財政結構性調(diào)整如何影響產(chǎn)業(yè)結構？

安　苑，宋凌云

(1.廣東外語外貿(mào)大學 經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣東 廣州 510006；2.廣西師范大學 經(jīng)濟管理學院，廣西 桂林 541004)

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財政結構性調(diào)整如何影響產(chǎn)業(yè)結構？

安苑1，宋凌云2

(1.廣東外語外貿(mào)大學 經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣東 廣州 510006；2.廣西師范大學 經(jīng)濟管理學院，廣西 桂林 541004)

摘要：文章基于產(chǎn)業(yè)間關系視角，考察了財政結構性調(diào)整對產(chǎn)業(yè)結構的影響。產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整顯著帶動了產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，并促使產(chǎn)業(yè)結構趨向高度化。其主要機制在于財稅資源在產(chǎn)業(yè)間的差異性配置，及其向更加依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)部門傾斜。財政結構性調(diào)整的績效受制于制度和市場化水平的約束而呈現(xiàn)出異質(zhì)性，表現(xiàn)為：基于所受制度約束的差異，補貼結構性調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構的影響顯著弱于稅收結構性調(diào)整；基于市場化水平的差異，財政結構性調(diào)整對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度的影響存在西高東低的地區(qū)差異，而對產(chǎn)業(yè)結構高度化的影響則主要集中于東部地區(qū)。

關鍵詞：財政結構性調(diào)整；產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整；產(chǎn)業(yè)結構高度化

一、引言

在經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的背景下，中國制造業(yè)的發(fā)展面臨著嚴峻形勢：一方面，具有創(chuàng)新能力的部門難以得到充分的資源支持(鄧可斌和丁重，2010)；另一方面，落后產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能過剩問題長期難以得到解決。因而，如何通過政策工具實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級一直是各級政府關注的重大問題。產(chǎn)業(yè)間的財政結構性調(diào)整成為了重要手段之一，這一調(diào)整方式的典型表現(xiàn)是：地方政府基于其區(qū)域發(fā)展目標，通過各種途徑差異性地在不同產(chǎn)業(yè)間配置相關的財稅資源，并隨著外部經(jīng)濟環(huán)境和地區(qū)發(fā)展目標的調(diào)整，不斷對財稅資源在產(chǎn)業(yè)間的配置做出調(diào)整。例如，為了吸引外來投資，許多地方政府為外商投資企業(yè)提供稅收優(yōu)惠，甚至以零地價作為招商手段(陶然等，2009)，這使得外國資本集中的行業(yè)具有了較低的稅收負擔；而為了鼓勵高新技術產(chǎn)業(yè)成長，政府設計了與技術升級相關的各類補貼政策(張同斌和高鐵梅，2012)，這使得高新技術產(chǎn)業(yè)具有了較高的補貼率水平。那么，從調(diào)整幅度上來看，上述產(chǎn)業(yè)間的財政結構性調(diào)整是否帶動了產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整？從調(diào)整質(zhì)量上來看，這種產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整又是否伴隨著產(chǎn)業(yè)總體生產(chǎn)能力的提升呢？回答這一問題，對于“穩(wěn)增長、調(diào)結構”背景下的產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整具有重要的啟示意義。

產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，在宏觀上表現(xiàn)為不同產(chǎn)業(yè)之間比例關系的改變。這種改變的微觀基礎是企業(yè)對于自身生產(chǎn)活動的調(diào)整。而驅(qū)使企業(yè)做出這種調(diào)整的動力之一，是其成本收益結構的變化(安苑和王珺，2012)。因而，通過差異性地在不同產(chǎn)業(yè)和企業(yè)間配置財稅資源，影響不同企業(yè)的成本收益結構，構成了財政結構性調(diào)整作用于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的重要機制。這種產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的最終目標是產(chǎn)業(yè)總體生產(chǎn)能力的提升，包括單個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平的提高和高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)相對份額上升兩個方面。因而，在帶動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的基礎上，財政結構性調(diào)整作用于產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)能力提升的機制主要體現(xiàn)在：其一，從單個產(chǎn)業(yè)來看，政策工具是否有助于提升產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率，特別是，能否有助于釋放那些受到各種約束的產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)潛力？其二，從產(chǎn)業(yè)間關系來看，政策工具是否有利于提升優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的相對份額，從而在整體上提升產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率水平？同時，對于轉(zhuǎn)型國家而言，有限的市場化水平和尚不健全的制度環(huán)境往往構成了政策作用的重要制約因素，并可能形成一系列與成熟市場經(jīng)濟環(huán)境不甚相同的政策效果。因而，作為政府政策干預行為的重要方面，財政結構性調(diào)整影響產(chǎn)業(yè)結構的績效依賴于其所面臨的具體約束。這些約束條件的差異，將使得財政結構性調(diào)整的績效呈現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性。中國在漸進改革背景下所呈現(xiàn)出的不同領域的制度約束差異，以及不同地區(qū)的市場化水平差異，為我們研究財政結構性調(diào)整績效的約束機制提供了豐富的樣本。

大量已有研究考察了財稅政策對我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響，但卻較少關注財政結構性調(diào)整的作用。部分研究考察了產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和升級所需要的財政支持機制及財稅制約因素(劉蓉和何通艷，2011；周波，2012；王華和龔鈺，2013；沈坤榮和余紅艷，2014)。但這些研究大多缺乏嚴格的實證分析來評估財稅政策的影響。部分研究使用嚴格的實證方法就補貼和稅收等財政資源對產(chǎn)業(yè)結構的影響進行了驗證，例如張同斌和高鐵梅(2012)同時考察了財政激勵政策和稅收優(yōu)惠政策對高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展進而對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響；舒銳(2013)考察了稅收優(yōu)惠和研發(fā)補貼政策對產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長和全要素生產(chǎn)率增長的影響；宋凌云和王賢彬(2013)、王宇和劉志彪(2013)均分析了補貼對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響；陸國慶等(2014)和汪秋明等(2014)考察了政府補貼對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的影響；儲德銀和建克成(2014)從財政收支總量與結構的雙重視角，實證分析了我國財政支出和稅收對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的實際作用。但上述研究要么僅關注代表產(chǎn)業(yè)結構升級方向的特定產(chǎn)業(yè)，要么考察財稅資源的配置水平對于產(chǎn)業(yè)結構的影響，均未涉及財稅資源在產(chǎn)業(yè)間的結構性調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響及其機制。

二、理論假說

一般而言，產(chǎn)業(yè)政策包括直接限制和間接誘導兩種方式，而財政行為通常屬于后者。通過政府購買、財政補貼、稅收優(yōu)惠和貸款貼息等方式，財政行為以間接介入資源配置過程的形式影響企業(yè)的行為選擇，進而對產(chǎn)業(yè)結構的變化施加影響(儲德銀和建克成，2014)。就其中的稅收和補貼政策來看，政府可以通過在產(chǎn)業(yè)間差異化地實施稅收優(yōu)惠政策或者傾斜性地配置財政補貼來影響不同產(chǎn)業(yè)中企業(yè)的成本收益狀況，進而影響其生產(chǎn)活動和行為選擇，最終作用于產(chǎn)業(yè)結構的變化。例如，當政府著力于發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)時，可以對高新技術企業(yè)給予稅收優(yōu)惠，降低企業(yè)的成本負擔，也可以通過補貼來彌補企業(yè)研發(fā)活動中可能形成的外部性損失(張同斌和高鐵梅，2012)。一方面，這些財稅行為能夠激勵在位企業(yè)加大對研發(fā)活動的投入，不斷拓展企業(yè)的規(guī)模和優(yōu)勢；另一方面，這些優(yōu)惠政策也可能吸引其他企業(yè)進入到高新技術產(chǎn)業(yè)中，最終使高新技術產(chǎn)業(yè)的份額逐漸上升。相反，當政府著力于淘汰落后產(chǎn)能時，可以逐漸取消生產(chǎn)能力低下的行業(yè)的各類財稅優(yōu)惠政策，甚至以提高稅收的形式倒逼這些行業(yè)中的企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)方式，或者轉(zhuǎn)移到更具生產(chǎn)性的行業(yè)中。隨著外部經(jīng)濟環(huán)境的變化以及產(chǎn)業(yè)生命周期的演變，不同產(chǎn)業(yè)的相對優(yōu)勢在持續(xù)變化，因而立足于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構的財稅政策也應不斷進行調(diào)整，改變不同產(chǎn)業(yè)中稅收或補貼的具體配置方式，進而帶動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整。從這個意義上來說，財政結構性調(diào)整是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的一種可行的途徑。

作為產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整質(zhì)量的重要表現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構的高度化較好地從結構角度刻畫了產(chǎn)業(yè)總體生產(chǎn)能力的提升，它包含了產(chǎn)業(yè)間比例關系的演進和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平的提高兩個維度(劉偉等，2008)。*具體的計算公式請見第三部分的實證模型與數(shù)據(jù)。這意味著財政行為可以通過兩種結構性調(diào)整的方式作用于產(chǎn)業(yè)結構的高度化：*當然，提高各個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的整體水平也是提高產(chǎn)業(yè)結構高度化的重要途徑，但與本文所研究的財政結構性調(diào)整問題并無直接的關聯(lián)，故本文未加以討論。其一，通過差異性地在產(chǎn)業(yè)間配置財稅資源，提高生產(chǎn)率水平較高的產(chǎn)業(yè)的相對份額。這意味著，隨著產(chǎn)業(yè)相對優(yōu)勢的變化，各項財稅傾斜政策需要不斷地從生產(chǎn)率較低的行業(yè)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率較高的行業(yè)中去，以實現(xiàn)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的提升和落后產(chǎn)能的淘汰。其二，通過政策傾斜釋放因受到各種約束而無法提高生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)的成長潛力。其中，融資約束是制約企業(yè)生產(chǎn)率提高的重要方面(石曉軍和張順明，2010；何光輝和楊咸月，2012)，而財稅政策可以通過緩解企業(yè)的融資約束而促進其生產(chǎn)率的改進，這已為大量研究所印證(Aghion等，2014)。其作用途徑包含兩個方面(儲德銀和建克成，2014)：一是通過資源支持途徑，直接以稅收優(yōu)惠或補貼的方式緩解企業(yè)的融資約束；二是通過信號釋放途徑，間接激勵外部融資機構向企業(yè)提供融資支持。在外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)中，企業(yè)更依賴外部融資進行生產(chǎn)經(jīng)營活動，從而隨著外部環(huán)境的變化，其發(fā)生融資困境的可能性更高，因此，財稅傾斜政策對于外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率提升可能發(fā)揮更為重要的作用(安苑和王珺，2014)。

產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和優(yōu)化升級是近年來中國各級政府的重要工作任務，而財稅行為調(diào)整是其重要政策工具。因此，財稅行為在產(chǎn)業(yè)間的結構性調(diào)整是否相應帶動了產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，這種調(diào)整的結果是否帶來了產(chǎn)業(yè)結構的高度化等問題都受到了廣泛關注。一方面，中央在《產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整目錄》中明確提出了各時期鼓勵和限制發(fā)展的產(chǎn)業(yè)，而搶占分工制高點和提高經(jīng)濟增長績效也是地方政府關注的重點，因而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級符合地方的政策取向；另一方面，由于各個地方的資源稟賦和賴以作為增長源泉的支柱產(chǎn)業(yè)不盡相同，加之分權體制下不同層級政府間的信息不對稱，地方的財政行為調(diào)整又并不一定能順應產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和升級的方向。這使得對于上述問題的回答，有賴于嚴格的實證檢驗，并進一步分析其中具體的作用機制。因此，本文提出如下假說：

假說1：產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整能帶動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，并使產(chǎn)業(yè)結構趨向高度化。

作為兩種重要的政策性工具，盡管我們通常以“財稅”籠統(tǒng)地涵蓋稅收和補貼等財政資源，但事實上，無論是從管理模式還是受到的制度約束來看，稅收和補貼都存在著顯著差異。地方政府通常使用稅收優(yōu)惠手段來激勵企業(yè)的生產(chǎn)行為，這些稅收手段受到稅法的限制，特別是中國分權體制下的地方政府并不具有制定和修改稅率的權力，這在較大程度上限制了地方對于稅收的隨意調(diào)整行為，使其配置在一定時期內(nèi)保持相對穩(wěn)定。而補貼的調(diào)整所受到的約束則相對有限，這使得補貼的配置更易于出現(xiàn)較為頻繁和劇烈的調(diào)整。同時，其配置效率也較低，大量的研究顯示，在現(xiàn)階段的制度環(huán)境下，類似補貼這樣由政府直接調(diào)配的財政資源，其配置受到相當多非經(jīng)濟因素的影響，直接或間接地影響了補貼的配置效率。一方面，除了推動經(jīng)濟結構的調(diào)整，財政補貼一般承擔著較重的社會功能，需要對經(jīng)濟穩(wěn)定和職工就業(yè)等社會問題發(fā)揮作用，這導致補貼大量流入了經(jīng)濟效率較低的國有企業(yè)(王鳳翔和陳柳欽，2006；唐清泉和羅黨論，2007)；另一方面，補貼的配置還受到了諸如政企關聯(lián)等因素的影響(羅黨論和唐清泉，2009)，國有企業(yè)以及與政府建立了政治關聯(lián)的私營企業(yè)更容易獲得補貼，特別是上市公司獲取大量補貼更是普遍現(xiàn)象。

上述制度約束的差異可能導致稅收和補貼在產(chǎn)業(yè)間結構性調(diào)整績效存在差異。其一，當不同時期之間的政策調(diào)整過于頻繁和劇烈時，政策風險趨于上升，企業(yè)難以對未來政策做出穩(wěn)定預期，為了控制風險，企業(yè)往往不愿意進行研發(fā)和技術改造等長期性投資，也不愿意進入那些需要較高投資水平的高技術行業(yè)(王宇和劉志彪，2013)，這將導致產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級遲遲無法發(fā)生。其二，當財稅資源的配置效率較低時，生產(chǎn)率水平較高卻因各種原因面臨資金約束的企業(yè)，可能由于得不到充分及時的政策支持而退出市場，而生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)則由于能夠繼續(xù)享受優(yōu)惠政策而無法及時被市場競爭所淘汰(Restuccia和Rogerson，2008)，這會導致產(chǎn)業(yè)結構無法得到優(yōu)化。因此，相較而言，在上述制度環(huán)境下，補貼調(diào)整所受到的弱制度約束，可能制約其對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結構高度化的作用。因此，本文提出如下假說：

假說2：財政結構性調(diào)整的績效受制于制度約束而呈現(xiàn)出異質(zhì)性，補貼的結構性調(diào)整作用弱于稅收的結構性調(diào)整。

從世界各國特別是新興市場國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷程來看，產(chǎn)業(yè)結構的變化往往是市場自發(fā)調(diào)節(jié)和政府主動調(diào)控兩種力量共同作用的結果。在市場化水平較高的地區(qū)，市場在資源配置中占有更高比重，企業(yè)行為更多地受制于市場力量的驅(qū)使，從而產(chǎn)業(yè)結構的變化中會有更大部分來自于市場力量的調(diào)節(jié)，如來自供給方面，由不同部門生產(chǎn)率差異所導致的生產(chǎn)要素再配置(Baumol，1967；Ngai和Passarides，2005)，又如需求方面，由收入水平的變化引發(fā)消費者需求結構的變化而導致的不同產(chǎn)業(yè)份額的變化(Echevarria，1997；Kongsamut等，2001；Foellmi和Zweimuller，2002)，但這一過程一般較為緩慢。而在市場化水平較低，政府干預較為強烈的地區(qū)，由于市場的作用空間有限，要在短期內(nèi)推動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，往往會訴諸政府的各項產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整政策。因此，在這類地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構更可能由于政府的干預政策而在短期內(nèi)發(fā)生調(diào)整。但是，在政府的財稅行為調(diào)整之下，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整是否能夠帶來產(chǎn)業(yè)結構的高度化，卻依賴于地區(qū)的市場化水平。在市場化水平較高的地區(qū)，政府行為受到更多的約束，減少了其對于企業(yè)生產(chǎn)的干擾，政策環(huán)境更為穩(wěn)定，同時，資源的配置更多地依賴于市場，降低了財稅資源配置中非經(jīng)濟因素的作用，從而可能具有更高的資源配置效率。因而在市場化水平更高的地區(qū)，財稅調(diào)整行為對于產(chǎn)業(yè)結構高度化的影響可能更為積極有效。

中國的東、中、西三大區(qū)域之間存在著市場化水平的顯著差異。東部地區(qū)具有更高的市場化水平，市場力量在更大程度上決定著資源配置，影響著企業(yè)的成本收益結構。因此，相對而言，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整可能更多地來自市場力量的調(diào)節(jié)。與之相反，中西部地區(qū)市場化水平較低，市場在資源配置中所起的作用相對有限，而在近年來“西部開發(fā)”和“中部崛起”的趕超過程中，為了能夠加速地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，縮小與東部地區(qū)的差距，中西部地區(qū)在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中，往往傾向于更多地依賴政府干預。因而短期內(nèi)中西部地區(qū)的財稅調(diào)整行為可能會更明顯地帶動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度的上升，但是，受限于市場化水平，短期內(nèi)較強的政府干預卻可能扭曲資源的配置，限制該地區(qū)對于產(chǎn)業(yè)結構的內(nèi)涵式調(diào)整。為此，本文提出如下假說：

假說3：財政結構性調(diào)整的績效受制于市場化水平的約束而呈現(xiàn)出異質(zhì)性，中西部地區(qū)的財政調(diào)整行為會更顯著地促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度的上升，但對產(chǎn)業(yè)結構高度化的作用有限。

三、實證模型與數(shù)據(jù)

(一)實證模型

為了分析產(chǎn)業(yè)間的財政結構性調(diào)整行為對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響，將回歸模型設定如下：

SSCi,t=β1FSCi,t+θ1Xi,t+αi+γT+εi,t

(1)

QSCi,t=β2FSCi,t+θ2Xi,t+αi+γT+εi,t

(2)

其中，SSCi,t為各省各時期產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度，QSCi,t為各省各時期產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整質(zhì)量，以產(chǎn)業(yè)結構的高度化度量，F(xiàn)SCi,t為各省各時期財政行為結構性調(diào)整的幅度，Xi,t為控制變量，αi為省份固定效應，同時控制了時間趨勢項T。

根據(jù)已有對于產(chǎn)業(yè)結構變化的研究成果，加入的控制變量主要有：影響產(chǎn)業(yè)結構的供給方面因素，包括各地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力(Innov)和在校大學生人數(shù)占比(School)。影響產(chǎn)業(yè)結構的需求方面因素，分別使用地區(qū)職工年平均工資水平(Wage)和出口額占工業(yè)總產(chǎn)值的比重(Exp)對內(nèi)外需求因素進行度量。地區(qū)和行業(yè)水平控制變量，主要控制了基礎設施水平(由各省貨運量(Cargo)和客運量(Pass)所反映的交通運輸業(yè)的發(fā)達程度度量)、對資源產(chǎn)業(yè)的依賴程度(以采礦業(yè)比重度量(Mineral))以及各省的專業(yè)化程度(以四位數(shù)產(chǎn)業(yè)的赫芬達爾指數(shù)(HHI)度量)。企業(yè)水平控制變量，包括大企業(yè)總產(chǎn)值份額(Large)、外資企業(yè)總產(chǎn)值份額(Foreign)和內(nèi)資企業(yè)總產(chǎn)值份額(Domes)。

(二)變量度量與數(shù)據(jù)處理

1.財政結構性調(diào)整。基于Brender和Drazen(2009)度量財政支出結構變化的方法，本文將產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整(FSC)的程度度量如下：

(3)

其中，F(xiàn)SCi,t為各省各時期財政結構性調(diào)整的幅度，sharei,j,t和sharei,j,t-1分別表示在t年和t-1年中i省份j產(chǎn)業(yè)在全省四位數(shù)制造業(yè)中占增加值、總產(chǎn)值或者銷售收入的份額，而Fsharei,j,t和Fsharei,j,t-1則分別表示在t年和t-1年中i省份j產(chǎn)業(yè)在全省制造業(yè)中占財政資源的份額，如所負擔的稅收或者獲取的補貼的份額。由于稅收和補貼的調(diào)整具有很高的相關性，*相關系數(shù)在0.90以上。為了避免多重共線性的干擾，將分別進行分析，即首先考察稅收調(diào)整的影響，再與補貼調(diào)整的影響相比較。其中，稅收數(shù)據(jù)由工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中每一四位數(shù)行業(yè)的相關稅收數(shù)據(jù)加總而得，根據(jù)錢學峰等(2012)的做法，總稅收額=本年應交增值稅+本年應交所得稅+管理費用中的稅金+主營業(yè)務稅金及附加，補貼數(shù)據(jù)來自數(shù)據(jù)庫中行業(yè)的補貼收入一項。

我們使用國家統(tǒng)計局公布的1999-2007年的四位數(shù)制造業(yè)數(shù)據(jù)，將在此期間內(nèi)各省產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整的平均幅度展示為圖1所示。*財政調(diào)整幅度以增加值的份額變化為基礎計算得到，使用總產(chǎn)值和銷售收入份額變化得到的結果與此類似，限于篇幅未列出。下文產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的核算情況與此相同?？梢钥闯觯菏紫龋傮w而言，財政調(diào)整幅度與經(jīng)濟發(fā)展水平正相關，呈現(xiàn)出東高西低的梯度分布特征；其次，稅收在產(chǎn)業(yè)間的調(diào)整與補貼具有類似的區(qū)域分布，但是后者顯著高于前者，二者的差異在東部地區(qū)尤為明顯。

圖1　1999-2007年各省財政結構性調(diào)整

2.產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。從兩個層次刻畫各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整：①產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度(SSC)，反映產(chǎn)業(yè)結構變化的活躍程度。使用如下方法度量：

(4)

其中，SSCi,t為各省各時期產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度，sharei,j,t和sharei,j,t-1分別表示在t年和t-1年中i省份j產(chǎn)業(yè)在全省四位數(shù)制造業(yè)中占增加值、總產(chǎn)值或者銷售收入的份額，從而該指標表示各個省份四位數(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部在年度之間結構調(diào)整的平均幅度。②產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整質(zhì)量(QSC)，反映產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的方向性。本文以產(chǎn)業(yè)結構的高度化來度量產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的質(zhì)量。參照一般做法，從產(chǎn)業(yè)間比例關系的演進和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平的提高兩個角度刻畫產(chǎn)業(yè)結構高度化的內(nèi)涵(劉偉等，2008)，具體的度量方法如下：

(5)

其中，QSCi,t為各省各時期產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的質(zhì)量，sharei,j,t為i省份中j產(chǎn)業(yè)第t年在全省制造業(yè)中占增加值、總產(chǎn)值或者銷售收入的份額，Pi,j,t為i省份j產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率狀況，以產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率來度量。其中，產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率使用經(jīng)過加權的企業(yè)水平的生產(chǎn)率，即首先用OP方法核算產(chǎn)業(yè)中單個企業(yè)的生產(chǎn)率水平，然后使用Olley和Pakes(1996)的方法進行加權，對于企業(yè)產(chǎn)出、勞動和資本投入的選擇則參照了Hsieh和Klenow(2009)的做法；產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率以實際勞均增加值核算。

各省1999-2007年平均的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度和調(diào)整質(zhì)量如圖2所示。其中，左圖表示產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度；右圖分別表示以勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率為基礎計算得到的產(chǎn)業(yè)結構高度化指數(shù)?？梢钥闯?，無論是產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度還是調(diào)整質(zhì)量，均呈現(xiàn)出與經(jīng)濟發(fā)展水平正向相關的梯度分布。

圖2　產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度與質(zhì)量

3.控制變量。企業(yè)創(chuàng)新能力以全部制造業(yè)平均的新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比例度量；采礦業(yè)比重以采礦業(yè)總產(chǎn)值在GDP中所占的比例度量；對赫芬達爾指數(shù)的計算使用了銷售收入的份額；大企業(yè)指年銷售收入1億元以上的企業(yè)；外資企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)的認定基于企業(yè)實收資本中來自外國資本和國內(nèi)資本的比例，當某類來源的資本比例超過50%時，即認定該企業(yè)屬于此類性質(zhì)。在核算企業(yè)的稅收和補貼水平時，我們刪除了相關財稅變量為負數(shù)的樣本。全部名義變量以1995年為基期進行了平減。

所有產(chǎn)業(yè)和企業(yè)數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局公布的四位數(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)；省份數(shù)據(jù)來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》?；跀?shù)據(jù)處理的需要，對四川和重慶的數(shù)據(jù)做了合并處理，并剔除了西藏的數(shù)據(jù)。

四、財政結構性調(diào)整的績效及其作用機制

(一)財政結構性調(diào)整的績效

對假說1進行初步驗證，即財政結構性調(diào)整是否促進了產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和結構的高度化。首先以稅收的相對份額變化度量財政結構性調(diào)整幅度。為了規(guī)避可能的內(nèi)生性，我們對核心解釋變量做了滯后一期處理，回歸結果見表1。

表1　基本回歸結果

注：*、**和***分別表示系數(shù)在10%、5%和1%的水平上顯著。括號內(nèi)是穩(wěn)健標準差。下同。

表中財政結構性調(diào)整變量FSC在1%的水平上高度顯著。平均而言，在其他條件不變的情況下，當財政行為調(diào)整1個單位時，四位數(shù)口徑內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結構會隨之調(diào)整0.0073個單位；同時，以勞動生產(chǎn)率度量的產(chǎn)業(yè)結構高度化會上升0.0609個單位，以全要素生產(chǎn)率度量的產(chǎn)業(yè)結構高度化會上升0.5338個單位。在控制變量方面，創(chuàng)新能力和人力資本狀況的作用并不顯著，這一定程度上表明，目前產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的狀態(tài)仍然與“創(chuàng)新驅(qū)動”的要求存在一定差距；職工平均工資和出口水平對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度沒有產(chǎn)生顯著影響，但對產(chǎn)業(yè)結構高度化具有一定的負面作用，這一方面可能與中國出口的低技術鎖定狀況相關，另一方面則與現(xiàn)階段體制約束下的內(nèi)需不足存在一定聯(lián)系；采礦業(yè)份額較高的地區(qū)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高度化的難度更大，這一定程度上印證了現(xiàn)階段資源依賴型城市轉(zhuǎn)型的困境；以貨運量為代表的基礎設施水平顯著促進了產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和高度化；同時，專業(yè)化水平較高的地區(qū)在近年來呈現(xiàn)了更強的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整力度；大企業(yè)較多的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整更為困難，企業(yè)所有制特征對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整具有一定影響，但顯著性水平不高。上述回歸結果初步驗證了假說1。

另外，我們對文章進行如下穩(wěn)健性檢驗：首先，考慮到產(chǎn)業(yè)結構的變化也可能是促成財政行為調(diào)整的動因，上述回歸存在內(nèi)生性風險。為此，做了如下工作：①分別以產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度和調(diào)整質(zhì)量的中位數(shù)為界，僅保留大于中位數(shù)的弱內(nèi)生性樣本進行回歸，結果如表2(1)所示。②使用財政調(diào)整變量的滯后項作為其自身的工具變量，使用系統(tǒng)GMM方法重新對上述模型進行處理，結果如表2(2)所示。在進行上述處理之后，核心解釋變量系數(shù)在對各個被解釋變量所做的回歸中依然高度顯著，系數(shù)也未發(fā)生大幅度變化。③我們調(diào)整了解釋變量和被解釋變量的度量方法，分別取解釋變量3年和5年的平均值。*對解釋變量取其他時間期限的均值，結果并沒有實質(zhì)性變化，限于篇幅，這里未對結果加以列示。從表2(3)和表2(4)來看，在改變了解釋變量的核算方法后，回歸系數(shù)的絕對值有所變化，但其符號和顯著性仍然符合預期。其次，我們控制其他競爭性解釋，產(chǎn)業(yè)結構的變動，也可能是由財政的整體狀況或其他方面的特征引起的，從而上述財政結構性調(diào)整的回歸系數(shù)中可能也包含了其他因素的影響。一般而言，在財政整體支出規(guī)模較大的地區(qū)，財政行為調(diào)整的幅度也可能較大，而較大的財政收入規(guī)模則更傾向于使這種調(diào)整成為可能。為此，我們在回歸方程中分別控制了地區(qū)財政收入和支出占GDP的比重，表2顯示，在控制了這些競爭性解釋之后，財政結構性調(diào)整變量仍然具有很高的解釋力。再次，考慮到增值稅是一種價外稅，并不影響企業(yè)的實際稅負，我們在企業(yè)的稅收構成中去掉增值稅，使用新的稅負指標重新進行回歸。表2顯示，在去掉了增值稅后，各項系數(shù)仍然在10%的水平上顯著，且系數(shù)的符號與預期保持一致。最后，我們更換回歸中各主要變量的度量方法重新進行回歸：①使用總產(chǎn)值和銷售收入來核算產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整幅度以及與之對應的財政行為調(diào)整幅度進行回歸；②使用以總產(chǎn)值和銷售收入度量的財政行為調(diào)整幅度，分別對以總產(chǎn)值和銷售收入作為份額求得的產(chǎn)業(yè)結構高度化指數(shù)進行回歸，各回歸結果中，核心解釋變量的方向和顯著性都未發(fā)生明顯的變化。*限于篇幅未對結果加以展示，如有需要可向作者索要。

表2　穩(wěn)健性檢驗結果

注：其他解釋變量的回歸結果未在表中報告，如有需要可向作者索要。下同。

(二)財政結構性調(diào)整的作用機制

首先，我們分析財政結構性調(diào)整帶動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的具體機制。分析的思路是考察向不同產(chǎn)業(yè)差異化地配置稅收和補貼，是否能夠影響不同產(chǎn)業(yè)的相對份額，進而帶動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。進行如下回歸：

Cshareijt=α1Fshare_subijt+α2Fshare_taxijt+βXijt+δi+δj+δt+εijt

(6)

其中，Cshareijt是各省各四位數(shù)制造業(yè)份額的變化率，F(xiàn)share_subijt和Fshare_taxijt是各省各四位數(shù)制造業(yè)所獲取的補貼或者承擔的稅收的相對份額，*由于稅收和補貼的相對份額沒有產(chǎn)生共線性，所以將它們一起放入了回歸方程。Xijt是一系列控制變量，δi、δj和δt分別是省份、產(chǎn)業(yè)和時間固定效應?？刂谱兞恐饕水a(chǎn)業(yè)國有資本占比、外部融資依賴度、新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重、出口交貨值占總產(chǎn)值的比重和資本勞動比。其中，使用企業(yè)長期負債與固定資產(chǎn)之比度量其外部融資依賴程度，然后取中位數(shù)企業(yè)作為產(chǎn)業(yè)的外部融資依賴度(宋凌云和王賢彬，2013；安苑和王珺，2014)。表3的回歸結果印證了我們在理論假說部分的思路，即向產(chǎn)業(yè)傾向性地配置補貼或者減輕其稅收負擔一定程度上能夠促使其相對份額的上升。

其次，分析財政結構性調(diào)整促進產(chǎn)業(yè)結構高度化的具體機制。如理論假說部分指出的，財政行為可能通過兩種結構性調(diào)整的方式作用于產(chǎn)業(yè)結構的高度化：一是差異性地在產(chǎn)業(yè)間配置財政資源，提高生產(chǎn)率水平較高的產(chǎn)業(yè)的相對份額；二是通過政策傾斜釋放因受到各種約束而無法提高生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)的成長潛力，特別是外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)。

先驗證第一種途徑，即通過財政結構性調(diào)整改變不同生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)的相對份額。在上文已經(jīng)驗證財政相對份額能夠影響產(chǎn)業(yè)份額的基礎上，只要能夠驗證，財政資源按照產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率進行調(diào)整，即高生產(chǎn)率行業(yè)的財政資源份額趨于上升，同時低生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)的財政資源份額趨于下降即可。為此，文章考察了1999-2007年各產(chǎn)業(yè)稅收和補貼的相對份額與產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率之間的相關性，結果表明，財政資源的配置并未呈現(xiàn)出趨向優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，從而第一種途徑并不能解釋我們上文的發(fā)現(xiàn)。

進一步驗證第二種途徑的可能性，即通過財政結構性調(diào)整釋放受到融資約束的產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)潛力。我們考察了產(chǎn)業(yè)的外部融資依賴度與稅收和補貼相對份額之間相關性的變化特征。在1999-2007年間，外部融資依賴度與稅收相對份額之間的相關性在略微波動中緩慢下降，外部融資依賴度與補貼相對份額之間的相關性則在略微波動中緩慢上升。*限于篇幅，文中未公布各年具體的相關系數(shù)，有需要的讀者可以來函索取。這意味著，隨著時間的演進，那些依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)的相對稅收份額在下降，且逐漸享受到了更多的補貼。那么，依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)是否更多地受益于這種政策傾向，從而提高了生產(chǎn)率水平呢？我們替換式(6)中的被解釋變量，進行如下回歸：

Cprodijt=α1Fshare_subijt×hFDijt+α2Fshare_taxijt×hFDijt+γ1Fshare_subijt

×lFDijt+γ2Fshare_taxijt×lFDijt+βXijt+δi+δj+δt+εijt

(7)

其中，Cprodijt是各省各四位數(shù)制造業(yè)生產(chǎn)率的變化率，hFDijt和lFDijt分別表示處于外部融資依賴度中位數(shù)以上和中位數(shù)以下產(chǎn)業(yè)的虛擬變量，其他控制變量與式(6)相同。表3的回歸結果顯示，財稅政策的傾斜對于更依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)提升生產(chǎn)率的作用更為重要。但是，由于預算軟約束，國有企業(yè)盡管長期依賴外部融資，但其生產(chǎn)率水平主要受制于體制約束而不是融資約束。為了控制這一競爭性解釋，我們從樣本中剔除國有資本占比高于中位數(shù)的樣本重新進行回歸。在剔除了高國有資本產(chǎn)業(yè)后，外部融資依賴度更強的產(chǎn)業(yè)在通過財稅政策傾斜而提高生產(chǎn)率方面表現(xiàn)出了更大的優(yōu)勢。

表3　財政結構性調(diào)整的作用機制檢驗

最后，我們嘗試對財稅調(diào)整傾向外部融資依賴產(chǎn)業(yè)的原因做出解釋。其一，從經(jīng)濟增長角度來看，依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)的成長更容易受到經(jīng)濟環(huán)境變化的影響，從而構成地區(qū)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的瓶頸，因此，地方政府在其財稅調(diào)整行為中更愿意向這類產(chǎn)業(yè)伸出“援助之手”。其二，從招商引資的角度來看，企業(yè)大量向外部融資的原因往往是由于需要進行大規(guī)模的固定資產(chǎn)投資，或者其本身就具有較高的固定資產(chǎn)規(guī)模，而這類企業(yè)往往是地方政府在招商引資中偏好的對象。因此，在財稅調(diào)整支持外部融資依賴產(chǎn)業(yè)的背后，依然是各地區(qū)對于經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的追求。

五、財政結構性調(diào)整績效的約束機制及其異質(zhì)性

(一)制度約束：補貼與稅收調(diào)整績效的異質(zhì)性

為了驗證假說2，我們更換財政結構性調(diào)整的度量角度，以補貼的調(diào)整作為核心解釋變量進行回歸，結果如表4所示。以補貼度量的財政調(diào)整的作用仍然高度顯著，表明補貼在產(chǎn)業(yè)間的配置調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整以及結構的高度化有著積極的意義。但是，通過進一步比較稅收和補貼調(diào)整的回歸系數(shù)，能夠發(fā)現(xiàn)，在控制其他條件不變的前提下，從邊際上來看，補貼調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的影響程度要顯著弱于稅收的調(diào)整。因此，假說2的內(nèi)容得到了實證分析的印證。這表明，制度條件構成了財政結構性調(diào)整績效的重要約束。

(二)市場化水平約束：財政調(diào)整績效的區(qū)域異質(zhì)性

為了驗證假說3的內(nèi)容，我們分別構建了表示東中西三大區(qū)域的虛擬變量East、Mid和West，并將他們分別與表示財政結構性調(diào)整的變量交乘，放入回歸方程，結果如表5所示?？傮w來看，在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的幅度方面，財政結構性調(diào)整在中西部地區(qū)的影響都要明顯大于其在東部地區(qū)的影響；而在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整質(zhì)量方面，財政結構性調(diào)整在東部地區(qū)的作用非常顯著，但在中西部地區(qū)的影響則比較微弱。這表明財政結構性調(diào)整在中西部地區(qū)主要帶動了產(chǎn)業(yè)結構的大幅度調(diào)整，但卻并未帶來相同比例的產(chǎn)業(yè)結構高度化。因此，假說3的內(nèi)容得到了實證分析結果的支持。這表明市場化水平構成了財政結構性調(diào)整績效的重要約束。

表4　補貼調(diào)整的績效

表5　財政調(diào)整績效的區(qū)域差異

六、結論

基于1999-2007年中國各省的四位數(shù)口徑制造業(yè)數(shù)據(jù)，本文實證研究了產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構的影響，研究發(fā)現(xiàn)：第一，就政策績效而言，產(chǎn)業(yè)間財政結構性調(diào)整顯著帶動了產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，并促使產(chǎn)業(yè)結構趨向高度化。第二，就政策作用機制而言，財政結構性調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的作用依賴于財稅資源在產(chǎn)業(yè)間的差異性配置；而財政結構性調(diào)整對產(chǎn)業(yè)結構高度化的作用依賴于財稅資源向更加依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)部門傾斜。第三，制度環(huán)境構成了財政結構性調(diào)整績效的重要約束，表現(xiàn)為補貼和稅收作用的差異：由于補貼所受到的約束相對有限，其調(diào)整行為較為頻繁和劇烈，影響了企業(yè)預期的穩(wěn)定性；同時，許多非經(jīng)濟因素如政企關聯(lián)等影響著補貼的配置，這些因素都使得補貼結構性調(diào)整的作用顯著弱于管理相對較為規(guī)范的稅收結構性調(diào)整。同時，市場化水平也構成了財政結構性調(diào)整績效的重要約束，表現(xiàn)為不同地區(qū)之間財政調(diào)整績效的差異：由于中西部地區(qū)的市場化改革相對滯后，政府干預在其產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中仍然發(fā)揮著重要的推動作用，這固然使得財政結構性調(diào)整對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整幅度的作用更為明顯，但是，短時期內(nèi)大規(guī)模的政府干預也限制了產(chǎn)業(yè)結構的內(nèi)涵式調(diào)整，使財政結構性調(diào)整對產(chǎn)業(yè)結構高度化的影響相對有限。

本文的研究證實了財政結構性調(diào)整對于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結構高度化的積極作用，為增長方式的轉(zhuǎn)變提供了來自財政政策角度的證據(jù)支持，同時，我們也發(fā)現(xiàn)了現(xiàn)有的體制性約束對于財政行為調(diào)整績效的制約。

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(責任編輯石頭)

How Does Fiscal Structural Change Affect Industrial Structure?

An Yuan1, Song Lingyun2

(1.SchoolofEconomicsandTrade,GuangdongUniversityofForeignStudies,Guangzhou510006,China;

2.SchoolofEconomicsandManagement,GuangxiNormalUniversity,Guilin541004,China)

Abstract：This paper explores the influence of fiscal structural change on industrial structure from the perspective of inter-industry relations. The inter-industry fiscal structural change significantly accelerates industrial structural change and promotes industrial structure upgrading. The main mechanism lies in the inter-industry different allocation of fiscal and tax resources and more resources devoted to industries with higher dependence on external finance. The performance of fiscal structural change is restricted by institutional constraints and marketization level and is featured by heterogeneity, shown by the facts as follows: on account of the differences in institution constraints, the effect of subsidy-based structural change on industrial structure is remarkably weaker than the one of tax-based structural change; based on the differences in marketization level, the effect of fiscal structural change on industrial structure change varies across areas, higher in the West China and lower in the East China, while the effect on industrial structure upgrading mainly concentrates in the East China.

Key words:fiscal structural change; industrial structure change; industrial structure upgrading

通訊作者宋凌云(1972-)()，女，河南焦作人，廣西師范大學經(jīng)濟管理學院講師。

作者簡介：安苑(1983-)，女，陜西西安人，廣東外語外貿(mào)大學經(jīng)濟貿(mào)易學院副教授；

基金項目：教育部人文社會科學青年項目(13YJC790001)；廣東省哲學社會科學“十二五”規(guī)劃2012年度項目(GD12YYJ01)；廣西高?？茖W技術研究重點項目(KY2015ZD021)

收稿日期：2015-03-26

DOI：10.16538/j.cnki.jfe.2016.02.010

中圖分類號：F812.2；

文獻標識碼：A

文章編號：1001-9952(2016)02-0108-13