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

賀 達(dá)，顧 江

(南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引 言

“政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長”議題在學(xué)術(shù)研究中一直是一個(gè)熱門話題。學(xué)界就中國近30年來經(jīng)濟(jì)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(rèn)為持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新、政府引導(dǎo)的從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型帶來了中國經(jīng)濟(jì)的高速增長[1]。周其仁(2010)指出廉價(jià)的勞動力市場、因政府主導(dǎo)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(jì)增長的基礎(chǔ)[2]。周業(yè)安(2003)認(rèn)為因財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致的地方政府競爭極大的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長[3]。周黎安(2007)認(rèn)為地方政府官員的競爭錦標(biāo)賽促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)增長[4]。這些觀點(diǎn)都證實(shí)了在中國經(jīng)濟(jì)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(jì)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(dá)到20%及以上，遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(cái)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(cái)政支持力度越大，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度越快[6]。同時(shí)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(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)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(biāo)賽激勵(lì)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(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)我國地方政府間策略性互動行為類別，同時(shí)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(xiàn)綜述

地方政府間策略性互動行為是公共經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要主題。地方政府為獲得更多經(jīng)濟(jì)資源展開策略性互動行為，Akai和Suhara(2013)認(rèn)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(dú)立和策略性互補(bǔ)行為三種行為模式，即存在相互競爭，搭便車和相互獨(dú)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(jià)的依據(jù)，即州政府之間的標(biāo)尺競爭機(jī)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(shí)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(shí)證檢驗(yàn)表明斜率系數(shù)為正，即大部分地方政府之間是策略互補(bǔ)行為[9]。Revelli(2005)引入制度變革時(shí)間啞變量，采用地方財(cái)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(cái)政手段爭奪有利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jī)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(xiàn)在研究地方政府策略性互動行為時(shí)主要研究的是地方政府間競爭行為，研究大多是從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、官員晉升、財(cái)政稅收、環(huán)境規(guī)制和腐敗行為等角度進(jìn)行探討。周業(yè)安和趙曉男(2002)從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度把地方政府競爭行為模式分為進(jìn)取型地方政府、保護(hù)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(biāo)是建設(shè)進(jìn)取型政府，從而減少貿(mào)易成本保持經(jīng)濟(jì)增長[13]。周黎安(2007)從中國地方官員的“晉升錦標(biāo)賽治理模式”角度揭示這種特定模式與中國高速經(jīng)濟(jì)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(cái)政支出競爭角度考察我國省級政府在財(cái)政支出政策方面的策略性互動行為、形成機(jī)制及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響，通過分析財(cái)政總支出、各類支出項(xiàng)目(包括經(jīng)濟(jì)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(cái)政競爭機(jī)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(shí)證檢驗(yàn)了地方政府在環(huán)境規(guī)制方面的策略性互動行為，實(shí)證表明地區(qū)間環(huán)境規(guī)制存在顯著的互補(bǔ)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(bǔ)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(shí)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(bǔ)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(shí)以省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，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(gè)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(cái)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(shí)間權(quán)重矩陣、文化產(chǎn)業(yè)增加值的經(jīng)濟(jì)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(gè)簡單經(jīng)濟(jì)模型，假設(shè)存在N個(gè)地方政府，各地方政府通過財(cái)政支出為本地居民提供公共服務(wù)，地方政府行為目標(biāo)是使本地居民福利最大化。同時(shí)地方政府的財(cái)政支出水平存在空間溢出效應(yīng)，即相鄰地方政府財(cái)政支出水平會影響本地政府的財(cái)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(fèi)，Gi是i省政府財(cái)政支出水平，G-i是除了i省以外相鄰地方政府財(cái)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(biāo)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(shí)了政府間策略性互動行為的三種可能性，現(xiàn)實(shí)中我國地方政府間行為到底屬于哪一種，這還需要實(shí)證的檢驗(yàn)。

四、描述性分析和相關(guān)性檢驗(yàn)

(一)描述性分析

本文衡量Gi的指標(biāo)是地方政府文化財(cái)政支出(exp)，采用的數(shù)據(jù)是31個(gè)全國省市2004 ～ 2014年的地方財(cái)政支出中文化體育與傳媒支出，這反映了各地方財(cái)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(gè)省市的地方政府文化財(cái)政支出水平。總體上看，從2004到2014年，各地文化財(cái)政支出顯著增長。分地區(qū)看*本文將31個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)省市。，東、中、西部地區(qū)間文化財(cái)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(cái)政支出存在趨同性，這表明各地的財(cái)政支出水平在區(qū)域上與鄰近省份的財(cái)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(cái)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(cái)政年鑒》，按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算。

(二)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間回歸分析之前，要對地方政府文化財(cái)政支出的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文采用Moran’s I檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)文化財(cái)政支出是否存在統(tǒng)計(jì)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(shí)針對中國實(shí)際情況，本文補(bǔ)充了省際移動便捷性空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)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(gè)空間權(quán)重矩陣分別是：

第一個(gè)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(gè)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(gè)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?yàn)閷χ袊蟛糠质∈卸裕鞘泻椭陛犑屑哿吮镜貐^(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(jì)算。

(8)

第三個(gè)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(cái)政支出。所以文化財(cái)政支出與省際移動的便捷性相關(guān)。考慮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(shí)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(shí)間計(jì)算。

(9)

第四個(gè)空間權(quán)重矩陣W4是經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣。地方政府間文化財(cái)政支出和本地文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r有很大的相關(guān)性，同時(shí)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(xué)習(xí)、模仿的動機(jī)，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(gè)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?jiǎng)?chuàng)意人才的集聚和需求的拉動，政府文化財(cái)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(cái)政支出的Moran’s I指數(shù)可以看出(見表1)：運(yùn)用W1和W2分析得到的Moran’s I指數(shù)均不能通過檢驗(yàn)，表明全國各地方政府文化財(cái)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(yùn)用權(quán)重矩陣W3、W4和W5計(jì)算的歷年Moran’s I指數(shù)基本都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明全國層面地方政府文化財(cái)政支出在便捷的省際移動、相似的經(jīng)濟(jì)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(jìn)行空間計(jì)量回歸。其中，運(yùn)用W3分析得到的Moran’s I指數(shù)均為負(fù)值，表明全國各地方政府文化財(cái)政支出水平在省際之間的交通便捷程度上負(fù)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(cái)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(jìn)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(cái)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(cái)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(shí)證分析

(一)計(jì)量模型設(shè)定

為了與空間計(jì)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(shí)有效，普通面板的計(jì)量模型構(gòu)造如式(12)：

Yit=Xitβ+αi+νt+εit

(12)

由于地方財(cái)政支出可能既存在因果關(guān)系，又受到共同隨機(jī)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(shí)存在。為了檢驗(yàn)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(gè)，本文采用了更為一般空間計(jì)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(cái)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(jì)狀況(gdp)。經(jīng)濟(jì)實(shí)力反映了一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情況，本文采用人均GDP指標(biāo)來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力。只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段之后，政府才有財(cái)力支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

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

2.財(cái)政分權(quán)程度(fid)。財(cái)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(yù)算等方面的自主權(quán)。本文以本地區(qū)財(cái)政收入占國家總體財(cái)政收入的比重作為指標(biāo)。不使用財(cái)政支出占比是因?yàn)楦鞯氐呢?cái)政支出除了包括本地的財(cái)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(cái)力。財(cái)政分權(quán)程度越大，地方政府的可支配財(cái)力和自主財(cái)政決策空間越大，越有可能因?yàn)檎g競爭增加對本地區(qū)文化財(cái)政的支持力度。

假設(shè)2：財(cái)政分權(quán)程度與文化財(cái)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(gè)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(jī)構(gòu)數(shù)來反應(yīng)。當(dāng)一個(gè)地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況較好時(shí)，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以較好的進(jìn)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(cái)政支出負(fù)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(cái)政支持也必然增加。

假設(shè)4：人口密度與文化財(cái)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(biāo)，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(cái)政投入。因此當(dāng)城鎮(zhèn)化程度越高，政府文化財(cái)政支出會降低。

假設(shè)5：城鎮(zhèn)化水平與文化財(cái)政支出負(fù)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(xué)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(dāng)受教育水平較高時(shí)，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(cái)政支出會增加。

假設(shè)6：受教育程度與文化財(cái)政支出正相關(guān)。

(三)數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計(jì)

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

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

(四)模型回歸結(jié)果

為消除量綱的影響，在做實(shí)證前要先對地方政府文化財(cái)政支出、地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jìn)行對數(shù)化處理得到變量exp， gdp， org， den。

本文首先僅對模型進(jìn)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(jìn)行對比，回歸結(jié)果如表3所示。其中，面板數(shù)據(jù)隨機(jī)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(jì)狀況、財(cái)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(cái)政支出的影響都顯著。在隨機(jī)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(cái)政支出的影響是正值，但在固定效應(yīng)模型中這個(gè)影響是負(fù)值。本文采用Hausman檢驗(yàn)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(jī)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(yàn)證。

根據(jù)空間相關(guān)性檢驗(yàn)可以看出，加入空間因素后，以權(quán)重矩陣W1和W2計(jì)算的Moran’s I指數(shù)不顯著，因此不能進(jìn)行空間計(jì)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(cái)政支出的空間溢出效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明全國層面地方政府文化財(cái)政支出存在較為明顯的空間依賴性，適合進(jìn)行空間計(jì)量回歸。

表3 全國各地方政府文化財(cái)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(jì)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(yàn)進(jìn)行空間計(jì)量模型選擇，結(jié)果顯示LM-lag檢驗(yàn)和LM-error檢驗(yàn)均顯著，即空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)同時(shí)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(shí)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(gè)可能的解釋是因?yàn)槭芙逃妮d體——人力資源本身就具有較強(qiáng)的流動性，發(fā)生跨區(qū)域的流動很頻繁，一個(gè)人很可能在本地區(qū)接受教育，但是在另一個(gè)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(yàn)

表4報(bào)告了空間權(quán)重矩陣為W3、W4和W5時(shí)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(qiáng)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(jì)狀況(gdp)、財(cái)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(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、擁有較高的財(cái)政自主度和高的人口密度均會對本地區(qū)政府的文化財(cái)政支出產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，同時(shí)也對相鄰省市地方政府的文化財(cái)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(fù)，說明一個(gè)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(cái)政支出產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng)，也對相鄰省市地方政府政府的文化財(cái)政支出產(chǎn)生負(fù)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(gè)地區(qū)的受教育水平不會對政府的文化財(cái)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(cái)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(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)方法，通過標(biāo)準(zhǔn)化各變量，再用SAC模型回歸，得到新的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化后的空間效應(yīng)值[23]。表5是標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(cái)政分權(quán)程度，它變化1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將導(dǎo)致地方財(cái)政支出變化約0.5998個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，表明地方財(cái)政自主權(quán)對地方文化財(cái)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(fù)值，它變化1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將導(dǎo)致地方財(cái)政支出負(fù)向變化0.3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(jì)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(fù)值。受教育程度的變量系數(shù)不顯著。這說明在促進(jìn)本地地方政府財(cái)政支出的各類因素和機(jī)理中，最重要的是財(cái)政分權(quán)程度和城鎮(zhèn)化水平，地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)顯著的變量中，財(cái)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(jì)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(fù)，且絕對值最小。這說明財(cái)政分權(quán)程度、人口密度、地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況對周邊政府文化財(cái)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?fàn)顩r則存在著負(fù)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(dú)立行為。考慮到文化產(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(jì)距離、人口規(guī)模這5種空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間計(jì)量SAC模型對地方政府間策略性行為進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。得出如下結(jié)論：(1)我國地方政府間文化財(cái)政支出是相互競爭的，且在省際移動便捷性、經(jīng)濟(jì)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(shí)，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(cái)政支出的影響因素中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況、財(cái)政分權(quán)程度、人口密度和受教育程度與地方政府文化財(cái)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(cái)政支出負(fù)相關(guān)；由于受教育的人才有較強(qiáng)流動性，因此在空間計(jì)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(shí)，財(cái)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(fù)。

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(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，但在實(shí)踐中政府間相互競爭往往導(dǎo)致資源的過度爭奪和重復(fù)建設(shè)。現(xiàn)實(shí)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(fù)建設(shè)文化產(chǎn)業(yè)園區(qū)。地方財(cái)政分權(quán)度是影響政府財(cái)政支出的重要因素，因此要規(guī)范化各地文化財(cái)政投入，合理引導(dǎo)資金使用方式。第二，要進(jìn)一步完善各地文化產(chǎn)業(yè)的政策體系，促進(jìn)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(jì)狀況會影響政府財(cái)政支出，經(jīng)濟(jì)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(jì)不發(fā)達(dá)省份的轉(zhuǎn)移支付。

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