財政競爭與要素配置空間選擇
——基于2000—2013年DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)

朱德云，孫若源，王 斌

(1.山東財經(jīng)大學(xué) 財政與稅務(wù)學(xué)院，山東 濟南 250014；2.山東財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟研究中心，山東 濟南 250014)

一、引 言

習(xí)總書記在十九大報告中提出，要繼續(xù)堅持區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，推動建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制?？梢姡S著我國經(jīng)濟崛起，區(qū)域發(fā)展不平衡已然成為困擾地方財政的一個難題。事實上，長久以來，我國政府從未放棄對于緩解此種現(xiàn)象的努力和嘗試，例如1995年實施并延續(xù)至今的轉(zhuǎn)移支付等財政工具，即體現(xiàn)了矯正區(qū)域差距的政策傾斜。盡管如此，我國地區(qū)間仍未實現(xiàn)平衡性，特別是要素市場，資源扭曲矛盾依然突出。那么，如何破解此類問題?能否通過調(diào)整地方財政支出的競爭性策略偏向來有效實現(xiàn)要素市場資源的合理配置?這不僅關(guān)系經(jīng)濟發(fā)展與社會穩(wěn)定，也涉及到黨和國家的重大戰(zhàn)略部署。

誠然，地方政府支出策略體現(xiàn)了其針對央地縱向分權(quán)的橫向間競爭選擇，但分稅制所形成的財政分權(quán)體制確使得地方財政產(chǎn)生了支出偏向性。實際上，這種現(xiàn)象被認(rèn)為是普遍存在的[1-2]。我國地方財政競爭是實行放權(quán)讓利與財政分權(quán)的產(chǎn)物。在政治錦標(biāo)賽激勵下，利己動機導(dǎo)致非理性短視行為，致使地方財政陷入“囚徒困境”，并呈現(xiàn)支出結(jié)構(gòu)偏斜[3-4]。受以上機制影響，地方財政更傾向于生產(chǎn)性項目，相對忽視消費性支出，著重于基本建設(shè)投資，而怠疏于人力資本和公共服務(wù)投入[5]。不僅如此，一方面，財政引致需求變動直接造成產(chǎn)品市場差異[6]；另一方面，出于基礎(chǔ)設(shè)施狀況與技術(shù)進步方向的相關(guān)性[7]，這又進一步間接影響地區(qū)間市場結(jié)構(gòu)偏向。而產(chǎn)品和服務(wù)市場資源需求與要素市場資源配置之間呈相輔相成關(guān)系，前者結(jié)構(gòu)的扭曲更進一步地引致后者資源調(diào)控的失衡[8-9]。

縱觀既有文獻，有關(guān)要素市場資源配置的研究可謂蔚為大觀，但現(xiàn)有討論集中于以生產(chǎn)要素作為邏輯分析起點，關(guān)注生產(chǎn)效率以及區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整。例如林伯強和杜克銳[10]認(rèn)為要素市場扭曲將造成能源配置的無效率。冼國明和石慶芳[11]認(rèn)為要素市場扭曲與投資之間呈“倒U形”關(guān)系，要素配置失衡致使出現(xiàn)區(qū)域差異。值得注意的是，要素市場絕不僅僅是影響路徑的出發(fā)點。單就技術(shù)進步傾向來看，資本主導(dǎo)型產(chǎn)業(yè)，在資本產(chǎn)出效應(yīng)上，技術(shù)進步引起的超額資本投資對要素資源產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)以及使用效率都將產(chǎn)生負(fù)面作用，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化升級，進而抑制區(qū)域間要素分配的平衡性[12]。而在勞動密集型產(chǎn)業(yè)，在勞動產(chǎn)出效應(yīng)上，勞動的產(chǎn)出彈性與勞動要素的資源配置息息相關(guān)，技術(shù)等外生沖擊通過作用于要素市場來推動勞動產(chǎn)出效率的提升，從而干預(yù)區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整[13]。

在上述研究基礎(chǔ)上，學(xué)者們近年來致力于政府行為與生產(chǎn)要素投入的考量。Shah[14]提出在滿足一定條件下，凈財政收益較高地區(qū)將對資本、勞動力流入產(chǎn)生較強吸引力，并命名此現(xiàn)象為“財政引致的要素流動”。而生產(chǎn)要素驅(qū)動的經(jīng)濟水平提升又通過自上而下授權(quán)的晉升激勵反作用于特定地方政府行為，即出現(xiàn)“促發(fā)展的政府”[15]。毋庸置疑，這些研究深刻闡明了地方財政與要素市場資源配置間的較強互動性，并由此揭示了晉升激勵通過調(diào)控兩者關(guān)系進一步影響中國區(qū)域經(jīng)濟平衡性的原因。

而聚焦于地方政府財政競爭行為來看，財政競爭涵蓋財政收入和財政支出競爭。而地方政府間財政競爭形式雖然也分為稅收競爭與支出競爭，但是采用減免稅等稅收優(yōu)惠政策為屬性的稅收競爭，隨著作用的弱化而漸漸淡化，如今以供給地方公共產(chǎn)品以及公共服務(wù)為主要特點的財政支出競爭日益成為地方財政競爭的重心。這也就是說，地方財政競爭的核心內(nèi)容是財政支出競爭，政府競爭目標(biāo)主要是通過財政支出競爭實現(xiàn)的。但是，地方財政競爭策略究竟怎樣左右要素市場資源配置，或者說導(dǎo)致這種區(qū)域要素選擇非平衡性的內(nèi)在機制是什么?相關(guān)文獻雖可謂汗牛充棟，但卻莫衷一是。除此之外，伴隨著區(qū)域間財政支出競爭的策略性傾斜以及要素跨界自由流動性增強，要素市場資源配置所引起的經(jīng)濟活動空間分布格局必然不會局限于所規(guī)制的范圍內(nèi)。這種空間溢出的外部性行為無疑會打破地方保護主義壁壘，產(chǎn)生要素分配的空間擴散效應(yīng)，進而影響區(qū)域間最終資源配置。

基于此，本文選取2000—2013年243個地級市數(shù)據(jù)構(gòu)建市級權(quán)重矩陣(因數(shù)據(jù)可得性，剔除部分缺失值)，以政府主導(dǎo)的地方財政支出競爭策略為邏輯分析的路徑起點，采用空間動態(tài)杜賓模型為主要方法，剖析地方財政競爭策略選擇所引起的空間溢出效應(yīng)與要素市場扭曲之間聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn):各地市要素選擇呈現(xiàn)較強的空間依賴現(xiàn)象，地方財政競爭將通過驅(qū)動其偏向主導(dǎo)整個區(qū)域資源配置；同時，受技術(shù)性壟斷和地方保護主義行政壁壘限制，各城市仍存在要素分布不均、技術(shù)創(chuàng)新封閉獨立現(xiàn)象。而在溢出和反饋雙向效應(yīng)作用下，技術(shù)進步方向作為調(diào)節(jié)變量，使偏向更為突顯短期性。因此，地方政府應(yīng)改革單一要素驅(qū)動型發(fā)展模式，由區(qū)域間競爭走向競合，中央政府在“作對激勵”同時“作對協(xié)調(diào)”，以平衡要素市場資源配置，扭轉(zhuǎn)空間失衡格局。除此之外，文中創(chuàng)新采用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)描繪代表政治晉升激勵的基礎(chǔ)設(shè)施投入，同時引入中心化的技術(shù)進步偏向與其交乘項，并以該交乘項中的技術(shù)傾向作為調(diào)節(jié)變量。在此基礎(chǔ)上，重點從資本偏向和勞動偏向兩個方面說明縮小區(qū)域差距的內(nèi)在機制。

二、理論模型與研究假設(shè)

本文以基于迪克希特—斯蒂格利茨壟斷競爭模型的核心—邊緣模型為理論依據(jù)，并在D-S(壟斷競爭模型)框架下，引入地方財政支出競爭性偏向策略。其中，核心—邊緣模型主要形式為嵌套在柯布—道格拉斯函數(shù)內(nèi)的不變替代彈性(CES)生產(chǎn)效用函數(shù)。在此基礎(chǔ)上，文中假設(shè)存在兩個開放型區(qū)域，即允許要素跨界的自由流動。此外，經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，相對發(fā)達區(qū)域偏向于較高財政支持的基礎(chǔ)設(shè)施投資，而基礎(chǔ)設(shè)施投資對于技術(shù)進步存在顯著促進效應(yīng)[16]。因此，現(xiàn)假定發(fā)達經(jīng)濟體技術(shù)進步具有外溢性，反之，較落后地區(qū)則受限于經(jīng)濟發(fā)展水平，主要以吸納溢出技術(shù)作為自身經(jīng)濟發(fā)展的增長動力。

假定各經(jīng)濟體可劃分為勞動密集型生產(chǎn)部門和資本密集型生產(chǎn)部門，生產(chǎn)函數(shù)以兩者投入勞動力L和資本K計算相對應(yīng)產(chǎn)出。其中，勞動密集型部門產(chǎn)出YL，而資本密集型產(chǎn)出為YK。因此，地區(qū)總收入為YP＝F(YL，YK)，由此代入各要素投入的CES生產(chǎn)函數(shù)為:

其中α、1-α分別代表勞動、資本貢獻總產(chǎn)出的比重，β為兩要素的替代彈性。假定不同密集型部門產(chǎn)出僅與各需求要素和對應(yīng)技術(shù)水平有關(guān)，且勞動密集型部門技術(shù)水平為TL，資本密集型部門技術(shù)水平為TK，則:

(2)和(3)式表征各生產(chǎn)部門在另一要素投入不變的前提下，盡量保持自身優(yōu)勢要素的投入水平變化，以期通過發(fā)揮比較優(yōu)勢而獲得最大收益。聚焦于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后地區(qū)，假定發(fā)達經(jīng)濟體對其存在技術(shù)溢出，設(shè)影響系數(shù)為λ。現(xiàn)有研究已經(jīng)證實，技術(shù)溢出強度與兩地區(qū)技術(shù)差距有關(guān)[17-18]。顯然，兩者關(guān)系可表示為Ti＝λT′i，Ti為較發(fā)達地區(qū)技術(shù)總水平，T′i為落后區(qū)域技術(shù)指標(biāo)。將其體現(xiàn)在各不同類型部門為:

設(shè)定η、η′以及附加項ε、ε′目的是區(qū)別技術(shù)與其他因素對于兩經(jīng)濟體總產(chǎn)出影響。那么，通過以上分析和假設(shè)，欠發(fā)達區(qū)域總體技術(shù)水平可決定于:一是地方財政支出偏向(E′i)；二為來自于發(fā)達地區(qū)的技術(shù)溢出λ。綜上，可表示經(jīng)濟發(fā)展較落后地區(qū)技術(shù)水平為:

出于地方財政競爭致使支出偏向基礎(chǔ)設(shè)施，進而對技術(shù)進步產(chǎn)生促進作用[16]，以及無論地方政府是否重點突出該項目，技術(shù)水平都不為0兩方面考量，(6)式中設(shè)定函數(shù)條件f(0)＞0且對任意E′i≥0，均有f′(E′i)＞0。除此之外，Ti/T′i衡量兩不同發(fā)展水平經(jīng)濟體所要求的技術(shù)差異，γ表征這種差距影響技術(shù)溢出的效應(yīng)強度，通常情況下Ti≥T′i，δi為控制不同行業(yè)相關(guān)因素。因此，各區(qū)域部門利潤函數(shù)可表示為:

類似地，Pi、P′i分別對應(yīng)兩區(qū)域不同集聚類型產(chǎn)品價格，ω為工資率，τ代表租金率，在要素允許自由流動的不同經(jīng)濟體，工資率、租金率應(yīng)然意義上相等以實現(xiàn)平衡的穩(wěn)態(tài)。c(x)表示各類要素集聚型部門受地方財政支出偏向影響而投入的總研發(fā)成本。

綜上，針對欠發(fā)達經(jīng)濟體，對(9)和(10)式分別求關(guān)于E′i的一階導(dǎo)數(shù)，并代入(6)式，可得:

然后，通過將(2)式導(dǎo)入(1)式的一階導(dǎo)數(shù)，并轉(zhuǎn)化為對應(yīng)欠發(fā)達區(qū)域水平價格比值，可得:

可將式(12)代入(11)式，即:

進一步地，Acemoglu[19]認(rèn)為，技術(shù)進步會通過調(diào)整資本或勞動的邊際產(chǎn)出而影響其偏向性，使之呈現(xiàn)資本或勞動偏向。本文根據(jù)Acemoglu[19]和潘文卿等[20]的相關(guān)研究，通過(1)式和(2)式求導(dǎo)，并代入不同區(qū)域各類要素水平，可得關(guān)于資本和勞動的邊際產(chǎn)出:

以及不同地區(qū)技術(shù)偏向:

其中，MPL′、MPK′、V′代表欠發(fā)達經(jīng)濟體相關(guān)變量，MPL、MPK、V表示發(fā)達經(jīng)濟體所研究變量。 將(13)式導(dǎo)入(18)式，即:

最后，將(19)式變形代入(20)，可得:

(21)式可知，地方財政競爭性支出策略[φ(E)]會影響所在區(qū)域技術(shù)進步偏向。同時，發(fā)達經(jīng)濟體(V)對欠發(fā)達地區(qū)(V′)存技術(shù)溢出作用，具體表現(xiàn)方式?jīng)Q定于兩經(jīng)濟體要素替代彈性取值(β、β′)，以及相關(guān)技術(shù)溢出強度系數(shù)(γ)。據(jù)此，提出假設(shè)一:

H1:地方財政競爭性支出策略與所在區(qū)域技術(shù)偏向密切相關(guān)，而且通過溢出效應(yīng)影響周邊區(qū)域。

其經(jīng)濟含義為:地方財政競爭性策略與區(qū)域技術(shù)偏向關(guān)聯(lián)密切，并具有外部性。

將(21)式變形為:

(22)式可以看出，地方財政競爭性支出策略將作用于勞動和資本的要素選擇，具體為影響了勞動和資本要素替代彈性(β、β′)。同時，(22)式中等式右邊系數(shù)β隨左邊β′的變動而變化，體現(xiàn)出欠發(fā)達地區(qū)對于發(fā)達區(qū)域生產(chǎn)類型的模仿與同化，隨著兩類地區(qū)偏向要素的集聚，相鄰地區(qū)某一類要素的優(yōu)勢發(fā)展將主導(dǎo)附近區(qū)域要素選擇。

現(xiàn)提出假設(shè)二:

H2:地方財政競爭性策略將影響該地區(qū)勞動和資本的要素選擇，同時，地方要素優(yōu)勢將通過被模仿主導(dǎo)區(qū)域要素集聚。

其經(jīng)濟含義為:某地方財政支出策略將通過優(yōu)勢要素選擇主導(dǎo)整個區(qū)域要素資源配置。

進一步分析最終平衡式(22)，兩類不同發(fā)展程度經(jīng)濟體技術(shù)進步方向(V、V′)將影響勞動和資本要素替代彈性(β、β′)，且發(fā)達經(jīng)濟體不僅影響自身要素選擇，同時欠發(fā)達經(jīng)濟體將對發(fā)達經(jīng)濟體要素選擇產(chǎn)生作用。同理，可推廣為欠發(fā)達經(jīng)濟體要素替代彈性為被解釋變量的情形。然而，綜合假設(shè)一、假設(shè)二以及上述分析，這又表明一種情況存在，即地方財政支出策略不僅直接作用于當(dāng)?shù)匾剡x擇，而且技術(shù)進步方向與該地區(qū)及鄰近地區(qū)財政策略選擇密切相關(guān)，進而造成地方財政對該優(yōu)勢資源主導(dǎo)要素選擇所起作用成條件依賴。由此，可提出假設(shè)三:

H3:地方財政競爭性支出策略將通過不同方式分別作用于區(qū)域要素選擇，此外，發(fā)達經(jīng)濟體不僅作為技術(shù)溢出的主導(dǎo)起點，同時接受欠發(fā)達區(qū)域的反饋作用。

其經(jīng)濟含義為:地方財政競爭性策略能夠直接或與技術(shù)進步方向共同作用主導(dǎo)區(qū)域要素市場資源配置，區(qū)域各經(jīng)濟體間的外部性不是單方向的，其存在溢出和反饋的雙向效應(yīng)。

三、模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

綜上可知，地方財政競爭性支出策略對于區(qū)域要素市場資源配置具有直接和間接性，因而其總效應(yīng)形式可分解為直接和間接效應(yīng)，與此同時，其還受區(qū)域間反饋作用。為從實證層面驗證地方財政競爭策略的空間外部性及溢出性，并為前文數(shù)理分析提供事實依據(jù)，本文借鑒Lesage和Pace[21]所研究的空間杜賓模型(SDM)，具體擬合如(23)式:

通過構(gòu)造上式靜態(tài)空間杜賓模型，在檢驗存在顯著直接、間接效應(yīng)基礎(chǔ)上，可以進一步構(gòu)造含有交互項的動態(tài)空間杜賓模型。一方面保證空間面板信息的全面性，另一方面采用被解釋變量滯后期可以克服空間面板部分內(nèi)生性，具體設(shè)定如(24)試:

方程(23)描繪了地方財政競爭性支出策略對于要素市場資源配置的抉擇條件以及溢出的外部性。方程(24)用以說明地方財政競爭策略(Eit)、要素選擇與技術(shù)進步偏向(Vit)之間關(guān)聯(lián)與依賴的動態(tài)效應(yīng)。其中，i和t表征各城市以及相關(guān)年份，ωij為空間權(quán)重矩陣，Cit為其他控制變量，μi、λi代表城市和時間固定效應(yīng)，εit為誤差項。Yi(t-1)是被解釋變量滯后項的動態(tài)系數(shù)，ρ為要素選擇的空間自相關(guān)系數(shù)，β代表地方財政支出策略的直接效應(yīng)系數(shù)，γ為地方財政支出策略的空間外溢效應(yīng)系數(shù)，η為技術(shù)進步策略選擇，φ為響應(yīng)技術(shù)溢出系數(shù)，控制變量各參數(shù)擬設(shè)定為δ，上述均為本文待估計參數(shù)。

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量描述要素市場資源配置情況，主要選擇勞動和資本要素的收入份額之比(lzb)來反映。其中，借鑒潘文卿等[20]對于勞動的度量，采用就業(yè)人員年末人數(shù)指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)以2000—2013年《中國城市統(tǒng)計年鑒》為準(zhǔn)。依據(jù)張軍等[22]的研究，文中資本使用資本存量來衡量，具體延伸為2000—2013年各城市相關(guān)數(shù)據(jù)。此外，對于勞動份額和資本份額選擇，采用呂冰洋和郭慶旺[23]所構(gòu)建的各要素所得占GDP比重，并參照潘文卿等[20]的做法，將政府收入份額(主要為生產(chǎn)稅)并入資本份額。出于數(shù)據(jù)可獲得性限制，各城市相關(guān)分類要素份額數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，本文采用各類要素省份要素份額與該類要素在該年該城市所占比重的乘積來度量，即勞動要素份額＝勞動省份要素收入份額×(該城市勞動人數(shù)/該省份勞動人數(shù))，而資本要素份額＝資本省份要素收入份額×(該城市資本存量/該省份資本存量)。最終，所構(gòu)建被解釋變量為兩份額的比重。

2.核心解釋變量

(1)地方財政競爭性策略偏向。在刻畫地方政府競爭時，已有文獻大多聚焦于財政工具選擇，如唐飛鵬[24]以赤字作為衡量準(zhǔn)則估算支出競爭超出稅收競爭的范疇，張梁梁和楊俊[25]選取公共財政支出占GDP的比重來衡量其強度。而本文在關(guān)注上述競爭同時，著重偏向性，作為政治晉升激勵，地方財政競爭策略更傾斜于基本建設(shè)投資。藉于此，本文除選用一般性指標(biāo)，即地方財政支出(exp)作為穩(wěn)健性檢驗替換變量之外，并借鑒劉焱序等[26]使用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)來體現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進一步藉此創(chuàng)新描繪地方財政競爭性激勵策略的偏向。一方面，官方經(jīng)濟數(shù)據(jù)的真實性存在爭議，且調(diào)查數(shù)據(jù)在抽樣、測量等方面存在不準(zhǔn)確性，本文借用衛(wèi)星燈光數(shù)據(jù)作為競爭偏向的替代指標(biāo)。夜間燈光數(shù)據(jù)一般常用作基礎(chǔ)設(shè)施、城市化人口產(chǎn)業(yè)及生活方式轉(zhuǎn)變等地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程[27-28]。其中，燈光強度與密度有力地證明了政府在地方基礎(chǔ)設(shè)施上的投入[26]；另一方面，客觀燈光亮度與面積有利于克服反向因果內(nèi)生性，即地方財政支出更傾向基本建設(shè)投資的短視行為會改變要素市場資源配置，進而影響經(jīng)濟發(fā)展。而經(jīng)濟水平變動所帶來的政治晉升機制的相應(yīng)調(diào)整反過來會左右地方財政支出競爭策略的基礎(chǔ)設(shè)施偏向性。出于以上兩方面考慮，特別是第二階段內(nèi)生性，本文采用夜間燈光數(shù)據(jù)構(gòu)建空間動態(tài)杜賓模型，以期更穩(wěn)健。

DMSP/OLS夜間燈光原始數(shù)據(jù)由美國國防衛(wèi)星所搭載傳感器獲取，文中借鑒曹子陽等[29]所采用的不變目標(biāo)區(qū)域法作為所捕獲燈光影像的校正方法，分別針對每一期各區(qū)域進行提取校正并做相應(yīng)降噪處理。最終，本文選用2000—2013全國243個地級市的夜間燈光數(shù)據(jù)作為財政支出競爭性偏向的指代變量(dmo)。

(2)區(qū)域技術(shù)進步方向。受限于衡量區(qū)域技術(shù)進步方向的直接性數(shù)據(jù)，本文使用戴天仕和徐現(xiàn)祥[30]以及Acemoglu[19]所設(shè)計并采用的技術(shù)進步方向指數(shù)(tec)作為具體計算依據(jù)。估算方法如(25)式:

其中，使用(1)式的CES生產(chǎn)函數(shù):

可得，資本勞動和資本增強型技術(shù):

(26)與(27)式具體相關(guān)參數(shù)，由Klump等[31]所采用“標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)法”，并由潘文卿等[20]構(gòu)造非線性聯(lián)立方程組實現(xiàn)，最終通過將系數(shù)代入(25)式得到中國各地級市技術(shù)進步偏向指數(shù)①相關(guān)技術(shù)進步偏向數(shù)據(jù)整理借鑒來自潘文卿、吳天穎、胡曉(2017)，參見在《中國工業(yè)經(jīng)濟》網(wǎng)站(http://www.ciejournal.org)附件下載。。

3.控制變量

針對要素市場資源扭曲問題，本文選擇以下控制變量:(1)經(jīng)濟增長率(pgdp):地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與資源配置之間聯(lián)系緊密，是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點[32]。本文引入以2000年為基期的人均GDP作為衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(biāo)。(2)政府干預(yù)程度(pfs):為穩(wěn)定經(jīng)濟，地方政府必要時規(guī)制要素配置及定價，其干預(yù)所造成的要素市場扭曲，影響著中國企業(yè)增加值率[33]?；诖?，文中借鑒劉修巖等[34]以政府支出占GDP比重來刻畫地方政府干預(yù)程度。(3)對外開放水平(for):對外開放程度使得要素流動性增強，并通過影響要素資源配置效率進一步左右區(qū)域要素選擇[35]。文中選用對外開放水平，即外商實際投資額與GDP比值來描述對外開放程度。(4)物質(zhì)資本投入(inv)和人力資本水平(edu):介于投入量與產(chǎn)出之間的關(guān)系，文中引入固定資產(chǎn)投資占GDP的比重來反映物質(zhì)資本投入；以在校大學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤齺頊y算人均人力資本水平[20]。(5)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ise):產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對要素結(jié)構(gòu)具有重要影響，本文根據(jù)大多數(shù)文獻做法，選擇第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增加值比重來測算。(6)要素市場價格扭曲(ypl和ypk):文中藉此作為后續(xù)進一步研究的解釋變量，來衡量傾斜方向。其中，受數(shù)據(jù)可獲得性限制，文中利用要素省份邊際產(chǎn)出與要素價格比值乘以各地級市要素所占份額得出。要素邊際產(chǎn)出采用盛仕斌和徐海[36]的研究并替換CES生產(chǎn)函數(shù)計算；各要素價格中，工資率為勞動者總收入與就業(yè)量的比值，租金率使用GDP與勞動收入差額除以資本存量獲得。其中，對以上變量部分取對數(shù)以規(guī)避異方差，文中涉及243個地級市樣本，受可獲得性限制，除引用數(shù)據(jù)(已標(biāo)注)以及部分需要純手工查詢并計算的，如要素選擇偏向指標(biāo)，其余選自于2001—2014年《中國財政年鑒》和《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》，以及和訊債券、各地財政部門網(wǎng)站等。部分省份變量信息作為中間計算指標(biāo)，也采取與上述地級指標(biāo)相同途徑獲得。

此外，根據(jù)假設(shè)三所揭示的共同作用，本文引入技術(shù)進步方向與核心解釋變量地方財政支出偏向的交互項(dmt)。此時，除地方財政競爭的直接性影響，技術(shù)進步方向選擇將左右地方財政對于要素市場資源配置的影響程度，使之呈現(xiàn)條件依賴性。

4.空間權(quán)重矩陣

空間經(jīng)濟學(xué)提出某一地理屬性與鄰近空間單元同屬性相關(guān)。大多文獻通過引入鄰接權(quán)重矩陣來顯示地理特征。而本文選取243個地級市數(shù)據(jù)，之間較大部分城市并非車相鄰或后相鄰，卻出于同一省內(nèi)較集中區(qū)域，具有相似地理與經(jīng)濟特征。所以文中針對地理因素，不采用鄰接權(quán)重矩陣，而構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣。此外，地理學(xué)定理認(rèn)為，事物間距離越近，其聯(lián)系越緊密。即區(qū)域間相互作用與兩者間距離相反，據(jù)上述分析，本文采用歐式距離，由此設(shè)定地理距離權(quán)重矩陣，即:

上式d為兩地區(qū)間歐式距離。此外，為增加權(quán)重矩陣中對于經(jīng)濟差異的描述，在地理距離矩陣基礎(chǔ)上，本文引入經(jīng)濟距離矩陣。其中，財政分權(quán)體制下，地方政府進行標(biāo)尺競爭，區(qū)域間易形成擴散溢出效應(yīng)[2]。因而，文中除引入GDP差為代表的經(jīng)濟距離矩陣之外，另引入財政分權(quán)距離矩陣，即:

PGDPi和PGDPj表征兩區(qū)域2001年之后的實際人均GDP水平(基期2000年)，而FDZi和FDZj為相關(guān)地區(qū)財政分權(quán)程度指標(biāo)，出于地級市數(shù)據(jù)部分樣本考慮，由地方本級收入與地方本級支出比值衡量[37]。以上243個城市權(quán)重矩陣設(shè)置由Arcgis采用2000國家大坐標(biāo)系抓取，經(jīng)由matlab形成稀疏矩陣之后獲得，數(shù)據(jù)更改由純手工方式增減。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)空間診斷性檢驗及模型選擇

針對空間相關(guān)性檢驗，本文對要素配置偏向性計算全局Moran’s I指數(shù)，具體Geoda估計結(jié)果如圖1所示。其中，Moran’I指數(shù)均大于0，且p值基本處于5%顯著水平內(nèi)，說明存在空間依賴性且為正向空間自相關(guān)。

圖1 全局Moran's I指數(shù)圖

進一步地，在計算局部Moran’s I指數(shù)基礎(chǔ)上繪制Moran散點圖。圖2顯示大部分城市要素資源偏向位于一、三象限，表明我國各地市要素選擇呈現(xiàn)空間依賴特征，鄰近地域傾向于匹配具有相同類型的資源屬性；不僅如此，Moran’s I指數(shù)呈現(xiàn)庫茲涅茨曲線倒U趨勢，表明我國各地市對于要素選擇存在可替換性。同時，2008年金融危機致使資本投入回報率下降，進而影響區(qū)域內(nèi)對于資本份額選擇偏向[38]，這也印證了圖1較高勞動要素集聚。而2008年之后，空間正相關(guān)性下降，區(qū)域單一優(yōu)勢要素驅(qū)動型發(fā)展模式正在衰落。

圖2 2001年和2013年要素配置偏向的Moran散點圖

在估計非空間模型基礎(chǔ)上，文中采用LM和穩(wěn)健LM檢驗。其中，式(1)～(4)分別對應(yīng)聯(lián)合OLS估計、空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)及雙向固定效應(yīng)，具體結(jié)果列示表1:

表1 無交互效應(yīng)估計結(jié)果及空間診斷性檢驗

如表1所示，無論是傳統(tǒng)LM還是穩(wěn)健LM檢驗，基本拒接原假設(shè)，說明模型應(yīng)存在空間滯后被解釋變量和空間誤差項。此外，LR檢驗具體結(jié)果為:拒絕空間固定效應(yīng)聯(lián)合非顯著性原假設(shè)(估計值1 133.510 6，自由度243，p＜0.01)；拒絕時間固定效應(yīng)聯(lián)合非顯著性假設(shè)(估計值218.351 5，自由度13，p＜0.01)，表征可采用雙向固定效應(yīng)模型。

針對靜態(tài)空間面板采用ML估計，分別檢驗空間固定效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)以及時期固定效應(yīng)模型，見表2。其中，W為空間權(quán)重矩陣，此時，三種靜態(tài)空間模型Wald以及LR估計值均通過5%顯著水平檢驗，拒絕轉(zhuǎn)化為空間滯后或空間誤差模型。同時，參數(shù)teta和Hausman結(jié)果(估計值84.209，自由度17，p＜0.01)表明應(yīng)選用固定效應(yīng)。綜上所述，可使用雙向固定效應(yīng)空間杜賓模型進行后續(xù)分析。

表2 靜態(tài)模型檢驗

(二)空間交互動態(tài)模型

表2中主要變量空間滯后項基本通過顯著性檢驗，這表明區(qū)域間以及區(qū)域內(nèi)要素選擇呈現(xiàn)空間依賴特性，鄰近區(qū)域財政競爭以及技術(shù)進步偏向會影響本地區(qū)資源配置。為控制內(nèi)生性及更細(xì)致描述各驅(qū)動因素對于地域要素資源配置影響，本文采用空間交互動態(tài)杜賓模型進行分析，其具體估計如表3所示，W為相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣。 其中，LR估計結(jié)果為2×(-1518.228＋3015.122)＝2993.788，自由度為2，p＜0.01，表征可擴展為動態(tài)模型。

表3 空間交互動態(tài)杜賓模型估計

可見，引入被解釋變量空間和時期滯后期后，三種空間權(quán)重矩陣估計結(jié)果顯示，地方財政競爭以及技術(shù)進步方向選擇對于本市及鄰近城市均具有較強影響。而這種空間外溢作用將導(dǎo)致上文Moran’s I指數(shù)所顯示的空間正相關(guān)特征的區(qū)域優(yōu)勢要素集聚。最終，隨要素選擇扭曲，附近區(qū)域以模仿效應(yīng)趨同于本市核心優(yōu)勢偏向要素，呈現(xiàn)本市要素選擇主導(dǎo)了整個區(qū)域要素資源配置現(xiàn)象。這驗證了假設(shè)二，某地方財政支出策略將通過優(yōu)勢要素選擇主導(dǎo)整個區(qū)域要素資源配置。

(三)空間效應(yīng)偏微分分解

動態(tài)空間杜賓模型系數(shù)解釋具有復(fù)雜性，本文通過對各系數(shù)進行偏微分分解，具體效應(yīng)如表4所示。

其中，考慮純地理距離因素，地方財政支出競爭將減少本市勞動要素所需比重(直接效應(yīng)顯著)，而其對鄰近城市勞動力左右程度不明顯。而技術(shù)進步卻表現(xiàn)出對于本市及鄰近城市勞動力選擇的明顯偏向。該結(jié)果可能關(guān)系兩種情況，一是兩者比重都下降，但勞動占比程度更大，這說明勞動與資本密集型區(qū)域均呈現(xiàn)擴散化發(fā)展趨勢，但技術(shù)進步更偏向于勞動力資源可替代性；另一情況，即資本比重在增加，這表明各地市區(qū)域可能存在壟斷性市場分割，而技術(shù)創(chuàng)新型發(fā)展依然仰仗資本要素驅(qū)動。值得說明的是，無論上述何種情形，這體現(xiàn)出我國各城市仍處于資源分布不均、技術(shù)創(chuàng)新封閉獨立現(xiàn)狀，而這是造成我國要素市場資源配置扭曲的重要方面，這與吳傳清和杜宇[39]的研究具有相似性。其具體機制將在進一步討論中詳細(xì)驗證。

表4 空間效應(yīng)分解

除此之外，在距離矩陣中引入經(jīng)濟要素之后，地方財政競爭在短期和長期對勞動偏向均無顯著影響。而在財政分權(quán)陣中，其在短期減少本市勞動要素占比，長期卻增加勞動要素需求比重。這表明，市場因素(經(jīng)濟距離)排斥地方政府競爭行為(dmo均不顯著)，其更為注重技術(shù)進步對于勞動力要素傾向的影響。而地方政府(財政分權(quán))偏好于通過地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及技術(shù)支撐力度進而影響本地及鄰近城市要素選擇。同時，值得注意的是，無論何種矩陣，地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的間接外溢效應(yīng)不明顯，即地方政府對于跨區(qū)域勞動要素流動存在阻礙。這表明，市場化資源配置方式受到地方保護主義的行政壁壘限制，這印證了王鳳榮和苗妙[40]的研究。

加入交互項dmt之后，財政競爭直接、間接效應(yīng)均不顯著，而交互項及其空間滯后效應(yīng)卻比較顯著，同時，直接效應(yīng)呈負(fù)向，間接效應(yīng)為正。這說明，考慮空間因素后，地方財政競爭只能通過技術(shù)進步偏向做調(diào)節(jié)變量而影響區(qū)域要素資源配置，即地方財政競爭與技術(shù)進步方向的相互作用才是左右本市及鄰近城市要素配置的主因，這驗證了假設(shè)一，即地方財政競爭性策略與區(qū)域技術(shù)偏向關(guān)聯(lián)密切，并具有外部性。其中，測算變量dmo反饋效應(yīng)-0.027＋0.036＝0.009，表明鄰近城市除接受本市外溢效應(yīng)，并且還存在對于本市的傳遞效應(yīng)，綜合純地理距離估計結(jié)果考量，這與假設(shè)三相似，即地方財政競爭性策略能夠直接或與技術(shù)進步方向共同作用主導(dǎo)區(qū)域要素市場資源配置，區(qū)域各經(jīng)濟體間的外部性不是單方向的，其存在溢出和反饋的雙向效應(yīng)。

(四)進一步討論

上文分析指出:地方財政競爭與技術(shù)進步偏向共同作用結(jié)果是導(dǎo)致了要素市場扭曲，技術(shù)進步傾向不僅作為調(diào)節(jié)變量，同時其參與了區(qū)域要素的選擇。為具體說明各要素變動情況，本文將分別對勞動份額與資本份額的驅(qū)動因素做進一步考證，估計結(jié)果列示于表5。

表5 分要素空間交互動態(tài)杜賓模型效應(yīng)分解

分析表5中估計結(jié)果，引入空間交互項之后，短期dmo對勞動要素的影響基本不顯著，對資本要素呈現(xiàn)較強顯著性，而長期效應(yīng)除經(jīng)濟矩陣，均沒通過檢驗。這顯示，我國地方財政更注重短期效應(yīng)，且傾向于資本要素投入。這表明，地方政府競爭短期傾向于進行招商引資競爭，以發(fā)展本地經(jīng)濟。相比較而言，在長期中，技術(shù)進步更偏向于吸納本地區(qū)勞動力，而在短期內(nèi)對于本市及鄰近城市各要素均有促進作用。就調(diào)節(jié)變量dmt來看，其在短期中調(diào)節(jié)效應(yīng)更為突顯，長期中弱化了區(qū)域?qū)τ趧趧右氐倪x擇強度，而無論何種要素，調(diào)節(jié)變量僅僅在本區(qū)域內(nèi)生效，并未出現(xiàn)外溢性。

綜上可知，無論地理分界、市場分割還是財政分權(quán)，地方財政競爭以及技術(shù)進步偏向的混合作用更為看重短期內(nèi)效應(yīng)。短期財政資本投入偏向與長期技術(shù)人力吸納傾向是導(dǎo)致我國要素資源配置扭曲的重要原因。同時，短期的外溢性與長期選擇的本土化形成明顯對比，這表明，勞動力和資本的流動也具有短期性，長期可能受地方保護主義以及技術(shù)壟斷等作用呈現(xiàn)停滯，這不利于我國區(qū)域發(fā)展的平衡性。

(五)穩(wěn)健性檢驗

對于內(nèi)生性處理，上文已針對靜態(tài)杜賓模型構(gòu)建了動態(tài)方程，被解釋變量空間及時期滯后項的引入能克服部分內(nèi)生性。同時，文中構(gòu)建不同權(quán)重，權(quán)重選擇不同對于空間計量模型估計結(jié)果準(zhǔn)確性更具有說服力。此外，針對被解釋變量的選擇，本文也于進一步討論中分類為勞動要素與資本要素份額進行了替代分析。而對于本文核心解釋變量地方財政支出競爭，現(xiàn)采用地方財政支出作為替換變量。其中，各項估計值均與原估計值相似，且通過效應(yīng)分解檢驗①受篇幅所限，具體三個權(quán)重矩陣效應(yīng)分解詳細(xì)結(jié)果請咨詢作者。。

五、研究結(jié)論與政策含義

本文通過地理距離、經(jīng)濟距離以及財政分權(quán)距離矩陣，采用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)構(gòu)建動態(tài)空間杜賓模型并對其估計系數(shù)進行偏微分分解。研究發(fā)現(xiàn):我國各地市要素選擇呈現(xiàn)空間依賴特征，且地方財政支出策略將通過驅(qū)動優(yōu)勢要素偏向主導(dǎo)整個區(qū)域要素資源配置；同時，我國各城市仍然存在資源分布不均[41]、技術(shù)創(chuàng)新封閉獨立現(xiàn)象，而地方政府傾向于阻礙跨區(qū)域勞動要素流動，要素市場資源配置方式受到技術(shù)性壟斷和地方保護主義行政壁壘限制；此外，區(qū)域各經(jīng)濟體間的外部性不是單方向的，其存在溢出和反饋的雙向效應(yīng)。無論地理分界、市場分割還是財政分權(quán)，技術(shù)進步方向作為調(diào)節(jié)變量與地方財政競爭共同作用更為突出短期效應(yīng)。而勞動力和資本的流動也具有短期性，長期將出現(xiàn)停滯現(xiàn)象，這不利于我國區(qū)域發(fā)展的平衡性。

由此可見，針對我國要素市場資源配置扭曲，應(yīng)改革單一優(yōu)勢要素驅(qū)動型發(fā)展模式。城市要素選擇具有集聚性和外溢性，對于發(fā)展較為優(yōu)勢地域，應(yīng)觸動弱勢要素聯(lián)動機制，以避免要素匹配偏向。該政策含義在于雖然我國正實行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)創(chuàng)新升級，由要素驅(qū)動型轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動型，但是，對于轉(zhuǎn)型過程中的資源配置扭曲不應(yīng)僅僅著眼于產(chǎn)出市場而忽略配置的起點，即要素市場偏向性。這就要求地方政府應(yīng)重點關(guān)注本市內(nèi)要素供給市場情況，而不僅僅是產(chǎn)品與服務(wù)市場規(guī)模與結(jié)構(gòu)調(diào)整。

同時，隨著城市間互通性增加，我國各城市不應(yīng)將空間溢出的外部性當(dāng)作不利的事情來看，也就是說應(yīng)打破技術(shù)性壟斷和地方保護主義的陳舊觀念。在政治和經(jīng)濟因素相互作用下，地方政府不應(yīng)將眼光僅僅放在招商引資競爭這種短期經(jīng)濟增長行為上。值得注意的是，區(qū)域間影響方式并不只是單純溢出與吸納，同時存在反饋效應(yīng)。那么這就要求，地方政府，特別是各市級行政區(qū)政府理應(yīng)由區(qū)域間競爭走向競合，這也是未來地方政府間的行為趨勢。

最后，出于不同時期空間互動方面考量，無論地方財政競爭還是技術(shù)進步的調(diào)節(jié)作用，聚焦于短期往往不利于要素資源在區(qū)域間流動配置，短期溢出與模仿行為易出現(xiàn)要素市場資源結(jié)構(gòu)的雷同和基礎(chǔ)設(shè)施的重復(fù)建設(shè)。地方政府逐利性和要素資源跨區(qū)域流動性，要求各城市必須廢除既得利益壟斷，以便矯正區(qū)域資源空間失衡。此外，中央政府需要改善地方績效考核體制，弱化對于地方財政競爭的誘導(dǎo)作用，在“作對激勵”的同時“作對協(xié)調(diào)”。這是扭轉(zhuǎn)要素市場資源失衡、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型動力衰退，乃至區(qū)域發(fā)展“兩級化”格局的關(guān)鍵所在。