地方政府文化財政支出競爭與空間溢出效應(yīng)
——基于空間計量模型的實證研究

賀 達，顧 江

(南京大學商學院，江蘇 南京 210093)

一、引 言

“政府干預與經(jīng)濟增長”議題在學術(shù)研究中一直是一個熱門話題。學界就中國近30年來經(jīng)濟高速增長的原因展開廣泛討論。林毅夫(2007)從比較優(yōu)勢的角度認為持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新、政府引導的從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型帶來了中國經(jīng)濟的高速增長[1]。周其仁(2010)指出廉價的勞動力市場、因政府主導改革降低的制度成本和國民對人力資本投資的增加是中國經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)[2]。周業(yè)安(2003)認為因財政分權(quán)導致的地方政府競爭極大的促進了經(jīng)濟增長[3]。周黎安(2007)認為地方政府官員的競爭錦標賽促進了中國經(jīng)濟增長[4]。這些觀點都證實了在中國經(jīng)濟增長過程中政府扮演了極其重要的角色。

類似的高速增長也發(fā)生在我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，自“十二五”規(guī)劃綱要指出要“推動文化產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟支柱性產(chǎn)業(yè)”以來，各地文化產(chǎn)業(yè)增加值增速平均為10%，部分地區(qū)達到20%及以上，遠遠高于同期GDP增速。現(xiàn)有研究指出地方政府在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程發(fā)揮了積極推動作用。呂志勝(2012)指出穩(wěn)定的公共財政投入保證了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展[5]。王鳳榮等(2016)指出政府對于文化領(lǐng)域的財政支持力度越大，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度越快[6]。同時地方政府制定的文化產(chǎn)業(yè)政策對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響是短期的，而中央政府制定的文化產(chǎn)業(yè)政策對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響是長期的。這些都表明從中觀的產(chǎn)業(yè)層面來看，政府在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中起到了巨大的推動作用。

在研究“政府和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展”議題時，現(xiàn)有文獻集中在地方政府和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系上，往往忽視了地方政府之間的互動關(guān)系。考慮到文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特殊性，部分文化產(chǎn)品和服務(wù)有公共物品的屬性，特別是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展成果對政府官員的政績考核作用并不明顯。在地方政府在“以GDP增長為核心”的晉升錦標賽激勵模式下，政府對公共物品的供給往往存在著搭便車行為。因此，本文通過構(gòu)建最優(yōu)化模型假定地方政府間存在三種可能的策略性行為，并通過SAC空間計量模型實證檢驗我國地方政府間策略性互動行為類別，同時通過設(shè)定5類不同的空間權(quán)重矩陣，分析地方政府間策略性互動行為的空間溢出效應(yīng)。

二、文獻綜述

地方政府間策略性互動行為是公共經(jīng)濟學研究的重要主題。地方政府為獲得更多經(jīng)濟資源展開策略性互動行為，Akai和Suhara(2013)認為這些策略性互動行為具體可以分為策略性替代行為，相互獨立和策略性互補行為三種行為模式，即存在相互競爭，搭便車和相互獨立三種可能[7]。策略性互動行為的理論框架最早是Besley和Case(1992)研究美國各州選民對州政府的支持率和相鄰州的稅收政策之間的關(guān)系，研究表明由于信息外溢效應(yīng)，公眾會把相鄰州政府的表現(xiàn)作為對本州政府績效評價的依據(jù)，即州政府之間的標尺競爭機制是美國各州稅收政策策略性互動的原因[8]。Brueckner(2003)提出兩類研究地方政府間策略性互動行為的模型框架，一是跨行政區(qū)域溢出模型(SPILLOVER MODEL)，還有一類是資源流動模型(RESOURCE-FLOW MODEL)，同時指出模型中非零的斜率系數(shù)表明地方政府間存在策略性互動行為，大部分的實證檢驗表明斜率系數(shù)為正，即大部分地方政府之間是策略互補行為[9]。Revelli(2005)引入制度變革時間啞變量，采用地方財政支出反應(yīng)函數(shù)分析英國地方政府間策略性互動行為，指出地方政府通過財政手段爭奪有利于本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的稀缺資源，表現(xiàn)為地區(qū)間的相互競爭[10]。Baicker(2001)通過全面地考察五種不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定對地方政府間策略性互動行為的影響，來識別是哪一種機制在發(fā)揮作用，除了沿用Case et al.(1993)采用的地理相鄰、黑人占比差值和人均收入差值三種空間權(quán)重矩陣以外，還增加了人口權(quán)重的地理矩陣和洲際移動便捷性兩種空間權(quán)重矩陣[11][12]。

國內(nèi)現(xiàn)有文獻在研究地方政府策略性互動行為時主要研究的是地方政府間競爭行為，研究大多是從經(jīng)濟發(fā)展、官員晉升、財政稅收、環(huán)境規(guī)制和腐敗行為等角度進行探討。周業(yè)安和趙曉男(2002)從經(jīng)濟發(fā)展的角度把地方政府競爭行為模式分為進取型地方政府、保護型地方政府和掠奪型地方政府三種類型，通過三種類型政府間博弈得出結(jié)論，政府體制改革的目標是建設(shè)進取型政府，從而減少貿(mào)易成本保持經(jīng)濟增長[13]。周黎安(2007)從中國地方官員的“晉升錦標賽治理模式”角度揭示這種特定模式與中國高速經(jīng)濟增長及地方政府間競爭等各種特有問題的內(nèi)在關(guān)聯(lián)[4]。郭慶旺和賈俊雪(2009)從財政支出競爭角度考察我國省級政府在財政支出政策方面的策略性互動行為、形成機制及其對經(jīng)濟增長的影響，通過分析財政總支出、各類支出項目(包括經(jīng)濟性、社會性和維持性支出)存在顯著的策略性互動行為，指出財政競爭機制在其中發(fā)揮了重要作用[14]。張華(2016)從環(huán)境規(guī)制的角度實證檢驗了地方政府在環(huán)境規(guī)制方面的策略性互動行為，實證表明地區(qū)間環(huán)境規(guī)制存在顯著的互補型策略性互動行為，2006年以后地區(qū)間環(huán)境規(guī)制的互補型策略性互動行為有所減弱[15]。汪偉等(2013)從官員腐敗行為的角度實證證明地方官員腐敗行為不僅與本地區(qū)的特征有關(guān)，而且與競爭省份官員的腐敗行為有關(guān)，地方政府官員腐敗行為表現(xiàn)為互補型策略互動，如果競爭地區(qū)官員腐敗水平降低，那么本地區(qū)官員的腐敗水平也會降低[16]。

然而在現(xiàn)有文化產(chǎn)業(yè)等公共產(chǎn)品和服務(wù)供給方面，地方政府策略性互動行為的研究較少。有鑒于此，本文構(gòu)建理論模型分析我國地方政府間可能存在的策略性互動行為模式，同時以省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)運用空間計量模型進行實證檢驗，探討其影響因素及其空間溢出效應(yīng)。與已有的研究相比，本文的特色主要體現(xiàn)在以下兩個方面：(1)本文對地方政府間策略性互動行為的研究角度是基于文化財政支出的角度，考察了政府公共物品供給上的策略性互動行為；(2)本文采用和以往不同的空間權(quán)重矩陣設(shè)定來探究地方政府策略性互動行為的影響因素，除了傳統(tǒng)的地理相鄰空間權(quán)重矩陣，地理距離空間權(quán)重矩陣，還有考察省際移動便捷性的高鐵乘車時間權(quán)重矩陣、文化產(chǎn)業(yè)增加值的經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣和人口規(guī)模空間權(quán)重矩陣。

三、理論模型

考慮一個簡單經(jīng)濟模型，假設(shè)存在N個地方政府，各地方政府通過財政支出為本地居民提供公共服務(wù)，地方政府行為目標是使本地居民福利最大化。同時地方政府的財政支出水平存在空間溢出效應(yīng)，即相鄰地方政府財政支出水平會影響本地政府的財政支出水平。為了簡化模型，假設(shè)各省居民是同質(zhì)的，政府只提供一種公共物品，且不考慮轉(zhuǎn)移支付。

對于i省的居民而言，居民效用Ui為：

Ui=ui(Ci，Gi，G-i;Xi)，i=1，2，…N

Ci=Yi-Ti

其中，Ci為i省居民的私人消費，Gi是i省政府財政支出水平，G-i是除了i省以外相鄰地方政府財政支出水平，Xi是i省的其他特征，Yi為i省的居民收入，Ti是i省政府征收的總額稅。

政府目標是本地居民效用最大化，即

(1)

s.tCi=Yi-Ti

(2)

Ti≥Gi

(3)

由效用最大化一階條件可得：

(4)

對(4)兩邊全微分，將(3)帶入且dG-i=0;dXi=0，得到：

(5)

理論模型證實了政府間策略性互動行為的三種可能性，現(xiàn)實中我國地方政府間行為到底屬于哪一種，這還需要實證的檢驗。

四、描述性分析和相關(guān)性檢驗

(一)描述性分析

本文衡量Gi的指標是地方政府文化財政支出(exp)，采用的數(shù)據(jù)是31個全國省市2004 ～ 2014年的地方財政支出中文化體育與傳媒支出，這反映了各地方財政對公共文化的支出情況。圖1反映了2004年，2009年和2014年全國31個省市的地方政府文化財政支出水平?？傮w上看，從2004到2014年，各地文化財政支出顯著增長。分地區(qū)看*本文將31個省市按地理區(qū)域劃分為東部、中部和西部地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南12個省市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南9個省份；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆10個省市。，東、中、西部地區(qū)間文化財政支出呈現(xiàn)階梯式差距，而在東部(中部或西部)地區(qū)內(nèi)各省份財政支出存在趨同性，這表明各地的財政支出水平在區(qū)域上與鄰近省份的財政支出有比較明顯的溢出效應(yīng)。

圖1 2004、2009、2014年我國各省市地方文化財政支出水平(單位：億元)資料來源：數(shù)據(jù)來自2004年，2009年和2014年《中國財政年鑒》，按當年價格計算。

(二)空間相關(guān)性檢驗

在進行空間回歸分析之前，要對地方政府文化財政支出的空間相關(guān)性進行檢驗，本文采用Moran’s I檢驗方法，檢驗文化財政支出是否存在統(tǒng)計意義上的空間相關(guān)性。其中Moran’s I指數(shù)的定義方式如(6)所示：

(6)

關(guān)于空間權(quán)重矩陣的選擇，本文參照Akai和Suhara(2013)的方法，通過構(gòu)建不同空間權(quán)重矩陣來探究各地方政府間策略性互動行為的形成原因[7]。同時針對中國實際情況，本文補充了省際移動便捷性空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣。本文的空間權(quán)重矩陣均經(jīng)過行處理，保證每一行加總之和為1。五個空間權(quán)重矩陣分別是：

第一個空間權(quán)重矩陣W1是地理相鄰空間權(quán)重矩陣。通過判斷兩個省或直轄市之間是否存在有共有邊界來設(shè)定該矩陣，以考察地理因素的重要性。具體構(gòu)造是地區(qū)i和j如果擁有共同的邊界，則空間權(quán)重ωij取值為1，否則取值為0。

(7)

第二個空間權(quán)重矩陣W2是地理距離空間權(quán)重矩陣。一般按照各省會城市或直轄市之間的地理距離設(shè)定權(quán)重。這是因為對中國大部分省市而言，省會城市和直轄市集聚了本地區(qū)大多數(shù)的資源，因此權(quán)重元素用各省會城市或直轄市的球面距離的倒數(shù)計算。

(8)

第三個空間權(quán)重矩陣W3是省際移動便捷性空間權(quán)重矩陣。如果交通方便的相鄰省份有較為完善的文化公共物品提供，本地政府可能會因此減少本地區(qū)的文化財政支出。所以文化財政支出與省際移動的便捷性相關(guān)?？紤]到中國便捷的高鐵網(wǎng)絡(luò)，本文省際移動便捷性權(quán)重矩陣元素選取的是往來各省會城市或直轄市之間高鐵時間的倒數(shù)。其中由于少部分省份之間沒有高鐵，就用最短的列車時間計算。

(9)

第四個空間權(quán)重矩陣W4是經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣。地方政府間文化財政支出和本地文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況有很大的相關(guān)性，同時在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度相近的地區(qū)之間會有相互學習、模仿的動機，因此選取各省或直轄市文化產(chǎn)業(yè)增加值差值的倒數(shù)作為權(quán)重元素。

(10)

第五個空間權(quán)重矩陣W5是人口規(guī)模空間權(quán)重矩陣。相對于其他產(chǎn)業(yè)，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要創(chuàng)意人才的集聚和需求的拉動，政府文化財政支出也和人口聚集度相關(guān)，因此選取各省或直轄市人口規(guī)模差值的倒數(shù)作為權(quán)重元素。

(11)

根據(jù)地方政府文化財政支出的Moran’s I指數(shù)可以看出(見表1)：運用W1和W2分析得到的Moran’s I指數(shù)均不能通過檢驗，表明全國各地方政府文化財政支出水平在地理相鄰和地理距離上不存在空間依賴性。而運用權(quán)重矩陣W3、W4和W5計算的歷年Moran’s I指數(shù)基本都通過了1%的顯著性檢驗，說明全國層面地方政府文化財政支出在便捷的省際移動、相似的經(jīng)濟水平和人口規(guī)模的省份間存在較為明顯的空間依賴性，適合進行空間計量回歸。其中，運用W3分析得到的Moran’s I指數(shù)均為負值，表明全國各地方政府文化財政支出水平在省際之間的交通便捷程度上負相關(guān)。用W4和W5分析得到的Moran’s I指數(shù)均為正值，表明全國層面地方政府文化財政支出水平在省際之間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口規(guī)模差異程度上正相關(guān)。進一步分析可以看出，歷年來Moran’s I指數(shù)變化不大，表明在全國層面地方政府文化財政支出水平的空間依賴性相對穩(wěn)定。

表1 地方政府文化財政支出歷年Moran’s I指數(shù)

注：括號內(nèi)是p值，*** 、** 、*分別表示參數(shù)在顯著性水平1%、5%、10%下顯著。

五、實證分析

(一)計量模型設(shè)定

為了與空間計量模型作對比，本文先做普通面板的回歸，以證明本文選取的自變量確實有效，普通面板的計量模型構(gòu)造如式(12)：

Yit=Xitβ+αi+νt+εit

(12)

由于地方財政支出可能既存在因果關(guān)系，又受到共同隨機沖擊的影響，即空間滯后相關(guān)和空間誤差相關(guān)兩者可能同時存在。為了檢驗我國地方政府間策略性互動行為屬于理論模型中提出的三種可能結(jié)果中的哪一個，本文采用了更為一般空間計量SAC模型，如式(13)：

Y=ρ(IT?WN)Y+Xβ+lT?αi+lN?νt+ε

ε=λ(IT?WN)ε+μ

(13)

(二)變量選取和理論假設(shè)

考慮到可能存在其他因素影響地方政府的文化財政支出水平，參考楊林和盛銀娟(2015)的研究[17]，根據(jù)我國公共文化所涉及的主要領(lǐng)域，本文選取了一些自變量：

1.地區(qū)經(jīng)濟狀況(gdp)。經(jīng)濟實力反映了一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的情況，本文采用人均GDP指標來衡量地區(qū)經(jīng)濟實力。只有當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段之后，政府才有財力支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

假設(shè)1：地區(qū)經(jīng)濟狀況與文化財政支出正相關(guān)。

2.財政分權(quán)程度(fid)。財政分權(quán)是由中央政府賦予的，地方政府在債務(wù)、稅收和預算等方面的自主權(quán)。本文以本地區(qū)財政收入占國家總體財政收入的比重作為指標。不使用財政支出占比是因為各地的財政支出除了包括本地的財政收入，還包括中央的轉(zhuǎn)移支付，但地方政府很難控制轉(zhuǎn)移支付部分的資金使用情況，因此一般不被地方政府視為可支配財力。財政分權(quán)程度越大，地方政府的可支配財力和自主財政決策空間越大，越有可能因為政府間競爭增加對本地區(qū)文化財政的支持力度。

假設(shè)2：財政分權(quán)程度與文化財政支出正相關(guān)。

3.地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況(org)。地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況是各個地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，用本地區(qū)文化市場經(jīng)營機構(gòu)數(shù)來反應(yīng)。當一個地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況較好時，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以較好的進入市場配置資源的良性循環(huán)階段，不再需要政府的大力扶持。

假設(shè)3：地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況與文化財政支出負相關(guān)。

4.人口密度(den)。人口密度反映了各省份人口密集程度，本文用人口總數(shù)和地區(qū)面積的比值來表示。政府對文化公共品的投入最終是和本地人口正相關(guān)的，如果人口密度大，那么居民對文化公共物品的需求會增加，政府的文化財政支持也必然增加。

假設(shè)4：人口密度與文化財政支出正相關(guān)。

5.城鎮(zhèn)化水平(urb)。城鎮(zhèn)化水平是衡量城市化發(fā)展程度的數(shù)量指標，本文用城鎮(zhèn)人口數(shù)占地區(qū)人口總數(shù)的比例來衡量城鎮(zhèn)化水平。一般而言，城市里的文化需求往往可以交給市場完成，但農(nóng)村的文化需求往往需要政府文化財政投入。因此當城鎮(zhèn)化程度越高，政府文化財政支出會降低。

假設(shè)5：城鎮(zhèn)化水平與文化財政支出負相關(guān)。

6.受教育程度(edu)。受教育程度反映了地區(qū)在教育水平上的差距，在一定程度上會影響地區(qū)對文化公共物品的供給，本文選用大專及以上學歷人口數(shù)占地區(qū)人口總數(shù)的比例來衡量地區(qū)受教育程度。居民的文化需求會受到受教育程度的影響，當受教育水平較高時，對文化公共物品的需求量會增加。為滿足居民的文化需求，政府文化財政支出會增加。

假設(shè)6：受教育程度與文化財政支出正相關(guān)。

(三)數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文選取的樣本是包含2004～2014年中國31個省、直轄市和自治區(qū)(不包含港澳臺地區(qū))的341個數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》《中國文化和相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計見表2，可觀察到各地方政府文化財政支出差異明顯。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析

(四)模型回歸結(jié)果

為消除量綱的影響，在做實證前要先對地方政府文化財政支出、地區(qū)經(jīng)濟狀況、地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況、人口密度數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理得到變量exp， gdp， org， den。

本文首先僅對模型進行普通面板數(shù)據(jù)回歸，從而能夠與加入空間因素的結(jié)果進行對比，回歸結(jié)果如表3所示。其中，面板數(shù)據(jù)隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果的R-squared均較大，擬合優(yōu)度較好，其中變量地區(qū)經(jīng)濟狀況、財政分權(quán)程度、地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況、人口密度、城鎮(zhèn)化水平、受教育程度對地方文化財政支出的影響都顯著。在隨機效應(yīng)模型中，地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況對地方文化產(chǎn)業(yè)財政支出的影響是正值，但在固定效應(yīng)模型中這個影響是負值。本文采用Hausman檢驗面板模型應(yīng)該采用RE還是FE，結(jié)果顯示p-value=0.0000，因此拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。由固定效應(yīng)面板模型系數(shù)來看，以上假設(shè)得到了驗證。

根據(jù)空間相關(guān)性檢驗可以看出，加入空間因素后，以權(quán)重矩陣W1和W2計算的Moran’s I指數(shù)不顯著，因此不能進行空間計量回歸分析；以W3、W4和W5權(quán)重矩陣分析的各地方政府文化財政支出的空間溢出效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗，說明全國層面地方政府文化財政支出存在較為明顯的空間依賴性，適合進行空間計量回歸。

表3 全國各地方政府文化財政支出模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值，*** 、** 、*分別代表在0.1%、1%、5%的顯著性水平下顯著。下同。

空間計量模型一般有SAR、SEM和SAC模型等，對不同的權(quán)重矩陣，本文按照Anselin(1990)、何江和張馨之(2006)提出的規(guī)則，通過LM-error、LM-lag檢驗進行空間計量模型選擇，結(jié)果顯示LM-lag檢驗和LM-error檢驗均顯著，即空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)同時存在，因此模型選用SAC模型，如式(13)[18][19]。以W3空間矩陣為例，LM-lag(Ansenlin)=2528.9272，p-value=0.0000；同時LM-error(Robust)=278.4670，p-value=0.0000，因此選擇SAC模型。

對比分析普通面板的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在加入了空間因素之后，假設(shè)1-5仍然成立。但假設(shè)6不再成立，自變量受教育程度(edu)的系數(shù)不再顯著。一個可能的解釋是因為受教育的載體——人力資源本身就具有較強的流動性，發(fā)生跨區(qū)域的流動很頻繁，一個人很可能在本地區(qū)接受教育，但是在另一個地區(qū)工作。因此考慮到空間因素之后，受教育程度的系數(shù)就不再顯著。

(五)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的檢驗

表4報告了空間權(quán)重矩陣為W3、W4和W5時SAC測度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)以及總效應(yīng)。觀察各效應(yīng)數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，模型有很強的穩(wěn)健性，各變量系數(shù)變化較小。對直接效應(yīng)(表4第2，5，8列)和間接效應(yīng)(表4第3，6，9列)而言，均有：①地區(qū)經(jīng)濟狀況(gdp)、財政分權(quán)程度(fid)和人口密度(den)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正，說明一個地區(qū)的經(jīng)濟越發(fā)達、擁有較高的財政自主度和高的人口密度均會對本地區(qū)政府的文化財政支出產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，同時也對相鄰省市地方政府的文化財政支出產(chǎn)生正向影響。②地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況(org)和城鎮(zhèn)化水平(urb)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為負，說明一個地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)市場化程度和高度的城鎮(zhèn)化水平會對本地區(qū)政府的文化財政支出產(chǎn)生負向溢出效應(yīng)，也對相鄰省市地方政府政府的文化財政支出產(chǎn)生負向影響。③受教育程度(edu)的空間溢出效應(yīng)不顯著(雖然在普通面板模型中顯著)，說明一個地區(qū)的受教育水平不會對政府的文化財政支出產(chǎn)生直接或者間接影響。

表4 全國各地方政府文化財政支出的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

(六)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的相對重要性分析

因各變量的單位不盡相同，上述SAC模型的系數(shù)只能反映存在空間關(guān)系，但各變量之間不能比較大小。為比較各解釋變量的相對重要性，本文采用Newman和Browner(1991)提出的標準化回歸系數(shù)方法，通過標準化各變量，再用SAC模型回歸，得到新的回歸系數(shù)和標準化后的空間效應(yīng)值[23]。表5是標準化后的模型W3s、W4s和W5s的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的數(shù)值，分別對應(yīng)于原有的模型W3、W4和W5。

表5 標準化后的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

總體來看，就直接效應(yīng)而言，在各空間權(quán)重矩陣W3、W4和W5下，影響因素排名第一位的自變量是財政分權(quán)程度，它變化1個標準差將導致地方財政支出變化約0.5998個標準差，表明地方財政自主權(quán)對地方文化財政支出的影響相對最大；影響因素排名第二位的自變量是城鎮(zhèn)化水平，且其系數(shù)均為負值，它變化1個標準差將導致地方財政支出負向變化0.3個標準差(W3下數(shù)值略小)；影響因素排名第三位的變量是人口密度，其系數(shù)值是0.3541；影響因素排名第四位的是地方經(jīng)濟狀況，且系數(shù)為正值；直接影響因素較小的自變量是地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，且系數(shù)均為負值。受教育程度的變量系數(shù)不顯著。這說明在促進本地地方政府財政支出的各類因素和機理中，最重要的是財政分權(quán)程度和城鎮(zhèn)化水平，地區(qū)經(jīng)濟狀況和人口密度的直接效應(yīng)影響較為接近。

就間接效應(yīng)而言，在統(tǒng)計顯著的變量中，財政分權(quán)程度絕對值最大；其次是人口密度和城鎮(zhèn)化水平，它們的間接效應(yīng)數(shù)值較為接近，地區(qū)經(jīng)濟狀況的系數(shù)為正，地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況系數(shù)為負，且絕對值最小。這說明財政分權(quán)程度、人口密度、地區(qū)經(jīng)濟狀況對周邊政府文化財政支出具有相對最為顯著的正向空間溢出效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化和地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況則存在著負向的極化效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建最優(yōu)化模型指出各地方政府間存在著三種可能的策略性互動行為，分別是相互競爭，搭便車和相互獨立行為?？紤]到文化產(chǎn)業(yè)的特殊性，通過設(shè)定地理相鄰、地理距離、省際移動便捷性、經(jīng)濟距離、人口規(guī)模這5種空間權(quán)重矩陣，運用空間計量SAC模型對地方政府間策略性行為進行實證檢驗。得出如下結(jié)論：(1)我國地方政府間文化財政支出是相互競爭的，且在省際移動便捷性、經(jīng)濟距離、人口規(guī)模這3類不同形式空間權(quán)重矩陣下均可以得到相似結(jié)論，證明其結(jié)果具有穩(wěn)健性。但在地理相鄰、地理距離空間權(quán)重矩陣下并不顯著，證明地方政府在選取競爭對象時，并不是基于地理距離，更傾向于選擇文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度接近，交通便捷或者具有相似人口規(guī)模的省份。(2)在地方政府文化財政支出的影響因素中，地區(qū)經(jīng)濟狀況、財政分權(quán)程度、人口密度和受教育程度與地方政府文化財政支出正相關(guān)；地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況和城鎮(zhèn)化水平與地方政府文化財政支出負相關(guān)；由于受教育的人才有較強流動性，因此在空間計量模型中，受教育程度不再顯著。(3)在比較各變量空間溢出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)時，財政分權(quán)程度和城鎮(zhèn)化水平有較高的正向空間溢出效應(yīng)，地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況和城鎮(zhèn)化水平的空間溢出效應(yīng)為負。

據(jù)此本文提出如下政策建議：第一，地方政府在發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)過程中存在著明顯的相互競爭關(guān)系，這種競爭在一定程度上促進了文化產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，但在實踐中政府間相互競爭往往導致資源的過度爭奪和重復建設(shè)?，F(xiàn)實中諸如老子、李白、西施等“名人故里爭奪戰(zhàn)”屢見不鮮，類似還有各地方政府大批量、同質(zhì)化、重復建設(shè)文化產(chǎn)業(yè)園區(qū)。地方財政分權(quán)度是影響政府財政支出的重要因素，因此要規(guī)范化各地文化財政投入，合理引導資金使用方式。第二，要進一步完善各地文化產(chǎn)業(yè)的政策體系，促進文化產(chǎn)業(yè)市場發(fā)展。文化市場發(fā)展程度越成熟，在一定程度上可以減弱地方政府間競爭。第三，經(jīng)濟狀況會影響政府財政支出，經(jīng)濟落后地區(qū)人民精神文化需求更多地依靠政府投入，因此中央要適度增加對經(jīng)濟不發(fā)達省份的轉(zhuǎn)移支付。

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