，对现阶段旨在提高经济质量的财税体制改革具有重要意义。

财政分权对经济增长的重要性已得到国内外学者的广泛关注。赵建国等（2021）[1]认为财政分权提高了经济发展水平，同时Ligthart和Van Oudheusden（2017）[2]也为财政分权推动经济增长提供了有力证据；但詹新宇和刘文彬（2020）[3]发现财政分权的经济效应存在跨时空差异，经济发展程度不同的地区影响渠道并不相同。产业结构升级作为经济发展的源泉，探讨财政分权与产业结构升级之间的关系对研究经济高质量发展具有重要意义。从总体上看，学者们分析财政分权影响产业结构升级的研究思路并不一致，大体分为以下两种：一种是从细分产业视角出发，具体分析财政分权对第二、第三产业的影响效应。已有文献指出由于地方政府存在投资竞争行为，致使地区之间存在重复投资和产业结构趋同的现象，从而不利于产业结构的优化[4]。周光亮（2012）[5]也认为分权体制下所产生的投资竞争行为会促使政府更注重工业化发展，从而忽视第三产业发展的重要性，抑制产业结构升级。另一种是从产业结构整体层面度量，构建产业结构合理化、高级化等指标，探讨财政分权与地区整体产业结构二者之间的关系。一方面，有学者发现“省直管县”分权改革提高了地方政府财政自主权，激发了政府发展经济的热情，从而推动产业结构高级化[6]；另一方面，有的学者则认为财政分权对产业结构合理化的影响效应与产业结构高级化截然不同，原因在于地方政府基于经济发展职能的要求，尤其注重行业间资源要素的合理配置，有利于推动产业结构合理化进程，但是增收压力的上升致使地方政府倾向于发展快速增收的产业，从而忽视科技创新所带来的长期增长效应，并不利于产业结构高级化[7]。

综上所述，尽管现有文献较为详尽地探讨了财政分权与产业结构升级之间的影响效应，但是大多忽略了产业结构升级的空间依赖性，未能很好地揭示财政分权影响产业结构升级的内在机制。因此，本文在已有文献基础上做了以下拓展：第一，从空间溢出的视角探讨不同地区财政分权对产业结构升级的影响；第二，从技术创新视角出发，探讨财政分权对产业结构升级可能存在的影响机制；第三，进一步考察财政分权对产业结构升级影响的异质性特征，本文将所选城市按照所在区域进行划分，探讨不同地区之间存在何种异质性。

1 理论分析与研究假设

财政分权制度正负外部性的合力决定财政分权对产业结构升级的影响效应[8]。负外部性主要体现在财政分权体制下地方政府被赋予极大的权力管理当地企业，使得政府收入与企业经营效益密切相关。而地方官员的任期制度决定目标上的“短视”，易将资本投资与经济增长作为核心目标，从而可能会产生投资偏好的行为，如倾向于发展高税收、高产出的房地产行业，促使生产要素过多地流入其中，造成行业间发展不平衡，使得资源配置与产业结构升级方向背道而驰。同时，财政分权也可能推动产业结构升级，主要归功于地方政府经济自主权的提高能够增加公共服务支出，完善基础设施建设，增加当地对第三产业的有效需求，有效改变各个行业的资本积累和全要素生产率，从而促进发展方式的改变和经济结构的调整，由此体现财政分权的正外部性。据此，本文提出：

假设1：财政分权对产业结构升级存在正向或者负向影响。

财政分权体制下，各地方政府财政支出行为可能会因为经济自主度的差异而有所不同，从而影响产业结构的优化。一方面，地方政府的财政政策在执行过程中产生“示范效应”，引致相邻地区相互学习[9]，从而推动本地和邻地产业结构升级；另一方面，政策执行过程中也会产生“竞争效应”，地区间为争夺生产要素的流入从而采取促进本地发展的措施，进而影响本地产业结构发展，甚至扩散到周边城市，从而产生空间外溢效应[10]。原因在于要素流动具有趋利性，两个地区财政分权度的差异可能会加剧生产要素的流动，引致生产要素流向效率更高的地区，以获取更高的产出，以至于间接影响邻近地区的产业结构调整。据此，本文提出：

假设2：财政分权对产业结构升级具有空间溢出效应。

技术创新是推动产业结构升级的重要因素，区域之间的技术创新行为会相互影响，存在显著的外部性，由此导致技术创新存在空间溢出效应[11]。而财政分权对技术创新的影响存在两种不同的效应。一方面，作为纵向制度安排的财政分权能够充分发挥地方政府信息优势，更好地处理辖区民众对公共产品偏好的需求，使地方政府对地区的资源配置更具灵活性，通过提供良好的市场环境从而吸引创新要素的集聚，激发地区创新活力；另一方面，由于技术创新具有投资长、风险高等特点，虽然可以提高地区长期竞争力，但无法实现短期经济效益。具有“政治人”属性的官员为获取政治激励，更倾向于将财政资源投入生产性领域，可能片面追求任期内经济显性指标的增长，造成科技支出的挤出[11]。虽然中央政府对科技支出的投入有着明确规定，但是地方政府“重生产、轻创新”的投资偏好很难被有效约束，以至于阻碍创新技术的发展。据此，本文提出：

假设3：技术创新存在空间相关性，财政分权通过技术创新影响本地或者邻地产业结构升级。

2 研究设计

2.1 空间权重矩阵与空间相关性分析

空间矩阵刻画两个地区之间联系程度，本文构建地理经济空间矩阵（Wd）。其中Wd为地理距离权重和经济距离权重矩阵对应元素之积[12]。

空间相关性检验是进行空间计量实证分析的前提，通常采用莫兰指数（Moran’s I）检验，公式如下：

其中，S2为样本方差，wi,j为空间权重，xj为第j个地区的观测值。Moran’s I介于-1至1之间，大于0表示空间正相关，小于0为空间负相关，等于0则空间分布随机。

2.2 空间计量模型构建

一般的空间计量模型构建如下：

其中，ρ为空间自相关系数，x为解释变量与控制变量的集合，ui和vt分别为地区和时间效应。当ρ≠0，θ=0，ψ=0时，为空间滞后模型（SAR）；当ρ=0，θ=0，ψ≠0时，为空间误差模型（SEM）；当ρ≠0，θ≠0，ψ=0时，为空间杜宾模型（SDM）。由于本文聚焦空间溢出效应，将通过相应的检验方法选择最优的空间计量模型。

2.3 变量描述与数据说明

根据《长江三角洲城市群发展规划》，本文选取2010—2021年长三角26个城市的面板数据，数据处理如下：第一，对相关数据进行缩尾和对数化处理；第二，将地理经济空间矩阵进行标准化。所使用的原始数据选自各城市统计年鉴。

本文将产业结构层级系数设定为核心被解释变量，财政分权为核心解释变量，技术创新为中介变量。参考其他文献，将社会消费、政府干预程度、民生支出占比和传统基础设施作为控制变量。各变量描述性统计见表1。

表1 主要变量及描述性统计

3 实证结果分析

3.1 空间自相关检验

3.1.1 全局空间相关性检验

在进行参数估计前，需要采用莫兰指数对产业结构层级系数与财政分权进行空间自相关检验，莫兰指数越接近于1，代表空间差异越小；越接近于-1，代表空间差异越大。从表2可知，在选用地理经济空间矩阵时，产业结构层级系数与财政分权的全局莫兰指数显著为正，表明各城市的产业结构升级呈现高度空间相关性，在一定程度上反映了在实证检验中需考虑空间相关性。

表2 产业结构层级系数与财政分权的全局莫兰指数

3.1.2 局部空间相关性检验

当研究范围比较广时，全局相关性检验无法检验地区之间的差异。因此，本文将进一步进行局部空间相关性检验。从表3可知，所选城市大部分处在H-H和L-L象限，表示变量间存在正的空间相关性，代表所选长三角城市的产业结构升级与财政分权呈现明显的空间集聚特征，故在研究财政分权对产业结构升级的影响时需考虑空间因素。

表3 长三角各城市产业结构层级系数与财政分权空间分布

3.2 空间计量模型选择

在运用空间计量模型前，需采用以下检验方法进行模型选择：一是进行LM检验判断选择SEM还是SAR模型；二是进行Wald检验和LR检验，判断SDM模型是否会退化为SAR或者SEM模型；三是进行豪斯曼检验，判断是否采取固定效应；四是在确认采用固定效应模型的基础上，采用LR检验，判断使用空间固定、时间固定还是时空双固定效应模型。

根据下页表4结果可得，首先，LM检验通过，SEM和SAR模型均可使用；其次，Wald和LR检验结果表明SDM模型不会退化为SEM或SAR模型；再次，豪斯曼检验结果表明应采用固定效应模型；最后，对于具体采用何种固定效应模型，LR检验值表明接受双固定效应的备择假设。综上所述，本文最终确定使用时空双固定的SDM模型。

表4 地理经济空间矩阵下空间计量模型适用性检验

3.3 模型基本回归结果及分析

下页表5列（1）在无权重样本的情况下，财政分权对产业结构升级存在明显的正向效应，社会消费的回归系数也为正，表明其有利于推动产业结构升级。列（2）反映了财政分权对产业结构升级的空间效应，从回归结果看，其空间相关系数显著为正，意味着不同城市产业间存在既依赖又相互竞争的关系。对于财政分权而言，空间滞后项系数显著为正，说明周边关联地区财政分权对本地有着显著的正向溢出效应。

表5 空间杜宾模型（SDM）实证结果

3.4 空间效应分解

为深入了解财政分权对产业结构升级的空间溢出效应，本文将通过偏微分法进行空间效应分解，其中直接效应表示本地财政分权的变化对该地区本身产业结构升级的影响；间接效应表示周边关联地区财政分权的变化对本地产业结构升级的影响，亦为溢出效应；总效应为二者之和。

表6的结果显示了在地理经济距离空间矩阵下财政分权以及相关控制变量对产业结构升级的效应分解。对于财政分权而言，三种效应皆显著为正，说明财政分权不仅推动本地产业结构升级，还具有空间溢出效应，即邻地财政分权会促进本地产业结构优化升级，原因可能在于地方政府财政自主权的扩大增强了自主调控的能力，进而实现财政体制与市场配置机制的有机融合，而本地城市受到地方政府行为激励也会着力进行产业结构的优化。社会消费的三种效应也显著为正，说明也存在正向的溢出效应，原因可能在于邻近地区消费结构的优化能够促进资源要素在区域间的流动性，进而推动本地的产业结构升级。而邻近地区政府干预程度对产业结构升级存在负向的空间溢出效应，可能是由于当地政府的干预，产生了市场保护的行为，从而导致信息不对称，抑制了本地的产业结构升级。对于民生支出占比而言，溢出效应并不显著，原因可能是邻近地区民生改善会吸引本地的人才等要素向其集聚，并未推动本地的产业结构优化。传统基础设施也存在着显著的正向溢出效应，说明传统基建提高了交通网络的便捷性，推动本地的产业结构升级。

表6 空间杜宾模型效应分解结果

3.5 稳健性检验

为检验结论的可靠性，本文将采取以下方法进行稳健性检验：（1）构建0-1邻接矩阵（W0）；（2）以支出的角度重新构建财政分权指标替换核心解释变量[13]。表5列（3）和列（4）分别报告了在邻接矩阵下解释变量和替换解释变量的实证结果，结果显示财政分权依然对产业结构升级具有显著的正向空间溢出效应，与上述结论基本一致。

3.6 异质性分析

鉴于不同城市所处地区的经济发展水平、资源禀赋等存在较大差异，本文按照所选城市所处的地理区位划分为东部地区城市和中部地区城市探讨其中存在何种异质性特征。由下页表7结果可得，中部地区城市财政分权对产业结构升级存在正向空间溢出效应，与基准回归结果一致。而东部地区城市的溢出效应并不显著，可能的原因在于东部地区城市发达的工业为产业发展夯实基础，财政政策也更倾向于工业化发展，而中部地区城市经济基础薄弱，工业化进程也较为滞后，由此导致东部地区城市财政分权的变化对中部地区城市产业结构升级的作用效果不佳。与此同时，东部地区城市的直接效应与总效应为负，且总效应并不显著，原因可能在于，在第二产业增速放缓的背景下，第三产业的发展更具战略地位，而地方政府为自身绩效更倾向于短期效益更高的第二产业，最终导致财政资源配置与产业结构升级方向背道而驰。

表7 分地区回归结果

3.7 中介机制分析

为进一步检验技术创新在财政分权影响产业结构升级中的传导机制，本文构建中介效应模型如下：

其中，INV为中介变量技术创新，z为控制变量，y为产业结构升级，x为财政分权。首先对模型（4）进行检验，若β0显著，则检验继续；其次对模型（5）和模型（6）进行检验，若β1和τ2显著，则表明中介效应存在；最后检验β2，若显著，则表明存在部分中介效应[14]。

表8列（2）检验了财政分权对技术创新的影响效应，结果显示财政分权的上升有利于提高技术创新水平，且具有正向空间溢出效应；列（3）结果显示财政分权和技术创新能够显著推动本地产业结构升级，存在部分中介效应，但从空间滞后项来看，技术创新对产业结构升级存在负向的溢出效应，说明周边地区技术创新水平的提升不利于本地的产业结构优化，可能的原因在于创新存在稀缺性，周边地区的创新水平提升更加吸引人才集聚，从而导致区域间恶性竞争等现象。

表8 技术创新的中介效应检验

4 结论

本文利用长三角26个城市2010—2021年的面板数据，实证检验财政分权对产业结构升级的空间效应及其影响机制，结论如下：第一，从总体上看，长三角城市间产业结构升级存在明显的空间正相关性，即本地产业结构升级受到邻地产业结构升级及其他相关因素的影响，基于空间效应检验时，财政分权对产业结构升级的空间溢出效应显著为正，表明财政分权的提高不仅推动本地的产业结构升级，还有利于邻地的产业结构优化；第二，中介效应检验表明财政分权能够通过技术创新推动周边地区产业结构升级，但并不利于本地的产业结构优化；第三，异质性检验发现中部地区城市财政分权对产业结构升级的影响结果与基准回归一致，而东部地区城市的影响效应却存在显著差异。