財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響研究*

朱德云 王鴻梓

一、引言

近年來，中國經(jīng)濟由原來的高速發(fā)展轉變?yōu)楦哔|量發(fā)展，發(fā)展方式從規(guī)模速度型轉向質量效率型，發(fā)展動力從主要依靠資源和勞動力等要素的投入轉向創(chuàng)新驅動發(fā)展，進入經(jīng)濟發(fā)展“新常態(tài)”。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整、轉型升級是轉換發(fā)展方式的主要方向，是助推經(jīng)濟高質量發(fā)展的必要途徑。盡管我國的第三產(chǎn)業(yè)比重在不斷提高，但現(xiàn)階段依舊存在一、二產(chǎn)業(yè)比重偏大、第三產(chǎn)業(yè)偏低的特點，產(chǎn)業(yè)內結構也存在不合理的現(xiàn)象。黨的十九大報告中指出“支持傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，加快發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，瞄準國際標準提高水平。促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈中高端，培育若干世界級先進制造業(yè)集群”?！笆奈濉币?guī)劃明確提出要大力促進創(chuàng)新驅動發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)轉型升級的步伐，推進產(chǎn)業(yè)基礎高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化。產(chǎn)業(yè)結構升級越來越成為國家的重點發(fā)展目標。

財政縱向失衡由分權制度產(chǎn)生，已逐漸成為許多國家普遍存在的問題。Luc Eyraud and Lusine Lusinyan（2012）認為，當某一級政府的自有支出和自有收入之間存在差距時，就存在財政縱向不平衡。地方政府對本地區(qū)居民偏好具有信息優(yōu)勢，由地方政府對其提供公共產(chǎn)品和服務優(yōu)于中央政府（Tiebout，1956）。中國與很多國家一樣，地方政府在收入和支出方面都有一定的自主權，但不同級別政府的稅收分享比例不同（Zhuravskaya，2000）。中國式分權下中央政府出于對市場的管理以及政治方面的考量，通常會出現(xiàn)“財權不斷上移，事權不斷下放”的現(xiàn)象，造成中央和地方間財政收支錯配，地方政府獲得了更多的財政自主性，但卻沒有相應的財力支持，財政縱向失衡相應產(chǎn)生。除此之外，分稅制的存在使收入分權可以較為清晰的界定，中央政府和地方政府之間的稅收收入分配關系相對明確，但對于事權和支出責任卻存在劃分不清的情況，這些模糊事權和支出責任一般都由地方政府承擔，導致事權與支出責任增長更加迅速，財政縱向失衡更加嚴重。那么日漸增長的財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響是什么？財政縱向失衡是怎么作用于產(chǎn)業(yè)結構升級的？鑒于此，本文利用省級面板數(shù)據(jù)實證考察財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響和作用路徑。

文章第二部分為文獻綜述，梳理了學者們對財政縱向失衡以及產(chǎn)業(yè)結構升級的相關研究；第三部分為理論分析與假說提出，從理論層面分析了財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響及作用路徑；第四部分為模型設定與數(shù)據(jù)來源，主要介紹了變量選取、數(shù)據(jù)來源、變量描述性統(tǒng)計與模型設定；第五部分為實證檢驗與結果分析，主要包括基準回歸、中介檢驗和異質性檢驗；第六部分是總結本文的研究結論并提出相關對策建議。

二、文獻綜述

學術界研究發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡對經(jīng)濟發(fā)展和政府財政有突出影響。林春和孫英杰（2019）研究發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡對經(jīng)濟波動既存在直接效應又存在間接效應，直接效應表現(xiàn)為顯著的正效應，間接效應有正反兩方面效應。儲德銀和費冒盛（2020）研究發(fā)現(xiàn)財政縱向失衡不僅對經(jīng)濟高質量發(fā)展起直接抑制作用，而且還通過助推土地財政規(guī)模產(chǎn)生間接抑制效果。鄭威和陸遠權（2021），趙娜等（2021）實證研究發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡顯著抑制綠色全要素生產(chǎn)率的提高。在財政可持續(xù)性方面，學者們普遍認為，財政縱向失衡會減少政府財政收入，增加地方財務危機，不利于地方財政的可持續(xù)性（王華春等，2016；杜彤偉等，2020；向文君，2021）。在財政支出偏向方面，于井遠和王春元（2021）認為，財政縱向失衡抑制政府的創(chuàng)新偏好，阻礙政府的科技投入。儲德銀和邵嬌（2018）認為財政縱向失衡能增加政府的民生類支出偏向，而有學者則認為財政縱向失衡能扭曲政府的財政支出行為，使地方政府傾向于增加經(jīng)濟建設支出，減少民生類支出，忽視公共服務供給（韋東明等，2021；趙娜等，2021）。

市場和政府財政是影響產(chǎn)業(yè)結構升級的兩個重要因素，其中財政對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，學者們的研究集中于財政支出與財政體制兩方面。在財政支出角度，廖安勇和史桂芬（2018）利用吉林省的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出均促進產(chǎn)業(yè)結構升級，且經(jīng)濟下滑時期后者優(yōu)于前者。劉在洲和汪發(fā)元（2021）對長江地帶產(chǎn)業(yè)結構進行研究，發(fā)現(xiàn)提高財政投入績效和綠色科技創(chuàng)新能有效促進產(chǎn)業(yè)結構升級。賈衛(wèi)麗和李普亮（2017）研究發(fā)現(xiàn)，民生支出對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著的促進效應，且規(guī)模維度的促進效應大于勞動生產(chǎn)率維度的促進效應。對于財政體制，有較多學者從財政收入、財政支出、財政自主度的角度衡量財政分權并研究財政分權對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。汪霞和黃小艷（2017）用財政支出占比衡量財政分權，發(fā)現(xiàn)財政分權促進了西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級，但對中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生負面影響。黃瓊和李光龍（2019）利用財政自主度衡量財政分權，并采用門限模型研究發(fā)現(xiàn)財政分權與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在倒 “U”型的非線性關系。楊志安和李夢涵（2019）認為，財政收入分權和財政支出分權均能促進產(chǎn)業(yè)結構升級，但存在地區(qū)異質性，財政分權對中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級影響不顯著。崔志坤和李菁菁（2015）認為，財政分權對于產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有非對稱性，財政收入分權對于產(chǎn)業(yè)結構升級具有負面影響，而財政支出分權對于產(chǎn)業(yè)結構升級影響不顯著。甘行瓊等（2020）實證得出，財政收入分權和財政支出分權促進了產(chǎn)業(yè)結構合理化，對產(chǎn)業(yè)結構高級化有抑制作用。劉建民和胡小梅（2017）運用空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，財政收入分權對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響并不顯著，卻能對相鄰地區(qū)產(chǎn)生抑制作用，而財政支出分權對本地區(qū)和相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級分別起促進和抑制作用。只有少數(shù)學者從收入分權與支出分權不平衡的關系入手，研究財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級影響。這方面研究目前有兩種不同的觀點：Huang and Zhou（2020）認為財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生正面影響，而林春和孫英杰（2020）、申洋和郭俊華（2021）則認為財政縱向失衡抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。Lin and Zhou（2021）在此基礎上還發(fā)現(xiàn)隨著產(chǎn)業(yè)結構升級進程的不斷加快，財政縱向失衡的負面效應逐步加深。

經(jīng)過文獻梳理可知，目前學者研究財政體制對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響主要集中于研究財政分權的影響，并且大多數(shù)學者主要研究收入分權和支出分權各自對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。研究收入分權和支出分權不平衡，即財政縱向失衡的文獻相對較少。本文的創(chuàng)新點在于：一是將視角聚焦于財政縱向失衡，用量化的方式衡量財政縱向失衡，實證研究財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響；二是研究財政縱向失衡通過扭曲政府支出偏向抑制產(chǎn)業(yè)結構升級的影響路徑，并引入政府研發(fā)投入和基本公共服務支出作為中介變量豐富現(xiàn)有研究。

三、理論分析與假說提出

（一）財政縱向失衡影響產(chǎn)業(yè)結構升級

財政縱向失衡會擴大財政收支缺口、增加地方政府的財政壓力，威脅到地方政府相對獨立的財政利益。在財政縱向失衡下政府為獲得較多的財政收入、保證地方經(jīng)濟增長會產(chǎn)生一系列異化行為，不利于產(chǎn)業(yè)結構升級。政府的異化行為對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面：

一是政府的財政收入行為改變。一方面，財政縱向失衡下政府的財力相對不足，為能掌握更多財政收入，地方政府更依賴于土地財政，將土地出讓給能帶來更多經(jīng)濟增長動力的制造業(yè)企業(yè)，并限制其向外出讓的方向；在土地財政的推動下房價上漲，使企業(yè)沒有足額資金投資于科技創(chuàng)新，不利于產(chǎn)業(yè)結構升級。另一方面，財政縱向失衡下政府會傾向于放松環(huán)境規(guī)制、放松對當?shù)仄髽I(yè)的管制并以各種優(yōu)惠政策吸引外資，允許一些高能耗、高排放、高產(chǎn)值的傳統(tǒng)工業(yè)企業(yè)在地區(qū)內發(fā)展，因為這些企業(yè)能在政府所期望的短期內為市場集聚經(jīng)濟效益，可以在財政縱向失衡下為地方政府快速提高財政收入（申洋，2021），但卻增加了政府未來污染治理的成本，抑制了服務業(yè)的發(fā)展，阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級。二是政府的財政支出行為改變。一方面，財政縱向失衡能改變政府的支出偏向，將更多財政資金用于產(chǎn)能豐富的部門，更多投入于經(jīng)濟建設中，而忽略需要大量資金的科技創(chuàng)新和經(jīng)濟效益不明顯的公共服務，這種改變會使產(chǎn)業(yè)結構升級缺乏動力，受到抑制。另一方面，財政縱向失衡使地方政府傾向于依賴中央轉移支付，依賴中央政府的兜底政策，陷入“激勵陷阱”，削弱對財政收支缺口的重視，放松預算軟約束，降低稅收努力，持續(xù)擴大財政支出規(guī)模、擴大財政赤字（儲德銀、邵嬌，2018）。這使轉移支付緩解財政縱向失衡扭曲公共支出的能力減弱，資源配置效率降低，阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級（韋東明，2021）。

如今房地產(chǎn)行業(yè)稅收收入占地方財政收入的比重越來越大，是地方財政收入的重要來源，能一定程度上緩解財政縱向失衡帶來的財政壓力。為增加地方可用的財力，掌握更多行政資源，政府可能會傾向于優(yōu)先發(fā)展房地產(chǎn)行業(yè)，使房地產(chǎn)行業(yè)在經(jīng)濟中所占比重越來越大，擠占了其他第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間，不利于第三產(chǎn)業(yè)內部的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整。

基于以上分析，本文提出以下假說：

假說1：財政縱向失衡不僅能異化政府行為、抑制產(chǎn)業(yè)間結構升級，還能扭曲第三產(chǎn)業(yè)內部的產(chǎn)業(yè)結構。

（二）財政縱向失衡、政府支出偏向與產(chǎn)業(yè)結構升級

財政縱向失衡能改變政府的支出偏向，政府為保證自身運行和政績目標的實現(xiàn)，會縮減政府科技研發(fā)投入和基本公共服務支出。下面做出具體分析。

政府的科技研發(fā)投入能直接作用于科技創(chuàng)新的過程，促進科技創(chuàng)新發(fā)展，而科技創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)結構升級的重要動力。一方面，政府科技研發(fā)投入彌補企業(yè)的創(chuàng)新投資的不足，擴大社會整體的創(chuàng)新投入水平，形成強大的規(guī)模效應，促進生產(chǎn)率提高的同時，淘汰不適宜當前發(fā)展的企業(yè)，給予新產(chǎn)業(yè)以更好的發(fā)展環(huán)境。科技創(chuàng)新帶來的新產(chǎn)品和新產(chǎn)業(yè)形成一股強大的合力推動產(chǎn)業(yè)結構向更高水平發(fā)展。另一方面，政府研發(fā)投入可以降低社會投資的市場失靈狀況，推動科技創(chuàng)新的持續(xù)發(fā)展，從而形成較強產(chǎn)業(yè)的輻射性和空間外溢性，一個產(chǎn)業(yè)一個部門產(chǎn)生的科技創(chuàng)新成果能通過產(chǎn)業(yè)鏈條等方式外延至其他產(chǎn)業(yè)其他部門，一個地區(qū)創(chuàng)造的科技創(chuàng)新成果能通過信息傳輸、生產(chǎn)關聯(lián)等途徑外溢到周邊地區(qū)，帶動周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級。但是，由于科技創(chuàng)新本身具有較大的沉沒成本，并不能保證在政府實施投入后取得預期的成果，而完全實現(xiàn)其對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用需要長期的投入，財政縱向失衡下政府擁有比事權更少的財權，面對財力相對不足的壓力時，政府會選擇減少科技研發(fā)投入，將資金轉投向于能帶來更多經(jīng)濟增長的項目?；诖?，本文提出以下假說：

假說2：財政縱向失衡能抑制政府科技研發(fā)投入增加，從而阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級。

政府提高基本公共服務支出能增加基本公共服務供給，提高人們的生活質量、增加需求、促進產(chǎn)業(yè)結構升級。首先，基本公共服務支出能發(fā)揮財政的收入分配職能，醫(yī)療衛(wèi)生支出能報銷患者的部分醫(yī)療費用，降低看病成本；社會保障支出能給予人們基本生活保障，增加低收入人群的收入，增加消費意愿，第三產(chǎn)業(yè)以及高技術制造業(yè)的產(chǎn)品和服務需求增加，從需求側拉動產(chǎn)業(yè)結構升級。其次，基本公共服務支出中的教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出能提高我國國民的教育程度、健康水平，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供更多、更為穩(wěn)定的高知識型和高技能型勞動力，培養(yǎng)更多新型人才，增加產(chǎn)業(yè)結構升級所需要的人力資本，從供給側拉動產(chǎn)業(yè)結構升級。最后，增加基本公共服務支出能增加民眾的滿意度和幸福度，有利于維護社會秩序，促進社會和諧，給予經(jīng)濟有效運行、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級以穩(wěn)定的社會環(huán)境。然而，財政縱向失衡卻阻礙了政府對于基本公共服務的供給。一方面，財政縱向失衡下財政收入分權與支出分權存在較大落差，地方政府將有限收入用于保障基本運轉和經(jīng)濟建設支出，而相對忽視醫(yī)療衛(wèi)生等民生支出，即“重基建、輕民生性公共服務”（陳思霞和盧勝峰，2014）。另一方面，財政縱向失衡下政府更加依賴轉移支付，然而我國能彌補財政支出缺口的一般轉移支付比重并不是特別高，為獲得一定的財政收入，政府降低對基本公共服務的關注度，著力于短期能夠見到成效的經(jīng)濟性公共產(chǎn)品領域，降低對公共服務的有效供給，減少基本公共服務支出力度。基于此，本文提出以下假說：

假說3：財政縱向失衡能抑制基本公共服務支出增加，從而阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級。

（三）不同地區(qū)的財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的差異性影響

經(jīng)濟發(fā)展水平不同，地方政府的財政縱向失衡程度以及地區(qū)的市場條件有所差異。一般來說，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，地方政府享有的稅基較窄，市場自我調節(jié)能力不足，更多需要政府干預。這些地區(qū)的財力不足，但支出責任要求較高，往往財政縱向失衡較為嚴重，政府的行為扭曲程度將更深，財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用更強。經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)則相反，其擁有廣泛的稅基，經(jīng)濟對稅收的承受能力也比較強，政府的財政收入相對穩(wěn)定。再加上成熟的市場條件下，資源配置效率高，需要政府的干預成分低，往往財政縱向失衡程度低，政府行為異化程度低，因而財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用弱?；诖?，本文提出以下假說：

假說4：低經(jīng)濟發(fā)展水平、高財政縱向失衡的地區(qū)，財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用更強。

四、模型設定與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取

1.被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結構升級（IND）

產(chǎn)業(yè)結構升級是指產(chǎn)業(yè)結構從低級形態(tài)向高級形態(tài)轉變的過程或趨勢。在全球信息化下，產(chǎn)業(yè)結構逐步向第三產(chǎn)業(yè)調整。本文采用汪偉等（2015）的方法，構造包括第一、二、三產(chǎn)業(yè)在內的產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)（IND），從而衡量產(chǎn)業(yè)結構升級，具體計算公式如下：

IND表示產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)，xi表示第i產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（i=1，2，3）。IND的取值為1到3，IND的取值越大說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構越高級。

2007—2019年產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)如圖1所示。從全國看，我國產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)整體呈上升趨勢，2007—2008年產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)降低，2008—2009年有一個大幅度的提升，2009—2013年增長比較緩慢，2013—2017年增長加快，近些年來增長速率有所下降。從地區(qū)差別看，產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)地區(qū)差異明顯，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)遠超于中西部，中西部水平相當。

圖1：產(chǎn)業(yè)結構升級年變化趨勢

2.核心解釋變量：財政縱向失衡（VFI）

在中國式分權的前提下，中央政府與地方政府權責不匹配，地方政府往往面臨財政赤字，而中央政府往往會出現(xiàn)財政盈余，使地方政府的本級財政收入無法滿足本級財政支出，造成財政縱向失衡。財政縱向失衡能擴大財政支出缺口，給地方政府帶來一定的財政壓力。

本文采用儲德銀和邵嬌（2018）的方法來衡量財政縱向失衡，具體計算公式如表1。

表1 財政縱向失衡計算方法

財政縱向失衡的年變化趨勢圖如圖2所示。從全國范圍看，我國財政縱向失衡一直處于相對較高的水平，2009—2014年財政縱向失衡有一定的下降趨勢，但2014—2019年卻逐年增加。在地區(qū)差異上，東部發(fā)達地區(qū)的財政縱向失衡較低，西部欠發(fā)達地區(qū)財政縱向失衡較高，中部地區(qū)財政縱向失衡水平比西部地區(qū)略低。

圖2：財政縱向失衡年變化趨勢

3.其他解釋變量

（1）人力資本（HC）：人力資本能為產(chǎn)業(yè)結構升級提供所需要的優(yōu)質勞動力，用平均受教育年限表示。（2）固定資產(chǎn)投資（DE）：使用固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重表示。（3）金融發(fā)展（FI）：用各省份金融機構年末貸款余額占GDP的比重表示。（4）城鎮(zhèn)化（URBAN）：用城鎮(zhèn)人口數(shù)量占地區(qū)總人口數(shù)的比重表示。（5）經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）：使用的人均GDP描述經(jīng)濟發(fā)展水平，為減少異方差取對數(shù)表示。（6）地方稅收收入（TAX）：本文采用孔令池等（2017）的方法，用預算內稅收收入占GDP的比重表示。（7）人口密度（DEN）：一般來說人口密度大的地區(qū)需求高，產(chǎn)業(yè)升級程度高。本文人口密度取對數(shù)以減少異方差。（8）對外開放程度（OP）：使用出口額與GDP的比值表示。

（二）數(shù)據(jù)來源

2006年我國實行政府收支分類改革，從2007年開始按照政府收支分類科目編制預決算，與以前年度口徑不同，為了數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可比性，本文數(shù)據(jù)時間跨度選取2007—2019年。本文所有變量的原始數(shù)據(jù)均來自于2008—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、各省份歷年統(tǒng)計年鑒、中國國家統(tǒng)計局。由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此實證樣本最終選擇我國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（不含西藏和港澳臺地區(qū)）的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量統(tǒng)計性描述

（三）模型設定

由圖（1）可知，產(chǎn)業(yè)結構升級逐年遞增，第二年的產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)大小與前一年相關，于是根據(jù)前文理論分析，本文建立模型實證考察財政縱向失衡與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系。具體模型構建如下：

其中，IND代表產(chǎn)業(yè)結構升級；VFI代表財政縱向失衡；X代表一系列控制變量，包括人力資本（HC）、固定資產(chǎn)投資（DE）、金融發(fā)展（FI）、城鎮(zhèn)化（URBAN）、經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）、地方稅收收入（TAX）、人口密度（DEN）、對外開放程度（OP）；εit表示隨機擾動項；下標i表示省份，t代表年份。

五、實證檢驗與結果分析

（一）基準回歸檢驗

由于模型中含有被解釋變量的滯后變量，因此采用系統(tǒng)GMM進行估計，同時為了穩(wěn)健性，進行了OLS回歸、雙向固定效應回歸；考慮到直轄市的經(jīng)濟規(guī)模以及實施的經(jīng)濟政策可能與其他地區(qū)存在系統(tǒng)性差異，本文剔除北京、天津、上海、重慶四個直轄市的樣本再次進行GMM回歸。與整體回歸相比，核心解釋變量的回歸結果沒有本質的變化并且都顯著，說明結論具有穩(wěn)健性和可靠性。表3（5）列是財政縱向失衡對房地產(chǎn)行業(yè)的系統(tǒng)GMM回歸，房地產(chǎn)行業(yè)用房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)值占第三產(chǎn)業(yè)的比重表示。

由表3可知，財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)為-0.050并在5%的水平上顯著，說明財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級有負面效應，具體表現(xiàn)為財政縱向失衡每增加1個單位，產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)下降0.050個單位。從第（5）列可知，財政縱向失衡對房地產(chǎn)行業(yè)的回歸系數(shù)為0.023并在1%的水平上顯著，說明財政縱向失衡有利于房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，具體表現(xiàn)為財政縱向失衡每增加1個單位，房地產(chǎn)行業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比例上升0.023個單位。這驗證了假說1。雖然房地產(chǎn)行業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)，但房地產(chǎn)行業(yè)并沒有帶動產(chǎn)業(yè)結構升級反而不利于第三產(chǎn)業(yè)內部結構優(yōu)化，本文分析如下：房地產(chǎn)行業(yè)的科技含量不高，對相關的第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟輻射作用不強。政府依賴土地財政，房價的逐步提高使社會資金向房地產(chǎn)行業(yè)傾斜，其他企業(yè)特別是高端企業(yè)的創(chuàng)新投入不足，難以通過科技創(chuàng)新降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)效率，抑制了產(chǎn)業(yè)轉型升級（宋德勇、陶相飛，2019）。雖然房地產(chǎn)行業(yè)可以暫時緩解財政收入不足的情況，但從長期來看這無疑是飲鴆止渴，并不能從根本上解決財政縱向失衡帶來的財政缺口和財政壓力，還扭曲了財政收入結構，阻礙了第三產(chǎn)業(yè)內部結構合理化調整。

表3 基準回歸結果

分析其他控制變量的影響。在系統(tǒng)GMM回歸中，人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響顯著為正，人力資本的增加說明我國的高學歷、高素質人才在不斷攀升，可以為科技型、技術型企業(yè)吸納利用，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著的正向影響，金融體系聚集金融資本以及其他生產(chǎn)要素的作用，提高資本的投資效率和資源的市場配置效率；還能提供便利的清算和支付功能，方便人民的生活，提高資金的運作效率，推動服務業(yè)發(fā)展、促進產(chǎn)業(yè)結構升級。城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響顯著為負，這可能是因為更多勞動力涌入城市，增加了城市就業(yè)難度，政府在調節(jié)過程中更有可能投資于勞動密集型的工業(yè)生產(chǎn)以擴大城市就業(yè)機會，因而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。地方政府稅收對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響顯著為負，這可能是因為目前地方政府增加稅收不利于提高企業(yè)投資、企業(yè)創(chuàng)新的積極性，對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生負面影響。固定資產(chǎn)投資、人口密度和對外開放程度的影響不顯著。

（二）中介效應檢驗

由前文文獻和理論分析可知，財政縱向失衡下政府會改變支出偏向，減少科技研發(fā)投入和基本公共服務支出，對產(chǎn)業(yè)結構升級起抑制作用。本文接下來采用政府科技研發(fā)投入與基本公共服務支出兩個中介變量進行中介效應檢驗。

1.中介變量

（1）政府科技研發(fā)投入（CRE）

政府科技研發(fā)投入是政府科技支出的一個重要組成部分，能直接作用于科技創(chuàng)新。本文參考郭然和原毅軍（2020）的方法，以各地區(qū)R&D 經(jīng)費內部支出來自政府資金的部分來衡量政府研發(fā)投入，并取對數(shù)以減少異方差。

（2）基本公共服務支出（PL）

孫開和張磊（2019）認為，我國的基本公共服務支出主要由教育、社會保障與就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生支出構成，該三項支出與人們的生活密切相關，大致可以有效涵蓋和衡量地方政府對民生以及基本公共產(chǎn)品服務的投入情況。本文參考并取用這三項支出的和占總財政支出的比重衡量政府基本公共服務支出水平。

2.中介效應檢驗

本文采用溫忠麟（2004）的依次檢驗回歸系數(shù)法對（2）（3）（4）三式分別回歸，進行中介效應檢驗?；貧w結果如表4（第1步的回歸如表3所示）。

由表4可知，政府科技研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)和財政縱向失衡對研發(fā)投入的回歸系數(shù)分別為0.004和-1.046，且均在5%的水平上顯著，說明財政縱向失衡能通過政府科技研發(fā)投入影響產(chǎn)業(yè)結構升級，這驗證了假說2。政府資金能夠刺激企業(yè)研發(fā)投資動機的提高并彌補企業(yè)資金的不足，帶動整個社會科技研發(fā)支出的大幅度提高。研發(fā)支出的增加能促進科技創(chuàng)新和技術進步，是提高企業(yè)生產(chǎn)率和管理效率的重要動力，對產(chǎn)業(yè)結構升級起重要的推動作用。然而，在財政縱向失衡下，政府財政收支缺口、財政壓力增加，政府科技研發(fā)投入具有較大的沉沒成本，增加研發(fā)創(chuàng)新投入有較大的風險，不利于政府官員政績在短期內迅速提高，因此，政府會減少研發(fā)投入，阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級。

表4 中介效應檢驗

政府基本公共服務支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)和財政縱向失衡對基本公共服務支出的回歸系數(shù)分別為0.154和-0.037，且在10%和5%的水平上顯著，說明財政縱向失衡能通過影響政府的基本公共服務支出作用于產(chǎn)業(yè)結構升級，這驗證了假說3?；竟卜罩С鎏岣吡司用竦纳钏?，推動了消費的增長和服務的需求，有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。但財政縱向失衡下，為保證財政收入獲得足夠的回饋，政府更傾向于經(jīng)濟建設支出，從而忽視基本公共服務等有利于民生福祉的支出。因為經(jīng)濟建設性支出能給地方政府帶來更多的經(jīng)濟效益和較多的稅源收入，再加上我國轉移支付制度尚存在缺陷，專項轉移支付的較高占比以及不合理的結構分配使其對地方政府的民生激勵作用減弱，相比于增加基本公共服務支出，政府更偏向于風險投資而忽視有利于民生福祉的支出。

為了進一步檢驗基本公共服務支出中哪一項支出在中介效應中發(fā)揮重要的作用，本文對教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障與就業(yè)支出分別進行中介效應檢驗，各個變量分別用各項支出占一般公共預算支出的比重表示，得到的回歸結果如表5所示。

表5 教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障與就業(yè)支出中介效應檢驗

由表5可知，醫(yī)療衛(wèi)生支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)和財政縱向失衡對醫(yī)療衛(wèi)生支出的回歸系數(shù)分別為0.609和-0.021，且均在1%的水平上顯著，說明醫(yī)療衛(wèi)生支出的中介效應顯著，財政縱向失衡能通過醫(yī)療衛(wèi)生支出抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。究其原因，一方面，醫(yī)療衛(wèi)生支出規(guī)模擴大能減少居民個人醫(yī)療衛(wèi)生支出，使居民可支配收入增加，刺激居民對生活性服務的需求，帶動居民對服務業(yè)的消費，推動產(chǎn)業(yè)結構升級（趙文凱和王大樹，2020）。另一方面，醫(yī)療衛(wèi)生支出能提高勞動力素質，提供健康的人力資源，有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。財政縱向失衡對教育支出的回歸系數(shù)顯著為負，說明財政縱向失衡顯著抑制了教育支出的增加。但教育支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向作用不顯著，這可能是因為教育支出對人力資本的形成相對滯后，因此，當期教育對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響并不那么顯著，教育支出的中介效應不明顯。財政縱向失衡對社會保障支出回歸系數(shù)顯著為正，這可能是因為在財政縱向失衡下，地方政府支出規(guī)模大于收入規(guī)模，其缺口主要由轉移支付來彌補，中央政府出于對收入差距的重視，不會放松對社會保障支出的轉移支付，故社會保障支出不降反增。社會保障支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)不顯著，社會保障支出的中介效應也不顯著。

（三）異質性檢驗

本文將樣本分為高經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)（該地區(qū)平均經(jīng)濟發(fā)展水平大于中位數(shù)）和低經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)（該地區(qū)平均經(jīng)濟發(fā)展水平小于中位數(shù)），高財政縱向失衡地區(qū)（該地區(qū)平均財政縱向失衡大于中位數(shù)）和低財政縱向失衡度地區(qū)（該地區(qū)財政縱向失衡小于中位數(shù)），其中，經(jīng)濟發(fā)展水平高的樣本人均GDP對數(shù)的均值為10.911，人均GDP的均值為61430.35；經(jīng)濟發(fā)展水平低的樣本人均GDP對數(shù)的均值為10.269，人均GDP的均值為31394.14；高財政縱向失衡的樣本平均財政縱向失衡為0.823，低財政縱向失衡的樣本平均財政縱向失衡為0.541，差異較大，可能存在異質性問題。分組并回歸發(fā)現(xiàn)，高經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)財政縱向失衡一般比較低，低經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)反之，由于這兩種分組的回歸結果相類似，因此，本文報告其中一種分組回歸結果并進行解釋，回歸結果如表6所示。

表6 異質性檢驗

由表6可知，高財政縱向失衡組的財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸系數(shù)顯著為負，而低財政縱向失衡組卻不顯著，說明低經(jīng)濟發(fā)展水平、高財政縱向失衡地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構更易受財政縱向失衡的影響，這驗證了假說4。較高的財政縱向失衡與較低的經(jīng)濟發(fā)展水平并存，對政府決策造成巨大困難，政府迫于壓力投資于產(chǎn)出較高的行業(yè)，這種投資可能會造成資源配置扭曲、產(chǎn)能過剩，財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響更加強烈，極大阻礙了產(chǎn)業(yè)結構升級。

六、結論與政策建議

本文以2007—2019年30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（不含西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為基礎，檢驗了財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制，得出了如下結論：

一是財政縱向失衡不僅顯著阻礙產(chǎn)業(yè)結構升級，而且還不斷拉高房地產(chǎn)行業(yè)，扭曲了第三產(chǎn)業(yè)內部的產(chǎn)業(yè)結構；二是財政縱向失衡能通過改變政府支出偏向抑制產(chǎn)業(yè)結構升級，政府科技研發(fā)支出和基本公共服務支出是重要的中介變量，其中，基本公共服務支出中的醫(yī)療衛(wèi)生支出的中介效應的影響效應最大最顯著，教育、社會保障與就業(yè)支出的中介效應不顯著；三是當?shù)貐^(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和財政縱向失衡存在差異時，財政縱向失衡對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效果不同。

基于以上結論，我國要完成“十四五”規(guī)劃的產(chǎn)業(yè)目標，必須高度重視財政縱向失衡問題。為此，本文提出以下政策建議：

第一，完善財政體制，控制財政縱向失衡，緩解地方政府的財政壓力。中央政府以地方政府的視角為基準，厘清中央和地方各自的職權和職能范圍，合理劃分財權和事權，嚴防財政縱向失衡繼續(xù)擴大。加強中央與地方聯(lián)系，提高信息反饋的效率，增強中央與地方的聯(lián)合決策，減輕財政縱向失衡對經(jīng)濟的負面影響。

第二，健全稅收體系和轉移支付制度，確保地方財政收入。加快推進房地產(chǎn)稅試點改革，抑制房價持續(xù)上漲的趨勢，并增加地方財政收入。轉移支付制度是均衡中央和地方財政關系的重要手段，健全中央政府對地方政府的轉移支付制度，提高一般轉移支付比重，減小地方政府的財力和支出責任間的落差?？刂茖ｍ椯Y金、稅收返還的規(guī)模，規(guī)范其使用。建立和健全轉移支付監(jiān)督機制，加強對地方政府的監(jiān)督，減少轉移支付帶來的逆向選擇和道德風險問題，推進轉移支付的規(guī)范化發(fā)展。

第三，合理規(guī)劃財政支出，加大科技投入和基本公共服務支出，落實和保障民生。一是合理利用資金，明確財政支出的重點投向，加大對科技研發(fā)投入和基本公共服務支出。加快完善地方官員考核和晉升機制，將地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展和民生發(fā)展作為考核的重點，減輕因財政縱向失衡帶來的政府支出對產(chǎn)業(yè)結構升級的負面作用，發(fā)揮科技創(chuàng)新和民生保障對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的導向作用。二是落實當前民生問題。財政縱向失衡降低了政府各類民生支出偏向，尤其醫(yī)療衛(wèi)生支出所受的影響最大。應當增強人民群眾對政府的監(jiān)督，推動政府更加關心人民生活、多聽取民意訴求，關注和解決人民最關心的問題，可以通過建立合理的民生民意訴求表達機構、安排工作人員實地考察，或者通過問卷調查、網(wǎng)絡信息反饋等方式，以保證民生問題得到真正解決。

第四，實施合乎區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀的發(fā)展政策。一是經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)財政縱向失衡水平低，擁有充足的資金進行各項投資，應利用市場成熟、科技和技術發(fā)展迅速的優(yōu)勢帶動整個產(chǎn)業(yè)轉型升級。二是針對欠發(fā)達地區(qū)財政縱向失衡水平高，財政收支缺口、財政壓力較大的現(xiàn)實情況，重點培育優(yōu)質稅源和優(yōu)化稅源結構，加強對地區(qū)的投資偏向和財政支出管理，限制政府不合理的支出行為；欠發(fā)達地區(qū)市場化程度不高，政府應關注非國有企業(yè)發(fā)展，特別是科學技術水平高、能輻射性帶動第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的企業(yè)，不斷推進市場化進程，推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。