(山東財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、新舊動能轉(zhuǎn)換的攻關(guān)期內(nèi)。在國際經(jīng)濟(jì)回暖乏力、貿(mào)易戰(zhàn)頻發(fā)和新型冠狀病毒肺炎疫情影響下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)恢復(fù)與發(fā)展成為迫在眉睫的問題。京津冀協(xié)同發(fā)展、長江經(jīng)濟(jì)帶、粵港澳大灣區(qū)、長三角一體化和黃河生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶等跨區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的總體格局下，以中心城市為引領(lǐng)的城市群協(xié)同發(fā)展正成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突破口。而產(chǎn)業(yè)集群作為創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、服務(wù)鏈、財稅鏈交織融合的有效載體，與城市群的一體化協(xié)同發(fā)展成為新的增長點(diǎn)和發(fā)展方向。產(chǎn)業(yè)集群引發(fā)的經(jīng)濟(jì)集聚自然地具備一定的空間特征和外部性，在當(dāng)今中國疫情形勢得到初步遏制和有效推動復(fù)工復(fù)產(chǎn)的關(guān)鍵時刻，為實(shí)現(xiàn)“六隱”和“六?！钡哪繕?biāo)，財政支持政策需具有更強(qiáng)的針對性和有效性。在空間視角下更加全面準(zhǔn)確的評價和檢驗(yàn)中國財政政策支持下的產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，是完善財政支持政策有效性的重要支持。

對產(chǎn)業(yè)集聚及其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的研究由來已久，自19 世紀(jì)末起，外部性就被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)集聚形成的關(guān)鍵因素[1]，并且由于外部性所產(chǎn)生的鎖定效應(yīng)，一個產(chǎn)業(yè)一旦選擇了一個區(qū)位，那么它會傾向于長期在該區(qū)域生產(chǎn)。更進(jìn)一步的研究，主要是從微觀的產(chǎn)業(yè)組織理論視角、宏觀的形成和發(fā)展機(jī)制視角、區(qū)域的空間發(fā)展平衡視角以及集聚經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新效應(yīng)和機(jī)制等視角[2-4]展開。產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長通過多渠道和路徑產(chǎn)生影響[5]，一方面，集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)間競爭為企業(yè)提供技術(shù)創(chuàng)新的氛圍，企業(yè)地理位置的接近為企業(yè)之間的交流和互動創(chuàng)造良好條件，企業(yè)間優(yōu)勢互補(bǔ)，通過合作節(jié)約研究經(jīng)費(fèi)，還通過降低創(chuàng)新風(fēng)險提高信任程度，通過降低集群內(nèi)企業(yè)的融資成本，提高資源配置效率[6]；另一方面，集聚區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚度的提高又會吸引其他企業(yè)不斷向該地區(qū)集聚，提高該區(qū)域集聚程度進(jìn)一步上升[7]。

基于我國的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究表明，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長具有外部效應(yīng)，在正負(fù)外部性的共同作用下，產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長存在非線性的倒“U”型曲線關(guān)系，表現(xiàn)為“門檻效應(yīng)”[8]。此外，集聚具備典型的空間特征，空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展為研究產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間外溢效應(yīng)奠定了基礎(chǔ)，基于工業(yè)領(lǐng)域的研究表明我國工業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的空間自相關(guān)性和空間依賴性，工業(yè)集聚對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，而對其他地區(qū)會產(chǎn)生負(fù)的空間溢出性，從而加劇區(qū)域間的不平衡[9]；基于金融領(lǐng)域的相關(guān)研究表明金融集聚對我國經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的促進(jìn)作用，銀行業(yè)的彈性系數(shù)明顯大于證券業(yè)與保險業(yè)[10]，而且金融資源空間集聚對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生明顯的空間依賴性和空間溢出效應(yīng)[11]；基于農(nóng)業(yè)視角的研究表明產(chǎn)業(yè)集聚形成的馬歇爾外部性顯著提高本地農(nóng)民收入，并且相鄰村的產(chǎn)業(yè)集聚與地理距離共同作用對本地農(nóng)民收入產(chǎn)生空間溢出[12]。在產(chǎn)業(yè)集群的形成與發(fā)展壯大過程中，財政支持政策會起到非常重要的作用，尤其在中國很多地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群并非市場自發(fā)形成而是直接由政府建立，因此，財政政策可以對產(chǎn)業(yè)集聚起到積極地引導(dǎo)和促進(jìn)作用[13]。

綜述現(xiàn)有研究成果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚水平對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響存在基于集群內(nèi)部、區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的多種效應(yīng)，存在明顯的外部性特征，既有由于技術(shù)溢出、全要素生產(chǎn)率提高帶來的正向效應(yīng)，也有集聚區(qū)對周邊優(yōu)勢資源的虹吸效應(yīng)產(chǎn)生的負(fù)向效應(yīng)。財政支持政策在直接影響經(jīng)濟(jì)增長的同時，還會通過對產(chǎn)業(yè)集聚的引導(dǎo)與促進(jìn)作用于經(jīng)濟(jì)。而現(xiàn)有針對中國的研究主要集中在產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長、財政政策與產(chǎn)業(yè)集聚等兩兩關(guān)系，較少將財政政策與產(chǎn)業(yè)集聚納入同一研究框架；且主要關(guān)注于全國或區(qū)域的整體經(jīng)濟(jì)增長，一般的代理變量為GDP 增長率等，很少專注于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長。

為進(jìn)一步完善以上內(nèi)容，從直接效應(yīng)、交互效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)等角度驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)集聚和財政支持政策對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的作用，本文可能的貢獻(xiàn)在于:將產(chǎn)業(yè)集聚、財政支持政策與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)納入同一研究系統(tǒng)，分析產(chǎn)業(yè)集聚在產(chǎn)業(yè)內(nèi)、區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的直接和溢出效應(yīng)，財政支持政策直接和通過促進(jìn)集聚間接作用到實(shí)體經(jīng)濟(jì)的機(jī)制，從交互性、規(guī)模效應(yīng)等角度建立面板模型，估計和檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚與財政支持政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響；為判斷產(chǎn)業(yè)集聚和財政支持政策的空間外溢效應(yīng)，建立空間計量模型，基于鄰接、距離和經(jīng)濟(jì)空間矩陣，使用全國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計和檢驗(yàn)，根據(jù)結(jié)果判斷現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)集聚度和公共財政支出水平的調(diào)整方向。

二、理論機(jī)制與基本假說

(一)產(chǎn)業(yè)集聚、財政支持政策與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)反饋機(jī)制

財政政策支持下產(chǎn)業(yè)集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)理如圖1 所示。

產(chǎn)業(yè)集聚由于共享中間投入品、分享勞動力儲備和知識溢出等效應(yīng)提高生產(chǎn)效率，延展規(guī)模經(jīng)濟(jì)的范圍，輻射帶動周邊地區(qū)，同時集聚也會吸引優(yōu)質(zhì)要素轉(zhuǎn)移。財政支持政策除對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的直接拉動外，還與集聚存在交互效應(yīng)，在產(chǎn)業(yè)集群的形成、發(fā)展中對區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚起到引導(dǎo)和促進(jìn)作用，影響著產(chǎn)業(yè)集聚領(lǐng)域、水平和對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用路徑。

圖1 產(chǎn)業(yè)集聚、財政支持政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制

1.產(chǎn)業(yè)集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)，按照產(chǎn)業(yè)內(nèi)、區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)間和區(qū)域間三個層次對其影響機(jī)理分析如下:

第一，產(chǎn)業(yè)集聚的產(chǎn)業(yè)內(nèi)影響效應(yīng)。主要體現(xiàn)在企業(yè)間中間投入品共享與自我強(qiáng)化效應(yīng)、分享勞動力儲備和匹配效應(yīng)、范圍經(jīng)濟(jì)和關(guān)聯(lián)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等方面。首先，企業(yè)間的相互靠近有利于分享中間投入品，同時獲得更多面對面交流的機(jī)會，并且只要集聚收益大于集聚成本，這種集聚將被持續(xù)和強(qiáng)化。其次，熟練勞動力亦是集聚帶來的共享資源，更是效率提高、成本降低的重要貢獻(xiàn)者，集聚降低了招聘、培訓(xùn)和交易成本，高水平勞動力的共享也促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動力的有效充分就業(yè)。再次，集聚促進(jìn)了范圍經(jīng)濟(jì)和關(guān)聯(lián)經(jīng)濟(jì)，范圍經(jīng)濟(jì)體現(xiàn)在同一生產(chǎn)過程中主產(chǎn)品之外不必增加額外投入而可以生產(chǎn)出副產(chǎn)品，而關(guān)聯(lián)經(jīng)濟(jì)則體現(xiàn)在某一產(chǎn)業(yè)達(dá)到一定規(guī)模之后，將上下游關(guān)聯(lián)的多個生產(chǎn)集中在一個生產(chǎn)過程中完成，使規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益擴(kuò)大，實(shí)現(xiàn)大規(guī)模的縱向一體化。

第二，產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域內(nèi)外部效應(yīng)。由于鄰近產(chǎn)生的外部性被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)集聚的主要動力之一[14]，集聚通過知識溢出、資源競爭對區(qū)域內(nèi)其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正或負(fù)的外部性。首先，知識溢出的概念在增長理論中已非常普及[15-16]，信息是企業(yè)活動的基本投入，“面對面”的交流增加了集群內(nèi)企業(yè)間的知識分享，即使在互聯(lián)網(wǎng)時代，信息傳遞也具有距離衰減效應(yīng)，尤其是“意會”信息的傳遞。此外，集聚也會產(chǎn)生負(fù)外部性，也即過度集聚的擁擠效應(yīng)，主要體現(xiàn)在土地市場和勞動力市場上，區(qū)域內(nèi)企業(yè)增加會對有限資源產(chǎn)生爭奪，增加工人平均通勤距離，促使勞動工資率和地租的上漲，增加的要素價格抑制企業(yè)在該區(qū)域的進(jìn)一步集聚。當(dāng)上述兩種力量達(dá)到平衡時，企業(yè)空間分布和區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚水平達(dá)到均衡狀態(tài)。

第三，產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域間空間溢出效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在虹吸和輻射帶動兩個方向的效應(yīng)，對相關(guān)區(qū)域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。一方面，產(chǎn)業(yè)集群形成了區(qū)域核心競爭力和區(qū)位品牌效應(yīng)，會吸引優(yōu)勢要素的移動，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚水平進(jìn)一步上升[17]，加之政府在教育、培訓(xùn)、鑒定和檢測等公用設(shè)施的投資，公共物品和公共資源在產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)的豐富也是促使虹吸效應(yīng)出現(xiàn)的主要因素，優(yōu)質(zhì)要素和資源流動必定會對其他區(qū)域產(chǎn)生負(fù)向影響效應(yīng)。另一方面，產(chǎn)業(yè)集聚有益于要素配置的優(yōu)化、知識創(chuàng)新能力的增強(qiáng)、勞動力受教育水平的提高等，形成對周邊地區(qū)的輻射帶動，促進(jìn)周邊區(qū)域生產(chǎn)效率的提高以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出總效應(yīng)的方向取決于虹吸效應(yīng)和輻射帶動效應(yīng)的大小。

2.財政支持政策下產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

首先，財政支持政策中的財政支出對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長具有直接拉動，通過政府購買、轉(zhuǎn)移支付引致的消費(fèi)增加等促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長。其次，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚的財政支持政策加速了產(chǎn)業(yè)集聚的孵化、產(chǎn)生和發(fā)展，政府通過在產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)提供必要公共產(chǎn)品，減少企業(yè)運(yùn)營成本、交易成本，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)集聚的形成。再次，政府通過財政支持政策對產(chǎn)業(yè)集群提供科技支持，大型科技創(chuàng)新和基礎(chǔ)研究等由于投入大、風(fēng)險高和外部性，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)企業(yè)科技創(chuàng)新動力不足，政府則可以運(yùn)用技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠等政策，對科技創(chuàng)新進(jìn)行合理的引導(dǎo)和支持。最后，政府在產(chǎn)業(yè)集群的形成和發(fā)展過程中可以行使其培育、強(qiáng)化和升級的功能，通過直接支出與補(bǔ)貼、稅收等優(yōu)惠，引導(dǎo)社會資本的市場化運(yùn)作和改善營商環(huán)境等政策措施推進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群的形成、完善和升級。

財政支持政策、產(chǎn)業(yè)集聚和實(shí)體經(jīng)濟(jì)間的多路徑、多方向影響機(jī)制，為更加準(zhǔn)確地判斷變量間的影響關(guān)系，除要考慮財政支出政策和產(chǎn)業(yè)集聚水平與實(shí)體經(jīng)濟(jì)間的關(guān)系，要增加二次變量作為控制變量，還要增加財政支持政策和產(chǎn)業(yè)集聚水平的交互項(xiàng)，來判斷兩者之間相互作用下對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的影響。進(jìn)而在考慮空間因素的前提下，判斷基于不同空間關(guān)系的地區(qū)間財政支持政策和產(chǎn)業(yè)集聚水平的溢出效應(yīng)的正負(fù)、大小和方向。

(二)基本假說

基于上述財政支持產(chǎn)業(yè)集聚政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理分析，可從不考慮時空依賴和考慮空間依賴等不同條件下，提出如下假說:

假說1:不考慮時空依賴的條件下，產(chǎn)業(yè)集聚度與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長之間不是簡單的線性關(guān)系，應(yīng)存在倒“U”型關(guān)系，隨著產(chǎn)業(yè)集聚度的增加，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)先上升后下降的特征。

假說2:財政支持政策和產(chǎn)業(yè)集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響具有交互效應(yīng)，財政支持政策和產(chǎn)業(yè)集聚既獨(dú)立影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長，又通過彼此的相互作用產(chǎn)生影響效應(yīng)。

假說3:考慮空間依賴的條件下，財政支持政策和產(chǎn)業(yè)集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長具有空間溢出性，溢出效應(yīng)的方向不一定，與財政支持政策的類型、方向和產(chǎn)業(yè)集聚程度的大小有關(guān)，可能是虹吸效應(yīng)也有可能是示范效應(yīng)。

三、變量選擇與計量模型設(shè)計

(一)變量選擇

1.被解釋變量

被解釋變量是實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值，隨著政府對實(shí)體經(jīng)濟(jì)振興日益關(guān)注，“實(shí)體經(jīng)濟(jì)”一詞被反復(fù)提及，但已有文獻(xiàn)大多集中研究虛擬經(jīng)濟(jì)與“經(jīng)濟(jì)泡沫”問題，從對應(yīng)與辨析角度對實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行界定，根據(jù)周超等[18]、黃群慧[19]和王謙等[20]對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的界定，本文選取GDP 中扣除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值后剩余部分作為衡量實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值的代理變量，為消除價格因素的影響，對名義值基于1998 為基年進(jìn)行平減處理。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是產(chǎn)業(yè)集聚水平變量和財政支持政策變量，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和合理性原則，將核心解釋變量定義如下:產(chǎn)業(yè)集聚水平的測量方法有很多，例如標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)、空間基尼系數(shù)、EG 指數(shù)，這些指數(shù)各有優(yōu)缺點(diǎn)?？紤]到區(qū)位熵可以消除區(qū)域規(guī)模的差異因素，真實(shí)反映地理要素的空間分布，本文借鑒了陳國亮等[21]學(xué)者的做法，以區(qū)位熵作為衡量產(chǎn)業(yè)集聚的指標(biāo)，區(qū)位熵值越大，產(chǎn)業(yè)集聚程度越強(qiáng)，反之則越弱，i地區(qū)r產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚度aggl計算公式為:

其中，eir表示i地區(qū)r產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，鑒于第一產(chǎn)業(yè)的集聚會更大程度受到自然資源的限制，故而本文暫時只測算和檢驗(yàn)第二和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚度，并估計其各自對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)。第二個核心解釋變量是財政支持政策，由于現(xiàn)有財政支持政策中主要部分是通過公共財政支出實(shí)現(xiàn)的，因此使用各省財政公共支出總額作為代理變量，來表示財政支持政策。

3.控制變量

選取基本要素中的勞動力、資本為控制變量，考慮到基本生產(chǎn)函數(shù)中，若產(chǎn)出變量為當(dāng)年總產(chǎn)出規(guī)模，則投入要素應(yīng)選擇存量變量較為合適，因此對于投資變量采用永續(xù)盤存法進(jìn)行轉(zhuǎn)換，“永續(xù)盤存法”是估算資本存量最基本的方法，借鑒張軍等[22]的估算方法，第i省第t年的資本存量Kit的計算方法如公式(2)所示。

其中，di，t為固定資產(chǎn)折舊率，選取9.6%的一般水平統(tǒng)一計算；Ii，t為i省t年的全社會固定資產(chǎn)投資額；另外需要使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行折算，消除價格因素，對于基年的選擇以及基年物質(zhì)資本存量K的確定，選擇1998 年為基年，使用各省份1998 年的全社會固定資產(chǎn)投資額除以10%作為該地區(qū)初始資本存量。

4.空間矩陣的構(gòu)建

為了對區(qū)域間存在的空間相關(guān)關(guān)系進(jìn)行定義，空間計量學(xué)將空間權(quán)重矩陣予以引用并反映區(qū)域間存在的相關(guān)關(guān)系，空間權(quán)重矩陣的設(shè)置存在多種方法，常規(guī)的空間矩陣有鄰接矩陣(W1)、地理距離矩陣(W2)和經(jīng)濟(jì)距離矩陣(W3)，如表1 所示，鄰接矩陣定義相鄰省份為1，不相鄰省份為0；地理距離權(quán)重矩陣以各省省會城市之間球面距離平方的倒數(shù)來構(gòu)造；經(jīng)濟(jì)距離矩陣，選擇地理矩陣和省份之間人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值的差額作為測度區(qū)域間“經(jīng)濟(jì)距離”的基礎(chǔ)，W3＝W2×E，E的矩陣元素用樣本考察期內(nèi)各省人均實(shí)際生產(chǎn)總值與均值之差絕對值的倒數(shù)表示，本文選取2017 年的產(chǎn)出數(shù)據(jù)來進(jìn)行計算。

表1 空間矩陣的計算原則設(shè)計

(二)模型設(shè)計

為了考察和比較是否存在時空依賴條件下產(chǎn)業(yè)集聚和財政支持政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效果，基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的基本形式，在不考慮時空依賴的情況下構(gòu)建影響效應(yīng)模型，見公式(3)。

其中，Y代表被解釋變量實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，L為勞動要素，K為資本要素，appl2 和appl3 分別代表第二和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集群的集聚水平，fsp為財政支持政策變量，ε為誤差項(xiàng)。為了驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)集聚度與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在倒“U”型關(guān)系，產(chǎn)業(yè)集群集聚程度達(dá)到一定水平之后，由于擁擠效應(yīng)等負(fù)效應(yīng)過大，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的總效應(yīng)呈現(xiàn)負(fù)斜率的特征，在模型1 的基礎(chǔ)上加上產(chǎn)業(yè)集聚度的二次項(xiàng)，通過檢驗(yàn)其系數(shù)的正負(fù)和大小，來確定產(chǎn)業(yè)集聚度對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長是否存在最優(yōu)規(guī)模，建立模型如公式(4)。

模型1、模型2 隱含了一個假設(shè)，即每個解釋變量對Y的影響都是獨(dú)立的，偏回歸系數(shù)為常數(shù)意味著每個解釋變量對被解釋變量的作用都不受其他解釋變量的影響，而且事實(shí)上財政支持和產(chǎn)業(yè)集聚度是存在相互作用的，此問題可通過加入交互項(xiàng)來進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，因此在模型2 的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入產(chǎn)業(yè)集聚度和財政政策變量的交互項(xiàng)，如公式(5)所示。

其中，β8和β9分別是交互項(xiàng)appl2×fsp和appl3×fsp的回歸系數(shù)，這時解釋變量appl2、appl3 和fsp對Y的影響便不是獨(dú)立的。因此，appl2、appl3 和fsp對Y的影響變得依賴于彼此的取值，也就是說加入交互項(xiàng)后，參與構(gòu)造交互項(xiàng)的各個組成變量對被解釋變量Y的影響依賴于交互項(xiàng)中其他組成部分的取值。交互項(xiàng)體現(xiàn)的是一種“調(diào)節(jié)效應(yīng)”和“聯(lián)動效應(yīng)”，模型3 中的兩交互項(xiàng)為連續(xù)變量和連續(xù)變量的交互，加入交互項(xiàng)后，模型將更加看重交互項(xiàng)的偏回歸系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果。

鑒于前述機(jī)理分析中產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)具有空間外溢性，因此在上述非空間模型的基礎(chǔ)上，引入空間變量，建立空間計量模型，基本的空間計量模型有空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)，可以基于AIC 原則、Hausman 檢驗(yàn)等進(jìn)行模型選擇判斷，其中空間杜賓模型如公式(6)所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取全國除西藏、香港、澳門和臺灣之外的30 個省(市、自治區(qū))1998—2017年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒，其中被解釋變量實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平Y(jié)，核心解釋變量財政支出fsp，以及控制變量全社會固定資產(chǎn)投資存量K均為以1998 年為基年進(jìn)行平減后的實(shí)際值，對以上變量和就業(yè)量L分別取對數(shù)，加之核心解釋變量第二、三產(chǎn)業(yè)的集聚度aggl2、aggl3 的描述性統(tǒng)計情況如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

從變量的描述性統(tǒng)計可見，實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平、全社會固定資產(chǎn)投資存量、公共財政支出三變量的標(biāo)準(zhǔn)差較其他變量相比較大，說明其數(shù)據(jù)的分散程度較高，數(shù)據(jù)與均值之間的差異較大。

(二)基本檢驗(yàn)

為檢測變量的平穩(wěn)性，選取了LLC 檢驗(yàn)和IPS 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量均為平穩(wěn)序列。進(jìn)而基于Kao、Pedroni 和Westerlund 的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示三種檢驗(yàn)均通過，其中Westerlund 檢驗(yàn)在加上allpanels 項(xiàng)，也即將替代假設(shè)改為所有面板單位都存在協(xié)整關(guān)系下，也通過了檢驗(yàn)。結(jié)果說明了變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，也即各解釋變量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由于樣本數(shù)據(jù)為時間較短、截面?zhèn)€體相對較多的短面板數(shù)據(jù)，且不同省份間的差異較大，存在較復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)，容易存在異方差和自相關(guān)問題，因此進(jìn)一步進(jìn)行了異方差與自相關(guān)檢驗(yàn)，異方差檢驗(yàn)結(jié)果中，p值為0，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)定存在異方差問題，同樣的在自相關(guān)檢驗(yàn)中也證明數(shù)據(jù)存在自相關(guān)問題。由于數(shù)據(jù)存在顯著的異方差與自相關(guān)，如直接進(jìn)行估計，結(jié)果會有偏且不一致，廣義最小二乘法(FGLS)能夠修正由截面數(shù)據(jù)造成的異方差、同期相關(guān)和序列相關(guān)問題，在一定程度上提高面板數(shù)據(jù)回歸的一致性和有效性，但FGLS 產(chǎn)生的標(biāo)準(zhǔn)誤過小，且存在截面自相關(guān)的情況下，F(xiàn)GLS 更適合于長面板。面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤模型(PCSE)來估計OLS 的系數(shù)可以有效解決這一影響，而PCSE 模型在樣本時間較長時漸進(jìn)有效，當(dāng)時間與截面上個體數(shù)量之比較小時，這一方法則不十分精確，而非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計方法(“異方差—序列相關(guān)—截面相關(guān)”穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤)能夠較為有效解決這一問題，在stata 軟件中，可以采用xtscc 命令來實(shí)現(xiàn)(后續(xù)暫且將此種估計方法用SCC 代替)，該方法對組內(nèi)固定效應(yīng)的估計更為有效。本文中的樣本數(shù)據(jù)存在截面自相關(guān)，且樣本年份小于截面省份個數(shù)，因此使用SCC 估計更為準(zhǔn)確和合適。

(三)回歸結(jié)果分析

1.經(jīng)典計量模型估計結(jié)果及分析

在未考慮空間溢出因素的條件下，針對模型1～3 進(jìn)行了SCC 估計，并針對模型3 將SCC 估計與FGLS、PCSE 估計加以對比，結(jié)果如表3 所示。

表3 基于全國30 省面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

基于各估計結(jié)果，總結(jié)產(chǎn)業(yè)集聚程度和財政支持政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的影響效應(yīng)如下:

第一，未添加交互項(xiàng)和二次項(xiàng)的前提下，第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度和財政支出對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向促進(jìn)作用?；谀Ｐ? 的估計結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)的集聚度aggl2、第三產(chǎn)業(yè)集聚度aggl3 和財政支出變量lnfsp的系數(shù)都顯著的大于0，說明樣本觀測期內(nèi)，從獨(dú)立影響看，隨著二、三產(chǎn)業(yè)集聚程度的不斷上升和財政支持力度的增大，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長具有明顯的正向促進(jìn)。

第二，從各解釋變量的回歸系數(shù)看，第三產(chǎn)業(yè)的集聚程度的影響系數(shù)明顯大于第二產(chǎn)業(yè)，說明了樣本觀測期內(nèi)各省第三產(chǎn)業(yè)集聚水平對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用優(yōu)于第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集群的建立和發(fā)展將會具有比第二產(chǎn)業(yè)更強(qiáng)勁的短期推動作用。

第三，添加集聚度的二次項(xiàng)后的估計結(jié)果表明，第三產(chǎn)業(yè)集聚水平與實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平之間存在較為顯著的倒“U”型特征，而第二產(chǎn)業(yè)不存在。第三產(chǎn)業(yè)集聚度的二次項(xiàng)系數(shù)顯著小于零，說明隨著第三產(chǎn)業(yè)集聚度的上升，實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的增長率呈現(xiàn)先上升后下降的特征，第三產(chǎn)業(yè)集聚度具有最優(yōu)值，大體估算出第三產(chǎn)業(yè)集聚度的最優(yōu)值應(yīng)在2.27 左右，對比第三產(chǎn)業(yè)集聚度數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，最大值為2.238，小于2.27，說明目前我國所有省份的第三產(chǎn)業(yè)集聚度仍然處于倒“U”型曲線的上升階段。而第二產(chǎn)業(yè)集聚度的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，常數(shù)項(xiàng)是負(fù)數(shù)，決定了第二產(chǎn)業(yè)集聚度與實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長之間在[0，＋∞]的區(qū)間里為單調(diào)遞增的，第二產(chǎn)業(yè)集聚度的上升會推動實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的增長。

第四，第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度與財政支出相互作用共同影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的提高。通過模型3 的估計和檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)aggl2×lnfsp和aggl3×lnfsp加入后，兩交互項(xiàng)的偏回歸系數(shù)顯著為正，而且第三產(chǎn)業(yè)系數(shù)大于第二產(chǎn)業(yè)，說明了財政支持政策除了直接促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長，還會通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群共同作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)。同時，加入交互項(xiàng)之后，原本為正的第二產(chǎn)業(yè)集聚度系數(shù)變?yōu)樨?fù)號，第三產(chǎn)業(yè)集聚度回歸系數(shù)亦然為正。

2.空間計量模型估計結(jié)果及分析

對于空間計量模型的選擇，首先基于前述理論分析可知產(chǎn)業(yè)集聚度和公共財政支出都會產(chǎn)生對相關(guān)地區(qū)的溢出效應(yīng)，所以理論上選擇空間杜賓(SDM)模型更為恰當(dāng)。進(jìn)而將數(shù)據(jù)分別進(jìn)行空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型的估計，基于AIC 準(zhǔn)則、LM 檢驗(yàn)顯示應(yīng)該選擇空間杜賓模型。先后對鄰接矩陣(W1)、地理矩陣(W2)、經(jīng)濟(jì)距離矩陣(W3)進(jìn)行了空間杜賓模型固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的估計，基于AIC 準(zhǔn)則，三種空間矩陣下的估計結(jié)果均顯示固定效應(yīng)模型更優(yōu)。如表4 所示，三種空間關(guān)系下的空間系數(shù)均顯著不為零，而當(dāng)被解釋變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著不為零時，采用空間杜賓模型系數(shù)度量的溢出效應(yīng)會存在系統(tǒng)性偏差，進(jìn)而采用空間回歸模型偏微分方法進(jìn)行直接和間接效應(yīng)的分解，如表5 所示。

表4 基于全國30 省數(shù)據(jù)的空間杜賓模型檢驗(yàn)與估計

續(xù)表4

表5 基于全國30 省數(shù)據(jù)的空間溢出效應(yīng)分解

鄰接矩陣下第二產(chǎn)業(yè)集聚度具有顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，而第三產(chǎn)業(yè)集聚度的溢出效應(yīng)顯著性低于第二產(chǎn)業(yè)，公共財政支出的溢出效應(yīng)顯著為正。說明相鄰省份間的第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度對周邊地區(qū)的虹吸效應(yīng)與示范帶動效應(yīng)相比較大，吸引周邊相關(guān)產(chǎn)業(yè)的資源和要素到本地區(qū)集聚，抑制了周邊地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)集聚度的溢出效應(yīng)顯著性較低，服務(wù)業(yè)涉及的主要是區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)，而對區(qū)域外的虹吸業(yè)存在但不像第二產(chǎn)業(yè)顯著。財政支出水平基于鄰接矩陣的顯著性正向溢出效應(yīng)說明某一地區(qū)的財政支出對周邊地區(qū)具有示范效應(yīng)，在拉動本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的同時，激勵周邊地區(qū)的財政支出規(guī)模，同時財政支出方式和財政資金的多樣化利用也存在區(qū)域間的相互學(xué)習(xí)效應(yīng)，因此會產(chǎn)生上述估計與檢驗(yàn)結(jié)果。

地理矩陣下第二產(chǎn)業(yè)集聚度和第三產(chǎn)業(yè)集聚度均存在顯著的負(fù)向空間溢出，而財政支出水平的空間溢出不再顯著。與鄰接矩陣的結(jié)果相比，第二產(chǎn)業(yè)集聚度基于地理矩陣的空間項(xiàng)估計系數(shù)絕對值小于鄰接矩陣。說明第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度的虹吸效應(yīng)會隨著地區(qū)間距離的增加而減少，而地理矩陣下具有更高的顯著水平則說明了第三產(chǎn)業(yè)的影響不太受到相鄰關(guān)系的影響，地理距離是更主要的影響因素。地理矩陣下財政支出水平的空間系數(shù)不再顯著，說明財政支出水平的空間溢出與地區(qū)間距離沒有顯著的相關(guān)性，相距較遠(yuǎn)的省份之間也有可能會由于政府間的合作或者相同類型產(chǎn)業(yè)的競爭產(chǎn)生聯(lián)系。

經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，不論是第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度還是公共財政支出的空間項(xiàng)系數(shù)均不顯著，說明第二和第三產(chǎn)業(yè)集聚水平和財政支出水平對相關(guān)區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的溢出效應(yīng)和區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異沒有顯著相關(guān)性，集聚水平和公共財政支出不會在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省份間存在更大的溢出效應(yīng)。

進(jìn)一步分解的結(jié)果顯示，第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度和公共財政支出的空間溢出效應(yīng)中，直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)，其影響效應(yīng)更多體現(xiàn)在本身對本區(qū)域內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響，而不是通過其影響本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)而影響到相關(guān)其他區(qū)域的實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長。上述分解結(jié)果進(jìn)一步顯示了第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度和財政支持政策更多影響的是本地區(qū)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對其他地區(qū)的影響較小。從效應(yīng)分解結(jié)果中的正負(fù)號方面看，第二產(chǎn)業(yè)集聚度基于經(jīng)濟(jì)距離矩陣的效應(yīng)為負(fù)，更加進(jìn)一步說明了第二產(chǎn)業(yè)集聚度存在虹吸效應(yīng)。公共財政支出的效應(yīng)也同樣為負(fù)，也體現(xiàn)出當(dāng)某一地區(qū)對其區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)實(shí)施財政支持政策時，會提高本區(qū)域的產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境和居民福利水平，整體效用水平上升，當(dāng)人口和資本自由流動的時候，就會吸引周邊甚至更遠(yuǎn)的區(qū)域內(nèi)的要素向本區(qū)域流動，進(jìn)而影響到其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

基于全國省際面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度和公共財政支出短期內(nèi)對于本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平都具有顯著的正向促進(jìn)作用，且第三產(chǎn)業(yè)集聚度對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的促進(jìn)作用大于第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集群的建立和發(fā)展將會具有更強(qiáng)勁的推動作用。第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度與財政支持政策的相互作用共同影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平的提高，且財政支持政策通過第三產(chǎn)業(yè)作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響大于第二產(chǎn)業(yè)?？臻g溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)與分析發(fā)現(xiàn)，鄰接和地理矩陣下第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度具有較為顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，第三產(chǎn)業(yè)顯著性小于第二產(chǎn)業(yè)，鄰接矩陣下公共財政支出存在正向溢出。經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，不論是第二、三產(chǎn)業(yè)集聚度還是公共財政支出的空間項(xiàng)系數(shù)均不顯著，說明產(chǎn)業(yè)集聚水平和公共財政支出對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的溢出效應(yīng)和省份間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異沒有顯著相關(guān)性，集聚水平和公共財政支出不會在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省份間存在更大的溢出，且空間溢出效應(yīng)的直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)。

(二)建議

基于以上研究結(jié)論，為了進(jìn)一步發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要促進(jìn)作用，規(guī)范產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換的重大戰(zhàn)略目標(biāo)，針對性提出如下建議:

第一，支持培育先進(jìn)制造業(yè)集群，同步建設(shè)與之相配套的服務(wù)集群。第二產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展仍然是推動實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力，第三產(chǎn)業(yè)集群的增長效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)，應(yīng)將發(fā)展方向放在提高產(chǎn)業(yè)集群的高質(zhì)量發(fā)展上，提高第二產(chǎn)業(yè)集聚水平對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)。因此對于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展都需要從提高集群發(fā)展質(zhì)量入手，通過提高技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)集群續(xù)展龍頭作用的同時，提高第三產(chǎn)業(yè)集群的貢獻(xiàn)力和推動力。為實(shí)現(xiàn)以上目的，需要促進(jìn)更加有效的校企合作，推動“產(chǎn)學(xué)研”一體化發(fā)展，鼓勵科研機(jī)構(gòu)和高等院校面向企業(yè)開放共享科技資源，設(shè)立專項(xiàng)資金建設(shè)面向企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新服務(wù)平臺，支持“產(chǎn)學(xué)研”協(xié)同創(chuàng)新與國際科技合作、重大科學(xué)工程創(chuàng)新與應(yīng)用、創(chuàng)新載體與創(chuàng)新服務(wù)體系建設(shè)和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境的營造。

第二，差異化布局產(chǎn)業(yè)集群，提高財政支持政策的針對性。鑒于第二、三產(chǎn)業(yè)集聚水平對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的基于部分空間關(guān)系存在負(fù)向空間溢出，尤其第二產(chǎn)業(yè)的負(fù)向溢出效應(yīng)更加顯著，在相鄰和地理空間關(guān)系下，第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度越高，會對周邊鄰近地區(qū)產(chǎn)生顯著的虹吸效應(yīng)，吸引周邊相關(guān)產(chǎn)業(yè)的資源和要素到本地區(qū)集聚，限制周邊地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因此在第二產(chǎn)業(yè)集群布局時要注意與鄰近省份產(chǎn)業(yè)集群布局的差異性。

第三，細(xì)化公共財政支持政策，側(cè)重第三產(chǎn)業(yè)財政支持力度。公共財政支出與產(chǎn)業(yè)集聚度的交互作用較強(qiáng)，第三產(chǎn)業(yè)尤為明顯，更為具有針對性的財政支持政策將會對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生更大的推動力。為確保更多更優(yōu)質(zhì)的資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)而非股市和樓市，從而為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的騰飛提供資金支持。各級政府的財政支持政策在保障基本公共產(chǎn)品供給的同時，應(yīng)建立針對區(qū)域服務(wù)業(yè)，尤其是科技創(chuàng)新類服務(wù)業(yè)的政策扶持機(jī)制，并細(xì)化支持對象、方式和力度，力求在營造更好營商環(huán)境的同時，更大程度促進(jìn)第二、三產(chǎn)業(yè)集聚為實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長帶來的推動力。