財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的實(shí)證分析

□魏 偉

財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的實(shí)證分析

□魏 偉

采用2009-2014年面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型，引入相關(guān)財(cái)政指標(biāo)作為解釋變量，就我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響進(jìn)行分析。結(jié)果顯示，財(cái)政政策不僅從宏觀上進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整，而且在微觀層面上進(jìn)行產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)高級(jí)化調(diào)整。

財(cái)政政策；產(chǎn)業(yè)升級(jí)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級(jí)的步伐明顯加快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、健康發(fā)展。但是受歷史因素及體制機(jī)制和制度政策的影響，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍需進(jìn)一步優(yōu)化，鋼鐵、煤炭、水泥等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能?chē)?yán)重過(guò)剩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化升級(jí)的任務(wù)仍然十分艱巨。在提質(zhì)增效特征下的經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”，以及黨中央提出加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，促進(jìn)“三去一降一補(bǔ)的背景下，我國(guó)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的要求也日益提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)的重要性日漸凸顯。

在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整理應(yīng)主要依靠市場(chǎng)機(jī)制自發(fā)完成，但是，由于存在交易成本巨大、信息不完全，以及外部性等因素，加之產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展具有巨大的歷史慣性，市場(chǎng)無(wú)法自動(dòng)完成對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，需要政府有效介入。在眾多調(diào)控政策中，財(cái)政政策作為國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，具有影響范圍廣、作用時(shí)滯較短、效果直接等特點(diǎn)，具備其他政策不可替代的作用。

雖然財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整具有促進(jìn)作用，但這種作用具有時(shí)間效應(yīng)、閾值效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。毛軍和劉建民使用2000-2012年間中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了財(cái)政支出與財(cái)政收入對(duì)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)調(diào)整的影響，結(jié)果顯示這種影響是非線性的，存在閾值效應(yīng)。因此財(cái)政政策支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展并不是單純的越多越好，需要結(jié)合當(dāng)?shù)仄渌麠l件制定。

財(cái)政支出與稅收對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效果與機(jī)制存在差異，因此財(cái)政政策結(jié)構(gòu)是決定財(cái)政政策有效性的重要方面。儲(chǔ)德銀和建克成的實(shí)證研究發(fā)

現(xiàn)財(cái)政支出增加不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級(jí)，而稅收優(yōu)惠對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)整體上有促進(jìn)作用。另外，財(cái)政支出與稅收優(yōu)惠對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響均存在結(jié)構(gòu)效應(yīng)：財(cái)政支出對(duì)教育科技的支出顯著促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整；稅收優(yōu)惠中所得稅有顯著的促進(jìn)作用，但商品稅的作用沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。本文立足于財(cái)政政策研究對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)調(diào)整與升級(jí)的作用機(jī)制及實(shí)證檢驗(yàn)，以期為我國(guó)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)調(diào)整與升級(jí)提供參考。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選取

(一)模型設(shè)置與指標(biāo)選取

根據(jù)已有研究成果，同時(shí)考慮財(cái)政政策對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響機(jī)理，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與財(cái)政政策相關(guān)性的回歸模型如下：

ZXit=α0+α1TAXit+α2FEit+βControlit

+εit

式1

式中，ZX為被解釋變量，表示產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的指標(biāo)，用第三產(chǎn)業(yè)所占比重來(lái)表示；另外，將金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)比重(JR)作為被解釋變量的控制變量。解釋變量有稅收指標(biāo)、財(cái)政支出指標(biāo)等。TAX表示稅收工具的指標(biāo)；FE表示財(cái)政支出工具的指標(biāo)；Control表示影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的控制變量，包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GJZ、外商直接投資FDI等，ε表示誤差項(xiàng)。

(二)分析方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)我國(guó)財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。基于數(shù)據(jù)的可得性及研究范圍，此處研究對(duì)象為2009-2014年期間我國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)。其數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》等。采用計(jì)量分析軟件Eviews6.0進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)分析。表1報(bào)告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 模型變量基本統(tǒng)計(jì)描述(2009-2014)

注：①產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型ZX=第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP；金融行業(yè)占比JR=金融業(yè)產(chǎn)值/第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；宏觀稅負(fù)TAX=稅收收入/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP；財(cái)政環(huán)保支出FE=環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出/財(cái)政總支出；外商直接投資FDI=外商投資企業(yè)年末投資總額/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GJZ=(本年地方GDP-上年地方GDP)/本年地方GDP。 ②數(shù)據(jù)來(lái)源：2010-2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》分省數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)面板單位根檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)反映了時(shí)間和截面兩個(gè)維度上的信息，為了避免出現(xiàn)偽回歸，保證估計(jì)結(jié)果的有效性，需要對(duì)各面板序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)對(duì)面板數(shù)據(jù)中各截面序列是否有相同根的判斷，可以將面板單位根檢驗(yàn)方法劃分為兩種。第一種適用于具有相同根的情況，檢驗(yàn)方法有LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)；第二種適用于面板數(shù)據(jù)中各截面序列有不同單位根的情況，其檢驗(yàn)方法有Fisher-PP檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Im-Peasran-Skin(IPS)檢驗(yàn)等。在不影響結(jié)論的前提下，本處選用了相同根單位根的LLC檢驗(yàn)和不同根單位根的Fisher-ADF檢驗(yàn)。表2報(bào)告了不同檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，各變量的水平值不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即各變量的水平值均是非平穩(wěn)過(guò)程。而各變量一階差分的檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕了原假設(shè)，即各變量的一階差分均為平穩(wěn)過(guò)程，因此以上變量均為一階單整I(1)過(guò)程。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)前面的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可知上述變量為同階單整變量，可以據(jù)此進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以考察變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法：第一種是Engle-Granger二歩法的延伸，并基于此進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，此方法包括了Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；第二種面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)是比較熟知的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，通過(guò)聯(lián)合單個(gè)截面?zhèn)€體協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果獲得對(duì)應(yīng)于面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。此處通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可知，得到各面板變量之間均存在著協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。

表2 LLC和Fisher-ADF單位根檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果

注：LLC及Fisher-ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)為“存在單位根”；LLC單位根檢驗(yàn)中p值基于漸進(jìn)的正態(tài)分布假設(shè)計(jì)算得出，F(xiàn)isher-ADF檢驗(yàn)中p值計(jì)算基于漸進(jìn)的卡方分布χ2得出；滯后期按照Schwarz準(zhǔn)則確定。

四、計(jì)量結(jié)果及結(jié)論

(一) 回歸結(jié)果及分析

在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，然后就財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，選擇變截距固定效應(yīng)模型。為直接反映財(cái)政政策的影響程度，表3報(bào)告了式1在沒(méi)有控制變量下的估計(jì)結(jié)果。

表3 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與財(cái)政政策及相關(guān)變量的檢驗(yàn)結(jié)果

總體來(lái)看，各解釋變量系數(shù)的顯著性較高，調(diào)整后的R^2達(dá)到0.9242，統(tǒng)計(jì)效果良好。從中可以看出：(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與地方稅收收入與財(cái)政支出規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與前面的理論分析相符，表明財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。具體而言，地方宏觀稅負(fù)每增加1%，則當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)所占比重提高0.8017個(gè)百分點(diǎn)；地方環(huán)境保護(hù)財(cái)政支出所占比重每增加1%，則當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)所占比重提高0.5302個(gè)百分點(diǎn)；(2)分省份來(lái)看，各省的截距有所不同，表明各地產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的基礎(chǔ)水平存在較大差異。整體上看，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份，如北京、天津、上海等，第三產(chǎn)業(yè)所占比重較高，截距值大于0，而經(jīng)濟(jì)較落后的省份，如中西部及東北地區(qū)省份，第三產(chǎn)業(yè)所占比重也較落后，截距值大多小于0。表明財(cái)政政策在促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)效果方面東部地區(qū)要強(qiáng)于中西部地區(qū)。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本部分在被解釋變量和解釋變量中加入控制變量來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性分析，檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否隨變量指標(biāo)的調(diào)整而改變。其中被解釋變量加入金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)比重JR指標(biāo)，解釋變量加入外商直接投資FDI和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GJZ指標(biāo)。表4報(bào)告了加入解釋變量后的各個(gè)方程。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注： ①***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。②省級(jí)的橫截面固定效應(yīng)在此處未予顯示。

在穩(wěn)健性分析中，首先，在解釋變量中加入控制變量，選取外商直接投資FDI和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GJZ來(lái)度量對(duì)地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表2的方程1。此時(shí)，外商直接投資和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)以第三產(chǎn)業(yè)占比為代表指標(biāo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了負(fù)向影響，但外商直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不顯著；在方程2中，將模型1中回歸不顯著的控制變量外商直接投資FDI刪除，其他變量不變；在方程3中，再刪除另一個(gè)控制變量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GJZ，來(lái)觀察解釋變量的影響程度。另外，將被解釋變量更換為金融業(yè)占比JR，來(lái)考察解釋變量的穩(wěn)定性，并改變解釋變量的控制變量，得到方程4、方程5和方程6。通過(guò)比較方程1到方程6可發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)解釋變量地區(qū)稅負(fù)TAX和節(jié)能環(huán)保財(cái)政支出FE的符號(hào)均沒(méi)有發(fā)生變化，證明了回歸方程的穩(wěn)健。

在以第三產(chǎn)業(yè)占比為被解釋變量的方程中，選擇方程統(tǒng)計(jì)效果最好的方程2來(lái)進(jìn)行分析，可以看出，從全國(guó)范圍內(nèi)，地方稅負(fù)每增加一個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)增加0.385333個(gè)百分點(diǎn)；節(jié)能環(huán)保支出每增加一個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)增加0.534474個(gè)百分點(diǎn)。由于第三產(chǎn)業(yè)稅負(fù)要比第二產(chǎn)業(yè)輕，總體稅負(fù)的上升導(dǎo)致更多社會(huì)資金轉(zhuǎn)移至第三產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)所占比重的上升。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的回歸結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)下降0.454494個(gè)百分點(diǎn)，這與理論假設(shè)不符，一個(gè)可能原因是我國(guó)目前仍處于工業(yè)化階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上依賴第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比重的上升和第三產(chǎn)業(yè)比重的下降。

(三)結(jié)論

從上述分析結(jié)果可以看出，財(cái)政政策確實(shí)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響。財(cái)政補(bǔ)貼或者稅收直接使特定受益產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)降低成本，增加了內(nèi)部資源，促進(jìn)了本產(chǎn)業(yè)發(fā)展；另一方面，財(cái)政政策作為一種政府發(fā)送的信號(hào)，可以引導(dǎo)社會(huì)資金與其他要素資源向特定產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異化調(diào)整。因此，財(cái)政政策不僅從宏觀上進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整，而且在微觀層面上進(jìn)行產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)高級(jí)化調(diào)整。

[1] 鄧曉蘭,陳寶東.經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下財(cái)政可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題與對(duì)策——兼論財(cái)政供給側(cè)改革的政策著力點(diǎn)[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2017,(01).

[2] 郭新華,馬樾,唐榮.財(cái)政支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí):基于湖南的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)師,2016,(11).

[3] 郭曄,賴章福.政策調(diào)控下的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2011,(04).

[4] 賈敬全,殷李松.財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的空間效應(yīng)研究[J].財(cái)經(jīng)研究,2015,(09).

[5] 李洪娟,易靜華,郭紅俠,張慶霞,劉艷華.公共財(cái)政框架下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化對(duì)策研究—以寧夏為例[J].科技管理研究,2014,(07).

[6] 劉再杰,李艷.財(cái)政政策助力供給側(cè)改革的經(jīng)驗(yàn)與政策建議[J]，經(jīng)濟(jì)研究參考，2016,(20).

[7] 毛軍,劉建民.財(cái)稅政策下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)非線性效應(yīng)研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2014,(06).

[8] 吳仕宗.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政收入關(guān)聯(lián)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2015,(08).

[9] 楊曉鋒.地方財(cái)政支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)研究——基于1999—2013年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)模型的分析[J].財(cái)貿(mào)研究, 2016,(2).

[10] 張斌.財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)的實(shí)證分析[J].新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2011,(01).

[11] 張杰,楊連星.現(xiàn)階段中國(guó)財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整“鎖定”效應(yīng)的分析[J].江蘇社會(huì)科學(xué),2013,(03).

[12] 張維迎VS林毅夫.產(chǎn)業(yè)政策存廢之爭(zhēng).新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng).2016.11.9.

[13] 大家言論.吳敬璉怎么說(shuō)這場(chǎng)“供給側(cè)改革”.第一財(cái)經(jīng)網(wǎng),2016.4.20.

[14] 趙楠,高娜，財(cái)政政策支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的策略研究[J].云南民族大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2014,(02).

[15] 中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前沿課題組.財(cái)政政策的供給效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004,(09).

2017-02-10

中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北武漢，430073

魏 偉(1979- )，男，山東平度人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)博士研究生，研究方向：財(cái)政理論與實(shí)踐。

F812.0

A

1008-8091(2017)01-0013-04