張 雄 高志剛 韓延玲

（1.新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學學院，新疆 烏魯木齊 830012；2.新疆科技學院，新疆 庫爾勒 841000）

一、引言

隨著中國城鎮(zhèn)化進程的加快，城市作為經(jīng)濟活動的重要單元，成為了促進國民經(jīng)濟發(fā)展的主要載體與核心引擎。當前，中國城市貿易經(jīng)濟發(fā)展已從以高速增長為主邁入高質量發(fā)展新階段。城市貿易經(jīng)濟韌性是城市貿易經(jīng)濟系統(tǒng)應對外部風險沖擊的能力。強勁的經(jīng)濟韌性能夠促使城市貿易經(jīng)濟平穩(wěn)可持續(xù)運行，保持城市貿易經(jīng)濟平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展是中國經(jīng)濟未來發(fā)展的關鍵，能有效推動城市貿易經(jīng)濟高質量發(fā)展。然而，近些年來國際局勢更趨復雜多變，如貿易保護主義、逆全球化思潮等頻現(xiàn)，加之全球市場“黑天鵝”“灰犀?！钡仁录l發(fā)，給城市貿易經(jīng)濟發(fā)展帶來諸多風險和不確定性，不利于城市貿易經(jīng)濟高質量發(fā)展。面對外部環(huán)境復雜多變的沖擊，城市貿易經(jīng)濟韌性的重要性日益凸顯。事實上，城市貿易經(jīng)濟韌性建設已上升為國家戰(zhàn)略。國家“十四五”規(guī)劃綱要中明確提出要“建設韌性城市”。中共二十大報告指出“加強城市基礎設施建設，打造宜居、韌性、智慧城市”。在此背景下，增強城市貿易經(jīng)濟韌性顯得愈加重要。提及城市貿易經(jīng)濟韌性就離不開政府財政政策制度的支持和保障。其中，分權型財政體制對城市貿易經(jīng)濟發(fā)展有著重要的影響。自1980 年實行財政包干體制以來，中國不斷探索并積極實施了一系列適度的財政分權改革，特別是1994 年的分稅制改革，從根本上改變了地方政府參與社會經(jīng)濟活動的行為方式。財政分權賦予了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展強大的動力，在一定程度上有利于提高地區(qū)資源配置效率、提升全要素生產(chǎn)率和促進城市高質量發(fā)展。[1-3]那么，財政分權能否增強城市貿易經(jīng)濟韌性？如果可以，其作用機制是什么？財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性有何空間溢出特征？對此，筆者試圖對上述問題進行回答。

韌性（Resilience）源于物理學，其本意為“系統(tǒng)受沖擊后恢復到原始狀態(tài)的能力”。最初，韌性主要屬于物理學、生態(tài)學和社會學領域研究范疇，而自Reggiani et al.（2002）首次將韌性概念引入空間經(jīng)濟學后[4]，經(jīng)濟學界便開始對經(jīng)濟韌性尤其是城市經(jīng)濟韌性進行了廣泛研究。目前，國內外關于城市經(jīng)濟韌性的研究成果較為豐碩，且主要體現(xiàn)在城市經(jīng)濟韌性的內涵、測度等方面。在概念內涵方面，迄今為止學界尚未就城市經(jīng)濟韌性的概念達成共識，如Rose ＆ Liao（2005）、Hassink（2010）、Martin ＆ Sunley（2015）、任朝旺（2021）等學者從不同視角給出了相關界定。[5-8]在實證測度方面，學界主要采用實際GDP 增長率、就業(yè)人員數(shù)變化率、失業(yè)率等單一指標來測算城市經(jīng)濟韌性。[9-11]同時，少數(shù)學者采用指標體系評價法進行研究，如朱金鶴和孫紅雪（2021）從抵抗與恢復力、適應與調節(jié)力、創(chuàng)新與轉型力等3 個維度出發(fā)建立評價體系，并采用熵值法賦權對城市經(jīng)濟韌性進行測度。[12]值得關注的是，近些年來由于國內外經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的復雜性、不確定性加劇，有關城市經(jīng)濟韌性影響因素的研究正日益引起學界的重視。國內外學者重點圍繞產(chǎn)業(yè)結構多樣性、產(chǎn)業(yè)集群網(wǎng)絡、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、數(shù)字經(jīng)濟等方面進行了諸多有益的探索。[13-17]

現(xiàn)有文獻對城市經(jīng)濟韌性開展了富有意義的探討，但鮮有文獻對貿易經(jīng)濟韌性進行研究，更是缺乏基于地方政府財政分權視角探究財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響及其作用機制的文獻。此外，由于城市貿易經(jīng)濟韌性和財政分權存在著空間自相關性，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響可能會產(chǎn)生空間溢出效應，而目前考慮空間因素分析財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性影響的研究更是匱乏?；诖?，筆者采用2006—2019 年中國283 個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，通過面板回歸模型、中介效應檢驗方法及空間杜賓模型，全面考察財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響，包括財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的直接影響、間接影響和空間溢出效應，以期為增強中國城市貿易經(jīng)濟韌性、推動經(jīng)濟高質量發(fā)展提供理論依據(jù)與政策參考。

與既往研究相比，筆者可能的邊際貢獻在于：（1）從地方政府財政分權角度出發(fā)，通過理論和實證相結合的方式，探究了財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的直接影響，在一定程度上豐富和拓展了城市貿易經(jīng)濟韌性的影響因素及財政分權的經(jīng)濟效應研究；（2）探討了財政分權影響城市貿易經(jīng)濟韌性的中介機制，認為科技創(chuàng)新在其中發(fā)揮了中介作用，這有助于深化財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性影響機理的認識；（3）考慮空間因素的影響，借助空間杜賓模型實證考察了財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的空間溢出效應，更加全面地反映了財政分權與城市貿易經(jīng)濟韌性的空間關聯(lián)關系。

二、理論分析與假設的提出

（一）財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的直接影響

財政分權作為一項財政制度安排，客觀上賦予了地方政府一定的收益和支配權，極大激發(fā)了地方政府的創(chuàng)造性和積極性，為城市貿易經(jīng)濟發(fā)展注入了新的活力，并對提升城市貿易經(jīng)濟韌性產(chǎn)生了積極的影響。在財政分權體制下，地方政府擁有更多的經(jīng)濟自主權，其可憑借自身擁有的本地信息優(yōu)勢，在一定程度上能更為合理地支配本地資源，根據(jù)所在城市的區(qū)位優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)格局及發(fā)展需要因地施策，引導資源要素流向更高效率領域，從而提高資源配置效率，促使經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，不斷增強城市貿易經(jīng)濟韌性。同時，財政分權下地方政府可以通過產(chǎn)業(yè)政策和稅收競爭吸引更多的企業(yè)入駐本地區(qū)，促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的形成，而產(chǎn)業(yè)集聚具有正外部性效應，不僅有利于知識和技術的溢出與擴散，而且有利于城市生產(chǎn)率的提升[18]，這將會促進城市貿易經(jīng)濟增長，提高城市貿易經(jīng)濟受沖擊后的抵抗和恢復能力。此外，財政分權改革加強了財稅政策對產(chǎn)業(yè)結構的“區(qū)位定向誘導”作用，促使本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構不斷調整優(yōu)化，使其更加趨于合理化、多元化和高級化[19]，而產(chǎn)業(yè)結構調整升級將會提升產(chǎn)業(yè)協(xié)同性，促進生產(chǎn)要素流向高生產(chǎn)率部門，從而提升城市貿易經(jīng)濟的韌性?；谏鲜龇治?，提出假設1。

假設1：財政分權有利于增強城市貿易經(jīng)濟韌性。

（二）財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的間接影響

財政分權除了直接影響城市貿易經(jīng)濟韌性外，還會通過促進科技創(chuàng)新這一路徑間接作用于城市貿易經(jīng)濟韌性。一方面，財政分權可以有效促進科技創(chuàng)新。在分權體制下，財政分權很大程度上提高了地方政府財政支出的自主權，地方政府能夠通過擴大財政科技支出規(guī)模來提升科技創(chuàng)新水平，同時地方政府具有本地信息優(yōu)勢和專業(yè)化優(yōu)勢，可以因勢利導地整合布局本地區(qū)的科技創(chuàng)新資源，尤其是能合理利用和優(yōu)化配置地方財政科技支出資金，提高財政科技支出配置效率，從而促進科技創(chuàng)新。此外，在當前大力實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，地方政府的競爭機制已由“為增長而競爭”逐漸向“為創(chuàng)新而競爭”轉變[20]，在創(chuàng)新標尺激勵下，財政分權有效提升了科技創(chuàng)新水平。[21]事實上，相關研究已證實，財政分權能夠顯著提升城市科技創(chuàng)新水平。[22]另一方面，科技創(chuàng)新對城市貿易經(jīng)濟韌性具有積極的影響作用。具體來說，科技創(chuàng)新可以通過優(yōu)化生產(chǎn)要素配置和組合，提高要素資源配置效率和全要素生產(chǎn)率，從而提升創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的驅動作用，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，進而增強城市貿易經(jīng)濟發(fā)展韌性。此外，科技創(chuàng)新催生并推動了城市新興產(chǎn)業(yè)和新興業(yè)態(tài)的快速發(fā)展，加速淘汰生產(chǎn)率低和技術落后的生產(chǎn)部門，驅使產(chǎn)業(yè)由勞動、資本密集型向技術、人才和知識密集型轉變，從而推動城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，不斷增強城市貿易經(jīng)濟的韌性。此外，科技創(chuàng)新還可以在經(jīng)濟沖擊發(fā)生后的恢復和更新階段促使城市更快速轉產(chǎn)或產(chǎn)生新的生產(chǎn)活動，驅動城市貿易經(jīng)濟結構的適應性調整，從而增強城市貿易經(jīng)濟在沖擊后的恢復能力。綜上，提出假設2。

假設2：科技創(chuàng)新在財政分權影響城市貿易經(jīng)濟韌性的過程中起到了中介作用，即財政分權可以通過提升科技創(chuàng)新水平進而增強城市貿易經(jīng)濟韌性。

（三）財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的空間溢出效應

財政分權體制下，地方政府在作出財政收支決策時往往會受到鄰近城市相關策略的影響，從而引發(fā)城市間政府財政收支策略互動行為。實際上，現(xiàn)有財政分權經(jīng)濟效應的相關研究已充分證明財政分權具有一定空間溢出效應。肖遠飛和吳允（2019）研究發(fā)現(xiàn)，財政分權的提高不僅會引起本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率下降，同時還具有正向空間溢出效應。[23]呂勇斌等（2020）、張莉娜和呂祥偉（2021）研究認為，本地財政分權有利于本地城市與鄰近城市經(jīng)濟增長。[24，25]考慮到城市層級政府存在財政收支上的空間策略互動行為，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響也可能在空間上存在溢出效應，故提出假設3。

假設3：財政分權可通過空間溢出效應作用于鄰近城市貿易經(jīng)濟韌性。

三、研究設計

（一）模型設定

首先，為了實證考察財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的直接影響，驗證假設1，構建如下基準計量模型：

其中，下標i、t分別表示城市和年份，被解釋變量res表示城市貿易經(jīng)濟韌性水平，fis表示城市財政分權程度，control為控制變量，ui、vt、εit分別為不可觀測的城市和年份固定效應及隨機誤差項。α1是核心解釋變量財政分權的回歸系數(shù)，若顯著為正，則說明財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性具有正影響，即假設1成立。

其次，為驗證假設2，即考察財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的中介作用機制，在模型（1）的基礎上，引入科技創(chuàng)新中介變量，設定如下中介效應檢驗模型：

其中，inno表示科技創(chuàng)新水平，其余變量含義與模型（1）相同。若上述模型中回歸系數(shù)α1、β1和γ2均顯著為正，則科技創(chuàng)新變量的中介效應顯著，即科技創(chuàng)新在財政分權增強城市貿易經(jīng)濟韌性中起到了中介作用，假設2 成立；此時如果γ1也顯著，則科技創(chuàng)新的中介效應為部分中介效應，否則為完全中介效應。

最后，為了進一步探討財政分權對鄰近地區(qū)城市貿易經(jīng)濟韌性的空間溢出效應，將運用空間計量模型來驗證假設3。空間計量模型主要包括空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）等三種形式，其中，SDM 模型不僅能夠考察自變量的空間溢出效應，而且相較于前兩種模型而言具有更高的優(yōu)越性（Elhorst，2014）[26]，因此，選擇SDM模型進行實證檢驗。在構建SDM模型之前，依次進行Hausman 檢驗和SDM 模型固定效應檢驗，根據(jù)檢驗結果最終建立時空雙向固定效應的SDM模型，具體模型如下：

其中，W表示空間權重矩陣，為了提高實證檢驗結果的可靠性，選擇空間鄰接、地理距離（距離平方的倒數(shù)）和經(jīng)濟距離等3 種不同形式的空間權重同時予以回歸；ρ為被解釋變量城市貿易經(jīng)濟韌性空間滯后項的系數(shù)，θ1和θ2分別是核心解釋變量財政分權空間滯后項的系數(shù)和控制變量空間滯后項的系數(shù)，其余變量含義同模型（1）。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城市貿易經(jīng)濟韌性?？紤]到城市層面的數(shù)據(jù)可得性并結合研究需要，使用城市實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率作為替代變量來測算城市貿易經(jīng)濟韌性水平，用res表示。具體計算公式如下：

其中，git代表t年份i城市的實際地區(qū)生產(chǎn)總值年度增長率，Gt代表t年份全國的實際GDP 年度增長率。

2.核心解釋變量：財政分權。關于財政分權程度的測量，已有文獻主要集中于兩種方法，即財政收入分權法和財政支出分權法。筆者利用財政收入分權法即用城市人均財政收入占城市、省份以及中央人均財政收入之和的比例來測量財政分權程度，以fis1 表示。此外，為確保實證結果穩(wěn)健可靠，利用財政支出分權法即用城市人均財政支出占城市、省份以及中央人均財政支出之和的比例重新測量財政分權程度，以fis2表示，進一步進行穩(wěn)健性分析。

3.中介變量：科技創(chuàng)新。現(xiàn)有文獻對科技創(chuàng)新水平的衡量主要是基于投入和產(chǎn)出兩種視角展開。筆者從投入視角出發(fā)采用城市人均財政科技支出來衡量科技創(chuàng)新水平，以inno1 表示。同時，從產(chǎn)出視角出發(fā)采用城市專利申請量的自然對數(shù)來作為科技創(chuàng)新水平指標，以inno2表示，進行穩(wěn)健性檢驗。

4.控制變量。為了減少遺漏變量對模型實證估計結果的影響，結合前文分析和已有研究，設置如下7 個控制變量。經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp），采用城市人均生產(chǎn)總值衡量；金融發(fā)展水平（fin），采用城市人均金融機構貸款額衡量；工業(yè)化程度（ind），采用城市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的自然對數(shù)衡量；固定資產(chǎn)投資水平（fixinv），采用城市固定資產(chǎn)投資總額與城市地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量；對外開放（open），采用城市進出口貿易總額的自然對數(shù)衡量；信息化程度（inf），采用城市互聯(lián)網(wǎng)使用戶數(shù)的自然對數(shù)衡量；人力資本（hum），采用城市每百人中普通高等學校在校生人數(shù)衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源

筆者所用研究樣本為2006—2019 年中國283個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)。其中，研究中所涉及的城市專利申請量指標數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS），中央和各省市區(qū)人均財政收入和支出指標的基礎數(shù)據(jù)分別來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒，其余變量原始數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。需要指出的是，對于少量缺失數(shù)據(jù)，主要通過查閱城市統(tǒng)計公報、插值法以及外延法進行填補。表1為上述主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

筆者所構建的基準回歸模型通常有面板固定效應模型和面板隨機效應模型兩種，在對模型參數(shù)進行估計之前，需借助于Hausman 檢驗加以確定其具體類型。根據(jù)Hausman 檢驗結果，采用面板固定效應模型進行回歸估計，所得估計結果見表2。表2第（1）～（2）列為僅考察財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性影響的回歸結果。可以看出，無論是否控制年份固定效應，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響在1%的水平上均顯著為正。表2 第（3）～（4）列為進一步控制了影響城市貿易經(jīng)濟韌性水平其他因素之后的回歸結果?？梢钥闯?，此時財政分權估計系數(shù)的作用方向及顯著性并未發(fā)生實質性變化。以上回歸結果分析表明，財政分權能夠顯著增強城市貿易經(jīng)濟韌性，假設1成立。

表2 基準回歸結果

從表2第（4）列的控制變量回歸結果看，在同時加入城市和年份的雙向固定效應情況下，模型中所有控制變量的估計系數(shù)值均為正，這與理論預期符號一致，且除了信息化程度和人力資本兩個變量外，其他變量的估計系數(shù)均通過了10%的顯著性檢驗?？偟膩碚f，本研究的控制變量選取較為合理，對可能影響城市貿易經(jīng)濟韌性的其他因素起到了很好的控制作用。由于控制變量對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響不是筆者關注的重點，限于篇幅，不再對控制變量的影響作用作進一步解釋說明。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為確保前文研究結論的可靠性，從內生性處理、變換模型、改變財政分權度量方式等角度分別對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1.內生性處理。內生性是運用計量模型進行經(jīng)濟實證研究時不容忽視的問題，在存在內生性的情況下，回歸系數(shù)估計將發(fā)生偏差。在本研究的基準回歸模型中，財政分權與城市貿易經(jīng)濟韌性之間可能存在因反向因果或遺漏變量而引起的內生性問題，這將會導致無法精準確定兩者之間的因果關系。為了確保實證結果的可信度，借鑒程中華和金偉（2021）的研究[27]，使用同一省份（不包括直轄市）內其他城市財政分權程度當年的平均值作為工具變量（fis1_iv）進行兩階段回歸，所得估計結果見表3第（1）～（2）列。由列（1）第一階段回歸結果可以看出，工具變量（fis1_iv）的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，同時模型聯(lián)合檢驗的F 統(tǒng)計量值為31.13，其數(shù)值遠大于10，排除了弱工具變量的可能性，說明選取的工具變量較為理想。此外，列（2）第二階段回歸結果顯示，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響仍顯著為正，表明在緩解了內生性的情況下，財政分權能夠顯著增強城市貿易經(jīng)濟韌性這一基準回歸結論依然成立。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

2.更換模型。前文基準回歸采用的是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，而通常來講，城市貿易經(jīng)濟發(fā)展韌性在不同年份之間存在著一定慣性，當期的貿易經(jīng)濟韌性很可能受到上一年度貿易經(jīng)濟韌性的影響，因此采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進一步進行實證檢驗。鑒于系統(tǒng)GMM 模型具有更高適用條件，在此利用差分GMM 模型進行再回歸，所得估計結果見表3 第（3）列。結果顯示，AR（1）檢驗的p 值小于0.01，同時AR（2）和Hansen檢驗的p值均大于0.1，這意味著模型不存在隨機擾動項二階自相關和工具變量過度識別問題，采用差分GMM 模型進行估計是合理的。此外，財政分權的估計系數(shù)仍為正，且通過了10%的顯著性檢驗，說明前文研究結論較為穩(wěn)健。

3.改變財政分權度量方式。核心解釋變量財政分權的度量對于回歸估計結果而言至關重要，為了保證實證結果的可靠性，從財政支出角度測度財政分權程度進而再次進行估計，所得回歸結果見表3第（4）列。結果顯示，核心解釋變量財政分權的估計系數(shù)符號和顯著性并未發(fā)生變化，僅是解釋力有所下降，這意味著在考慮了財政分權不同度量方式之后，前文研究結論依然穩(wěn)健。

4.替換被解釋變量。不同的城市貿易經(jīng)濟韌性指標也會對回歸結果產(chǎn)生差異化影響，本研究以城市貿易經(jīng)濟韌性水平是否大于0來界定城市貿易經(jīng)濟韌性所處狀態(tài)（resd），若城市貿易經(jīng)濟韌性水平大于0，則為貿易經(jīng)濟強韌性城市，resd=1；否則為貿易經(jīng)濟弱韌性城市，resd=0。在此基礎上，用城市貿易經(jīng)濟韌性所處狀態(tài)指標來替換原被解釋變量予以檢驗?？紤]到替換后的被解釋變量是一個二元變量，使用面板Logit 模型進行回歸估計，所得實證結果見表3第（5）列。結果表明，財政分權的估計系數(shù)仍穩(wěn)健且顯著為正，從而進一步說明前文研究結論是穩(wěn)健的。

5.剔除部分城市樣本?？紤]到直轄市、副省級城市以及省會城市在經(jīng)濟實力、財政自主性等方面與一般的地級城市相比具有一定的優(yōu)勢，可能會引起估計結果偏差，本部分將其剔除重新進行回歸估計，所得估計結果見表3 第（6）列。結果顯示，在剔除部分城市樣本后，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響力與上述基準回歸結果保持一致，再次驗證了前文研究結論是穩(wěn)健的。

（三）中介機制檢驗

正如前文理論分析所述，科技創(chuàng)新在財政分權影響城市貿易經(jīng)濟韌性的過程中起到了中介作用。本部分將運用中介效應檢驗方法對科技創(chuàng)新的中介機制進行回歸檢驗，所得估計結果見表4。由表4第（2）列回歸結果可知，財政分權的回歸系數(shù)為正且通過了1%的顯著性檢驗，說明財政分權能夠提升科技創(chuàng)新水平；表4 第（3）列的檢驗結果顯示，在加入中介機制變量科技創(chuàng)新后，財政分權的回歸系數(shù)相較于列（1）的主效應模型系數(shù)而言有所下降，但是依然顯著為正，同時科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)也在5%的水平上顯著為正，這意味著科技創(chuàng)新在財政分權增強城市貿易經(jīng)濟韌性的過程中起到了部分中介作用。在此基礎上，進一步采用Sobel 檢驗方法對科技創(chuàng)新的中介效應進行檢驗。結果顯示，Sobel Z 值為2.647，且在1%的水平上顯著，充分表明科技創(chuàng)新是財政分權影響城市貿易經(jīng)濟韌性的中介機制，假設2 得到驗證，即財政分權可以通過提升科技創(chuàng)新水平進而增強城市貿易經(jīng)濟韌性。

表4 中介機制檢驗結果

為了進一步證實科技創(chuàng)新的中介效應成立，從產(chǎn)出視角出發(fā)采用城市專利申請量的自然對數(shù)作為科技創(chuàng)新水平指標（inno2）重新進行中介效應回歸檢驗。表4 第（4）～（5）列的估計結果顯示，科技創(chuàng)新的中介效應依然顯著存在，說明上述中介機制檢驗結果是穩(wěn)健的。

（四）空間溢出效應檢驗

在構建空間計量模型之前，需要對城市貿易經(jīng)濟韌性與財政分權兩個變量進行空間自相關性分析，以實證檢驗筆者所建立的空間計量模型是否具有合理性。限于篇幅，運用Moran’s I 指數(shù)僅測算了空間鄰接權重矩陣下的城市貿易經(jīng)濟韌性與財政分權的空間自相關系數(shù)，測算結果見表5。由表5可以看出，2006—2019年城市貿易經(jīng)濟韌性和財政分權的Moran’s I 指數(shù)均顯著為正，說明兩者在空間分布上存在著正向的空間自相關性?？梢?，構建的空間計量模型是合理的。

表5 Moran’sI指數(shù)測算結果

接下來，使用空間杜賓回歸模型（SDM）對財政分權的空間溢出效應進行實證檢驗。需要指出的是，在利用SDM 模型進行空間效應分析時，其參數(shù)估計結果并不能直接反映自變量的邊際影響。Lesage ＆ Pace（2009）研究認為，當空間計量模型中引入空間自相關項后，將會引致模型參數(shù)的估計量出現(xiàn)偏誤，自變量對因變量的影響不能再用自變量的估計系數(shù)表示，并采用偏微分方法將估計結果分解為直接效應、間接效應（即溢出效應）和總效應進而來彌補上述缺陷。[28]因此，筆者遵循Lesage ＆ Pace（2009）的做法，采用偏微分方法來估算財政分權的空間效應，估計結果見表6。由表6 可知，在三種空間權重矩陣下，財政分權的直接效應和間接效應均為正值，且在1%或5%的水平上顯著，說明財政分權不僅能夠促進本地城市貿易經(jīng)濟韌性，也可以通過“示范效應”對鄰近城市貿易經(jīng)濟韌性產(chǎn)生正向的空間溢出效應，假設3 得到驗證。依據(jù)直接效應、間接效應和總效應的系數(shù)，進一步計算財政分權的空間溢出效應在總效應中所占的比重。結果顯示，在三種空間權重矩陣下，財政分權的空間溢出效應占比均相對較高，分別達到51.91%、69.41%和45.17%，表明鄰近城市財政分權的空間溢出效應對提升本地城市貿易經(jīng)濟韌性發(fā)揮了重要作用。

表6 空間杜賓模型回歸結果

五、進一步的異質性分析

（一）城市區(qū)位異質性分析

考慮到中國東部、中部和西部地區(qū)之間存在著一定差異，將全部城市樣本劃分為東部城市、中部城市和西部城市三個子樣本，并使用基準回歸模型分別進行估計，以探討財政分權影響城市貿易經(jīng)濟韌性的區(qū)位異質性，結果見表7。由表7 可知，三大區(qū)位城市財政分權的回歸系數(shù)均顯著為正，且中西部城市財政分權的系數(shù)大于東部城市，表明相較于東部城市，財政分權對中西部城市貿易經(jīng)濟韌性的促進作用更強。這可能是因為東部地區(qū)城市貿易經(jīng)濟發(fā)展水平、資源配置效率以及創(chuàng)新能力普遍較高，當遭受外在經(jīng)濟沖擊時，其自身的抵御和恢復能力較強，無需政府過多地干預，而中西部地區(qū)城市則恰恰相反，需要政府采取公共財政收支政策來應對沖擊。

表7 區(qū)位異質性回歸結果

（二）城市貿易經(jīng)濟韌性異質性分析

從前文描述統(tǒng)計結果可知，中國城市貿易經(jīng)濟韌性水平存在著較大差異。那么，城市貿易經(jīng)濟韌性水平差異是否可能會導致財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性產(chǎn)生差異化影響？為此，筆者選取10%、25%、50%、75%和90%等5 個分位點，使用面板分位數(shù)回歸模型進一步考察財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的邊際影響，結果見表8。由表8 可知，在所有分位點上，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響均顯著為正，并且隨著分位點的提升，影響程度逐漸減小，表明在貿易經(jīng)濟韌性水平越高的城市，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的促進作用越弱，反之亦然。這可能是因為貿易經(jīng)濟韌性較強的城市通常而言其貿易經(jīng)濟發(fā)展韌性越足，具有更強的應對經(jīng)濟風險沖擊的能力?？梢哉J為，城市貿易經(jīng)濟發(fā)展韌性越強，其經(jīng)濟運行的穩(wěn)定性越高，政府對經(jīng)濟發(fā)展的干預和調節(jié)就會減少。

六、結論與政策啟示

財政分權為增強城市貿易經(jīng)濟韌性、推動經(jīng)濟高質量發(fā)展提供了制度保障，有效促進了城市貿易經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定高質量發(fā)展?；?006—2019 年中國283 個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，實證分析了財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的影響及其內在機理，主要得到以下結論。（1）從直接影響看，財政分權能夠顯著增強城市貿易經(jīng)濟韌性，且該結論在經(jīng)過內生性處理、變換模型、改變財政分權度量方式等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立；（2）從間接影響看，科技創(chuàng)新在財政分權增強城市貿易經(jīng)濟韌性的過程中起到了部分中介作用，換言之，財政分權可以通過提升科技創(chuàng)新水平進而增強城市貿易經(jīng)濟韌性；（3）從空間效應看，城市貿易經(jīng)濟韌性和財政分權存在著正向的空間自相關性，財政分權對鄰近城市貿易經(jīng)濟韌性具有顯著的正向空間溢出效應；（4）從異質性看，財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性的促進作用存在區(qū)位和貿易經(jīng)濟韌性水平差異，在中西部地區(qū)及貿易經(jīng)濟韌性水平較低的城市中其作用效果越強。

基于上述研究結論，得出以下政策啟示。一是繼續(xù)深化財政分權體制改革，尤其是要大力推進省以下財政體制改革，不斷優(yōu)化完善各級政府間財權、事權和責任劃分，理順政府間權責關系，充分發(fā)揮地方政府在促進地方經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定高質量發(fā)展過程中的主體作用；二是進一步強化地方政府的科技創(chuàng)新偏好，多措并舉鼓勵引導其加大財政科技投入力度，同時注重利用地方政府自身所擁有的本地信息優(yōu)勢，不斷優(yōu)化財政科技支出，著力提升財政科技支出效率，以促進科技創(chuàng)新，增強城市貿易經(jīng)濟發(fā)展韌性；三是在進行財政分權體制改革時，要加強重視地區(qū)間的空間互動性，高質量打造地方財政分權改革示范城市，充分發(fā)揮其標桿效應和輻射帶動作用，推動城市間貿易經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展；四是關注不同區(qū)位及不同貿易經(jīng)濟韌性水平下財政分權對城市貿易經(jīng)濟韌性影響的異質性特征，因地制宜，分類施策地推進財政分權制度改革，適度給予中西部地區(qū)及貿易經(jīng)濟韌性水平較低的城市更多的財政自主權，以促進其經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定高質量發(fā)展。