劉彥軍

摘要：將地方公共服務、地方政府間競爭及產業(yè)集聚發(fā)展融入地方政府行為邏輯中，建立三者互動影響機制，利用中國1980—2013年省級面板數據，通過PVAR模型進行驗證，得出結論：地方政府為實現本地經濟增長目標，通過提供公共服務來吸引產業(yè)投資、促進產業(yè)集聚發(fā)展。但是，地方政府的公共服務并不一定能直接促進產業(yè)集聚，而必須同其他地方政府展開競爭，在競爭中獲勝后才能有效推進產業(yè)集聚。產業(yè)集聚的發(fā)展能有效刺激地方政府進一步增加投入、提供更多公共產品。地方政府間競爭和地方政府行為邏輯是政府影響產業(yè)集聚的過程中必須考慮的兩個重要因素。

關鍵詞：產業(yè)集聚；公共服務；地方政府競爭；PVAR

文章編號：2095-5960（2016）02-0001-09；中圖分類號：F061.5；文獻標識碼：A

一、引言

自Porter（1990）[1]提出鉆石模型，將產業(yè)集聚融入國家競爭優(yōu)勢后，許多國家及經濟合作發(fā)展組織都把產業(yè)集聚當作一種促進技術創(chuàng)新和提升區(qū)域競爭力的政策工具，紛紛加強產業(yè)集聚的公共政策研究。政府如何影響產業(yè)集聚發(fā)展？目前研究主要從兩個角度展開。其一，維護產業(yè)集聚發(fā)展的市場經濟環(huán)境。Roelandt et al.（1999）[2]認為地方政府是產業(yè)集聚的中間人和促進者，政府可以通過建立適宜的制度來促進產業(yè)集聚。Boekholt and Thuriaux（1998）[3]認為，政府在產業(yè)集群戰(zhàn)略中應著重于培育動態(tài)的市場功能、改進市場的不完善，立足于市場的主導功能，只作市場運作的助動器或緩和器。國內學者Young（2000）[4]、白重恩等（2004）[5]、譚真勇等（2009）[6]則認為地方保護主義阻礙我國產業(yè)集聚發(fā)展，應改善、消除地方保護主義。馮文娜（2007）[7]等認為政府應充分發(fā)揮制度制定者的優(yōu)勢作用，創(chuàng)建有利于產業(yè)集聚發(fā)展的制度環(huán)境。其二，改善影響產業(yè)集聚的直接因素。Krugman（1991）[8]提出“中心-外圍”集聚模型后，使政府政策范圍擴展到六類效應：區(qū)域副作用、貿易影響效應、門檻效應、鎖定效應、選擇效應和調整效應。Baldwin et al.（2003）[9]、Fenge et al.（2009）[10]認為政府政策通過價格指數影響產業(yè)集聚。蔣東仁（2006）[11]論述了產業(yè)集群中政府在引入創(chuàng)新方面能夠發(fā)揮重要作用。劉英驥等（2009）[12]總結了政府影響產業(yè)集聚的機制，認為產業(yè)集聚是市場機制條件下企業(yè)自我演化的結果，政府只能依照本地區(qū)的人口、資源、文化和發(fā)展情況，通過影響產生集聚的成本，在公共產品和政策方面引導產業(yè)集聚的發(fā)展。胡晨光等（2011）[13]、楊建平等（2015）[14]則提供了一個“有為政府”的框架，從發(fā)展戰(zhàn)略、產業(yè)與貿易政策、市場制度、公共投資建設等方面研究了政府對產業(yè)集聚的影響力。

通過文獻梳理可以發(fā)現，目前主流研究思路是：政府以經濟地理學、新經濟地理學為基礎，以這兩種理論所涉及的產業(yè)集聚影響因素為工具，通過直接或間接政策手段來改善產業(yè)集聚發(fā)展的制度環(huán)境或是干預產業(yè)集聚的影響因素，進而達到干預產業(yè)集聚進程的目的。這種思路很好地繼承并利用了現有產業(yè)集聚發(fā)展理論，然而其也存在明顯不足。第一，忽略了政府行為邏輯的影響?，F有研究都是以產業(yè)集聚為核心，將政府作用簡單地視為外生力量，沒有考慮政府自身行為動機。在現代混合經濟體系中，政府作為重要成員有其自身的利益目標，并以其為基礎形成了自己的行為邏輯，其對產業(yè)集聚的影響是融合在自身的行為邏輯中，而非簡單地外生于產業(yè)集聚。如果忽略政府行為邏輯的影響，必然對一些經濟現象難以解釋。第二，忽略了地方政府間的相互作用。產業(yè)集聚對于不同地區(qū)來說是此消彼長的過程，地方政府希望通過產業(yè)集聚來增強本地的競爭力，促進經濟增長。故而，地方政府間將就此展開競爭，以增強吸引產業(yè)投資的能力，進而影響本地產業(yè)集聚的形成發(fā)展。然而，目前的研究尚未將政府競爭納入分析框架。

針對如上兩點不足，本文擬作出以下拓展：以地方政府行為邏輯為基礎，將地方公共服務、地方政府間競爭及產業(yè)集聚發(fā)展融入該邏輯中，建立公共服務、政府競爭和產業(yè)集聚發(fā)展三者間的互動影響機制，并通過省級數據對該機制進行檢驗，最后指出該機制的存在對政府干預產業(yè)集聚發(fā)展所帶來的啟示。

二、機制分析與研究假設

按照標準的政府經濟學理論，政府應該以解決經濟體系中的非效率現象作為自身的行為準則。然而，官僚理論證實政府內部人員存在自身利益訴求，再加上中央政府與地方政府管理機制的差別，使得地方政府行為邏輯相對復雜。改革開放后，經濟體制市場化改革使當代中國地方政府具有了比較明確、獨立的利益；財政分權硬化了地方政府的預算約束，這為地方政府發(fā)展本地經濟和促進市場化提供了激勵（Qian and Weingast， 1997[15]）；以GDP為主要指標的官員考核機制和中央對地方官員的直接任免機制則以政治激勵的形式強化了地方政府間的競爭（Li and Zhou，2005[16]）。在經濟和政治的雙重激勵下，地方政府目標就是最大程度地謀求本地GDP的增長。由于產業(yè)集聚是促進地方經濟增長最為有效的一種方式，故而，在這種行為目標的引領下，地方政府具有了吸引產業(yè)投資、促進產業(yè)集聚發(fā)展的行為邏輯。

地方政府行為可以看作地方政府所提供的各種公共產品和公共服務，地方政府可以通過提供各類公共物品和服務來吸引企業(yè)和勞動者集聚。Tiebout（1956）[17]提出了“用腳投票”機制，論證了公共產品好壞對集聚的影響。同時，公共物品本質上是產業(yè)集聚的物質承載者之一，公共基礎設施和公用服務越完善，質量越高，該區(qū)域集聚力和集聚效果就越顯著，對居民、廠商的遷入和土地投資就越有吸引力，從而越能夠提高該區(qū)域土地利用率和增強土地利用的集約性（宋兆勇，2007[18]）。此外，由公共物品投資、生產、經營等活動衍生出來的相關經濟活動為許多產業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了市場，這些產業(yè)反過來又擴大了對公共物品的需求，使公共產品提供與產業(yè)發(fā)展相互作用，促進集聚效應擴大，最終改善區(qū)域投資效率、提升居民收入水平、加快區(qū)域經濟增長速度。

但是，政府公共服務的增加并不一定導致產業(yè)集聚水平的提高。產業(yè)集聚的發(fā)生與發(fā)展是企業(yè)的自主選擇。在各個地方政府都加大投入、努力提高公共服務水平的情況下，企業(yè)會選擇那些公共服務水平相對更高的地區(qū)進行投資，從而提高該地區(qū)的產業(yè)集聚水平。這事實上形成了不同地方政府之間的公共服務競爭，那些公共產品及服務具有相對優(yōu)勢的地區(qū)，對產業(yè)投資的吸引力就大。相反地，在公共產品競爭中處于相對劣勢的地區(qū)，對產業(yè)投資的吸引力就小。

根據如上分析，可以建立地方政府行為與產業(yè)集聚之間的互動影響機制。假設地方政府根據經濟、政治激勵方向設定自身的目標為：追求GDP最大化。在政府目標的驅使下，各地方政府會加大投入、提升公共服務規(guī)模以促進產業(yè)集聚的形成。但是地方政府間存在公共服務競爭，只能有部分地方政府在競爭中獲勝。獲勝的政府有效地吸引了產業(yè)投資，提升了本地的產業(yè)集聚水平，幫助地方政府完成了既定目標，這反過來也會刺激該政府進一步加大投入。相反，那些沒有在競爭中獲勝的政府則不能有效吸引產業(yè)投資、促進產業(yè)集聚、實現經濟快速增長，因而也不能獲得經濟快速增長所帶來的財政收入增加，這也會進一步限制這些政府對本地公共產品和公共服務的提供。假如來自中央政府的經濟、政治激勵取向不變，則如上的過程會隨時間的增長而循環(huán)發(fā)生。

根據如上機制，本文建立三個研究假設。

假設1：地方政府公共服務規(guī)模的擴大不一定導致產業(yè)集聚水平提高。

假設2：在地方政府競爭中獲勝的政府能夠有效促進本地產業(yè)集聚水平提高。

假設3：產業(yè)集聚水平提高會促進地方政府財政支出規(guī)模增加。

三、模型構建

（一）樣本選擇及變量描述

為了驗證如上機制，本文以中國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）1980—2013年省級產業(yè)集聚、政府公共服務、政府間競爭狀況為樣本進行分析。①①1997年重慶從四川省分離單獨設立直轄市，原則上作為省級單位的重慶1997年以前的數據是不存在的。但是《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》將重慶作為省級單位，提供了其1949—2008的統(tǒng)計數據，1997年及以前的數據是根據新重慶市的轄區(qū)經過調整而來。同樣，以1997年為分割點，四川省的數據也經過了相應調整。選取省級數據作為分析樣本是出于兩方面的考慮：第一，省級政府是最高級別的地方政府，其行為最能體現出地方政府的直接意圖；第二，鑒于本文要做動態(tài)研究，時間序列的長度會影響到本文的研究質量，地市級和縣級數據在相對較長的時間序列內都很不完整且難以獲取，而省級數據則不存在該問題。

本文選取三個變量進入模型。（1）產業(yè)集聚水平。用變量fgdp來表示，其等于某一省（直轄市、自治區(qū)）在某年的國內生產總值占全國31省（直轄市、自治區(qū)）在該年的國內生產總值之和的份額。這樣設定的原因主要有二：第一，省級政府在制定公共產品政策時，會統(tǒng)籌考慮該省各產業(yè)綜合發(fā)展，GDP是各產業(yè)綜合發(fā)展結果，因此本文選取GDP作為產業(yè)發(fā)展的考量，而沒有選擇某一具體產業(yè)。第二，衡量地區(qū)產業(yè)集聚水平的指標很多，每種都反映不同的集聚內涵，實證研究中主要根據研究目的進行差別選擇。本文采用地方產業(yè)占總產業(yè)份額表示地方產業(yè)集聚度，能很好地反映省級區(qū)域的綜合產業(yè)宏觀集聚程度，這種方法也曾被Wen（2004）[19]、金煜等（2006）[20]多位學者在研究中采用。（2）政府公共服務規(guī)模。政府公共服務規(guī)模可用地方政府財政支出規(guī)模表示。財政支出是政府履行職能所支出的一切費用總和，其規(guī)模一定程度上反映了公共服務規(guī)模的大小。以lngovexp表示政府財政支出規(guī)模，為某省在某年的財政支出取自然對數。（3）政府競爭狀況。以fgovexp表示，其為某省某年的財政支出占31個省在該年財政支出總和的份額。該變量能夠表示省級公共服務規(guī)模的相對大小，故而可用其衡量省級政府公共服務競爭行為的結果。三個變量的具體含義如表1所示。

表1各變量內涵

變量含義計算方法單位fgdp省級產業(yè)集聚度各省GDP占GDP總和的份額%lngovexp省級政府公共服務規(guī)模各省財政支出額取自然對數無fgovexp省級政府競爭結果各省財政支出占財政支出總和的份額%各變量數據均通過相應原始數據計算而來，所有原始數據均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及2010—2014年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。表2對各變量數據進行了統(tǒng)計描述，從中可以看出我國產業(yè)集聚、政府公共服務及其競爭狀況的一些特征。

省級產業(yè)集聚度均值為00323，整體標準差為002415，說明產業(yè)集聚度的整體波動較大，最大值達到11%左右，最小值卻不足千分之一。組間標準差為002394，與整體標準差相差不多，而組內標準差卻只有000535，說明地區(qū)間產業(yè)集聚度差別遠高于地區(qū)內產業(yè)集聚度的波動，這與張公嵬（2010）[21]研究結論相一致，反映出產業(yè)集聚水平與地理位置有很大相關性。省級政府公共服務競爭結果也有類似特征，組間波動形成了數據波動的主要根源，說明各省區(qū)的公共服務相對規(guī)模差異很大。省級政府公共服務數據卻與另外兩個變量有著不同的統(tǒng)計特征，其組內方差遠大于組間方差，說明數據波動主要來源于省內公共服務支出隨時間的變化，這反映出地方政府在提供公共產品方面投入變化較大，也從另一角度反映了競爭的激烈程度。

表21980—2013中國31?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）各變量統(tǒng)計描述

變量均值標準差最小值最大值fgdp整體0.03230.024150.000960.11376組間0.023940.001380.09367組內0.005290.004570.0562fgovexp整體0.03230.017070.003710.11378組間0.016350.007030.08021組內0.00570.003890.06583lngovexp整體5.198291.761380.741949.03729組間0.622953.810476.24423組內1.651232.129768.5294盡管地區(qū)間產業(yè)集聚水平差距較大，但是地區(qū)內產業(yè)集聚度隨時間的變化卻反映了產業(yè)集聚的發(fā)展趨勢。為了加深對我國各地區(qū)產業(yè)集聚發(fā)展趨勢的認識，本文從我國東、中、西三個地區(qū)各選取了一個代表省份，分別為北京、湖北、陜西，繪制了它們的產業(yè)集聚度發(fā)展趨勢圖，如圖1所示。同時，為了反映政府公共服務競爭對產業(yè)集聚趨勢的影響，本文也繪制了這三個省區(qū)地方政府公共服務競爭結果的發(fā)展趨勢圖，如圖2所示。從圖1中可以看出，三個地區(qū)的產業(yè)集聚狀況都出現較復雜的波動，呈現出截然不同的變動趨勢。北京從1980年到1994年呈現出小幅波動下降趨勢，1995到2004年出現了快速上升，2005年至2013年又呈現小幅下降，但其趨勢總體是向上的；湖北產業(yè)集聚狀況自改革開放以來就一直處于不斷下降的過程中，直到2005年以后才開始出現較大幅度的上升；陜西的產業(yè)集聚狀況則表現出整體平穩(wěn)向上的趨勢。這一結果與殷廣衛(wèi)（2009）[22]研究所得出的“東部隆起，中部塌陷”的產業(yè)集聚特征相一致。通過對比圖1、圖2，我們發(fā)現地方政府競爭結果的趨勢走向與其對應省份的產業(yè)集聚發(fā)展走向大體一致，這也從側面反映了二者的相關性。

圖1北京、湖北、陜西產業(yè)集聚度趨勢圖圖2北京、湖北、陜西地方政府公共服務競爭結果趨勢圖（二）模型設定

為了驗證政府公共服務、政府競爭與產業(yè)集聚之間隨時間變化而出現的相互影響關系，可以采用向量自回歸（VAR）方法來進行分析。但是，VAR模型對數據長度的要求較高，我國的時間序列數據一般難以滿足這一要求。同時，產業(yè)集聚水平受區(qū)位影響較大，在分析政府行為與產業(yè)集聚的關系時，應該控制這種區(qū)位影響。出于這兩種考慮，本文使用基于面板數據的向量自回歸（PVAR）方法。面板數據能夠使用個體效應控制無法觀察到的區(qū)位差異，再加上向量自回歸方法（VAR）能夠很好地處理系統(tǒng)變量之間的內生性問題，同時對數據的時間長度要求不高。如果以T為時間長度、以m為滯后項的階數，那么，當T≥m+3時，就可以進行參數估計； 而當T≥2m+2時，就可以估計穩(wěn)態(tài)下的滯后項參數。PVAR模型很好地結合了面板數據和VAR模型的優(yōu)勢，是比較適宜的處理方法。因此，建立如下PVAR模型：

yit+αi+δt+β0+∑qk=1βkyi，t-k+εit（1）

其中，yit為包含三個變量的列向量（fgdpitfgovexpitlngovexpit）T，i代表省份，t代表年份；αi代表個體效應列向量，是以固定效應形式反映的截面?zhèn)€體差異性；δt代表時間效應列向量，是時間變化對截面?zhèn)€體的影響；β0是截距項向量，βk是滯后變量的參數矩陣，q為模型滯后階數；εit是擾動項。

實證分析中主要是驗證yit的各滯后項所產生的影響，對于個體效應和時間效應要進行剔除。對于個體效應，我們借鑒Arellano and Bovver（1995）的做法，采用前向均值差分來消除；對于時間效應，我們采用均值差分法予以消除。最后，以自變量的滯后項作為工具變量，采用廣義矩估計法（GMM）對模型參數進行有效估計。

四計量檢驗與結果分析

（一）數據平穩(wěn)性檢驗及PVAR模型滯后階數選擇

在動態(tài)模型分析中，為了避免出現偽回歸，必須對時間序列數據進行單位根檢驗，以保證數據的平穩(wěn)性，就面板數據而言，則需要進行面板單位根檢驗。目前進行面板單位根檢驗的方法有很多，運用較多的主要有MADF檢驗（Sarno & Taylor，1998）、pescadf檢驗（Pesaran，2003）、IPS檢驗（Im，Pesaran & Shin ，2003）、xtfisher檢驗（Maddala，GS & Wu Shaowen， 1999）、LLC檢驗（Levin， Lin & Chu，2002）及hadrilm檢驗（Hadri，2000）等。每種方法都有自己的適用范圍和優(yōu)缺點，例如MADF檢驗適用于時間序列長度大于個體數量的數據，xtfisher檢驗適用于非平衡面板數據，IPS檢驗適用于平衡面板數據，LLC檢驗不但要求平衡面板數據而且還要求時間序列長度要小于個體數量。更為重要的是，前四種檢驗方法只能說明數據中至少有一個序列是平穩(wěn)的，而后兩種方法（LLC檢驗和hadrilm檢驗）則可以驗證所有的序列都是平穩(wěn)的，對數據平穩(wěn)結果的判斷準確性更高。所以在進行單位根檢驗時，一般都結合自身數據特征采用多種方法進行檢驗，以保證結果的可信性。因為本文數據的時間序列長度（34）大于個體數量（31），同時為平衡面板數據，故本文采用MADF檢驗和hadrilm檢驗共同驗證數據平穩(wěn)性。檢驗結果顯示三個變量都高度拒絕了原假設，說明三個變量都是平穩(wěn)的。進行PVAR模型滯后階數選擇時，綜合考慮了AIC、BIC和HQIC三種檢驗標準的信息，一致判定模型的滯后階數為1階。

（二）PVAR模型估計結果及分析

利用統(tǒng)計分析軟件stata100，采用連玉君（2009）[23]軟件程序包PVAR2對三個變量的面板數據進行分析，表3給出了模型的估計結果。

表3PVAR模型估計結果

fgdp滯后一期fgovexp滯后一期lngovexp滯后一期系數T值系數T值系數T值fgdp7893907***7350797491**256213e-07001fgovexp-2045322-1021002615***1468125e-07000lngovexp6634729**215-2927721***-313933231***15754注：* 表示10%的水平顯著，**表示5%的水平顯著，***表示1%的水平顯著。

從表3的結果中能夠看出產業(yè)集聚、地方公共服務及地方政府競爭狀況三者間的動態(tài)影響關系。（1）從以產業(yè)集聚（fgdp）為因變量的方程中可以看到，政府競爭結果（fgovexp）的滯后一期顯著正向影響產業(yè)集聚水平，而地方政府公共服務（lngovexp）的滯后一期卻無法顯著影響產業(yè)集聚水平。這說明地方政府提供公共服務的直接行為并不能有效促進產業(yè)集聚的發(fā)展，而只有通過地方政府間競爭后，在競爭中獲勝才能有效促進產業(yè)集聚的發(fā)展。這證實前文的研究假設1和研究假設2是成立的。（2）在以政府競爭結果（fgovexp）為因變量的方程中，產業(yè)集聚（fgdp）和地方政府公共服務（lngovexp）的滯后一期對其都沒有顯著影響，這說明集聚水平的提高、財政支出的增加并不能保證政府在競爭中獲勝，政府競爭的結果更多地取決于地方政府間競爭行為的相對強弱。（3）在以地方政府公共服務（lngovexp）為因變量的方程中，產業(yè)集聚（fgdp）的滯后一期對其產生了顯著的正向影響，這說明產業(yè)集聚水平的提高可以有效促進地方政府增加支出提供更多的公共服務。故而，這證實了前文研究假設3是成立的。上述分析說明，在地方政府以追求地區(qū)經濟增長為目標的情況下，地方政府公共服務、政府競爭和產業(yè)集聚之間的互動影響機制是存在的，即：

地方政府提供公共服務→在政府競爭中獲勝→促進產業(yè)集聚→促進經濟增長→政府增加支出，擴大公共服務規(guī)模。由此，循環(huán)往復。

（三）脈沖-響應函數分析

上文對PVAR模型估計結果的分析揭示了地方政府公共服務、競爭與產業(yè)集聚之間的相互動態(tài)影響關系，但并沒有揭示這種相互影響的時間持續(xù)性，這種時間持續(xù)性可以通過脈沖-響應函數分析圖來分析。脈沖響應函數描述的是模型中某一內生變量的正交化新生（Innovation）對系統(tǒng)中其他內生變量隨時間變化所產生的影響，能夠揭示各種影響在時間維度的變化。圖3給出了各變量間的脈沖響應函數圖。其中，橫軸表示滯后期數（以年為單位），縱軸表示脈沖響應的大小，圖中的實線表示脈沖響應曲線，虛線表示上下各5%的置信區(qū)間。本文將考察影響作用的期限設為20年。

圖3脈沖-響應函數分析圖先看政府競爭結果（fgovexp）的一個沖擊對產業(yè)集聚（fgdp）的影響，如圖3中第一行第二個小圖所示。面對fgovexp的一個沖擊，fgdp同期沒有響應，但隨后的幾期內，這種響應開始出現并逐步放大，直至第8期左右達到最大，然后出現緩慢下跌，直到第20期影響作用仍然存在。這充分說明了在提供公共產品的競爭中獲勝的地方政府對本地產業(yè)集聚的發(fā)展存在的影響作用有多么強大。再看產業(yè)集聚（fgdp）的一個沖擊對政府直接支出行為（lngovexp）的影響，如圖3中第三行第一個小圖所示。面對fgdp的一個沖擊，lngovexp同期有一個微小的負向響應，但很快這種負向響應就消失了，在隨后的幾期內響應變?yōu)檎虿⒊掷m(xù)增大直至第10期作用達到峰值，然后開始緩慢下降，直到第20期時，影響依然存在。這也充分說明產業(yè)集聚發(fā)展對政府公共支出行為存在悠長的影響周期。這兩個脈沖響應函數圖反映出政府競爭的結果能夠影響產業(yè)集聚的進程，而產業(yè)集聚也能夠增強政府提供公共服務的規(guī)模，這兩種動態(tài)影響關系是長期存在的。

政府公共服務的一個沖擊對產業(yè)集聚的影響走勢如圖3中第一行第三小圖所示，從中可以發(fā)現產業(yè)集聚對公共服務的沖擊在20期內沒有任何反映。面對產業(yè)集聚（fgdp）、公共服務（lngovexp）的沖擊，政府競爭（fgovexp）的走勢如圖3中第二行第一小圖和第三小圖所示，可以發(fā)現該變量沒有受到明顯地影響。這些走勢都與PVAR模型估計結果相一致，故而進一步證實了影響機制的存在性。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文擬采用第二、三產業(yè)的集聚水平去替代整體產業(yè)集聚水平來進行實證分析，通過比較二者的結果來驗證前文的研究結果是否穩(wěn)健。之所以選擇用第二、三產業(yè)的集聚水平來替代，主要是基于如下原因：第一，第一產業(yè)在整體產業(yè)中規(guī)模最小，去掉后對整體產業(yè)的影響最?。坏诙?，第一產業(yè)發(fā)展受不變自然資源（主要是土地）的影響較大，是最不易產生集聚的產業(yè)，去掉該產業(yè)對產業(yè)集聚度的影響最小。本文用fgdp23來表示第二、三產業(yè)的集聚度。經過LLC方法驗證該變量的平穩(wěn)性，結果顯示變量平穩(wěn)。同時重新根據AIC、BIC和HQIC三種檢驗標準判斷PVAR模型滯后階數，一致認定為滯后1階。新的PVAR模型估計結果如表4所示。

表4替換變量后的PVAR模型估計結果

fgdp23滯后一期fgovexp滯后一期lngovexp滯后一期系數T值系數T值系數T值fgdp238143384***10760446308*192-222e-07-001fgovexp-0983605-0679403576 ***2531162e-06002lngovexp4704668**228-9059958-1209244137***118.51注：* 表示10%的水平顯著，**表示5%的水平顯著，***表示1%的水平顯著。

將表4的結果與表3比較，發(fā)現各變量影響系數的方向都是一致的，但系數值的大小出現變化。同時個別變量的影響系數的顯著程度發(fā)生變化，如fgovexp滯后一期對fgdp23的影響在10%顯著，但表3中的結果為在5%顯著。但從整體上說，表4中的結果與表3中的結果所反映的內容是一致的，這就驗證了公共服務、政府競爭及產業(yè)集聚間的互動關系具有穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

本文建立地方政府公共服務、地方政府競爭與產業(yè)集聚之間的互動影響機制，利用PVAR模型，通過我國省級面板數據驗證該機制，得出如下結論：地方政府為了實現本地經濟增長目標，通過提供公共服務來吸引產業(yè)投資進而促進產業(yè)集聚發(fā)展。但是，地方政府直接提供的公共服務并不一定能夠有效促進產業(yè)集聚。地方政府必須同其他政府展開競爭，在競爭中獲勝后才能有效推進產業(yè)集聚，而產業(yè)集聚的發(fā)展又能有效刺激地方政府進一步增加投入、提供更多公共產品。

根據本文研究結論，可以得到以下啟示：

第一，政府間競爭是地方政府在制定產業(yè)集聚政策時必須考慮的因素。根據前文分析可知，政府間競爭源于產業(yè)實體對落戶地點的選擇，某地方政府為吸引產業(yè)落戶而做的一切努力都可能在別的地方政府中得到復制，從而形成多個地方政府間的競爭。地方政府間的競爭改變了產業(yè)政策發(fā)揮效用的軌跡，使得勝負各方獲得不同的產業(yè)發(fā)展效益。作為地方政府，在制定產業(yè)集聚政策時一定要考慮到來自其他地方政府的競爭因素，使政策更加協調、完善、可行。如果忽略了這種競爭因素，則有可能使政策無效。這種情況在我國很多地方都有發(fā)生，政府投入大量資源建立了產業(yè)園區(qū)，卻無法吸引企業(yè)入駐，致使政府大量投資白白浪費。地方政府如何應對這種競爭？最好的方式是揚長避短，建立錯位競爭機制。各地方政府應根據本地的實際優(yōu)勢實現產業(yè)發(fā)展差異化，針對本地的優(yōu)勢產業(yè)給予相應的針對性公共服務，避免與其他地方政府進行直接競爭。

第二，中央政府應改善對地方政府的目標管理機制。中央政府對地方政府的管理目標是地方政府建立行為邏輯的重要依據，而地方政府行為邏輯又是其產業(yè)集聚政策形成的基礎。改變中央政府的管理機制，進而改變地方政府的行為邏輯，就能夠從源頭上抑制地方政府的非合理競爭。如果中央對地方設立同樣的管理目標，那么勢必會形成地方政府行為目標的同一化，進而引起同質競爭，導致重復建設和浪費。事實上，我國長期以GDP作為地方政府考核目標，這導致全國各地方政府都拼命拉項目、建開發(fā)區(qū)，形成了激烈的同質競爭。故而，中央政府應根據地方差異建立差異化目標管理機制，針對不同地區(qū)的特點，設立差異化的發(fā)展目標，從而有效避免各地區(qū)發(fā)展目標重疊所引致的無序競爭。十八大以后，我國中央政府部分地調整了對地方政府的管理目標，以建立和諧社會為中心，通過主體功能區(qū)的規(guī)劃建設，改變了千篇一律的地方政府目標，也改善了地方政府間的同質競爭，這種做法是值得進一步推廣的。

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Public Services， Government Competition， Industrial Agglomeration

LIU Yanjun

（College of Economics and Management， Guangdong Ocean University， Zhanjiang， Guangdong 524088，China）

Abstract：To local public service， competition between local governments and industry agglomeration development into local government behavior logic， establish three interactive influence mechanism， using the Chinese provincial panel data from 1980 to 2013， validated by PVAR model， draw the conclusion： the local government for the realization of the local economic growth target， through the provision of public services to attract industrial investment promotes the development of industrial agglomeration； But local governments' public service not directly promote industrial agglomeration， must compete with other local government， after winning can effectively promote the industrial agglomeration； And the development of industry cluster can effectively stimulate the local government to further increase investment， providing more public products. Competition between local governments and local government behavior logic are two important factors that the government must consider in the process of industrial agglomeration.

Key words：industrial agglomeration； public service； local government competition ；PVAR

責任編輯：蕭敏娜