宋麗穎 張偉亮 劉 源

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安710061)

作為我國(guó)重要的能源資源戰(zhàn)略保障基地，資源型城市是國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的重要支撐。在供給側(cè)改革的背景下，資源型城市要實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，需要著力加強(qiáng)優(yōu)質(zhì)供給，擴(kuò)大有效供給，提高供給結(jié)構(gòu)的適應(yīng)性和靈活性，其中的關(guān)鍵就是提高全要素生產(chǎn)率，有效解決長(zhǎng)時(shí)期中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力不足的問(wèn)題，提高增長(zhǎng)質(zhì)量。宏觀層面而言，政府可以通過(guò)采取相應(yīng)的財(cái)政政策影響生產(chǎn)要素的配置，進(jìn)而影響全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)(郭慶旺 等，2005；Ahmed et al.，2007；曾淑婉，2013；蘇洪 等，2015)，而財(cái)政自主度決定了政府在制定和執(zhí)行財(cái)政政策時(shí)所擁有的自由度，一般以財(cái)政收入與財(cái)政支出之比來(lái)衡量(陶然 等，2007；楊得前，2014；趙海利 等，2017)，其會(huì)通過(guò)影響財(cái)政支出規(guī)模、效率、方向，以及與其他經(jīng)濟(jì)部門(mén)的議價(jià)能力等方面影響財(cái)政政策的效果?！度珖?guó)資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013—2020年)》(國(guó)發(fā)[2013]45號(hào)，以下簡(jiǎn)稱(chēng)《規(guī)劃》)，根據(jù)資源保障能力和經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展能力，將我國(guó)資源型城市類(lèi)型分為成長(zhǎng)型、成熟型、衰退型和再生型。不同類(lèi)型的資源型城市具有不同的特點(diǎn)，財(cái)政自主度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響也不盡相同，因此，為促進(jìn)資源型城市可持續(xù)發(fā)展，研究財(cái)政自主度對(duì)不同類(lèi)型資源型城市全要素生產(chǎn)率的影響就有重要的意義。

一、文獻(xiàn)綜述

與本文研究主題密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩大類(lèi)：一類(lèi)是針對(duì)資源型城市的研究，另一類(lèi)是針對(duì)財(cái)政自主度的研究。

Inouye et al.(1957)對(duì)資源型城市做了開(kāi)創(chuàng)性研究，20世紀(jì)60年代后，資源性城市受到更多關(guān)注，研究的廣度和深度不斷拓展和加深，主要包括資源型城市的城市規(guī)劃(Houghton，1993)、生態(tài)環(huán)境問(wèn)題(Sorensen et al.，2003)、資源詛咒(Sachs et al.，2001)、全球化問(wèn)題(Pani，2009)等。國(guó)內(nèi)對(duì)于資源型城市的研究起步較晚，大致經(jīng)歷了從工業(yè)綜合發(fā)展與布局規(guī)劃研究(20世紀(jì)80年代)到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化調(diào)整和可持續(xù)發(fā)展研究(20世紀(jì)90年代)、再到資源型城市轉(zhuǎn)型研究(2000年至今)(李江蘇 等，2017)。整體而言，目前國(guó)內(nèi)對(duì)于資源型城市的研究主要集中于轉(zhuǎn)型發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等問(wèn)題，對(duì)于全要素生產(chǎn)率的研究還很少，只有張欽等(2010)、杜吉明等(2010)等針對(duì)我國(guó)資源型城市全要素生產(chǎn)率本身的變化進(jìn)行研究。

傳統(tǒng)上財(cái)政自主度與財(cái)政分權(quán)相聯(lián)系，而財(cái)政分權(quán)已經(jīng)得到了大量的關(guān)注。但是經(jīng)濟(jì)學(xué)中財(cái)政分權(quán)一般用地方政府財(cái)政收支占所有的政府收支比重來(lái)測(cè)度，不能真實(shí)地反映地方政府對(duì)于收支的控制程度。財(cái)政自主度反映了地方政府在制定相關(guān)財(cái)政政策時(shí)的自由度，其通過(guò)地方政府偏好、支出約束以及政府的議價(jià)能力對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。目前國(guó)內(nèi)外對(duì)于財(cái)政自主度的研究主要集中在其對(duì)公共支出效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩方面的影響上。公共支出效率方面，較為有代表性的文獻(xiàn)是Boetti et al.(2012)、陳志廣(2012)等，研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)財(cái)政自主對(duì)公共支出效率起正向作用，絕對(duì)財(cái)政自主對(duì)公共支出效率起負(fù)向作用。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，根據(jù)張軍(2008)的研究，分稅制影響地方財(cái)政自主能力。因此，地方政府官員在晉升激勵(lì)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)壓力的作用下，財(cái)政自主度的不同會(huì)導(dǎo)致地方政府在財(cái)政支出方面不同的安排，并且隨著財(cái)政自主度的變化，轉(zhuǎn)移支付也會(huì)隨之變化，從而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。楊得前(2014)、曾明等(2014)等利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析財(cái)政自主度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政自主度會(huì)通過(guò)稅收努力、轉(zhuǎn)移支付等渠道影響一省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。整體而言，目前國(guó)內(nèi)學(xué)者尚未針對(duì)資源型城市財(cái)政自主度進(jìn)行研究，可能是由于資源型城市較多，且相關(guān)數(shù)據(jù)較難獲得。

通過(guò)以上分析可以看到，目前有關(guān)資源型城市和財(cái)政自主度的研究大多是分別進(jìn)行的，尚未有針對(duì)資源型城市財(cái)政自主度對(duì)其全要素生產(chǎn)率影響的研究。事實(shí)上，財(cái)政自主度通過(guò)影響政府行為影響資源配置，從而影響全要素生產(chǎn)率，本文將該思想運(yùn)用到資源型城市上，探究隨著財(cái)政自主度的變化，資源型城市的全要素生產(chǎn)率將如何變化。根據(jù)《規(guī)劃》，資源型城市分為成長(zhǎng)型、成熟型、衰退型和再生型四種，不同類(lèi)型的資源型城市資源稟賦、經(jīng)濟(jì)環(huán)境都有諸多不同，因此本文在前人研究的基礎(chǔ)上，利用109個(gè)資源型城市2006—2014年的數(shù)據(jù)，首先不對(duì)資源型城市進(jìn)行區(qū)分，對(duì)資源型城市財(cái)政自主度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證研究，然后再將虛擬變量引入模型，探究不同類(lèi)型的資源型城市財(cái)政自主度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，最終得到系統(tǒng)的結(jié)論。

本文研究的意義在于：契合國(guó)家促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化重組、消除過(guò)剩產(chǎn)能、擴(kuò)大有效供給的宏觀背景，深化和拓展了對(duì)于資源型城市轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的研究，為促進(jìn)資源型城市調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、避免礦竭城衰、提高全要素生產(chǎn)率提供了新的視角和政策手段。

二、模型構(gòu)建

全要素生產(chǎn)率的計(jì)算方法主要有非參數(shù)法和參數(shù)法。非參數(shù)法主要是指數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)，這種方法不需要設(shè)定任何具體的生產(chǎn)函數(shù)，只需要知道相應(yīng)的投入和產(chǎn)出，運(yùn)用線性規(guī)劃的方法構(gòu)建觀測(cè)數(shù)據(jù)的非參數(shù)分段曲面，然后相對(duì)于這個(gè)前沿面來(lái)計(jì)算決策單元(DMU)的全要素生產(chǎn)率。但是這種方法將DMU不處于前沿面上的所有原因全部歸咎于生產(chǎn)效率的不足，并且計(jì)算出的前沿全部是確定性的，并未考慮隨機(jī)的因素，較為粗糙。

與非參數(shù)法對(duì)應(yīng)的是參數(shù)法，即在計(jì)算全要素生產(chǎn)率時(shí)，需要設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)，最具代表性的是隨機(jī)前沿模型(SFA)。這種方法克服了索洛殘差法的缺點(diǎn)，并將隨機(jī)效應(yīng)引入了生產(chǎn)函數(shù)，使得生產(chǎn)函數(shù)的前沿是隨機(jī)的，克服了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法的缺點(diǎn)，同時(shí)也有模型形式簡(jiǎn)單、待估參數(shù)較少、易于推廣到面板數(shù)據(jù)等優(yōu)點(diǎn)，因此采用隨機(jī)前沿模型估計(jì)各資源型城市的全要素生產(chǎn)率。

生產(chǎn)函數(shù)f(x)的標(biāo)準(zhǔn)定義是在給定投入x下的最大產(chǎn)出，這就代表著一種生產(chǎn)前沿。但是，在實(shí)際中各生產(chǎn)單元可能達(dá)不到這樣的前沿。假設(shè)廠商i的生產(chǎn)函數(shù)為：

yit=f(xit,β)ξi

(1)

其中：β為待估參數(shù)；ξi為生產(chǎn)單元的效率水平，有0≤ξi≤1。如果ξi=1，那么生產(chǎn)單元i就位于生產(chǎn)前沿上，即處于最有效率狀態(tài)。因?yàn)樯a(chǎn)函數(shù)會(huì)受到隨機(jī)因素的沖擊，因此，將干擾項(xiàng)引入生產(chǎn)函數(shù)，有：

yit=f(xit,β)ξievit

(2)

其中，evit為隨機(jī)沖擊。生產(chǎn)前沿f(xit,β)evit是隨機(jī)的，這就是隨機(jī)前沿模型。

假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，將式(2)取對(duì)數(shù)，得：

(3)

由于0≤ξi≤1，故ln ξi≤0，令ln ξi=-ui，得：

(4)

其中，ui為無(wú)效率項(xiàng)，反映了生產(chǎn)單元i與生產(chǎn)前沿的距離。定義TEi=exp(-ui)，即為生產(chǎn)單元i的技術(shù)效率。

借鑒劉秉鐮等(2010)、王藝明等(2016)的做法，設(shè)資源型城市i的生產(chǎn)函數(shù)為：

ln yit=β0+β1ln Kit+β2ln Lit+β3t+vit-ui

(5)

其中，t為觀察年度，yit、Kit、Lit分別代表資源型城市i在第t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、物質(zhì)資本存量和從業(yè)人員數(shù)量，vit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，ui為非效率項(xiàng)。由于非效率項(xiàng)ui可能隨著時(shí)間推移而改變，根據(jù)Battese et al.(1992)的假設(shè)，令

uit=e-η(t-Ti)ui

(6)

資源型城市i的全要素生產(chǎn)率為：

TFPit=exp(β0+β3t)×TEit

(7)

其中，exp(β0+β3t)為時(shí)期t的生產(chǎn)前沿，TEit為資源型城市i在時(shí)期t的技術(shù)效率。

在得到各資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率后，分別將其作為被解釋變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型:

(8)

(9)

財(cái)政自主度(finanauto)為關(guān)鍵解釋變量，借鑒陶然等(2007)、楊得前(2014)、郭峰(2015)和趙海利等(2017)等，采用各資源型城市當(dāng)年地方財(cái)政收入占地方財(cái)政支出的比重來(lái)衡量。當(dāng)finanauto>1時(shí)，表明該市自有收入比重較高，滿足支出的同時(shí)還有富余財(cái)力；當(dāng)finanauto=1時(shí)，表明該市財(cái)政可以自給自足，不依賴(lài)于上級(jí)政府的轉(zhuǎn)移支付；當(dāng)finanauto<1時(shí)，表明該市財(cái)政收入不足以覆蓋支出，需要依賴(lài)上級(jí)政府轉(zhuǎn)移支付，財(cái)政自主度較差。

Z為引入的控制變量，具體包括人均財(cái)政收入、人均財(cái)政支出、第三產(chǎn)業(yè)比重和科教投入比重。人均財(cái)政收入和人均財(cái)政支出表明了地方政府的財(cái)力，會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。由于為絕對(duì)量，將其對(duì)數(shù)化，即ln afincome和ln afpay分別代表人均財(cái)政收入和人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)。第三產(chǎn)業(yè)比重的上升代表著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，使得地方經(jīng)濟(jì)從中獲得較為明顯的結(jié)構(gòu)紅利，推動(dòng)全要素生產(chǎn)率的上升，采用thirdindus代表第三產(chǎn)業(yè)比重?？平掏度肟梢酝ㄟ^(guò)促進(jìn)創(chuàng)新開(kāi)發(fā)或有效利用新技術(shù)提高全要素生產(chǎn)率，以科教投入占地方財(cái)政支出的比重(techpay)衡量地方政府科教投入的力度。

根據(jù)《規(guī)劃》，我國(guó)資源型城市類(lèi)型分為成長(zhǎng)型、成熟型、衰退型和再生型，共計(jì)262個(gè)。由于財(cái)政自主度對(duì)不同類(lèi)型的城市可能有不同的影響，因此，將城市類(lèi)型作為虛擬變量，以乘法的形式引入面板數(shù)據(jù)模型中：

(10)

(11)

其中，Dtype為代表城市類(lèi)型的虛擬變量，分別指代四種城市類(lèi)型。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，選取其中109個(gè)城市作為樣本觀測(cè)，觀測(cè)區(qū)間為2006—2014年。其中成長(zhǎng)型城市12個(gè)、成熟型城市60個(gè)、衰退型城市22個(gè)、再生型城市15個(gè)。數(shù)據(jù)來(lái)源于CEIC(“中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)”)和各市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。所有涉及價(jià)格的數(shù)據(jù)均折算至2006年，即以2006年不變價(jià)格為基礎(chǔ)計(jì)算實(shí)際值。資本存量采用永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行計(jì)量，計(jì)算公式為Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中，Iit為資源型城市i在第t年的固定資產(chǎn)投資總額，δit為資產(chǎn)折舊率。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算

本文采用面板隨機(jī)前沿的方法計(jì)算各資源型城市全要素生產(chǎn)率，式(5)的估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

表1顯示，ln K與ln L的系數(shù)至少在0.1的水平上顯著為正，且其大小與劉秉鐮等(2010)的計(jì)算結(jié)果類(lèi)似，表明資本和勞動(dòng)的增長(zhǎng)可以顯著促進(jìn)樣本資源型城市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的上升*根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本原理，解釋變量量綱的變化可以影響估計(jì)結(jié)果的大小，但不會(huì)影響估計(jì)結(jié)果的符號(hào)和顯著性。因此，本文聚焦于參數(shù)符號(hào)和顯著性的研究和討論。。

在得到表1的回歸結(jié)果后，可以進(jìn)一步計(jì)算各城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。由于樣本截面有109個(gè)，為節(jié)約篇幅，本文對(duì)四種類(lèi)型的城市各取兩個(gè)代表性城市，并對(duì)各類(lèi)型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率計(jì)算平均數(shù)來(lái)進(jìn)行說(shuō)明，如表2、表3、圖1、圖2所示*根據(jù)技術(shù)效率的定義，技術(shù)效率的取值范圍為0

從表2可以看到，衰退型資源型城市技術(shù)效率最低，而再生型資源型城市技術(shù)效率最高。并且從圖1可以看到，各類(lèi)型資源型城市的平均技術(shù)效率水平呈緩慢上升的態(tài)勢(shì)，但斜率很小。再生型資源型城市的技術(shù)效率明顯高于其他三種類(lèi)型資源型城市，這說(shuō)明再生型資源型城市可以更有效地利用前沿技術(shù)。衰退型資源型城市的平均技術(shù)效率處于最低水平，說(shuō)明衰退型資源型城市與其他類(lèi)型資源型城市相比已經(jīng)不能緊跟前沿技術(shù)的步伐，處于落后地位。而成熟型和成長(zhǎng)型資源型城市平均技術(shù)效率水平較為接近，說(shuō)明這兩類(lèi)資源型城市對(duì)于前沿技術(shù)的應(yīng)用狀態(tài)較為相似。

表2 代表性城市歷年技術(shù)效率

表3 代表性城市歷年全要素生產(chǎn)率

圖1各類(lèi)型資源型城市平均技術(shù)效率

圖2各類(lèi)型資源型城市平均全要素生產(chǎn)率

從表3可以看到，各類(lèi)型資源型城市的全要素生產(chǎn)率呈逐年下降的態(tài)勢(shì)，衰退型資源型城市的全要素生產(chǎn)率依然處于最低位。這些信息從圖2中也可以看到，各類(lèi)型資源型城市的全要素生產(chǎn)率在平均水平上也是逐年下降，再生型資源型城市平均全要素生產(chǎn)率最高，說(shuō)明這類(lèi)城市可以通過(guò)有效地利用前沿生產(chǎn)技術(shù)和合理地配置生產(chǎn)要素進(jìn)行有效率的生產(chǎn)。衰退型資源型城市的平均全要素生產(chǎn)率遠(yuǎn)落后于其他類(lèi)型資源型城市，這說(shuō)明衰退型資源型城市已經(jīng)不能有效地利用生產(chǎn)要素進(jìn)行生產(chǎn)，效率低下，存在著嚴(yán)重的要素配置扭曲。與平均技術(shù)效率類(lèi)似，成熟型和成長(zhǎng)型資源型城市平均全要素生產(chǎn)率水平較為接近，說(shuō)明這兩類(lèi)資源型城市的生產(chǎn)效率類(lèi)似，居于再生型和衰退型資源型城市之間。

(二)模型估計(jì)

這里對(duì)式(8)、(9)進(jìn)行估計(jì)，采用面板數(shù)據(jù)模型，分別進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，然后再對(duì)結(jié)果進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 面板模型估計(jì)結(jié)果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。下同。

從表4中可以看出，所有的解釋變量在各模型估計(jì)中都在0.01的水平上高度顯著，可決系數(shù)也都超過(guò)了0.91，并且檢驗(yàn)顯示整個(gè)方程是高度顯著的，表明回歸結(jié)果是有效的。ρ值均高于0.84，表明復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)的方差主要來(lái)自個(gè)體效應(yīng)的變動(dòng)，這符合面板模型的一般性假設(shè)。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果都在0.01的顯著水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，因此，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

從式(8)、(9)的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果看，財(cái)政自主度系數(shù)為負(fù)，表明財(cái)政自主度的上升并不能提高資源型城市的生產(chǎn)效率，反而會(huì)起到阻礙作用。這說(shuō)明即使財(cái)政自主度上升使得財(cái)權(quán)增加，資源型城市地方政府也沒(méi)有激勵(lì)采取相應(yīng)的財(cái)政政策去提高經(jīng)濟(jì)效率，更多地是依賴(lài)要素投入的擴(kuò)張促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這是因?yàn)樘岣呒夹g(shù)效率和全要素生產(chǎn)率是一個(gè)漸進(jìn)性的過(guò)程，在短時(shí)間內(nèi)并不能顯示出相應(yīng)的效果，進(jìn)步只能在長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)逐步顯現(xiàn)。但是，在現(xiàn)行的官員考核機(jī)制和晉升機(jī)制下，地方政府更傾向于采用立竿見(jiàn)影的方法刺激當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即通過(guò)要素投入的擴(kuò)張促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的外延式增長(zhǎng)，這種方式在短時(shí)間內(nèi)會(huì)有明顯的效果，并且易于量化，可以為地方官員積累相應(yīng)的政治資本，但不利于經(jīng)濟(jì)效率的提高，降低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

從控制變量看，人均財(cái)政收入對(duì)數(shù)、人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)比重和科教投入比重的系數(shù)均為正，在0.01的水平上高度顯著，說(shuō)明這些變量的上升確實(shí)可以提高資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。財(cái)政收入和財(cái)政支出體現(xiàn)了地方政府的財(cái)力，地方政府財(cái)力的上升可以使得政府有更多的資源投入提高生產(chǎn)效率的領(lǐng)域，有效利用前沿技術(shù)，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以有效調(diào)動(dòng)當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)要素，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，使得勞動(dòng)和資本更有效地結(jié)合，而科教投入的增加可以提高勞動(dòng)力素質(zhì)，促進(jìn)新技術(shù)的開(kāi)發(fā)和轉(zhuǎn)化利用，二者對(duì)資源型城市技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的提升都起著非常關(guān)鍵的作用。

綜合以上分析，可以發(fā)現(xiàn)，資源型城市政府的相關(guān)政策客觀上確實(shí)對(duì)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)效率和全要素生產(chǎn)率起到了正向推動(dòng)作用，控制變量的符號(hào)印證了這一點(diǎn)。但是，在現(xiàn)有的晉升機(jī)制和競(jìng)爭(zhēng)格局下，資源型城市財(cái)政自主度的上升使得有自由裁量權(quán)的官員更傾向于采取時(shí)間短、見(jiàn)效快的政策以刺激經(jīng)濟(jì)的外延式增長(zhǎng)，具體表現(xiàn)就是隨著財(cái)政自主度的上升，技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率反而下降了。

由于資源型城市分為成長(zhǎng)型、成熟型、衰退型和再生型，本文將城市類(lèi)型作為虛擬變量，將其與財(cái)政自主度交乘，然后引入模型，對(duì)式(10)、(11)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 面板模型估計(jì)結(jié)果(引入虛擬變量交乘項(xiàng))

從表5可以看出，在引入城市類(lèi)型虛擬變量與財(cái)政自主度交乘項(xiàng)后，估計(jì)結(jié)果表現(xiàn)出良好的特征，所有解釋變量在0.01的水平上高度顯著，可決系數(shù)都超過(guò)了0.91，F(xiàn)檢驗(yàn)顯示整個(gè)方程高度顯著，表明回歸結(jié)果是有效的。ρ值均高于0.82，表明復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)的方差主要來(lái)自個(gè)體效應(yīng)的變動(dòng)，這符合面板模型的一般性假設(shè)。表5顯示，式(10)、(11)的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果都在0.01的顯著水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，因此，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)?？刂谱兞康南禂?shù)雖然發(fā)生了一定變化，但變化幅度不大，并且符號(hào)也未發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)意義與前文相同，不再贅述。

從城市類(lèi)型虛擬變量與財(cái)政自主度交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)可以看到，財(cái)政自主度對(duì)于四種類(lèi)型的資源型城市技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率都有負(fù)向作用。其中，財(cái)政自主度對(duì)于成長(zhǎng)型資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響最為顯著，再生型和衰退型資源型城市居中，對(duì)成熟型資源型城市的影響最為輕微。對(duì)這種現(xiàn)象一個(gè)可能的解釋是經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同。成長(zhǎng)型資源型城市正處于快速發(fā)展的階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更依賴(lài)于要素投入的擴(kuò)張，地方政府財(cái)政自主度的上升也會(huì)順應(yīng)這種趨勢(shì)，擠占引進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)或鼓勵(lì)研發(fā)的資源。對(duì)于成熟型資源型城市而言，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展模式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等已經(jīng)處于較為穩(wěn)定的狀態(tài)，要素投入的邊際遞減效應(yīng)明顯，這種壓力會(huì)抵消一部分地方政府?dāng)U大要素投入的沖動(dòng)，減少對(duì)引進(jìn)技術(shù)或研發(fā)活動(dòng)資源的擠占。再生型和衰退型資源型城市既沒(méi)有成長(zhǎng)型資源型城市發(fā)展迅速，又沒(méi)有成熟型資源型城市穩(wěn)定，因此財(cái)政自主度的負(fù)面影響居中。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

采用面板數(shù)據(jù)模型，本文對(duì)2006—2014年間109個(gè)資源型城市的財(cái)政自主度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果表明：

2006—2014年間，資源型城市平均技術(shù)效率上升非常緩慢，平均全要素生產(chǎn)率呈逐年下降的態(tài)勢(shì)，并且歷年中再生型資源型城市最高，衰退型資源型城市最低，成熟型和成長(zhǎng)型資源型城市居中。這說(shuō)明技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率在不同類(lèi)型的資源型城市間存在巨大的差異，再生型資源型城市相對(duì)可以更有效地采用前沿技術(shù)，生產(chǎn)效率相對(duì)較高，而衰退型資源型城市距離生產(chǎn)前沿較遠(yuǎn)，生產(chǎn)效率低下。

財(cái)政自主度的上升會(huì)對(duì)資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。這說(shuō)明雖然財(cái)政自主度的上升給了地方政府更大的選擇權(quán)，但是地方政府更傾向于用立竿見(jiàn)影的方法刺激當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即通過(guò)要素投入的擴(kuò)張促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的外延式增長(zhǎng)，而對(duì)促進(jìn)研究開(kāi)發(fā)或引進(jìn)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)缺乏激勵(lì)。人均財(cái)政收入、人均財(cái)政支出、第三產(chǎn)業(yè)比重和科教投入比重的上升可以有效提高資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。

財(cái)政自主度對(duì)不同類(lèi)型資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的影響是不同的，對(duì)成長(zhǎng)型資源型城市的負(fù)面影響最為顯著，對(duì)成熟型資源型城市的影響最為輕微，對(duì)再生型和衰退型資源型城市的影響居中。這種現(xiàn)象與各類(lèi)型資源型城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)、發(fā)展階段和穩(wěn)定性等方面相關(guān)。在考慮了城市類(lèi)型后，人均財(cái)政收入、人均財(cái)政支出、第三產(chǎn)業(yè)比重和科教投入依然對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的推動(dòng)作用。

(二)政策建議

1.資源型城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中既要注重經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)大，更要注重效率的提升

通過(guò)計(jì)算，可以知道，我國(guó)資源型城市的全要素生產(chǎn)率連年下降，技術(shù)效率增長(zhǎng)極為緩慢，因此，為推動(dòng)資源型城市的可持續(xù)發(fā)展，地方政府就必須采取相應(yīng)的政策鼓勵(lì)技術(shù)引進(jìn)和研究開(kāi)發(fā)，促進(jìn)科技成果的轉(zhuǎn)化利用，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增加科教投入，緩解要素配置扭曲，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量增加的同時(shí)提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

2.適當(dāng)降低資源型城市地方政府財(cái)政自主度，擴(kuò)大專(zhuān)項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付規(guī)模

由于財(cái)政自主度的上升會(huì)對(duì)資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生阻礙作用，因此，應(yīng)當(dāng)適當(dāng)降低資源型城市的財(cái)政自主度，通過(guò)減少地方政府的自由裁量權(quán)來(lái)抑制其通過(guò)要素投入擴(kuò)張刺激經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)。對(duì)于技術(shù)引進(jìn)、研究開(kāi)發(fā)等提高全要素生產(chǎn)率的活動(dòng)更多地采取專(zhuān)項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的形式，專(zhuān)款專(zhuān)用，完善監(jiān)督考核機(jī)制，或者對(duì)地方政府每年新增財(cái)政收入制定促進(jìn)生產(chǎn)率提升活動(dòng)投入的比例標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)改革現(xiàn)有的官員考核機(jī)制和晉升機(jī)制，從制度上保障經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

3.對(duì)不同類(lèi)型的資源型城市采取不同強(qiáng)度的措施，提高政策的針對(duì)性

盡管財(cái)政自主度對(duì)不同類(lèi)型的資源型城市的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率都有阻礙作用，但這種負(fù)面影響的強(qiáng)度是不同的，因此，對(duì)于成長(zhǎng)型資源型城市就應(yīng)當(dāng)盡快采取較為嚴(yán)厲的措施限制政府的自由裁量權(quán)，扭轉(zhuǎn)依賴(lài)于要素投入擴(kuò)張的增長(zhǎng)模式；對(duì)于成熟型資源型城市就可以采用較為溫和的措施，逐步扭轉(zhuǎn)全要素生產(chǎn)率下降的趨勢(shì)；對(duì)于衰退型和再生型資源型城市，可以采取適中強(qiáng)度的政策。同時(shí)，不論哪種類(lèi)型的資源型城市，都應(yīng)當(dāng)通過(guò)擴(kuò)大地方財(cái)力、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、加大科教投入等措施提高全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

陳志廣. 2012. 財(cái)政自主與公共支出效率:自地方政府實(shí)踐維度觀察[J]. 改革(1):56-65.

杜吉明,于渤,姚西龍. 2010. 資源型城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的全要素生產(chǎn)率研究[J]. 情報(bào)科學(xué)(10):1469-1472.

郭峰. 2015. 地方政府財(cái)政自主度與地區(qū)金融擴(kuò)張:來(lái)自農(nóng)村稅費(fèi)改革的證據(jù)[J]. 金融評(píng)論(2):1-13.

郭慶旺,賈俊雪. 2005. 積極財(cái)政政策的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)[J]. 中國(guó)人民大學(xué)學(xué)報(bào)(4):54-62.

李江蘇,王曉蕊,苗長(zhǎng)虹. 2017. 基于兩種DEA模型的資源型城市發(fā)展效率評(píng)價(jià)比較[J]. 經(jīng)濟(jì)地理(4):99-106.

劉秉鐮,武鵬,劉玉海. 2010. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng):基于省域數(shù)據(jù)的空間面板計(jì)量分析[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)(3):54-64.

蘇洪,劉渝琳,吳穎. 2015. 區(qū)域財(cái)政支出協(xié)調(diào)機(jī)制的聯(lián)盟博弈分析：以全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)為目標(biāo)[J]. 重慶大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版):(5):9-15.

陶然,劉明興. 2007. 中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距,地方政府開(kāi)支及財(cái)政自主[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯(2):1-21.

萬(wàn)小勇,顧乃康. 2011. 現(xiàn)金持有、融資約束與企業(yè)價(jià)值:基于門(mén)檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理(2):71-77.

王藝明,陳晨,高思航. 2016. 中國(guó)城市全要素生產(chǎn)率估算與分析:2000—2013[J]. 經(jīng)濟(jì)問(wèn)題(8):1-8.

楊得前. 2014. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展、財(cái)政自給與稅收努力:基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 稅務(wù)研究(6):70-78.

張軍. 2008. 分權(quán)與增長(zhǎng):中國(guó)的故事[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(1):21-52.

張欽,趙俊. 2010. 1990—2007年中國(guó)礦產(chǎn)資源型城市全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)實(shí)證分析[J]. 系統(tǒng)工程(10):75-83.

曾明,華磊,彭小建. 2014. 財(cái)政自給、轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的門(mén)檻效應(yīng)：基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 現(xiàn)代財(cái)經(jīng)(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào))(6):15-26.

曾淑婉. 2013. 財(cái)政支出對(duì)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)研究：基于中國(guó)省際數(shù)據(jù)的靜態(tài)與動(dòng)態(tài)空間計(jì)量分析[J]. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐(1):72-76.

趙海利,童光輝. 2017. 地方財(cái)政自主率、社會(huì)性支出與城鄉(xiāng)收入差距：基于1995—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較(2):95-104.

BATTESE G E, COELLI T J. 1992. Frontier production functions, technical efficiency and panel data: with application to paddy farmers in India [J]. Journal of Productivity Analysis, 3(1-2):153-169.

BOETTI L, PIACENZA M, TURATI G. 2012. Decentralization and local governments′ performance: how does fiscal autonomy affect spending efficiency [J]. Public Finance Analysis, 68(3):269-302.

HOUGHTON D S. 1993. Long-distance commuting: a new approach to mining in Australia [J]. Geographical Journal, 159(3):281-290.

INOUYE F T, INNIS H A. 1958. The fur trade in Canada [J]. Ethnohistory, 4(4):465.

PANI N. 2009. Resource cities across phases of globalization: evidence from Bangalore [J]. Habitat International, 33(1):114-119.

SACHS J D, WARNER A M. 2001. The curse of natural resources [J]. European Economic Review, 45(4):827-838.

SORENSEN T, EPPS R. 2003. The role of tourism in the economic transformation of the central West Queensland economy [J]. Australian Geographer, 34(1):73-89.