經濟增長目標、策略性財政政策與產業協同集聚

唐曉華 李靜雯

摘要：經濟增長目標所引致的策略性財政政策對制造業與生產性服務業協同集聚將會產生長遠影響。利用2003—2019年中國30個省份的動態面板數據和系統GMM估計方法，考察經濟增長目標、策略性財政政策與產業協同集聚之間的內在經濟邏輯。研究發現，經濟增長目標的設定顯著抑制了制造業與生產性服務業協同集聚。機制檢驗表明，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的抑制作用主要通過壓縮社會服務性支出、扭曲稅收競爭行為和擴張土地財政等路徑實現。進一步研究發現，完善金融制度、法律制度、產權制度以及落實宏觀經濟政策，能夠有效降低經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負面影響。此外，空間視角下經濟增長目標不僅對本地區制造業與生產性服務業協同集聚具有負向影響，對鄰近地區也存在顯著的空間溢出效應。據此提出深化政績考核機制、規范政府財政行為、完善制度環境等推進制造業與生產性服務業協同集聚的政策建議。

關鍵詞：經濟增長目標；財政政策；產業協同；產業集聚；財政支出；稅收競爭；土地財政

文獻標識碼：A文章編號：1002-2848-2023（02）-0073-15

一、問題提出

制造業與生產性服務業是現代經濟發展之兩輪，在協同發展戰略背景下，制造業與生產性服務業協同集聚的發展模式逐漸成為產業集聚動態演進過程中的特殊形式［1］，對于優化產業布局、促進結構轉型和實現經濟增長至關重要。改革開放以來，中國經濟實現了目標驅動下的“增長奇跡”，其中，經濟增長目標下“有為政府”在制造業與生產性服務業協同集聚過程中發揮了重要作用。一方面，經濟增長目標能夠調動地方政府的積極性，通過采取策略性財政政策對產業協同集聚產生一定激勵效應，引導制造業和生產性服務業資源要素配置和流動，促進轄區制造業與生產性服務業協同集聚水平提升；另一方面，經濟增長目標促使地方政府具有一定地方保護主義動機，也會采取一些策略性財政政策維護本轄區利益，可能出現市場分割和生產要素配置效率低的現象，阻礙制造業與生產性服務業協同集聚水平提升?？梢?，經濟增長目標所引致的策略性財政政策成為影響制造業與生產性服務業協同集聚水平提升的關鍵動因。為此，本文將經濟增長目標、策略性財政政策和制造業與生產性服務業協同集聚納入同一分析框架，考察經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚水平的影響，并從策略性財政政策的視角，揭示其背后的理論邏輯和影響機制。

“產業協同集聚”最早由Ellison等［2］提出，基于產業集聚理論，通過橫向水平關聯和縱向垂直關聯延伸至協同集聚理論，呈現出關聯性產業的空間集聚特征，是產業集聚動態發展過程中產業間協同并進、多元融合的高級化階段。近年來，針對制造業與生產性服務業協同集聚問題，既往文獻進行了有益的探索，主要表現在制造業與生產性服務業協同集聚的形成機制。例如，Venables［3］運用垂直關聯模型分析產業協同集聚的機制，推演出市場鄰近度、產業關聯度和交易成本是產業協同集聚形成的決定性因素。隨后，Koh等［4］建立了兩個國家三部門的模型，在水平關聯層面證實了上述觀點，發現產業間存在空間協同集聚現象。與此同時，Ellison等［5］圍繞馬歇爾空間外部性思想，從微觀機制上發現中間產品、勞動力池和知識溢出是產業協同集聚的重要動力。進一步地，Anderson［6］從中間產品的供需關系視角出發，認為生產性服務業隨著社會分工的深化，逐漸從制造業中剝離，在需求遵從論、供給主導論和互動融合論支撐下證實了制造業與生產性服務業協同集聚現象的存在。此外，Ke等［7］研究發現，制造業與生產性服務業具有相互促進作用，制造業集聚較多的地區，生產性服務業發展必定相對完善，生產性服務業發達的地區更能吸引制造業企業集聚，二者形成了良好的產業間互動格局。在國內，既有文獻對兩產業協同集聚相關研究有所擴展。從技術、政府、金融、社會等維度，發現技術知識密集度［8］、政府適度干預［9］、科技金融支持［10］以及社會信任度［11］成為制造業與生產性服務業協同集聚的重要影響因素。此外，大量的實證研究發現，制造業與生產性服務業協同集聚能夠有效促進經濟增長，推動產業結構升級，提高制造業生產效率以及提升區域創新能力［12］。

綜上所述，既有文獻較少關注政府干預對制造業與生產性服務業協同集聚的影響，尤其是受到財政政策調控的影響?，F實中，制造業與生產性服務業協同集聚作為產業集聚動態發展過程的高級階段，既是市場選擇的結果，也是政府支持的結果。在經濟增長目標約束下，地方政府官員同時面對政治晉升和政績考核雙重壓力，會形成一些策略性財政政策，以完成既定的政績考核任務，這會導致市場資源配置效率降低，出現市場分割的現象，顯然不利于制造業與生產性服務業協同集聚。本文的邊際貢獻主要有：（1）根據2003—2019年省級政府的《政府工作報告》中建議經濟增長的主要預期目標，考察經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的影響效應；（2）從策略性財政政策的視角，推演出在經濟增長目標約束下地方政府通過策略性財政政策對制造業與生產性服務業協同集聚的影響機制；（3）從制度環境和宏觀政策雙重視角，探索緩解經濟增長目標對兩產業協同集聚的負面效應；（4）在空間視角下考察經濟增長目標對鄰近或周邊地區制造業與生產性服務業協同集聚的溢出效應。

二、理論分析與研究假說

制造業和生產性服務業協同集聚是產業集聚發展的新樣態，成為新發展階段產業高質量發展的重要動力。一般意義上，生產性服務業發展依附于制造業。生產性服務業高技術含量、高附加值的特點對制造業形成前向溢出和后向激勵效應，前后關聯與制造業動態有效匹配，實現由制造業為主導向兩產業協同集聚的模式轉變。此外，制造業利用區位鎖定優勢吸引生產性服務業，產生橫向和縱向的產業關聯，有利于實現產業空間協同集聚。本文從經濟增長目標約束出發，深入分析地方政府行為對產業協同集聚影響的理論機理，以揭示影響產業協同集聚形成的關鍵因素。

（一）經濟增長目標與產業協同集聚

由于中國政府行政層級的垂直管理特征，中央政府提出的任務目標存在逐級放大、“層層分包”的現象［13］。從表1可以看出，2003—2019年地方政府的經濟增長目標普遍高于中央政府的經濟增長目標?！白陨隙隆笨v向激勵體制具有明顯的“政治錦標賽”特征，在一定程度上說明地方政府的經濟增長目標不是依據經濟發展潛力和資源稟賦制定，而是偏離了本轄區經濟增長的合理范圍。為了迎合上級并釋放正面的能力信號，各地區地方政府很可能采取“重投資、輕服務”等策略來刺激轄區經濟增長，以完成既定的政績考核任務。制造業和生產性服務業作為轄區經濟增長的重要支柱，是實現經濟迅速增長的核心部門，這也是政府能夠集中干涉且全面控制的重點領域。過度的經濟增長目標約束會引致財政支出擴張、稅收競爭或土地財政等策略性財政政策。這些策略性財政政策將直接制約制造業與生產性服務業實現空間上的協同集聚，出現制造業和生產性服務業間橫、縱向關聯匹配度降低，生產性服務業的前向溢出效應和后向激勵效應逐漸消失的現象，最終阻礙制造業與生產性服務業的協同集聚，造成制造業和生產性服務業的要素錯配。據此，本文提出以下研究假說：

假說1：經濟增長目標會顯著阻礙制造業與生產性服務業協同集聚。

在經濟增長目標約束下，地方政府官員運用財政支出政策、稅收政策和土地財政政策作為實現政治晉升和完成政績考核的策略性手段，這對制造業與生產性服務業協同集聚將產生一定負面影響。鑒于此，本文將從經濟增長目標這一典型特征事實出發，對經濟增長目標、策略性財政政策與制造業和生產性服務業協同集聚的關系進行理論機理分析，具體框架如圖1所示。

（二）經濟增長目標、策略性財政政策與產業協同集聚

1.經濟增長目標、財政支出與產業協同集聚

在經濟增長目標壓力下，地方政府實施“重生產、輕服務”策略性手段，對制造業與生產性服務業協同集聚產生了抑制效應。經濟增長目標驅動地方政府采取擴張性財政政策，促使地方政府財政支出偏好發生改變，不同性質財政支出對經濟發展驅動作用差異明顯。一般意義上，基礎設施建設支出的短期經濟增長效應明顯高于社會民生性支出，較高的經濟增長目標促使地方政府將財政資源分配到短期內能夠實現較大收益的基礎建設和房地產等領域，擠占或壓縮了科教、民生、文衛等社會服務領域支持力度［14］。這進一步說明了經濟增長目標的硬約束越強，地方政府“重生產、輕服務”支出結構扭曲程度越高，對研發和科教事業投入產生一定擠出效應，造成技術和知識密集型產業缺乏足夠的財政資金支持，創新要素供給短缺，阻礙了高技術領域生產性服務業快速發展。為完成既定的經濟增長目標，地方政府傾向于投資技術含量較低的重工業等資本密集型產業，中、低端制造業對生產性服務業需求相對不足，導致制造業和生產性服務業難以形成良好的協同集聚效應。此外，地方政府將在房地產等行業配置更多財政資源，帶動了鋼筋、水泥等產能相對過剩的行業發展，扭曲了投資結構，加速形成以房地產為主的消費型服務業快速發展，甚至超過了生產性服務業規模［15］。制造業的產能過剩和生產性服務業的發展滯后將進一步削弱制造業生產效率和生產性服務業的規模經濟，阻礙制造業與生產性服務業協同集聚的形成?；诖?，本文提出以下研究假說：

假說2：在經濟增長目標壓力下，地方政府的“重生產、輕服務”支出偏好顯著抑制了制造業與生產性服務業協同集聚。

2.經濟增長目標、稅收競爭與產業協同集聚

在經濟增長目標壓力下，地方政府稅收競爭行為加劇，對制造業與生產性服務業協同集聚產生了一定抑制效應。在稅收競爭理論下，地方政府通過改變稅收政策來爭奪流動性稅基，傾向于制定較低的稅率來提升自身競爭力［16］。一般意義上，地方政府采取適度稅收競爭能夠有效促進經濟增長，提升資源配置效率，對經濟發展產生正效應；地方政府間過度稅收競爭則扭曲了資源配置，破壞了稅收中性，對經濟發展產生抑制效應。在市場轉型需求下，地方政府會降低實際稅率，這有利于減輕企業稅收負擔，降低企業成本，相比于其他地區更具競爭優勢，形成本地資源的固化效應和虹吸效應，使得競爭占優的地區吸引大量企業集聚。新企業進入能夠在短期內實現較大規模的就業和投資增量，有效地推動轄區經濟增長，表現為地方政府“低稅收競爭”策略［17］。在較高的經濟增長目標壓力下，地方政府為實現預期財政收入而繼續實施稅收優惠政策的稅收競爭行為，會形成過度稅收逐底性競爭，加劇地方政府稅收負擔，導致稅收政策持續性降低。此時，地方政府投資偏好傾向于周期短、見效快的傳統制造業企業，抑制了周期長、見效慢的高技術制造業和生產性服務業發展。一些不規范稅收競爭政策以較低的稅率吸引企業向中心地區靠攏。為實現較高的經濟增長目標，地方政府抬高了生產要素成本，加劇地方重復建設，阻礙新興制造業快速發展，造成傳統低端制造業產能過剩，競爭優勢不足的低端產業發展到一定程度上會出現集聚不經濟現象，阻礙了依附于制造業的生產性服務業的協同集聚發展?；诖?，本文提出以下研究假說：

假說3：在經濟增長目標壓力下，地方政府加劇了稅收競爭行為，阻礙了制造業與生產性服務業協同集聚。

3.經濟增長目標、土地財政與產業協同集聚

在經濟增長目標壓力下，地方政府采取擴張性土地財政政策，阻礙了制造業與生產性服務業協同集聚。在現行土地制度下，地方政府享有對土地資源的壟斷權，熱衷于通過土地出讓方式提升自身財政能力。在較高的經濟增長目標壓力下，土地財政成為地方政府干預經濟發展以及提升經濟增長的最主要手段［18］。從土地供給與配置上看，地方政府通過吸引周期短、見效快的投資實現經濟增長目標，往往采取低價協議出讓工業用地，抬高商業用地價格，實現高額的土地出讓收入。然而，地方政府過度依賴這種發展模式必然造成工業用地和商業用地資源錯配，降低制造業企業的生產效率，導致制造業產能過剩。一方面，在土地資源向工業用地傾斜的模式下，經濟增長目標的壓力促使地方政府傾向于采取低價出讓工業用地和稅收優惠政策相結合的方式招商引資，吸引對經濟績效貢獻較大的資本密集型產業，短期內可能促使一些制造業企業超常發展，容易陷入制造業產業低端“鎖定”困境，形成產業結構剛性，導致產業只“扎堆”不集聚的現象［19］。另一方面，地方政府土地出讓的低價策略會促進房地產業快速發展，商業用地需求量逐漸增加，在較高的經濟增長目標壓力下，會誘發房地產投資過熱、房價增長過快。較高的房價也會導致產業結構失衡，以及工業過早、過快的“去工業化”，難以形成高技術的生產性服務業依附于制造業集聚的空間格局?；诖?，本文提出以下研究假說：

假說4：在經濟增長目標壓力下，地方政府的策略性土地財政政策會阻礙制造業與生產性服務業協同集聚發展。

（三）進一步討論：考慮制度環境的調節效應

相對健全的金融制度、法律制度和產權制度能夠有效地避免地方官員對產品和要素市場的不當干預［20］。首先，在經濟發展初期，資本要素相對稀缺，為實現經濟增長目標，地方政府會對稀缺的資本要素的分配權和定價權進行控制。隨著良好的制度環境逐漸形成，金融制度不斷健全，資本要素逐漸積累，地方政府會逐漸減少對資本市場的干預，使得資本在區域間流動性增強，能夠有效緩解經濟增長目標對產業協同集聚發展的負面效應，同時也會對鄰近地區產業集聚水平提升起到改善作用。其次，地方政府對產業協同集聚的干預會受到法律環境的影響，良好的法律制度能夠有效規范地方政府行為。隨著法律體系愈加完善和執法力度不斷提升，地方政府對經濟和產業發展的不當干預行為會受法律法規限制，鄰近地區也會模仿，產業協同集聚的扭曲現象將會得到改善。最后，由于制造業和服務業中的國有企業占比較高，地方政府更易直接參與經濟活動，對企業生產經營進行控制。隨著中國產權制度的不斷明晰，經濟增長目標約束下地方政府對企業運行和產業集聚發展的干預行為將受到抑制，產業間資源將得到有效配置，推動產業鏈在不同地區企業間相互合作，進一步緩解本地區和鄰近地區產業協同集聚扭曲程度?；诖?，本文提出以下研究假說：

假說5：隨著金融制度、法律制度和產權制度的不斷完善，經濟增長目標對產業協同集聚的負面影響會減弱，且這種調節作用具有正向空間溢出效應。

三、模型、變量與數據

（一）模型構建

根據上述理論分析，經濟增長目標的設定對制造業與生產性服務業協同集聚產生了重要影響。此外，制造業與生產性服務業的協同集聚是一個持續永久的動態過程。鑒于此，本文構建動態面板固定效應回歸模型，檢驗經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的影響。具體設定形式如下：

aggit=φ+α1aggit-1+α2goait+α3Xit+μi+λt+εit（1）

其中，aggit代表i省t年制造業與生產性服務業協同集聚程度，aggit-1為其滯后1期；goait代表i省t年的經濟增長目標；Xit為一組控制變量；μi為個體固定效應；λt為時點固定效應；εit為隨機擾動項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

制造業與生產性服務業協同集聚（agg）。本文借鑒張虎等［21］的做法，采用E-G指數構建制造業與生產性服務業協同集聚指數，計算公式為

aggms=1-LQm-LQs/LQm+LQs+LQm+LQs

其中，aggms代表產業協同集聚指數；LQm代表制造業集聚指數，LQs代表生產性服務業集聚指數，具體采用區位熵計算，LQij=（eij/ej）/（ei/e），其中，LQij為j省份i產業的區位熵指數，ei為全國各省份產業i就業人數，ej是j省份制造業和生產性服務業就業總人數，eij為j省份i產業的就業人數，e為全國制造業和生產性服務業就業總人數。等式右邊第一項值越大代表兩者之間區位熵越接近，協同集聚質量越好；等式右邊第二項值越大代表協同集聚深度越廣?？傊?，aggms指數越大，產業協同集聚效果越好。此外，制造業根據國民經濟行業分類及代碼（GB/T4574—2011）在13～43之間分為30類。生產性服務業采用交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，金融業，租賃和商務服務業，科學研究和技術服務業這五大類作為代表。

2.核心解釋變量

經濟增長目標（goa）。參考已有研究的做法［22］，采用經本級人大批準后在每年年初各省份《政府工作報告》中公布的經濟增長目標值來表示，這一目標是省級政府于年初公布的“事前指導”，并且具有一定的承諾性質，與本文的研究內容契合度較高。通過各級人民政府網站手工整理經濟增長目標數據，并進行適當處理。針對出現“大約、左右、高于、不低于”等修飾詞的表述，以實際數值為準，而以區間形式出現的數值，則取區間均值作為目標數值。

3.中介機制變量

（1）社會服務性支出（soc）：隨著經濟增長目標的提出，地方政府會實施策略性財政支出政策，尤其是社會服務性支出。因此，選擇社會服務性支出占GDP比重作為策略性財政支出的指標參數。其中，社會服務性支出包括科技、教育、文旅傳媒、社保就業、健康環保等。由于2007年政府收支分類科目有所修正，社會服務性支出的數據來源于2007—2019年《中國統計年鑒》。

（2）稅收競爭（tax）：反映地區實際稅率，承擔稅收負擔水平。借鑒謝欣等［23］的做法，構建如下稅收競爭的指標參數：

tax=taxt/GDPt/taxit/GDPit

其中，taxt表示30個省份t年的稅收總收入，taxit表示i省份t年的稅收收入，GDPt表示30個省份t年的GDP總和，GDPit表示i省份t年的國內生產總值。其中，分子反映t年全國層面實際稅率的平均水平，分母反映t年i省份實際稅率的平均水平。該指數越大，表明該地區實際稅率平均水平越低，稅收競爭程度越高。

（3）土地財政（ld）：反映地方政府依賴土地資源的程度，是地方政府“以地謀發展”的重要表現。借鑒盧真等［24］的做法，由于土地財政收入中土地出讓收入占據較大份額，選取其出讓金收入占一般公共預算收入比重作為指標參數，其數據來源于2003—2017年《中國國土資源統計年鑒》。

4.控制變量

為了緩解遺漏變量的內生性問題，進一步控制如下變量：（1）經濟發展水平（gdp），采用各地區人均GDP衡量；（2）市場化程度（mar），采用王小魯和樊綱編制的《中國分省份市場化指數報告》中的市場化進程總得分衡量；（3）人力資本（hum），采用各地區平均受教育程度衡量，其計算方法為：hum=6×小學人口占比+9×初中人口占比+12×高中人口占比+16×大專及以上人口占比；（4）城鎮化水平（urb），采用地區常住人口的城鎮化率衡量；（5）對外開放水平（ope），采用各地區進出口貿易額/GDP衡量。

（三）數據說明

限于樣本數據的可得性和完整性，本文選取2003—2019年中國30個省份的面板數據（因樣本數據缺失，中國香港、澳門、臺灣以及西藏暫未涵蓋）進行實證分析。其中，文中樣本數據主要來源于《政府工作報告》《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國國土資源統計年鑒》、國家統計局、各省市統計年鑒以及政府規劃文件等。此外，本文以2003年為基期的消費價格指數對所有變量進行平減（2003年=100），以增強實證檢驗結果的可信度。

四、實證結果及分析

（一）基本回歸結果

借鑒已有研究的做法，為克服可能存在的潛在內生性問題，提高回歸結果的穩健性，本文采用系統GMM的方法進行估計，基本回歸結果如表2所示。結果中Sargan值大于0.05，AR（1）值小于0.05，AR（2）值大于0.05，表明用滯后1期的制造業與生產性服務業協同集聚作為工具變量是有效的，不存在過度識別問題。滯后1期的產業協同集聚系數均在1%的水平上顯著為正，說明產業協同集聚過程中尚未出現反復與短暫回調現象，即制造業與生產性服務業協同集聚依然保持相對較好的態勢。經濟增長目標的設定顯著抑制了制造業與生產性服務業的協同集聚，驗證了本文研究假說1。具體而言，第（1）列回歸結果顯示，地方經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的估計系數為-0.132，通過了10%水平上的顯著性檢驗。進一步通過逐步加入控制變量的方式進行回歸分析確保結果穩健，第（2）～（6）列為具體回歸結果，可以看出經濟增長目標的影響系數均顯著為負。由此可見，經濟增長目標設定越高，制造業與生產性服務業協同集聚效果越弱。其主要原因可能是：較高的經濟增長目標約束使地方政府官員面臨著政績考核和晉升的多重壓力，存在一定地方保護主義的動機，通常采取一些策略性財政政策來維護轄區利益，造成市場分割和生產要素錯配，阻礙了制造業和生產性服務業協同集聚水平提升。

控制變量的回歸結果顯示，經濟發展水平能夠顯著促進制造業與生產性服務業的協同集聚。市場化程度對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸系數顯著為正，說明市場化程度越高，產品與要素市場、非國有經濟、中介組織以及政府與市場等契約制度越完善，制造業與生產性服務業協同集聚的發展環境越好。同樣，城鎮化對產業協同集聚的正向作用顯著。但人力資本對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸系數顯著為負，表明勞動密集型是高技術制造業集聚的主要形式，對高層次人力資本的需求相對較少。經濟對外開放水平對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸估計系數顯著為負，說明經濟對外開放水平抑制了制造業與生產性服務業協同集聚。

（二）內生性和穩健性檢驗

1.內生性檢驗

由于影響制造業與生產性服務業協同集聚的因素相對復雜，盡管本文加入一些控制變量，但仍可能存在遺漏變量，導致計量模型存在一定內生性問題。本文通過工具變量法

采用兩階段最小二乘法對基礎回歸進行內生性檢驗，回歸結果見表3。借鑒Wooldridge［25］的研究思路，選取滯后期的解釋變量作為當期解釋變量的工具變量，可以有效滿足與隨機擾動項無關，但與內生解釋變量相關的基本假設條件。因此，選取經濟增長目標的滯后1期、2期作為工具變量，若地方政府官員為實現政治晉升概率最大化，選擇在前兩年經濟增長目標設定的基礎上，設定更高的經濟增長目標，以釋放足夠的“能力信號”給上級政府。因此，前兩年經濟增長目標與本年度經濟增長目標具有一定關聯性，未來兩年制造業和生產性服務3.IVgoa-1和IVgoa-2分別為goa變量滯后1期和滯后2期的工具變量。

業的協同集聚程度與前兩年經濟增長目標的關聯性不高。第（2）列結果表明，無論是滯后1期還是2期的經濟增長目標作為工具變量，都與制造業與生產性服務業協同集聚顯著相關，既滿足相關性假設，同樣F檢驗也顯著為正，說明不存在弱工具變量問題。第（1）列結果表明，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的估計系數在1%水平上顯著為負，與表2基礎回歸結果相近。因此，本文的核心結論是穩健的。

2.穩健性檢驗

為了確保經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚回歸結果的穩健性，本文繼續采用多種方式對基礎回歸結果進行穩健性檢驗。第一，更換核心解釋變量。為進一步檢驗地區經濟增長對產業協同集聚的影響，本文將對經濟增長目標進行深化，根據“十四五”規劃對經濟發展目標的具體要求，進一步以經濟發展目標為解釋變量，采用GDP增長率、全員勞動生產率、城鎮化率、服務業增加值占比、工業增加值占比五項指標衡量，通過熵權法

第一步，標準化處理，即Yij=［Xij-minXij］／［maxXij-minXij］；第二步，歸一化處理，即yij=Yij／∑ni=1Yij；第三步，計算信息熵Ej=-ln∑nj=1yij×lnyij/n；第四步，計算權重Wj=1-Ej/∑mj=11-Ej；第五步，加權計算各測度指標，即Di=∑mj=1dijWj。對五個維度進行測度，具體回歸結果見表4第（1）列。第二，采用差分GMM的估計方法，具體回歸結果見表4第（2）列。第三，直轄市在全國經濟、政治、文化等方面優勢明顯，隸屬于中央政府管制的省級區劃單位，地方政府設定經濟增長目標以及相關資源獲取上較為特殊。因此，本文將直轄市剔除，以排除這一因素的干擾，具體回歸結果見表4第（3）列。第四，民族自治區受限于制度、歷史、地理等因素制約，享受中央政府特殊優惠和相關扶持政策的同時，也承擔著較為特殊的事權。因此，本文剔除民族自治區，保留非民族自治區樣本來排除這一因素干擾，具體回歸結果見表4第（4）列。第五，資源導向型省份將山西、內蒙古、黑龍江、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆設定為資源導向型省份。受制于高技術創新能力弱、產業結構單一、“高污染、高能耗”產業占比較高等困境，主要依靠資源輸出或粗放式的發展模式實現經濟增速，導致綠色、高效率的集聚式產業發展相對滯后。因此，本文剔除資源導向型省份，具體回歸結果見表4第（5）列。第六，本文對原樣本進行Winsorize縮尾處理后重新估計，以防止離群值對回歸結果造成的影響，即將原始數據小于1%的和大于99%的替換為1%和99%分位數上的數據，具體回歸結果見表4第（6）列。從表4的穩健性檢驗結果來看，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸系數均顯著為負，與原回歸模型保持一致。尤其是第（3）～（5）列顯示，在剔除自治區、直轄市和資源導向型省份后，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸系數尚未發生顯著變化，說明經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負面影響具有全面性和普遍性，進一步表明了基礎回歸結果是穩健的。

（三）機制分析

根據理論分析可知，在經濟增長目標約束下，地方政府通過社會服務性支出、稅收競爭和土地財政等策略性手段影響制造業與生產性服務業協同集聚。為了驗證上述路徑機制，本文借鑒溫忠麟等［26］的中介效應檢驗方法，在基礎回歸式（1）的基礎上進一步構建中介效應回歸模型，檢驗經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的作用機制。具體設定形式如下：

Mit=δ+β1Mit-1+β2goait+β3Xit+μi+λt+υit（2）

aggit=+γ1aggit-1+γ2goait+γ3Mit+γ4Xit+μi+λt+κit（3）

式（1）～（3）共同構成了中介效應檢驗機制。其中，Mit代表中介變量，主要包括社會服務性支出、稅收競爭和土地財政。具體模型估計結果如表5所示。

1.社會服務性支出

表5第（1）列結果顯示，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的影響系數α2為-0.147，且通過顯著性檢驗。第（2）列結果顯示，經濟增長目標對地方政府社會服務性支出的影響系數在5%的水平上顯著為負，即β2為-0.229，表明經濟增長目標的設定導致地方政府壓縮或擠占了社會服務性支出，以謀求實現短期地方財政收入。根據第（1）（3）列回歸結果，在添加社會服務性支出后，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負向影響由0.147上升為0.574，即γ2為-0.574，社會服務性支出對制造業與生產性服務業協同集聚的影響系數γ3為0.222，表明經濟增長目標促使地方政府壓縮社會服務性支出規模而抑制了制造業和生產性服務業的協同集聚水平。由此可知，主要解釋變量的回歸系數均顯著，β2×γ3符號為負向，與γ2符號相同，說明社會服務性支出對制造業與生產性服務業協同集聚的影響屬于部分中介效應。上述回歸證明了地方政府社會服務性支出成為經濟增長目標影響制造業與生產性服務業協同集聚的重要渠道，由此驗證了前文研究假說2。其主要原因在于：在政治晉升驅動下，為完成設定經濟增長目標，地方政府會采取擴張性的財政政策，出現“重生產、輕服務”的現象，在一定程度上壓縮或擠占地方政府社會服務性支出力度，促使財政資金更多地投入到短期經濟效益明顯的資本密集型產業，對技術密集型產業產生了一定擠出效應，出現高技能勞動力和創新型生產要素錯配現象，阻礙了高技術制造業和生產性服務業快速發展，難以形成制造業和生產性服務業雙輪驅動的協同集聚效應。

2.稅收競爭

表5第（4）列結果顯示，經濟增長目標對地方政府稅收競爭的影響系數β2為0.127，且在5%的水平上顯著，表明經濟增長目標會加劇地方政府稅收競爭。根據第（1）（5）列的回歸結果，在添加稅收競爭后，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負向影響由0.147下降為0.036，即γ2為-0.036，地方政府稅收競爭對制造業與生產性服務業協同集聚的影響系數γ3為-0.109，通過了顯著性水平檢驗，進一步表明地方政府稅收競爭成為經濟增長目標阻礙制造業與生產性服務業協同集聚水平提升的影響機制。由此可見，主要解釋變量β2和γ3均顯著，且β2×γ3符號為負，與γ2符號相同，說明地方政府稅收競爭對制造業與生產性服務業協同集聚的影響屬于部分中介效應。上述回歸結果證實了在經濟增長目標下，地方政府會通過稅收競爭行為阻礙制造業與生產性服務業協同集聚，由此驗證了前文研究假說3。其主要原因在于：在經濟增長目標壓力下，官員晉升成為地方政府稅收競爭的重要激勵機制，地方政府會通過降低實際稅率來影響轄區產業布局以實現經濟快速增長。無論是“先征后返”的稅收征管還是“彈性運作”的稅收優惠，都將通過形成地區差異化的實際稅率來吸引鄰近地區的產業資本，實現地區間產業資源再配置和產業集聚。地方政府往往會采取稅收競爭行為實現轄區內資源的充分汲取，不利于產業間技術創新發展以及產業間協調能力和關聯水平的改善。此外，制造業和生產性服務業的規模和數量成為地方政府通過稅收競爭來汲取財政資源的前提，意味著地方政府稅收競爭行為依賴產業形成發展，進一步表明地方政府稅收競爭行為的扭曲必然導致產業資源錯配，阻礙制造業與生產性服務業協同集聚發展。

3.土地財政

表5第（6）列的回歸結果顯示，經濟增長目標對地方政府土地財政的影響系數β2為0.239，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明經濟增長目標會加劇地方政府土地財政依賴程度。根據第（1）（7）列回歸結果，在添加土地財政后，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負向影響由0.147下降到0.011，未通過顯著性檢驗，但仍為負，即γ2為-0.011。土地財政對制造業與生產性服務業協同集聚的影響系數在1%的水平上顯著為負，即γ3為-0.223，表明在經濟增長目標壓力下，地方政府實施擴張性土地財政政策抑制了制造業與生產性服務業的協同集聚。由此可見，主要解釋變量β2和γ3均顯著，且β2×γ3符號為負，與γ2符號相同，說明土地財政對制造業與生產性服務業協同集聚的影響屬于部分中介效應。上述回歸結果證實了土地財政作為地方政府“以地擴源”的重要手段，成為經濟增長目標影響制造業與生產性服務業協同集聚的重要影響機制。由此驗證了前文研究假說4。其主要原因在于：在經濟增長目標壓力下，地方政府通過低價出讓工業用地，抬高商業用地價格等方式發展能讓其產生較大收益的第二、三產業，這種土地出讓行為誘發房地產行業投資過度、房價增長過快，由此形成的高房價會加劇企業經營負擔，不利于制造業與生產性服務業協同集聚發展。另外，對房地產行業的過分倚重可能會導致過早過快的“去工業化”，不利于制造業和生產性服務業的平衡，更不利于兩者協同集聚創新發展。

（四）進一步討論

1.調節效應

根據上述實證分析，經濟增長目標的設定引致地方政府采取壓縮社會服務性支出、扭曲稅收競爭以及土地財政擴張等策略型財政行為而阻礙制造業與生產性服務業的協同集聚。鑒于此，本文將進一步探究通過完善制度環境來改善經濟增長目標約束下地方政府策略性財政政策對制造業與生產性服務業協同集聚的負面影響。為檢驗制度環境的調節效果，本文進一步將金融制度、法律制度和產權制度添加到基礎回歸模型中，具體模型設定方式如下：

aggit=φ+α1aggit-1+α2goait+α3cvit+α4cvit×goait+α5Xit+μi+λt+εit（4）

其中，cvit為調節變量，包括金融制度、法律制度和產權制度。（1）金融制度（fin）：銀行業是中國金融體系發展的主體，考慮到金融機構貸款余額可以更加直觀地反映該主體特征［27］，約束地方政府財政資金行為，選用金融機構年末貸款余額占地區生產總值的比重衡量該指標參數，其數據來源于《中國金融統計年鑒》。（2）法律制度（law）：借鑒余明桂等［28］的做法，選取樊綱編制的《中國分省份市場化指數報告》中市場中介組織發育和法律得分來衡量。（3）產權制度（pro）：一般意義上，一地區國有化程度越高，其隱性補貼程度越大，地方政府對市場把控能力越強，在較高的經濟增長目標壓力下，地方政府越有動力去阻礙市場一體化進程，相反非國有經濟發展能夠在一定程度上明晰產權結構，因為非國有經濟發展會增加企業間競爭，有利于推動企業加大產權保護力度，增加研發投入，產權制度更加完善。因此，本文借鑒戴魁早等［29］的做法，選取樊綱編制的《中國分省份市場化指數報告》中非國有經濟發展得分來衡量產權制度。由于該指數報告公布至2016年，通過擬合方法將樣本數據延長至2019年。

回歸結果見表6第（1）～（3）列。經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的回歸系數顯著

為負，與前文結論一致。第（1）列結果顯示，經濟增長目標和金融制度的交乘項系數在1%的水平上顯著

為正，意味著金融制度可以降低經濟增長目標對制造業和生產性服務業集聚的扭曲效應。因為金融制度越完善，地方政府可自由支配的財政資金越多，進一步激勵地方政府有較強的動機發展制造業和生產性服務業等高稅產業。第（2）列結果顯示，經濟增長目標和法律制度的交乘項系數顯著為正，說明良好的法律制度能夠有效規范地方政府行為，使地方政府采取有效的手段推動地區經濟和產業發展，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的抑制作用進一步改善。第（3）列結果顯示，經濟增長目標和產權制度的交乘項系數在1%水平上顯著為正，說明隨著產權制度的完善，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的抑制效果進一步緩解。這是因為完善的產權制度能夠倒逼革新生產技術和工藝流程，提高企業產品競爭力和生產效率，推動產業資源有效配置，推動產業鏈條上企業之間的相互合作，帶動協同集聚的發展。綜上所述，隨著金融制度、法律制度和產權制度的不斷完善，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的抑制效果將得到緩解，由此驗證了本文研究假說5。

2.時間異質性

根據經濟增長目標制定的制度背景，自2012年以來，宏觀經濟政策更加強調要以高質量發展為原則，黨的十九大報告指出“中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”，黨的二十大報告再次強調“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”。地方政府正在逐步調整本地區發展模式，制定適度有效的經濟增長目標，在2013年前后開始下調。2013年中央政府印發了《關于改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核工作的通知》，重點強調各級地方政府要制定多角度、全方位的政績考核體系，摒棄唯GDP論的傳統發展模式。因此，為考察經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的抑制作用是否受經濟發展階段的政治舉措影響而弱化，在基準模型的基礎上納入時間虛擬變量，將式（1）擴展為

aggit=φ+α1aggit-1+α2goait+α3tet×goait+α4Xit+μi+λt+εit（5）

其中，tet×goait為時間虛擬變量和經濟增長目標的交互項，在2013年及以后tet賦值1，其余時間賦值0。具體回歸結果見表6第（4）列，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的影響仍顯著為負，但時間虛擬變量和經濟增長目標交互項的回歸系數α3在1%的水平上顯著為正，表明隨著經濟發展和績效考核改革政策的落實，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚抑制狀況得到一定的緩解。交互項的回歸系數僅為0.008，說明關于政府官員績效考核政策以及高質量發展相關政策仍需進一步落實，市場仍有較大的改革調整空間，推動經濟增長模式的轉變任務依然艱巨。

（五）空間效應分析

制造業與生產性服務業協同集聚作為產業空間布局的重要形式，存在一定的空間效應，即本地區制造業與生產性服務業協同集聚可能會影響鄰近地區產業集聚發展，而鄰近地區產業協同集聚發展會對本地區形成一定的反饋效應。本文利用2003—2019年中國30個省份制造業與生產性服務業協同集聚數據，測度產業協同集聚的Morans?I指數（見表7），發現制造業與生產性服務業協同集聚的Morans?I指數檢驗結果基本顯著為正，說明制造業與生產性服務業協同集聚存在空間相關性。在模型選擇方面，傳統LM檢驗結果表明，LM-Lag值在1%的水平上顯著，而LM-error值不顯著，進一步，基于穩健的LM（Robust）檢驗以及Hausman檢驗發現，空間自回歸模型（SAR）同樣顯著于空間滯后模型（SEM）。因此，本文最終選用時間固定效應的面板空間自回歸模型（SAR）進行回歸分析。具體模型設定如下：

aggit=φ+ρWaggit+ω1goait+ω2Xit+εit（6）

其中，W為空間權重矩陣，ρ為空間自相關系數，其余變量定義與原模型相同。對于空間權重矩陣，本文采用經濟空間權重矩陣衡量，即用兩地區之間國內生產總值差值的倒數表示。

經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的空間效應見表8。第（1）列結果顯示，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的影響在1%的水平上顯著為負，與基準模型回歸結果保持一致，且空間系數ρ顯著為正，表明在經濟空間權重矩陣下，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚存在顯著的空間溢出效應。進一步地，第（2）～（4）列分別報告了經濟增長目標與金融制度、法律制度和產權制度交乘項的回歸結果，可以看出，交乘項的回歸系數與前文回歸結果保持一致，均顯著為正，且空間系數ρ同樣顯著為正，說明在經濟增長目標壓力下，完善的金融制度、法律制度和產權制度在緩解本地區制造業與生產性服務業協同集聚的同時，也能夠有效緩解對鄰近地區制造業與生產性服務業協同集聚的負面效果。實際上，在經濟增長目標壓力下，本地區地方政府行為會引發其他地區地方政府的效仿，特別是在激烈競爭格局下，發達地區的地方政府投資行為可能會成為其他地區發展的標桿，導致鄰近地區壓縮社會公共服務支出、扭曲稅收競爭以及采取土地財政擴張等策略性財政政策，產生“逐底競爭”，不利于產業間要素的自由流動和企業間的交流合作，阻礙制造業與生產性服務業協同集聚發展。

五、結論與啟示

本文基于2003—2019年省級政府的《政府工作報告》中建議經濟增長的主要預期目標這一典型事實，在理論上詳細闡釋了經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的作用機制，并基于30個省份2003—2019年的面板數據，利用系統GMM估計方法進行實證分析，得到結論如下：（1）經濟增長目標與制造業與生產性服務業協同集聚之間呈現顯著負向相關關系。（2）壓縮社會服務性支出、扭曲稅收競爭行為和擴張土地財政政策成為經濟增長目標影響制造業與生產性服務業協同集聚的重要機制。（3）完善的金融制度、法律制度和產權制度能夠有效緩解經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚的負面影響。進一步研究發現，隨著2013年績效考核改革政策落實，經濟增長目標對制造業與生產性服務業協同集聚抑制作用得到進一步減緩。（4）空間視角下經濟增長目標設定在抑制本地區制造業與生產性服務業協同集聚的同時，對鄰近地區也存在明顯的負向溢出效應，地方政府之間存在“逐底競爭”行為?；谝陨涎芯拷Y論，本文提出以下政策啟示：

（1）繼續深化地方政府政績考核體制，設置激勵相容的經濟增長目標。從中央到地方要繼續轉變經濟增長方式，以提高經濟增長質量作為中國經濟發展的主要方向。上級政府要弱化經濟增長目標“硬約束”的考核體系，對經濟增長目標的設定應注重激勵相容，建立多維的政績考核標準，有效調動地方政府官員積極性，弱化制造業和生產性服務業發展規模的考核比重，防范因政績考核壓力而追求短期績效的動機。同時下級政府要充分結合本地區發展潛力，制定適宜的年度經濟增長目標，減少短視的經濟增長策略對產業協同集聚發展的不利影響，將發展重點放在項目投資的質量上而不是數量上。

（2）有效發揮財政工具、稅收行為以及土地管理對制造業與生產性服務業協同集聚的促進作用。一是轉變地方政府“重生產、輕服務”的財政支出偏好，加大財政科教、文化傳媒、社保就業、健康環保等支出比重，加強對產學研合作的支持力度，實現地方政府財政工具向創新驅動傾斜，為制造業與生產性服務業協同集聚發展提供重要的智力支持和創新保障。二是合理約束地方政府稅收競爭行為。稅收競爭作為地方政府官員政治晉升的重要手段，會引起企業向“稅收洼地”集聚，是影響產業集聚的重要因素之一。因此，應進一步規范地方政府稅收競爭行為，降低地區稅收負擔，立法落實稅收法定原則，才能更好地約束地方政府的“攫取之手”，避免扭曲的稅收競爭行為對制造業和生產性服務業的影響。三是健全地方土地管理體制。要推進土地市場化改革，發揮土地市場交易的競爭機制和價格機制，弱化地方政府對土地資源的絕對壟斷權。同時要強化土地資源監管制度，加大對利用土地資源貪污等違法行為的懲罰力度，為制造業與生產性服務業協同集聚發展提供良好的制度保障。

（3）健全產業市場運行機制，推進制度環境建設。首先，加強金融制度建設。建立完善的資金存貸機構，增加金融服務對制造業和生產性服務業的有效供給，避免企業或政府機構出現融資難、效率低等問題，構建全方位、多層次、覆蓋廣、分工合理、差異化的金融服務體系。其次，健全法律法規體系。產業間的信息互通和良性互動需要建立在完備的法律體系之上，完善的法律制度是推動產業協同集聚的重要保障，要增強對地方政府行為的法律約束，加強對產業集聚發展的監管，糾正違法行為。最后，加強產權制度建設，深化地方國有企業改革，有效保障各類所有制企業平等獲得資源，減少政府的過度干預，合理推進市場化進程。

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編輯：鄭雅妮，高原