劉建民+++胡小梅

摘 要：基于2000-2014年中國(guó)31個(gè)省域面板數(shù)據(jù)，文章運(yùn)用空間杜賓模型（SDM）分別考察了財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間效應(yīng)以及由此引致的策略性競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。研究表明：財(cái)政分權(quán)等經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素存在不可忽視的區(qū)域個(gè)體差異，這種差異導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在空間分布上具有顯著的異質(zhì)性特征。財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響呈現(xiàn)出非對(duì)稱的空間溢出效應(yīng)。一方面，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響并不顯著，而支出分權(quán)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有積極影響；另一方面，財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均產(chǎn)生抑制效應(yīng)，但較之于收入分權(quán)，支出分權(quán)的抑制效應(yīng)更為明顯。

關(guān)鍵詞：財(cái)政收入分權(quán)；財(cái)政支出分權(quán)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；空間效應(yīng)

Abstract： Based on panel data covering the period from 2000 to 2014 in Chinas 31 provinces， we empirically test the spatial effects of fiscal decentralization on upgrading of regional industrial structure with Spatial Durbin Model （SDM）.The estimated results indicate that the regional differences of fiscal decentralization， other economic and social factors lead to significant spatial heterogeneity of the upgrading of industrial structure. There exists inconsistency in the spatial effects of fiscal expenditure decentralization and revenue decentralization on upgrading of industrial structure. On one hand， the effect of fiscal revenue decentralization on upgrading of industrial structure in local regions is not significant， while fiscal expenditure decentralization plays positive role in upgrading of industrial structure in local regions； on the other hand， the negative effect of fiscal expenditure decentralization on upgrading of industrial structure in neighboring regions is more significant than that of fiscal revenue decentralization.

Keywords： Fiscal revenue decentralization； Fiscal expenditure decentralization； Upgrading of the industrial structure； Spatial effects.

一、引 言

改革開放以來，以市場(chǎng)化為取向的經(jīng)濟(jì)體制改革極大地推進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)正成為優(yōu)化資源配置、提升區(qū)域創(chuàng)新能力、培育新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力源的有效途徑。以財(cái)政分權(quán)為核心的財(cái)政體制安排在產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中扮演著日益重要的角色。一方面，依靠財(cái)政制度安排與政策工具對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整發(fā)揮著“區(qū)位定向誘導(dǎo)”作用，促進(jìn)各種資源要素在產(chǎn)業(yè)間與地區(qū)之間的配置、流動(dòng)、擴(kuò)散與溢出效應(yīng)，并進(jìn)一步推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的發(fā)展模式也取得了一定的成就；另一方面，財(cái)政分權(quán)會(huì)影響地方政府財(cái)政資源充裕程度及地方政府行為，過多或不當(dāng)?shù)牡胤秸深A(yù)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新主體地位的喪失、區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局同構(gòu)化和惡性競(jìng)爭(zhēng)愈發(fā)嚴(yán)重、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型速度與進(jìn)程在區(qū)域間的差距日益擴(kuò)大。資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等要素的跨部門、跨產(chǎn)業(yè)流動(dòng)使得區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展與結(jié)構(gòu)調(diào)整具有明顯的集聚性和攀比性，這意味著地理相鄰的地區(qū)或者經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相似的地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r并非相互獨(dú)立，而是存在某種程度的依賴性。當(dāng)前，如何構(gòu)建合理有效的“產(chǎn)業(yè)-區(qū)域”利益共同體，形成政府、市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)“四位一體”的發(fā)展格局，已成為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下亟待解決的理論和現(xiàn)實(shí)問題。因此，重新審視財(cái)政分權(quán)制度在地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展中的作用效應(yīng)，如何通過優(yōu)化分權(quán)結(jié)構(gòu)來提高產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型速度、促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展，對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

考慮到財(cái)政分權(quán)制度、公共政策的外溢性產(chǎn)生的策略性競(jìng)爭(zhēng)與“搭便車”行為進(jìn)一步增強(qiáng)了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)性，本文認(rèn)為有必要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的空間異質(zhì)性、財(cái)政分權(quán)的本地效應(yīng)與空間外部性出發(fā)，將地區(qū)間的交互依賴關(guān)系納入到空間計(jì)量分析框架中，通過構(gòu)建財(cái)政分權(quán)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)方面的空間溢出效應(yīng)，即財(cái)政分權(quán)體制下區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展與競(jìng)爭(zhēng)、區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與集聚的關(guān)系。與以往研究相比，本文在研究視角、內(nèi)容與方法上將從以下兩個(gè)方面加以調(diào)整：第一，與以往單純發(fā)現(xiàn)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度與水平存在差異的研究不同，本文從探討不同區(qū)域間產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動(dòng)相關(guān)的制度性成因出發(fā)，將財(cái)政分權(quán)這一制度性因素與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)納入統(tǒng)一的分析框架，為理解中國(guó)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間差異提供了一個(gè)更為細(xì)致的研究視角；第二，利用綜合了空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的空間杜賓模型（SDM），分別考察財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的區(qū)域間溢出效應(yīng)，并基于直接影響和間接溢出兩個(gè)角度對(duì)其影響路徑進(jìn)行科學(xué)識(shí)別。

二、實(shí)證模型設(shè)定與變量選取

（一）空間杜賓模型設(shè)定

財(cái)政分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響主要取決于分權(quán)制度的負(fù)外部性和正外部性兩種效應(yīng)的合力大小。負(fù)外部性主要體現(xiàn)為：財(cái)政分權(quán)體制下地方政府被賦予極大的權(quán)力實(shí)現(xiàn)對(duì)本地產(chǎn)業(yè)和企業(yè)的管理，使得地方政府的財(cái)政收入與本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展績(jī)效、企業(yè)經(jīng)營(yíng)效益息息相關(guān)，而地方政府行為以追求資本投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為其核心目標(biāo)，從而造成財(cái)政資源配置可能與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)方向相背離。財(cái)政分權(quán)度的提高也有可能推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，這主要?dú)w因于地方政府可支配財(cái)力的擴(kuò)張可以帶來技術(shù)進(jìn)步、創(chuàng)新溢出以及競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，從而獲得財(cái)政分權(quán)制度的正外部性。為了考察財(cái)政分權(quán)這一制度因素如何影響到區(qū)域轉(zhuǎn)型結(jié)構(gòu)升級(jí)及地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展的策略性競(jìng)爭(zhēng)行為，本文將模型初步設(shè)定如下：

式（1）中： 和 分別表示第 個(gè)地區(qū)和第 年， 表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)， 為第 個(gè)解釋變量的估計(jì)系數(shù)， 為地區(qū)固定效應(yīng)， 為時(shí)間固定效應(yīng)， 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)， 則包含財(cái)政收入分權(quán)、財(cái)政支出分權(quán)和其他控制變量。

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在空間相關(guān)性，并且這一現(xiàn)象與地方政府行為密切相關(guān)。事實(shí)上，由于產(chǎn)業(yè)間的生產(chǎn)率水平存在明顯差異，勞動(dòng)力、資本、技術(shù)、信息等要素的自發(fā)流動(dòng)也會(huì)影響到該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度，并通過投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)、溢出效應(yīng)等最終影響到其他地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度與水平。有鑒于此，本文試圖從空間溢出效應(yīng)的視角建立財(cái)政分權(quán)制度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的研究框架，并將反映地區(qū)相似性和經(jīng)濟(jì)屬性相似性的權(quán)重矩陣分別引入SDM模型，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)本地區(qū)及相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)影響效應(yīng)，并積極探討相鄰地區(qū)間策略性產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的成因。根據(jù)觀測(cè)值空間相關(guān)性的不同沖擊方式，空間計(jì)量模型可以劃分為SEM和SLM兩種。由于SDM模型同時(shí)包含因變量的空間滯后項(xiàng)和自變量的空間滯后項(xiàng)，因此它比SLM和SEM能夠更全面地反映空間自相關(guān)性對(duì)回歸結(jié)果的影響（LeSage and Pace，2009）。本文將以此為基礎(chǔ)構(gòu)建財(cái)政分權(quán)影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的SDM模型，具體形式如下：

式（2）中： 為空間滯后系數(shù)，反映了相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)觀測(cè)值的影響方向和程度，該系數(shù)大小直接反映了產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間競(jìng)爭(zhēng)的程度； 為解釋變量空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)； 是度量地理鄰近性和地區(qū)間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相似度的 的空間權(quán)重矩陣， 為橫截面樣本個(gè)數(shù)（31個(gè)省域）， 為樣本年度（2000-2014年），其余參數(shù)含義同上式（1）。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取2000-2014年全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)作為數(shù)據(jù)樣本，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)財(cái)政年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒?？紤]到各省在2000-2014年間均先后經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮，為了增強(qiáng)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，所有變量均以2000年為基期利用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減（2000年=100），為了消除異方差，對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)，以進(jìn)一步增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。具體變量的定義與度量如下表1所示。

三、實(shí)證計(jì)量與結(jié)果分析

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間集群檢驗(yàn)

1. Moran's I指數(shù)及散點(diǎn)圖

為了研究2000-2014年間我國(guó)31個(gè)?。ㄊ校┊a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間聚類格局及演變情況，需要采用全域空間自相關(guān)方法計(jì)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran's I指數(shù)。Moran's I指數(shù)是觀測(cè)值與其空間滯后變量的相關(guān)系數(shù)，其取值范圍位于[-1，1]。圖1列出了基于四種空間權(quán)重矩陣下區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran's I指數(shù)及其在2000-2014年間的演變軌跡。

由圖1可知，2000-2014年間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran's I指數(shù)均為正值，且均至少通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在地理空間上存在顯著的正自相關(guān)關(guān)系（空間依賴性），在空間分布上并非隨機(jī)散布，而是呈現(xiàn)出某些地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)的相似值之間在空間分布上趨于集群的現(xiàn)象，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)水平較高的地區(qū)傾向于與其他高數(shù)值地區(qū)相鄰、數(shù)值較低的地區(qū)傾向于與其他低數(shù)值地區(qū)相鄰近的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)水平Moran's I統(tǒng)計(jì)值的演變軌跡呈現(xiàn)出“U”型波動(dòng)特征，表明近年來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的區(qū)域非均衡性呈現(xiàn)出逐年攀升的態(tài)勢(shì)。

為了更直觀地刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)空間集群現(xiàn)象，本文進(jìn)一步繪制出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran指數(shù)散點(diǎn)圖。受篇幅所限，圖2-4僅列示了2000年、2007年和2014年這三個(gè)典型年份中國(guó)31個(gè)省區(qū)基于混合權(quán)重矩陣下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran散點(diǎn)圖。Moran散點(diǎn)圖將產(chǎn)結(jié)構(gòu)升級(jí)分為四個(gè)象限，其中第一（HH：高數(shù)值-高空間滯后）、三（LL：低數(shù)值-低空間滯后）象限體現(xiàn)出正的空間相關(guān)性，第二（LH：低數(shù)值-高空間滯后）、四（HL：高數(shù)值-低空間滯后）象限體現(xiàn)出負(fù)的空間相關(guān)性。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran散點(diǎn)圖顯示2014年位于第一象限的省域有8個(gè)，比2000年少1個(gè)，2014年位于第三象限的省域個(gè)數(shù)為15個(gè)，比2000年多5個(gè)。整體而言，2000年、2014年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的Moran散點(diǎn)位于第一、三象限的省域合計(jì)占樣本總數(shù)的比重分別為58.06%、70.97%。由此可見，中國(guó)各個(gè)省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間集聚性非常明顯，呈現(xiàn)出顯著的正向局域相關(guān)和空間集聚特征。根據(jù)以上產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間集群特征事實(shí)分析可知，目前我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的速度與水平在地區(qū)之間的差距略有擴(kuò)大，且明顯呈現(xiàn)出高值集聚區(qū)和低值集聚區(qū)并存的空間格局。其中高值集聚區(qū)反映出相鄰地區(qū)間存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)攀比效應(yīng)，而低值集聚區(qū)則反映相鄰地區(qū)間存在明顯的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，兩種不同的集聚格局反映出產(chǎn)業(yè)策略性競(jìng)爭(zhēng)模式存在一定的差異性。

2.空間動(dòng)態(tài)躍遷分析

借鑒Rey（2001）提出的時(shí)空躍遷測(cè)度法，本文可以通過觀察 Moran 散點(diǎn)圖進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)2000-2014年間具體省域在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)層面的空間動(dòng)態(tài)躍遷過程，具體如表2所示。

由表2可知，在樣本考察期間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)屬于相關(guān)空間鄰近省域的躍遷類型的有吉林、河南、甘肅這3個(gè)省域，具體表現(xiàn)為由LH躍遷至LL。屬于相對(duì)位移的省域躍遷類型的有5個(gè)，其中，福建由HH躍遷至LH，黑龍江、陜西和青海由HL躍遷至LL，西藏則由LL躍遷至HL。屬于象限交叉處省域的相對(duì)躍遷類型的有遼寧、山東和寧夏，具體表現(xiàn)為遼寧由HH躍遷至LH、LL交叉處，山東由HH、HL交叉處躍遷至HH，寧夏則由LL、HL交叉處躍遷至HL。有20個(gè)省域及其鄰居保持相同水平，占到樣本總體的64.52%。此外，省域躍遷到其他不同省域這種類型的空間變遷現(xiàn)象在考察期內(nèi)未發(fā)生，說明我國(guó)省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在高度的空間穩(wěn)定性，產(chǎn)業(yè)發(fā)展同樣具有嚴(yán)重的路徑依賴性。

（二）空間杜賓模型計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果分析

為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健可靠，本文將同時(shí)采用鄰接權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和混合權(quán)重矩陣計(jì)算空間滯后項(xiàng)，并以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為被解釋變量進(jìn)行計(jì)量回歸，以此對(duì)比分析不同權(quán)重設(shè)置下對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響差異，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

模型1-4分別表示基于鄰接、地理、經(jīng)濟(jì)、混合權(quán)重矩陣下的空間計(jì)量結(jié)果。由表3可知，四種模型下所有樣本的空間相關(guān)系數(shù) 均為正值，且均通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間確實(shí)存在正向的空間依賴關(guān)系（正向空間溢出效應(yīng)）。地理的鄰近性及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相似性，便利了區(qū)域之間的協(xié)作、共享基礎(chǔ)設(shè)施、信息交流與溝通、知識(shí)技術(shù)的創(chuàng)新與擴(kuò)散，提高資源要素在轄區(qū)間、部門間、產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)性，進(jìn)而引起地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展的競(jìng)相模仿及策略性競(jìng)爭(zhēng)；另一方面，財(cái)政分權(quán)體制下的地方政府通過配置財(cái)政資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型發(fā)展產(chǎn)生一定程度的乘數(shù)效應(yīng)和擠出效應(yīng)，隨著這種影響效應(yīng)持續(xù)擴(kuò)散并超越轄區(qū)范圍，就會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生正的或負(fù)的空間外部性，從而進(jìn)一步擴(kuò)大了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的集聚網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

此外，除了財(cái)政收入分權(quán)（LnRD）在鄰接權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)外，其他幾種模型中LnRD和財(cái)政支出分權(quán)（LnED）的回歸系數(shù)系數(shù)符號(hào)基本保持一致。比較四種權(quán)重的估計(jì)結(jié)果，會(huì)發(fā)現(xiàn)兩種財(cái)政分權(quán)變量指標(biāo)影響系數(shù)大小有一定的差異，表明地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距會(huì)對(duì)財(cái)政分權(quán)作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效果產(chǎn)生影響。一方面，在財(cái)政分權(quán)體制下，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性，各地方政府的財(cái)政收支匹配能力和程度不同，面臨的財(cái)政壓力也就不同，從而對(duì)區(qū)域市場(chǎng)環(huán)境的干預(yù)程度具有差異性，而這也導(dǎo)致了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度和水平存在一定程度的區(qū)域差異性。另一方面，企業(yè)創(chuàng)新行為和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的發(fā)生有賴于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)提供的支撐條件，經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境的不同會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)越來越集中于具有經(jīng)濟(jì)區(qū)位優(yōu)勢(shì)的地區(qū)，從而造成地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)發(fā)展的非均衡性。在以GDP為主要績(jī)效指標(biāo)的考核方式下，地方政府相互競(jìng)爭(zhēng)時(shí)除了會(huì)考慮鄰近轄區(qū)的政策行為外，往往還會(huì)考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近地區(qū)的政策行為。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的地區(qū)之間更容易產(chǎn)生跨區(qū)域的知識(shí)擴(kuò)散、技術(shù)外溢和人力資本流動(dòng)，使得地區(qū)之間的資源交流與聯(lián)系越緊密。

LnRD的估計(jì)系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政收入分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)并不明朗，有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。LnED的估計(jì)系數(shù)均至少在10%的水平上顯著性為正，表明財(cái)政支出分權(quán)度的提高有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提升。這與崔志坤、李菁菁（2015）的研究結(jié)論不相一致，他們通過研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政收入分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有消極影響，而財(cái)政支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響不顯著，可能的原因是指標(biāo)選取與構(gòu)造方式不同。進(jìn)一步分析財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)和顯著性水平，考察鄰近地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)發(fā)展的策略性競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。財(cái)政收入分權(quán)的空間滯后項(xiàng)（W LnRD）和支出分權(quán)的空間滯后項(xiàng)（W LnED）的估計(jì)系數(shù)均至少在10%的水平上顯著為負(fù)，表明隨著財(cái)政收支分權(quán)度的逐步提高，其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間負(fù)外部效應(yīng)逐步凸顯，抑制了鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展。

變量間是否真實(shí)存在溢出效應(yīng)，僅僅依靠SDM模型中的空間滯后系數(shù)容易導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果被錯(cuò)誤解釋，可以根據(jù)LeSage & Pace（2009）的思路進(jìn)一步將影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）和總效應(yīng)，其中，間接效應(yīng)表示的是解釋變量通過空間交互作用對(duì)其他地區(qū)被解釋變量的影響。表4給出了財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)在SDM模型下的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。

由表4可知，就財(cái)政收入分權(quán)而言，一方面，在直接效應(yīng)中其基于鄰接、地理、經(jīng)濟(jì)與混合權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)分別為0.004、-0.011、-0.004和-0.003，但并未通過顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政收入分權(quán)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)未能準(zhǔn)確識(shí)別出來，可能的原因是地方政府自身?yè)碛械氖杖胱灾鳈?quán)較為有限；另一方面，間接效應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.050、-0.010、-0.049和-0.023，并且均至少在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。這說明由于地區(qū)之間的空間關(guān)聯(lián)作用，本地區(qū)財(cái)政分權(quán)收入分權(quán)程度的提高抑制了鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提升，即財(cái)政收入分權(quán)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程中所發(fā)揮出來的抑制效應(yīng)在整體上超過了促進(jìn)效應(yīng)。地方政府為了吸引產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的FDI、金融資本、信息技術(shù)等流動(dòng)性較強(qiáng)的資源要素，可以通過提供稅費(fèi)優(yōu)惠、減免等方式來與鄰近地區(qū)展開競(jìng)爭(zhēng)，使得稀缺資源要素由鄰近地區(qū)乃至其他地區(qū)流向本地區(qū)，從而不利于鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展。

就財(cái)政支出分權(quán)而言，一方面，在直接效應(yīng)中其基于鄰接、地理、經(jīng)濟(jì)與混合權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)分別為0.020、0.035、0.088和0.073，且均至少在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明一個(gè)地區(qū)財(cái)政支出分權(quán)程度越高，則越能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提升，原因是地方政府財(cái)政支出自主權(quán)的擴(kuò)大，增強(qiáng)了地方政府的自主調(diào)控能力，也有利于市場(chǎng)化改革進(jìn)程的加快，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)財(cái)政體制與市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中的有機(jī)融合，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)及企業(yè)創(chuàng)新行為的發(fā)生創(chuàng)造了有利的制度環(huán)境（劉建民等，2014）。另一方面，在四種模型的間接效應(yīng)中，財(cái)政支出分權(quán)的回歸系數(shù)分別為-0.082、-0.092、-0.142和-0.117，且均至少在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。財(cái)政支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響具有“雙刃劍”特征，即支出分權(quán)對(duì)本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有顯著的正面影響，但對(duì)其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)卻存在顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)。為了追求GDP增長(zhǎng)效益，一方面，轄區(qū)之間很可能會(huì)忽視自身與其他地區(qū)之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)等方面的差異，刻意模仿其他地區(qū)的財(cái)政支持政策、稅收優(yōu)惠政策、產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策及手段，進(jìn)而引發(fā)其他地區(qū)的連鎖競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)；另一方面，當(dāng)鄰近轄區(qū)或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的地區(qū)采取某種政策手段來吸引流動(dòng)性要素時(shí)，在標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)的驅(qū)動(dòng)下，本轄區(qū)的地方政府也會(huì)采取類似的政策來避免要素流出，從而導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)策略趨同（Brueckner，2003；Revelli，2005）。然而，這種為爭(zhēng)奪資源要素而展開的地方政府競(jìng)爭(zhēng)方式將會(huì)耗損地方財(cái)政資源，從而進(jìn)一步誘導(dǎo)地方政府將有限的資源投向與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)方向相背離的部門和產(chǎn)業(yè)，同時(shí)削弱地方政府供給公共產(chǎn)品與服務(wù)的能力，最終不利于為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)程的推進(jìn)提供健康穩(wěn)定、可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境。

四、主要結(jié)論與政策啟示

本文從空間溢出效應(yīng)視角出發(fā)，基于2000-2014年間我國(guó)31個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，將反映地區(qū)相似性的鄰接權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和混合權(quán)重矩陣引入空間杜賓模型，分別考察了財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間效應(yīng)以及由此引致的策略性競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)?；谇懊鎸?shí)證分析的結(jié)果，我們可以得出以下基本結(jié)論與政策含義：

第一，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在明顯的空間異質(zhì)性和策略性競(jìng)爭(zhēng)特征。地區(qū)之間尤其是相鄰地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展并不是互相獨(dú)立的，而是存在明顯的空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也會(huì)受到相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展及其他經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素的顯著影響。這一結(jié)論提醒我們：地方政府之間推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展的責(zé)任歸屬模糊，以及財(cái)政分權(quán)體制下地方政府對(duì)資源要素的爭(zhēng)奪會(huì)引發(fā)相鄰地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)連鎖反應(yīng)。因此，不同地區(qū)在制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展與轉(zhuǎn)型政策時(shí)應(yīng)充分利用自身的資源稟賦優(yōu)勢(shì)、空間區(qū)位優(yōu)勢(shì)和政策環(huán)境優(yōu)勢(shì)，以節(jié)約產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)成本。同時(shí)，注重各種政策手段之間的整體配合與協(xié)同合作，降低由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡所造成的負(fù)外部性效應(yīng)。

第二，以財(cái)政分權(quán)體制為主的制度因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響不容忽視，對(duì)資源配置與技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)布局具有決定性的區(qū)位導(dǎo)向作用。這一結(jié)論提醒我們：首先，必須確保地方政府的財(cái)政收支行為符合居民利益及產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要并有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)，強(qiáng)化地方政府行為對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的指導(dǎo)作用，讓政府投資盡量退出競(jìng)爭(zhēng)性的生產(chǎn)領(lǐng)域，著力扶植新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其次，積極發(fā)揮財(cái)政制度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型發(fā)展的靶向調(diào)整功能，充分發(fā)揮財(cái)政在促進(jìn)地區(qū)間資源要素高效流動(dòng)與合理配置、推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平提升中的作用。最后，形成以財(cái)政誘導(dǎo)來撬動(dòng)資源要素定向流動(dòng)的調(diào)控模式，從而全方位發(fā)揮其在產(chǎn)業(yè)培育、發(fā)展、調(diào)整與轉(zhuǎn)型升級(jí)等多環(huán)節(jié)、多層次的調(diào)控作用。

第三，財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響呈現(xiàn)出出非對(duì)稱的空間溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)的大小與反映地區(qū)相似性和經(jīng)濟(jì)屬性相似性的空間權(quán)重矩陣密切相關(guān)。財(cái)政收入分權(quán)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響并不顯著，而財(cái)政支出分權(quán)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有積極影響；財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)的提高均對(duì)鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有消極影響，但財(cái)政支出分權(quán)的抑制效應(yīng)更為顯著。這一結(jié)論提醒我們：首先，應(yīng)降低由地方政府財(cái)力和支出責(zé)任不匹配所造成的財(cái)政壓力，保證財(cái)政收入分權(quán)和支出分權(quán)的適度均衡，弱化地方政府對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展的負(fù)面干預(yù)；其次，基于地方政府財(cái)政收入行為、支出行為對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在影響差異及其影響的空間依賴性等經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，要求我們制定兼具針對(duì)性和導(dǎo)向性的調(diào)控政策，引導(dǎo)資源要素在政策“洼地”和“高地”之間合理流動(dòng)。最后，應(yīng)根據(jù)空間效應(yīng)的層次性以及溢出效應(yīng)的程度明確政府與市場(chǎng)、中央和地方政府以及各級(jí)地方政府之間在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)及企業(yè)創(chuàng)新中的角色定位（劉建民等，2013），實(shí)現(xiàn)以政府間博弈競(jìng)爭(zhēng)為特征的財(cái)政分權(quán)體制與以市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為特征的產(chǎn)業(yè)政策之間的有機(jī)融合。

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