财政自主权与产业协同发展——基于京津冀城市群数据的实证分析

童 鑫

(中国财政科学研究院，北京 100142)

一、问题提出

产业作为不同区域间经济联系的桥梁以及载体，实现其协同发展是推动区域协调发展的核心。“贯彻新发展理念，建设现代化经济体系”，党的十九大报告明确提出建设协同发展的产业体系。从经济学角度而言，产业协同发展理论可以追溯至以德国物理学家哈肯(Hake)创立的协同论。国内有学者从合作共赢、产业结构优化乃至一体化的角度对产业协同发展的定义进行阐述[1-3]。借鉴这些研究，本文认为产业协同发展是一种不同地区间依托区位优势和相互间内部复杂的协同关系，促进产业合理分工和地区专业化，推动区域内产业结构升级，优化区域间产业空间格局，实现区域产业发展的局面，并且基于上述认识，提出从产业集聚和产业结构升级两个角度分析产业协同发展。

为分析产业协同发展，需要研究产业集聚和产业结构升级的影响因素，这也一直是经济学领域的研究重点。在产业集聚方面，克鲁格曼(Krugman，1992)通过经典的“中心-外围”模型(C-P模型)揭示了区位因素、市场主体和生产要素之间的关系[4]；盛龙和陆根尧(2013)、钟昌宝和钱康(2017)在传统经济地理学和新经济地理学的框架内研究中国产业集聚的影响因素，并指出人力资本等要素对产业集聚度有较明显的影响[5-6]。在产业结构升级方面，鲍莫尔(Baumol，1967)发现不同产业部门产品相对价格和需求收入弹性会影响劳动力转移[7]；范方志(2003)、郭凯明等(2017)对中国省内或省级区域产业结构升级的具体影响因素进行深入探讨，认为转移成本效应、知识创新、金融结构转变等要素推动中国产业结构升级[8-9]。

虽然有关产业集聚与产业结构升级的研究已经十分丰富，但多数研究将政府的制度与政策作为外生变量。诺斯(North，1994)指出政府的制度与政策不应是既定和已知的外生变量，应将其内生化[10]。对发展中国家而言，政府在产业发展中扮演极为关键的角色。尤其在中国，地方政府行为以及支撑政府运转、实现政府职能的财政系统对经济社会发展有重要影响。依托财政，地方政府有能力引导公共资源和要素流动，促进本辖区的产业发展。因此有必要将财政因素内生化，研究其对产业集聚和产业结构升级的影响。本文将利用空间计量模型，探讨财政自主权与产业集聚和产业结构升级之间的关系。

与以往研究相比，本文尝试在以下两个方面做出努力：(1)尝试在理论机制上描述财政自给率与产业集聚和产业结构升级的关系，丰富财政分权理论研究的广度和深度；(2)以京津冀地级市面板数据为样本，探究财政自给率对产业集聚与产业结构升级的外溢效应，更加深刻认识地方政府行为对产业集聚和产业结构升级的影响。

本文主要内容安排为：第二部分为文献综述并予以评述；第三部分从理论上探讨财政自主权影响产业集聚和产业结构升级的渠道；第四部分设定基本模型，并介绍相关变量与数据来源；第五部分为实证结果分析；最后得出结论与建议。

二、文献综述

在新经济地理学意识到自身过于关注空间的自组织性，忽视开发商和政府后，有关政府与产业集聚关系的研究逐渐多了起来。国外学者将研究视角主要放在政府投入与基础设施对要素流动的影响上。伯纳德等(Bernard et al.，2006)指出基础设施是吸引要素流动、引起产业集聚的最主要因素之一[11]。芬格等(Fenge et al.，2009)则深入分析基础设施影响要素流动的原因，认为政府加大公共投入使生产性基础设施增加，从而降低地区生产的边际成本，影响要素流动和一体化[12]。布科维茨基(Bucovetsky，2005)则强调向基础设施水平较低的地区增加公共投入能够显著影响要素流动[13]。对中国产业集聚的研究中，周兵和蒲勇健(2004)通过对中国典型城市的实证分析，指出了财政支出与工业产业集聚的正相关关系[14]。随后学者将财政支出细化，胡健和董春诗(2012)以自然资源产业为研究对象，发现财政补贴能提升资源加工制造业的集聚水平[15]。踪家峰和朱佳佳(2013)基于中国省级面板数据发现生产性公共支出对产业集聚具有显著的推动作用[16]。高新雨和王叶军(2019)则进一步将地区异质性纳入考察，他们发现西部地区基础设施水平较低，抑制了基础设施财政性支出对制造业集聚的推动，而教育投入能够显著提升中西部和东北部制造业集聚水平[17]。部分文献给出了相反的结论。金煜等(2006)利用中国省级面板数据进行实证检验，政府支出与工业产业集聚呈负相关[18]。踪家峰、胡艳和周亮(2012)以中国省级面板为样本进行实证检验，发现转移支付与产业集聚呈倒“U”型关系，指出转移支付存在最优规模[19]。赵勇和魏后凯(2015)用 2003—2011 年中国 16 大城市群的面板数据进行实证检验，发现产业分工与地区差距的倒“U”型关系，认为政府干预在这种关系中起抑制作用，且目前大部分城市群处于倒“U”型关系的后半段，应减少政府干预[20]。部分学者还考察了产业集聚与政府行为间的互动。谢乔昕等(2011)利用中国省级面板数据检验发现产业集聚对税收竞争的影响具有地区异质性，并且提出“集聚租”的存在使地区差距扩大，需要合理引导[21]。苑德宇等(2018)则发现产业集聚水平与企业所获补贴呈显著的正相关关系，并且存在地区和所有制差异，东部地区和民营企业能获得更多政府补贴[22]。

产业结构升级是经济活动在不同产业间的再配置过程，本质上是资源配置问题[9]。西方学者对政府行为在产业结构升级中的作用普遍持消极态度。巴拉卡特(Barakat，2014)指出财政适度干预有其必要性，然而市场调节对产业发展的作用更为关键[23]。利希滕贝格(Lichtenberg，2008)发现地方财政支出的波动性与产业结构升级间呈显著的负相关关系[24]。国内学者在研究财政与产业结构升级的关系时，视角主要集中在财政支出、财政分权和财政行为波动性方面。在财政支出方面，严成樑等(2016)认为财政支出是是影响中国产业结构变迁的重要驱动力，增加生产性和福利性财政支出有利于加快中国产业结构优化升级[25]；张权(2018)认为提高公共支出效率能促进产业结构升级和产业内部结构的优化[26]；储德银和建克成(2014)认为财政支出政策阻碍产业结构升级，但教育支出和科技支出对产业结构升级有正向促进作用[27]。在财政分权方面，刘建民和胡小梅(2017)利用空间杜宾模型发现财政收支分权对产业结构升级的作用具有外溢效应，其中支出分权对本地产业结构升级具有显著的积极影响，对相邻地区产业结构升级则具有显著的抑制作用[28]；肖叶和刘小兵(2018)基于2000—2014年面板数据的实证分析表明税收竞争抑制了产业结构转型升级，但其中增值税和营业税竞争促进了产业结构转型升级[29]。在财政行为波动性方面，安苑和王珺(2012)基于1998—2007 年的区域和产业数据发现地方政府财政行为的波动性显著抑制了产业升级，市场化水平的提高能缓解这种负面效果[30]。

从所梳理文献可以看出，现有关于政府与产业集聚、产业结构升级的关系的研究成果丰硕，但也存在一定的不足：(1)已有研究关于政府支出对产业集聚和产业结构升级的结论并不一致，这表明不同地区政府所扮演角色不同，在产业集聚与产业结构升级中发挥作用也不尽相同，即地区政府异质性会影响实证分析检验的准确性；(2)现有文献中考虑政府角色时，多从财政支出与地区竞争角度考察，但将财政支出与财政收入结合起来，以财政自给率为研究视角分析财政分权制度下政府行为对产业集聚和产业结构升级影响的研究并未得到足够重视。财政自给率给予地方政府一定的行动空间，从而激励他们发展辖区经济。目前与财政自给率有关的研究主要关注公共服务[31]，针对财政自给率与区域产业集聚和产业结构升级的关系研究有所不足。

三、理论机制分析

地区间不同的资源禀赋、分权程度，加上转移支付制度，使各地方政府拥有不同的财政自主权。一般而言，财政自主权是指地方政府财政收入与支出的比值，从数学上可表述为财政自主权=地方财政净收入/地方财政总支出=地方财政净收入/(地方财政净收入+中央转移支出)。财政自主权越高，表明地方政府财政收入状况越好，获得的转移支付较少，在引导产业集聚和促进产业结构升级时能够利用的资源越多，财政政策的空间越充足。以京津冀为例，依据“中心-外围”模型，北京和天津作为京津冀城市群的中心城市，其财政自主权明显高于其他城市。基于此，本文从地方政府行为视角分析财政自主权对产业集聚和产业结构升级的影响。

一是财政自主权能够影响政府支出结构的灵活性。郭庆旺和贾俊雪(2008)认为财政支出可以分为经济性支出、维持性支出和社会性支出[32]。更进一步，马光荣和杨恩艳(2010)认为地方政府为了辖区经济增长而倾向于安排经济性支出[33]。财政自主权高的地区其经济性支出也会较高，在短期内的一定条件下地方经济效率有所提升，偏向经济性支出的财政支出结构能够提升该地区基础设施水平，使要素流动更通畅，从而降低市场分割度，促进区域产业集聚。支出结构的灵活性也会阻碍区域分工格局的形成。城市群空间上的分工格局即中心城市以服务业集聚为主，外围城市以制造业集聚为主。支出结构越灵活表明政府在同等情况下能够使用更多的补贴，影响补贴敏感性较高的制造业企业决策。当政府补贴支出超过企业迁移的成本时，受补贴政策吸引，中心城市本地制造业迁移放缓，甚至其他地区制造业迁移会被吸引迁移，使区域间产业分工演进受阻。就产业结构升级而言，短期内经济性支出的提高会显著地影响资源配置，促进地方技术进步，实现产业结构升级，即理论上存在推动产业结构升级的最优经济性支出规模，一旦超过临界点，经济性支出规模对产业结构升级的促进效应逐渐降低。此外，自主权越高的城市对科技创新的支持力度越大，对辖区的技术进步产生正向影响，推动地区产业结构升级。

二是财政自主权能够影响地方政府所获得的转移支付。财政自主权越低的城市，往往能够获得更高的转移支付。理论上，转移支付通过弥补财政分权所致的地方政府间财力差距，促进财力均等化，推动公共服务均等化。财政自主权相对较低的城市能够利用转移支付提升本基础设施建设和公共服务水平，从而吸引企业入驻，实现产业集聚与产业结构升级，并通过产业发展所带来的经济效益提升本地财政自主权，减少对转移支付的依赖，实现良性循环。然而，“公共池效应”和“道德风险”抑制了转移支付的正面效应。贾俊雪等(2017)指出转移支付作为一种公共池资源，其成本外溢性削弱地方政府提高支出效率的内在激励[34]，刺激地方政府扩大支出的冲动和行为的扭曲，导致地方政府支出效率的损失。“道德风险”的存在使转移支付不完全用于提高公共服务水平，并增强地方政府获取转移支付的欲望，降低转移支付的使用效率。由此，在财政自主权相对更低的城市中，转移支付和财政自主权容易形成绑定机制，即高额的转移支付与政府支出低效扩张之间的绑定，不利于本地实现产业集聚与产业结构升级。

三是财政自主权能够影响地区间的政府竞争。财政自主权高的城市能够提供相对更高的公共服务水平，在地区间政府竞争中取得优势并获胜，吸引企业投资，推动本地产业结构升级，产业结构升级带来的经济增长进一步提升本地财政自主权，刺激地方政府加大投入维持竞争优势；而那些由于财政自主权较低、在竞争中没有获胜的城市对企业投资吸引力较弱，经济增长规模相对更慢，财政自主权无法获得提升甚至下降，限制了政府对本地公共品和公共服务的提供，拉大地区间差距，阻碍当地产业结构转型。同时，政府竞争往往会吸引企业向财政自主权更高的城市靠拢，形成产业集聚，并产生“集聚租”，即处于产业集聚内部的企业比外部企业更易获取信息，使处于集聚内部的企业在交流中更加便利。克鲁格曼(1992)指出在知识外溢效应和技术溢出效应的作用下企业能够降低自身生产成本，实现规模报酬递增，产生“集聚效应”[4]。“集聚租”的存在引发地区间产业结构同质化，阻碍了地区产业结构升级。此外，付文林和沈坤荣(2012)发现政府在竞争中为获取优势，倾向于选择投资税低利好的产业发展本地经济，引发地区资源配置扭曲，阻碍产业结构升级[35]。财政自主权更高的城市整体抗风险能力更强，政府与企业对创新投入较高，能够抑制竞争对产业结构升级的阻碍，财政自主权较低的城市需要第二产业的发展带动本地经济，加上整体抗风险能力相对更弱，会使税收竞争对产业结构升级的抑制作用更强。

通过上述分析可知，财政自主权能够通过政府支出结构灵活性、转移支付以及政府竞争来实现对产业集聚与产业结构升级的影响。本质上，财政自主权越高的城市，对本地经济越有能力和动力干预，地方经济往往呈现“大而全”或“小而全”的特征，也更容易实现产业结构升级。不过，产业集聚会导致地区经济结构的单一性，这种形式显然与中国以省区为主、各自发展的地方经济形式相悖。因此本文提出以下有待检验的假设：地方财政自主权越高，产业集聚水平越低，但越能促进产业结构升级，且自主权的提升会抑制本地以外地区的产业结构升级。

四、模型设计与变量说明

(一)模型设计

一个地区的财政自主权不仅会影响本地政府的决策，还会对其他地区政府的决策产生影响。如果忽略这种空间相关性，直接进行实证检验可能会带来模型设定上的偏误。因此，本文运用空间计量技术将空间相关性包含在模型内，考察财政自主权对产业集聚与产业结构升级的影响。

空间计量分析技术发展至今已经能构建多种模型，总体而言可分为空间自回归(SAR)模型、空间误差(SEM)模型、空间杜宾(SDM)模型和空间交叉(SAC)模型。

不同类型的空间计量模型传导机制不同，所代表的经济含义也有所差别。SAR模型假设被解释变量会通过空间相互作用对其他地区的被解释变量产生影响，SEM模型假定空间溢出由随机冲击产生，并通过误差项传导。在此基础上，相比SAR模型和SEM模型更为一般化的SDM模型和SAC模型容纳要素更多，其中SAC模型同时考虑了SAR模型和SEM模型的传导机制，SDM模型则在SAR模型的基础上考虑其他地区解释变量对本地被解释变量的影响(1)当然，还存在将误差项、被解释变量、解释变量的空间因素同时考虑的更为一般化的SDEM模型，由于技术上的限制，本文不考虑该类模型。。基于此，本文构建一系列模型，其中式(1)为一般化的空间计量模型，式(2)和式(3)分别为SDM模型和SAC模型，式(4)—式(6)是一般化的空间计量模型赋予限制条件得到SAR模型、SEM模型和OLS模型。

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+μit

(1)

μit=λWμit+εit

当式(1)中空间误差项系数λ=0时，得到SDM模型，如式(2)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontol+θ1Wfdit+θ2WXcontrol+εit

(2)

当式(1)中解释变量空间系数θi=0(i=1,2)时，得到SAC模型，如式(3)所示：

(3)

μit=λWμit+εit

当式(2)中解释变量空间系数θi=0(i=1,2)时，或者式(3)中空间误差项系数λ=0时，SDM模型和SAC模型可以转化为SAR模型，如式(4)所示：

Yit=β0+ρWlnYit+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(4)

当式(2)中被解释变量的空间滞后项系数ρ、解释变量空间系数θi以及回归系数βit之间满足θi=-ρβi，或者式(3)中被解释变量的空间滞后项系数ρ=0时，SDM模型和SAC模型可以转化为SEM模型，如式(5)所示：

(5)

μit=λWμit

当不考虑空间相关性，即式(1)中被解释变量的空间滞后项系数ρ、解释变量空间系数θi以及空间误差项系数λ都为0时，得到经典普通最小二乘(OLS)模型，如式(6)所示：

Yit=β0+β1fdit+β2Xcontrol+εit

(6)

其中，Yit为被解释变量，即产业集聚水平和产业结构升级，fdit为京津冀各地级市的财政自主权。控制变量为各地级市的市场潜力的自然对数(lnmarket)、各地级市房地产占固定资产投资比重(reality)以及各地市人口密度的自然对数(lnpop)，W为空间权重矩阵，μit和εit为服从独立同分布的扰动项，满足μit～iid(0,σ2)和εit～iid(0,σ2)。其中，市场潜力可根据如下方法计算：

(7)

式(7)中，Yi代表各城市国内生产总值(GDP)，dij为城市i和城市j之间的地理距离(2)若无特殊说明，本文所使用dij均指代城市i和j之间的地理距离。，根据两城市的经纬度用Stata软件进行运算，经纬度数据从国家基础地理信息中心查询获取。

构建空间计量模型，空间权重矩阵的选择尤为关键。空间权重矩阵按形式通常包括二进制空间权重矩阵、空间距离权重矩阵和嵌套矩阵。二进制空间权重包含简单二进制空间权重矩阵和基于距离的二进制空间权重矩阵，形式如式(8)所示：

(8)

空间距离权重矩阵可选择距离的倒数平方空间矩阵来说明城市之间相互作用受距离的增加而衰减的影响，形式如式(9)所示：

(9)

嵌套矩阵在考虑城市地理特征的同时还考虑到城市的经济活动，相比前两种类型的矩阵更为复杂，也更能准确衡量空间相关性。形式如式(10)所示：

(10)

(二)变量测度

本文的核心变量包括地方产业集聚水平、地方产业结构升级水平和地方财政自主权。前文说明了财政自主权的具体计算过程，实际操作中，由于地级市转移支付数据获取困难，采用一般公共预算内收入与一般公共预算内支出的比值来衡量财政自主权，并且本文忽略了土地出让金收入对财政自主权带来的影响，不过从所获数据来看，以上误差不会对城市间财政自主权差距造成影响，不会影响本文的研究结论。专业化分工体系是产业集聚的重要条件，从分工的角度衡量地方产业集聚水平，可用城市产业专业化指数来衡量，计算式如下：

(11)

其中，Sij为产业j在城市i中所占的就业比重，Sj是产业j在京津冀地区所占的就业比重；SS取值在[0,1]，越大代表专业化水平越高，反映城市间分工程度越高，越小则代表专业化水平越小，反映城市产业多样化水平越高。

产业结构升级方面，本文运用产业结构层次系数HI衡量产业升级，计算式如下：

(12)

Yi为第i产业产值比例；HI取值在[1,3]，HI越接近1，表明产业结构层次越低，越接近3，表明产业结构层次越高。

本文原始数据源于2006—2017年《城市统计年鉴》以及北京、天津、河北的地方统计年鉴，数据以2000年为基期。

相关变量的描述性统计如表1所示。

表1 描述性统计

五、实证结果分析

基于以上表述，本文先进行OLS回归分析，以确定解释变量与被解释变量之间的关系，由于本文样本特征，选用固定效应模型进行估计，后续豪斯曼(Hausman)检验的结果也支持这一选择。回归结果如表2所示。

表2 OLS估计结果

表2结果显示，财政自主权的提升对产业结构升级具有显著的促进作用，对产业集聚有显著的抑制作用，结果符合本文的理论推断，不过，根据表3结果，忽略空间相关性可能难以反映客观事实。因此，本文选用SAR、SEM、SAC、SDM模型进行进一步估计，并依据相关判断规则对模型的拟合效果进行检验，回归结果如表4所示。

表3的估计结果显示，绝大多数空间计量模型的空间项系数显著且为正，表明京津冀城市群各市的产业集聚与产业结构升级会受到其他城市的影响。综合观察表3，可知SDM模型相对其他模型变量系数显著个数更多，为了验证SDM模型的拟合效果，进行沃尔德(Wald)检验和似然比(LR)检验，各检验的P值均在5%的水平下显著为0，并且由于解释变量的空间系数显著不为0，表明SDM模型不能转化为SAR和SEM模型。SDM模型的估计结果显示，财政自主权对京津冀城市群产业集聚与产业结构升级造成显著影响。

表3 空间面板回归结果

为保证估计结果的稳健性，本文选取其他类型的空间权重矩阵进行实证检验，并与前述估计结果对比。结果表明，不论是二进制空间权重矩阵还是空间距离权重矩阵，SDM模型都具有最优的拟合效果，在估计系数方面，尽管大小有所差异，方向与显著性没有明显改变。这表明本文实证结果具有一定可靠性。

然而，静态空间面板模型忽略了城市产业集聚与产业结构升级的动态化特征。尽管客观上区位因素、资源禀赋对地区产业集聚与产业结构升级产生重要影响，但忽略动态效应不利于综合考察产业集聚与产业结构升级。此外，本文在理论推导中已经表明，财政自主权与产业集聚和产业结构升级之间的关系是双向的，即财政自主权会影响产业集聚和产业结构升级，产业集聚与产业结构升级也会影响财政自主权，且模型或许会遗漏了其他对产业集聚与产业结构升级具有重要影响的变量。以上因素表明，静态空间面板具有内生性问题，导致模型的估计系数有偏和不可靠。

基于此，可以引入动态因素，进一步考察个体时间序列相关性和空间序列相关性。具体地，将财政自主权作为内生变量，并运用系统广义矩估计(SYS-GMM)估计方法，得到工具变量对产业集聚和产业结构升级空间面板进行回归，回归结果如表4所示。

表4 系统GMM动态SDM模型

表4汇报了SYS-GMM动态SDM模型的估计结果，残差项一阶序列相关，但二阶序列不相关，Sargan过度识别检验表明模型不存在设定偏误问题，工具变量满足外生要求。本文发现，空间滞后项系数相比静态模型具有较大差异，说明静态模型确实存在内生性问题，对空间效应的估计具有偏误。动态空间面板的结果更加稳定与准确。

表4中，产业集聚与产业结构升级的空间滞后项系数显著为正，表明产业集聚与产业结构升级在京津冀城市群间具有空间溢出效应。应当注意，财政自主权的提升抑制了本地产业集聚，推动了产业结构升级，但空间溢出效应正好相反。这一现象与众多学者对北京对周边地区产生“虹吸效应”使得带动辐射作用不强的认识[36-39]相符。京津冀城市群间的财政自主权差异反映了这种“虹吸效应”的效果。“虹吸效应”向北京集聚了大量资源，带动了北京本地产业发展，由于北京城市定位属于综合性城市，其经济结构特征与产业集聚所隐含的单一结构必然是相悖的。但“虹吸效应”对周边城市而言，被吸纳的资源无法反哺，地方政府为了发展经济有更多动机投资税低利高的“三高”型企业，因此周边城市产生了产业集聚，但产业结构升级缓慢。

六、结论与政策含义

本文从产业集聚与产业结构升级两个角度考察财政自主权对京津冀产业协同发展的影响。理论上，财政自主权能够通过支出结构灵活性、财政行为波动性、转移支付和政府竞争等渠道影响产业集聚与产业结构升级，并具有空间溢出效应。基于产业集聚所隐含的经济结构单一性和地方经济“小而全”或“大而全”的特征，财政自主权提升往往会阻碍产业集聚、推动产业结构升级。在此基础上，本文以京津冀城市群2006—2017年数据为样本，运用空间计量模型，利用不同空间权重矩阵进行稳健性检验并依靠SYS-GMM方法缓解内生性问题后，主要研究结论为：

京津冀城市群内产业集聚与产业结构升级具有空间相关性，表明地区间经济活动并非独立，空间计量模型的空间项系数显著为正，表明周边地区产业集聚与产业结构升级有利于本地推动产业发展。因此，地方政府在制定相关产业政策时，不仅要关注本地区的资源禀赋与区位因素，还应通盘考虑区域发展策略，关注周边地区的政策和区位因素。在这个前提下，京津冀地方政府应加强区域间的交流与合作，从而提高整体区域内资源要素的利用效率，推动本地区和周边地区的产业集聚与产业结构升级。

财政自主权对本地产业集聚影响为负，但对本地产业结构升级影响为正。相反，对周边地区产业集聚影响为正，对周边地区产业结构升级影响为负。这一结果显示财政自主权高的城市具有“虹吸效应”，吸纳周边地区资源促进本地产业结构升级，且“大而全”“小而全”的经济结构特征，不利于实现产业集聚，同时对周边辐射带动作用不强。引入动态因素之后，系数显著，表明地区产业集聚与产业结构升级是长期积累的结果，短期内依靠行政手段强制推动不利于实现产业健康发展。从政策制定的角度讲，地方政府应重视财政收支在资源配置方面的作用，在保证本地发展和带动周边发展间实现平衡；地方政府应当着力提升本地财政自主权，但是应将发展重点放在提升财政收入质量和企业税收基数方面，并且应从区域整体出发，主动推动产业分工，使“小而全”“大而全”的经济结构实现转型，促进区域间分工格局优化，实现区域整体产业协同发展。