童 鑫

(中國財政科學研究院，北京 100142)

一、問題提出

產業(yè)作為不同區(qū)域間經濟聯系的橋梁以及載體，實現其協(xié)同發(fā)展是推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展的核心。“貫徹新發(fā)展理念，建設現代化經濟體系”，黨的十九大報告明確提出建設協(xié)同發(fā)展的產業(yè)體系。從經濟學角度而言，產業(yè)協(xié)同發(fā)展理論可以追溯至以德國物理學家哈肯(Hake)創(chuàng)立的協(xié)同論。國內有學者從合作共贏、產業(yè)結構優(yōu)化乃至一體化的角度對產業(yè)協(xié)同發(fā)展的定義進行闡述[1-3]。借鑒這些研究，本文認為產業(yè)協(xié)同發(fā)展是一種不同地區(qū)間依托區(qū)位優(yōu)勢和相互間內部復雜的協(xié)同關系，促進產業(yè)合理分工和地區(qū)專業(yè)化，推動區(qū)域內產業(yè)結構升級，優(yōu)化區(qū)域間產業(yè)空間格局，實現區(qū)域產業(yè)發(fā)展的局面，并且基于上述認識，提出從產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級兩個角度分析產業(yè)協(xié)同發(fā)展。

為分析產業(yè)協(xié)同發(fā)展，需要研究產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的影響因素，這也一直是經濟學領域的研究重點。在產業(yè)集聚方面，克魯格曼(Krugman，1992)通過經典的“中心-外圍”模型(C-P模型)揭示了區(qū)位因素、市場主體和生產要素之間的關系[4]；盛龍和陸根堯(2013)、鐘昌寶和錢康(2017)在傳統(tǒng)經濟地理學和新經濟地理學的框架內研究中國產業(yè)集聚的影響因素，并指出人力資本等要素對產業(yè)集聚度有較明顯的影響[5-6]。在產業(yè)結構升級方面，鮑莫爾(Baumol，1967)發(fā)現不同產業(yè)部門產品相對價格和需求收入彈性會影響勞動力轉移[7]；范方志(2003)、郭凱明等(2017)對中國省內或省級區(qū)域產業(yè)結構升級的具體影響因素進行深入探討，認為轉移成本效應、知識創(chuàng)新、金融結構轉變等要素推動中國產業(yè)結構升級[8-9]。

雖然有關產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的研究已經十分豐富，但多數研究將政府的制度與政策作為外生變量。諾斯(North，1994)指出政府的制度與政策不應是既定和已知的外生變量，應將其內生化[10]。對發(fā)展中國家而言，政府在產業(yè)發(fā)展中扮演極為關鍵的角色。尤其在中國，地方政府行為以及支撐政府運轉、實現政府職能的財政系統(tǒng)對經濟社會發(fā)展有重要影響。依托財政，地方政府有能力引導公共資源和要素流動，促進本轄區(qū)的產業(yè)發(fā)展。因此有必要將財政因素內生化，研究其對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的影響。本文將利用空間計量模型，探討財政自主權與產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級之間的關系。

與以往研究相比，本文嘗試在以下兩個方面做出努力：(1)嘗試在理論機制上描述財政自給率與產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的關系，豐富財政分權理論研究的廣度和深度；(2)以京津冀地級市面板數據為樣本，探究財政自給率對產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的外溢效應，更加深刻認識地方政府行為對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的影響。

本文主要內容安排為：第二部分為文獻綜述并予以評述；第三部分從理論上探討財政自主權影響產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的渠道；第四部分設定基本模型，并介紹相關變量與數據來源；第五部分為實證結果分析；最后得出結論與建議。

二、文獻綜述

在新經濟地理學意識到自身過于關注空間的自組織性，忽視開發(fā)商和政府后，有關政府與產業(yè)集聚關系的研究逐漸多了起來。國外學者將研究視角主要放在政府投入與基礎設施對要素流動的影響上。伯納德等(Bernard et al.，2006)指出基礎設施是吸引要素流動、引起產業(yè)集聚的最主要因素之一[11]。芬格等(Fenge et al.，2009)則深入分析基礎設施影響要素流動的原因，認為政府加大公共投入使生產性基礎設施增加，從而降低地區(qū)生產的邊際成本，影響要素流動和一體化[12]。布科維茨基(Bucovetsky，2005)則強調向基礎設施水平較低的地區(qū)增加公共投入能夠顯著影響要素流動[13]。對中國產業(yè)集聚的研究中，周兵和蒲勇健(2004)通過對中國典型城市的實證分析，指出了財政支出與工業(yè)產業(yè)集聚的正相關關系[14]。隨后學者將財政支出細化，胡健和董春詩(2012)以自然資源產業(yè)為研究對象，發(fā)現財政補貼能提升資源加工制造業(yè)的集聚水平[15]。蹤家峰和朱佳佳(2013)基于中國省級面板數據發(fā)現生產性公共支出對產業(yè)集聚具有顯著的推動作用[16]。高新雨和王葉軍(2019)則進一步將地區(qū)異質性納入考察，他們發(fā)現西部地區(qū)基礎設施水平較低，抑制了基礎設施財政性支出對制造業(yè)集聚的推動，而教育投入能夠顯著提升中西部和東北部制造業(yè)集聚水平[17]。部分文獻給出了相反的結論。金煜等(2006)利用中國省級面板數據進行實證檢驗，政府支出與工業(yè)產業(yè)集聚呈負相關[18]。蹤家峰、胡艷和周亮(2012)以中國省級面板為樣本進行實證檢驗，發(fā)現轉移支付與產業(yè)集聚呈倒“U”型關系，指出轉移支付存在最優(yōu)規(guī)模[19]。趙勇和魏后凱(2015)用 2003—2011 年中國 16 大城市群的面板數據進行實證檢驗，發(fā)現產業(yè)分工與地區(qū)差距的倒“U”型關系，認為政府干預在這種關系中起抑制作用，且目前大部分城市群處于倒“U”型關系的后半段，應減少政府干預[20]。部分學者還考察了產業(yè)集聚與政府行為間的互動。謝喬昕等(2011)利用中國省級面板數據檢驗發(fā)現產業(yè)集聚對稅收競爭的影響具有地區(qū)異質性，并且提出“集聚租”的存在使地區(qū)差距擴大，需要合理引導[21]。苑德宇等(2018)則發(fā)現產業(yè)集聚水平與企業(yè)所獲補貼呈顯著的正相關關系，并且存在地區(qū)和所有制差異，東部地區(qū)和民營企業(yè)能獲得更多政府補貼[22]。

產業(yè)結構升級是經濟活動在不同產業(yè)間的再配置過程，本質上是資源配置問題[9]。西方學者對政府行為在產業(yè)結構升級中的作用普遍持消極態(tài)度。巴拉卡特(Barakat，2014)指出財政適度干預有其必要性，然而市場調節(jié)對產業(yè)發(fā)展的作用更為關鍵[23]。利希滕貝格(Lichtenberg，2008)發(fā)現地方財政支出的波動性與產業(yè)結構升級間呈顯著的負相關關系[24]。國內學者在研究財政與產業(yè)結構升級的關系時，視角主要集中在財政支出、財政分權和財政行為波動性方面。在財政支出方面，嚴成樑等(2016)認為財政支出是是影響中國產業(yè)結構變遷的重要驅動力，增加生產性和福利性財政支出有利于加快中國產業(yè)結構優(yōu)化升級[25]；張權(2018)認為提高公共支出效率能促進產業(yè)結構升級和產業(yè)內部結構的優(yōu)化[26]；儲德銀和建克成(2014)認為財政支出政策阻礙產業(yè)結構升級，但教育支出和科技支出對產業(yè)結構升級有正向促進作用[27]。在財政分權方面，劉建民和胡小梅(2017)利用空間杜賓模型發(fā)現財政收支分權對產業(yè)結構升級的作用具有外溢效應，其中支出分權對本地產業(yè)結構升級具有顯著的積極影響，對相鄰地區(qū)產業(yè)結構升級則具有顯著的抑制作用[28]；肖葉和劉小兵(2018)基于2000—2014年面板數據的實證分析表明稅收競爭抑制了產業(yè)結構轉型升級，但其中增值稅和營業(yè)稅競爭促進了產業(yè)結構轉型升級[29]。在財政行為波動性方面，安苑和王珺(2012)基于1998—2007 年的區(qū)域和產業(yè)數據發(fā)現地方政府財政行為的波動性顯著抑制了產業(yè)升級，市場化水平的提高能緩解這種負面效果[30]。

從所梳理文獻可以看出，現有關于政府與產業(yè)集聚、產業(yè)結構升級的關系的研究成果豐碩，但也存在一定的不足：(1)已有研究關于政府支出對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的結論并不一致，這表明不同地區(qū)政府所扮演角色不同，在產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級中發(fā)揮作用也不盡相同，即地區(qū)政府異質性會影響實證分析檢驗的準確性；(2)現有文獻中考慮政府角色時，多從財政支出與地區(qū)競爭角度考察，但將財政支出與財政收入結合起來，以財政自給率為研究視角分析財政分權制度下政府行為對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級影響的研究并未得到足夠重視。財政自給率給予地方政府一定的行動空間，從而激勵他們發(fā)展轄區(qū)經濟。目前與財政自給率有關的研究主要關注公共服務[31]，針對財政自給率與區(qū)域產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的關系研究有所不足。

三、理論機制分析

地區(qū)間不同的資源稟賦、分權程度，加上轉移支付制度，使各地方政府擁有不同的財政自主權。一般而言，財政自主權是指地方政府財政收入與支出的比值，從數學上可表述為財政自主權=地方財政凈收入/地方財政總支出=地方財政凈收入/(地方財政凈收入+中央轉移支出)。財政自主權越高，表明地方政府財政收入狀況越好，獲得的轉移支付較少，在引導產業(yè)集聚和促進產業(yè)結構升級時能夠利用的資源越多，財政政策的空間越充足。以京津冀為例，依據“中心-外圍”模型，北京和天津作為京津冀城市群的中心城市，其財政自主權明顯高于其他城市?；诖?，本文從地方政府行為視角分析財政自主權對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級的影響。

一是財政自主權能夠影響政府支出結構的靈活性。郭慶旺和賈俊雪(2008)認為財政支出可以分為經濟性支出、維持性支出和社會性支出[32]。更進一步，馬光榮和楊恩艷(2010)認為地方政府為了轄區(qū)經濟增長而傾向于安排經濟性支出[33]。財政自主權高的地區(qū)其經濟性支出也會較高，在短期內的一定條件下地方經濟效率有所提升，偏向經濟性支出的財政支出結構能夠提升該地區(qū)基礎設施水平，使要素流動更通暢，從而降低市場分割度，促進區(qū)域產業(yè)集聚。支出結構的靈活性也會阻礙區(qū)域分工格局的形成。城市群空間上的分工格局即中心城市以服務業(yè)集聚為主，外圍城市以制造業(yè)集聚為主。支出結構越靈活表明政府在同等情況下能夠使用更多的補貼，影響補貼敏感性較高的制造業(yè)企業(yè)決策。當政府補貼支出超過企業(yè)遷移的成本時，受補貼政策吸引，中心城市本地制造業(yè)遷移放緩，甚至其他地區(qū)制造業(yè)遷移會被吸引遷移，使區(qū)域間產業(yè)分工演進受阻。就產業(yè)結構升級而言，短期內經濟性支出的提高會顯著地影響資源配置，促進地方技術進步，實現產業(yè)結構升級，即理論上存在推動產業(yè)結構升級的最優(yōu)經濟性支出規(guī)模，一旦超過臨界點，經濟性支出規(guī)模對產業(yè)結構升級的促進效應逐漸降低。此外，自主權越高的城市對科技創(chuàng)新的支持力度越大，對轄區(qū)的技術進步產生正向影響，推動地區(qū)產業(yè)結構升級。

二是財政自主權能夠影響地方政府所獲得的轉移支付。財政自主權越低的城市，往往能夠獲得更高的轉移支付。理論上，轉移支付通過彌補財政分權所致的地方政府間財力差距，促進財力均等化，推動公共服務均等化。財政自主權相對較低的城市能夠利用轉移支付提升本基礎設施建設和公共服務水平，從而吸引企業(yè)入駐，實現產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級，并通過產業(yè)發(fā)展所帶來的經濟效益提升本地財政自主權，減少對轉移支付的依賴，實現良性循環(huán)。然而，“公共池效應”和“道德風險”抑制了轉移支付的正面效應。賈俊雪等(2017)指出轉移支付作為一種公共池資源，其成本外溢性削弱地方政府提高支出效率的內在激勵[34]，刺激地方政府擴大支出的沖動和行為的扭曲，導致地方政府支出效率的損失?！暗赖嘛L險”的存在使轉移支付不完全用于提高公共服務水平，并增強地方政府獲取轉移支付的欲望，降低轉移支付的使用效率。由此，在財政自主權相對更低的城市中，轉移支付和財政自主權容易形成綁定機制，即高額的轉移支付與政府支出低效擴張之間的綁定，不利于本地實現產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級。

三是財政自主權能夠影響地區(qū)間的政府競爭。財政自主權高的城市能夠提供相對更高的公共服務水平，在地區(qū)間政府競爭中取得優(yōu)勢并獲勝，吸引企業(yè)投資，推動本地產業(yè)結構升級，產業(yè)結構升級帶來的經濟增長進一步提升本地財政自主權，刺激地方政府加大投入維持競爭優(yōu)勢；而那些由于財政自主權較低、在競爭中沒有獲勝的城市對企業(yè)投資吸引力較弱，經濟增長規(guī)模相對更慢，財政自主權無法獲得提升甚至下降，限制了政府對本地公共品和公共服務的提供，拉大地區(qū)間差距，阻礙當地產業(yè)結構轉型。同時，政府競爭往往會吸引企業(yè)向財政自主權更高的城市靠攏，形成產業(yè)集聚，并產生“集聚租”，即處于產業(yè)集聚內部的企業(yè)比外部企業(yè)更易獲取信息，使處于集聚內部的企業(yè)在交流中更加便利?？唆敻衤?1992)指出在知識外溢效應和技術溢出效應的作用下企業(yè)能夠降低自身生產成本，實現規(guī)模報酬遞增，產生“集聚效應”[4]?！凹圩狻钡拇嬖谝l(fā)地區(qū)間產業(yè)結構同質化，阻礙了地區(qū)產業(yè)結構升級。此外，付文林和沈坤榮(2012)發(fā)現政府在競爭中為獲取優(yōu)勢，傾向于選擇投資稅低利好的產業(yè)發(fā)展本地經濟，引發(fā)地區(qū)資源配置扭曲，阻礙產業(yè)結構升級[35]。財政自主權更高的城市整體抗風險能力更強，政府與企業(yè)對創(chuàng)新投入較高，能夠抑制競爭對產業(yè)結構升級的阻礙，財政自主權較低的城市需要第二產業(yè)的發(fā)展帶動本地經濟，加上整體抗風險能力相對更弱，會使稅收競爭對產業(yè)結構升級的抑制作用更強。

通過上述分析可知，財政自主權能夠通過政府支出結構靈活性、轉移支付以及政府競爭來實現對產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的影響。本質上，財政自主權越高的城市，對本地經濟越有能力和動力干預，地方經濟往往呈現“大而全”或“小而全”的特征，也更容易實現產業(yè)結構升級。不過，產業(yè)集聚會導致地區(qū)經濟結構的單一性，這種形式顯然與中國以省區(qū)為主、各自發(fā)展的地方經濟形式相悖。因此本文提出以下有待檢驗的假設：地方財政自主權越高，產業(yè)集聚水平越低，但越能促進產業(yè)結構升級，且自主權的提升會抑制本地以外地區(qū)的產業(yè)結構升級。

四、模型設計與變量說明

(一)模型設計

一個地區(qū)的財政自主權不僅會影響本地政府的決策，還會對其他地區(qū)政府的決策產生影響。如果忽略這種空間相關性，直接進行實證檢驗可能會帶來模型設定上的偏誤。因此，本文運用空間計量技術將空間相關性包含在模型內，考察財政自主權對產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的影響。

空間計量分析技術發(fā)展至今已經能構建多種模型，總體而言可分為空間自回歸(SAR)模型、空間誤差(SEM)模型、空間杜賓(SDM)模型和空間交叉(SAC)模型。

不同類型的空間計量模型傳導機制不同，所代表的經濟含義也有所差別。SAR模型假設被解釋變量會通過空間相互作用對其他地區(qū)的被解釋變量產生影響，SEM模型假定空間溢出由隨機沖擊產生，并通過誤差項傳導。在此基礎上，相比SAR模型和SEM模型更為一般化的SDM模型和SAC模型容納要素更多，其中SAC模型同時考慮了SAR模型和SEM模型的傳導機制，SDM模型則在SAR模型的基礎上考慮其他地區(qū)解釋變量對本地被解釋變量的影響(1)當然，還存在將誤差項、被解釋變量、解釋變量的空間因素同時考慮的更為一般化的SDEM模型，由于技術上的限制，本文不考慮該類模型。?；诖耍疚臉嫿ㄒ幌盗心Ｐ?，其中式(1)為一般化的空間計量模型，式(2)和式(3)分別為SDM模型和SAC模型，式(4)—式(6)是一般化的空間計量模型賦予限制條件得到SAR模型、SEM模型和OLS模型。

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+μit

(1)

μit=λWμit+εit

當式(1)中空間誤差項系數λ=0時，得到SDM模型，如式(2)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+εit

(2)

當式(1)中解釋變量空間系數θi=0(i=1,2)時，得到SAC模型，如式(3)所示：

(3)

μit=λWμit+εit

當式(2)中解釋變量空間系數θi=0(i=1,2)時，或者式(3)中空間誤差項系數λ=0時，SDM模型和SAC模型可以轉化為SAR模型，如式(4)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(4)

當式(2)中被解釋變量的空間滯后項系數ρ、解釋變量空間系數θi以及回歸系數βit之間滿足θi=-ρβi，或者式(3)中被解釋變量的空間滯后項系數ρ=0時，SDM模型和SAC模型可以轉化為SEM模型，如式(5)所示：

(5)

μit=λWμit

當不考慮空間相關性，即式(1)中被解釋變量的空間滯后項系數ρ、解釋變量空間系數θi以及空間誤差項系數λ都為0時，得到經典普通最小二乘(OLS)模型，如式(6)所示：

Yit=β0+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(6)

其中，Yit為被解釋變量，即產業(yè)集聚水平和產業(yè)結構升級，fdit為京津冀各地級市的財政自主權?？刂谱兞繛楦鞯丶壥械氖袌鰸摿Φ淖匀粚?lnmarket)、各地級市房地產占固定資產投資比重(reality)以及各地市人口密度的自然對數(lnpop)，W為空間權重矩陣，μit和εit為服從獨立同分布的擾動項，滿足μit～iid(0,σ2)和εit～iid(0,σ2)。其中，市場潛力可根據如下方法計算：

(7)

式(7)中，Yi代表各城市國內生產總值(GDP)，dij為城市i和城市j之間的地理距離(2)若無特殊說明，本文所使用dij均指代城市i和j之間的地理距離。，根據兩城市的經緯度用Stata軟件進行運算，經緯度數據從國家基礎地理信息中心查詢獲取。

構建空間計量模型，空間權重矩陣的選擇尤為關鍵。空間權重矩陣按形式通常包括二進制空間權重矩陣、空間距離權重矩陣和嵌套矩陣。二進制空間權重包含簡單二進制空間權重矩陣和基于距離的二進制空間權重矩陣，形式如式(8)所示：

(8)

空間距離權重矩陣可選擇距離的倒數平方空間矩陣來說明城市之間相互作用受距離的增加而衰減的影響，形式如式(9)所示：

(9)

嵌套矩陣在考慮城市地理特征的同時還考慮到城市的經濟活動，相比前兩種類型的矩陣更為復雜，也更能準確衡量空間相關性。形式如式(10)所示：

(10)

(二)變量測度

本文的核心變量包括地方產業(yè)集聚水平、地方產業(yè)結構升級水平和地方財政自主權。前文說明了財政自主權的具體計算過程，實際操作中，由于地級市轉移支付數據獲取困難，采用一般公共預算內收入與一般公共預算內支出的比值來衡量財政自主權，并且本文忽略了土地出讓金收入對財政自主權帶來的影響，不過從所獲數據來看，以上誤差不會對城市間財政自主權差距造成影響，不會影響本文的研究結論。專業(yè)化分工體系是產業(yè)集聚的重要條件，從分工的角度衡量地方產業(yè)集聚水平，可用城市產業(yè)專業(yè)化指數來衡量，計算式如下：

(11)

其中，Sij為產業(yè)j在城市i中所占的就業(yè)比重，Sj是產業(yè)j在京津冀地區(qū)所占的就業(yè)比重；SS取值在[0,1]，越大代表專業(yè)化水平越高，反映城市間分工程度越高，越小則代表專業(yè)化水平越小，反映城市產業(yè)多樣化水平越高。

產業(yè)結構升級方面，本文運用產業(yè)結構層次系數HI衡量產業(yè)升級，計算式如下：

(12)

Yi為第i產業(yè)產值比例；HI取值在[1,3]，HI越接近1，表明產業(yè)結構層次越低，越接近3，表明產業(yè)結構層次越高。

本文原始數據源于2006—2017年《城市統(tǒng)計年鑒》以及北京、天津、河北的地方統(tǒng)計年鑒，數據以2000年為基期。

相關變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

五、實證結果分析

基于以上表述，本文先進行OLS回歸分析，以確定解釋變量與被解釋變量之間的關系，由于本文樣本特征，選用固定效應模型進行估計，后續(xù)豪斯曼(Hausman)檢驗的結果也支持這一選擇。回歸結果如表2所示。

表2 OLS估計結果

表2結果顯示，財政自主權的提升對產業(yè)結構升級具有顯著的促進作用，對產業(yè)集聚有顯著的抑制作用，結果符合本文的理論推斷，不過，根據表3結果，忽略空間相關性可能難以反映客觀事實。因此，本文選用SAR、SEM、SAC、SDM模型進行進一步估計，并依據相關判斷規(guī)則對模型的擬合效果進行檢驗，回歸結果如表4所示。

表3的估計結果顯示，絕大多數空間計量模型的空間項系數顯著且為正，表明京津冀城市群各市的產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級會受到其他城市的影響。綜合觀察表3，可知SDM模型相對其他模型變量系數顯著個數更多，為了驗證SDM模型的擬合效果，進行沃爾德(Wald)檢驗和似然比(LR)檢驗，各檢驗的P值均在5%的水平下顯著為0，并且由于解釋變量的空間系數顯著不為0，表明SDM模型不能轉化為SAR和SEM模型。SDM模型的估計結果顯示，財政自主權對京津冀城市群產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級造成顯著影響。

表3 空間面板回歸結果

為保證估計結果的穩(wěn)健性，本文選取其他類型的空間權重矩陣進行實證檢驗，并與前述估計結果對比。結果表明，不論是二進制空間權重矩陣還是空間距離權重矩陣，SDM模型都具有最優(yōu)的擬合效果，在估計系數方面，盡管大小有所差異，方向與顯著性沒有明顯改變。這表明本文實證結果具有一定可靠性。

然而，靜態(tài)空間面板模型忽略了城市產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的動態(tài)化特征。盡管客觀上區(qū)位因素、資源稟賦對地區(qū)產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級產生重要影響，但忽略動態(tài)效應不利于綜合考察產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級。此外，本文在理論推導中已經表明，財政自主權與產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級之間的關系是雙向的，即財政自主權會影響產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級，產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級也會影響財政自主權，且模型或許會遺漏了其他對產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級具有重要影響的變量。以上因素表明，靜態(tài)空間面板具有內生性問題，導致模型的估計系數有偏和不可靠。

基于此，可以引入動態(tài)因素，進一步考察個體時間序列相關性和空間序列相關性。具體地，將財政自主權作為內生變量，并運用系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)估計方法，得到工具變量對產業(yè)集聚和產業(yè)結構升級空間面板進行回歸，回歸結果如表4所示。

表4 系統(tǒng)GMM動態(tài)SDM模型

表4匯報了SYS-GMM動態(tài)SDM模型的估計結果，殘差項一階序列相關，但二階序列不相關，Sargan過度識別檢驗表明模型不存在設定偏誤問題，工具變量滿足外生要求。本文發(fā)現，空間滯后項系數相比靜態(tài)模型具有較大差異，說明靜態(tài)模型確實存在內生性問題，對空間效應的估計具有偏誤。動態(tài)空間面板的結果更加穩(wěn)定與準確。

表4中，產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級的空間滯后項系數顯著為正，表明產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級在京津冀城市群間具有空間溢出效應。應當注意，財政自主權的提升抑制了本地產業(yè)集聚，推動了產業(yè)結構升級，但空間溢出效應正好相反。這一現象與眾多學者對北京對周邊地區(qū)產生“虹吸效應”使得帶動輻射作用不強的認識[36-39]相符。京津冀城市群間的財政自主權差異反映了這種“虹吸效應”的效果?！昂缥毕虮本┘哿舜罅抠Y源，帶動了北京本地產業(yè)發(fā)展，由于北京城市定位屬于綜合性城市，其經濟結構特征與產業(yè)集聚所隱含的單一結構必然是相悖的。但“虹吸效應”對周邊城市而言，被吸納的資源無法反哺，地方政府為了發(fā)展經濟有更多動機投資稅低利高的“三高”型企業(yè)，因此周邊城市產生了產業(yè)集聚，但產業(yè)結構升級緩慢。

六、結論與政策含義

本文從產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級兩個角度考察財政自主權對京津冀產業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響。理論上，財政自主權能夠通過支出結構靈活性、財政行為波動性、轉移支付和政府競爭等渠道影響產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級，并具有空間溢出效應?；诋a業(yè)集聚所隱含的經濟結構單一性和地方經濟“小而全”或“大而全”的特征，財政自主權提升往往會阻礙產業(yè)集聚、推動產業(yè)結構升級。在此基礎上，本文以京津冀城市群2006—2017年數據為樣本，運用空間計量模型，利用不同空間權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗并依靠SYS-GMM方法緩解內生性問題后，主要研究結論為：

京津冀城市群內產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級具有空間相關性，表明地區(qū)間經濟活動并非獨立，空間計量模型的空間項系數顯著為正，表明周邊地區(qū)產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級有利于本地推動產業(yè)發(fā)展。因此，地方政府在制定相關產業(yè)政策時，不僅要關注本地區(qū)的資源稟賦與區(qū)位因素，還應通盤考慮區(qū)域發(fā)展策略，關注周邊地區(qū)的政策和區(qū)位因素。在這個前提下，京津冀地方政府應加強區(qū)域間的交流與合作，從而提高整體區(qū)域內資源要素的利用效率，推動本地區(qū)和周邊地區(qū)的產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級。

財政自主權對本地產業(yè)集聚影響為負，但對本地產業(yè)結構升級影響為正。相反，對周邊地區(qū)產業(yè)集聚影響為正，對周邊地區(qū)產業(yè)結構升級影響為負。這一結果顯示財政自主權高的城市具有“虹吸效應”，吸納周邊地區(qū)資源促進本地產業(yè)結構升級，且“大而全”“小而全”的經濟結構特征，不利于實現產業(yè)集聚，同時對周邊輻射帶動作用不強。引入動態(tài)因素之后，系數顯著，表明地區(qū)產業(yè)集聚與產業(yè)結構升級是長期積累的結果，短期內依靠行政手段強制推動不利于實現產業(yè)健康發(fā)展。從政策制定的角度講，地方政府應重視財政收支在資源配置方面的作用，在保證本地發(fā)展和帶動周邊發(fā)展間實現平衡；地方政府應當著力提升本地財政自主權，但是應將發(fā)展重點放在提升財政收入質量和企業(yè)稅收基數方面，并且應從區(qū)域整體出發(fā)，主動推動產業(yè)分工，使“小而全”“大而全”的經濟結構實現轉型，促進區(qū)域間分工格局優(yōu)化，實現區(qū)域整體產業(yè)協(xié)同發(fā)展。