財政政策促進產業升級的實證分析

□魏 偉

財政政策促進產業升級的實證分析

□魏 偉

采用2009-2014年面板數據，構建回歸模型，引入相關財政指標作為解釋變量，就我國財政政策對產業升級的影響進行分析。結果顯示，財政政策不僅從宏觀上進行產業結構的合理化調整，而且在微觀層面上進行產業內部的產業高級化調整。

財政政策；產業升級；經濟增長

一、引言

改革開放以來，我國產業結構轉型與升級的步伐明顯加快，產業結構不斷優化，促進了經濟的持續、健康發展。但是受歷史因素及體制機制和制度政策的影響，我國產業結構仍需進一步優化，鋼鐵、煤炭、水泥等傳統產業產能嚴重過剩，產業結構調整優化升級的任務仍然十分艱巨。在提質增效特征下的經濟“新常態”，以及黨中央提出加快供給側結構性改革，促進“三去一降一補的背景下，我國對經濟增長質量的要求也日益提升，產業結構調整與升級的重要性日漸凸顯。

在市場經濟體制下，產業結構調整理應主要依靠市場機制自發完成，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，加之產業結構發展具有巨大的歷史慣性，市場無法自動完成對產業結構的調整，需要政府有效介入。在眾多調控政策中，財政政策作為國家治理的基礎和重要支柱，具有影響范圍廣、作用時滯較短、效果直接等特點，具備其他政策不可替代的作用。

雖然財政政策對產業結構的優化調整具有促進作用，但這種作用具有時間效應、閾值效應和結構效應。毛軍和劉建民使用2000-2012年間中國省際面板數據，驗證了財政支出與財政收入對產業機構調整的影響，結果顯示這種影響是非線性的，存在閾值效應。因此財政政策支持產業發展并不是單純的越多越好，需要結合當地其他條件制定。

財政支出與稅收對產業結構調整的效果與機制存在差異，因此財政政策結構是決定財政政策有效性的重要方面。儲德銀和建克成的實證研究發

現財政支出增加不利于產業結構的調整升級，而稅收優惠對產業結構升級整體上有促進作用。另外，財政支出與稅收優惠對產業結構的影響均存在結構效應：財政支出對教育科技的支出顯著促進了產業結構的調整；稅收優惠中所得稅有顯著的促進作用，但商品稅的作用沒有通過顯著性檢驗。本文立足于財政政策研究對我國產業調整與升級的作用機制及實證檢驗，以期為我國產業經濟調整與升級提供參考。

二、模型設定與數據選取

(一)模型設置與指標選取

根據已有研究成果，同時考慮財政政策對區域產業轉型的影響機理，構建產業轉型與財政政策相關性的回歸模型如下：

ZXit=α0+α1TAXit+α2FEit+βControlit

+εit

式1

式中，ZX為被解釋變量，表示產業轉型的指標，用第三產業所占比重來表示；另外，將金融業占第三產業比重(JR)作為被解釋變量的控制變量。解釋變量有稅收指標、財政支出指標等。TAX表示稅收工具的指標；FE表示財政支出工具的指標；Control表示影響產業轉型發展的控制變量，包括經濟增長率GJZ、外商直接投資FDI等，ε表示誤差項。

(二)分析方法與數據來源

本文采用面板數據模型，對我國財政支出對產業升級的影響進行實證檢驗。基于數據的可得性及研究范圍，此處研究對象為2009-2014年期間我國大陸地區31個省(自治區、直轄市)。其數據來源于各年《中國統計年鑒》、《中國財政統計年鑒》等。采用計量分析軟件Eviews6.0進行相關檢驗分析。表1報告了相關變量的描述性統計結果。

表1 模型變量基本統計描述(2009-2014)

注：①產業轉型ZX=第三產業產值/國內生產總值GDP；金融行業占比JR=金融業產值/第三產業產值；宏觀稅負TAX=稅收收入/國內生產總值GDP；財政環保支出FE=環境保護財政支出/財政總支出；外商直接投資FDI=外商投資企業年末投資總額/國內生產總值GDP；經濟增長率GJZ=(本年地方GDP-上年地方GDP)/本年地方GDP。 ②數據來源：2010-2015年《中國統計年鑒》分省數據。

三、實證檢驗

(一)面板單位根檢驗

由于面板數據反映了時間和截面兩個維度上的信息，為了避免出現偽回歸，保證估計結果的有效性，需要對各面板序列進行平穩性檢驗。根據對面板數據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方法劃分為兩種。第一種適用于具有相同根的情況，檢驗方法有LLC檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗；第二種適用于面板數據中各截面序列有不同單位根的情況，其檢驗方法有Fisher-PP檢驗、Fisher-ADF檢驗、Im-Peasran-Skin(IPS)檢驗等。在不影響結論的前提下，本處選用了相同根單位根的LLC檢驗和不同根單位根的Fisher-ADF檢驗。表2報告了不同檢驗方法的檢驗結果。

檢驗結果表明，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，即各變量的水平值均是非平穩過程。而各變量一階差分的檢驗結果均拒絕了原假設，即各變量的一階差分均為平穩過程，因此以上變量均為一階單整I(1)過程。

(二)協整檢驗

根據前面的單位根檢驗結果，可知上述變量為同階單整變量，可以據此進行協整檢驗以考察變量長期均衡關系。面板數據協整檢驗主要有兩種方法：第一種是Engle-Granger二歩法的延伸，并基于此進行面板數據協整檢驗，此方法包括了Pedroni檢驗和Kao檢驗；第二種面板數據協整檢驗是比較熟知的Johansen協整檢驗，通過聯合單個截面個體協整檢驗的結果獲得對應于面板數據的檢驗統計量。此處通過Johansen協整檢驗可知，得到各面板變量之間均存在著協整關系的結論。

表2 LLC和Fisher-ADF單位根檢驗的檢驗結果

注：LLC及Fisher-ADF檢驗的原假設為“存在單位根”；LLC單位根檢驗中p值基于漸進的正態分布假設計算得出，Fisher-ADF檢驗中p值計算基于漸進的卡方分布χ2得出；滯后期按照Schwarz準則確定。

四、計量結果及結論

(一) 回歸結果及分析

在進行單位根檢驗和協整檢驗的基礎上，然后就財政政策對產業升級的影響進行實證分析。通過Hausman檢驗和F檢驗，選擇變截距固定效應模型。為直接反映財政政策的影響程度，表3報告了式1在沒有控制變量下的估計結果。

表3 產業轉型與財政政策及相關變量的檢驗結果

總體來看，各解釋變量系數的顯著性較高，調整后的R^2達到0.9242，統計效果良好。從中可以看出：(1)產業結構與地方稅收收入與財政支出規模存在顯著的正相關關系，這與前面的理論分析相符，表明財政政策對產業結構調整升級具有很強的促進作用。具體而言，地方宏觀稅負每增加1%，則當期第三產業所占比重提高0.8017個百分點；地方環境保護財政支出所占比重每增加1%，則當期第三產業所占比重提高0.5302個百分點；(2)分省份來看，各省的截距有所不同，表明各地產業轉型的基礎水平存在較大差異。整體上看，中國經濟發達的省份，如北京、天津、上海等，第三產業所占比重較高，截距值大于0，而經濟較落后的省份，如中西部及東北地區省份，第三產業所占比重也較落后，截距值大多小于0。表明財政政策在促進地區產業轉型升級效果方面東部地區要強于中西部地區。

(二)穩健性檢驗

本部分在被解釋變量和解釋變量中加入控制變量來進行穩健性分析，檢驗回歸結果是否隨變量指標的調整而改變。其中被解釋變量加入金融業占第三產業比重JR指標，解釋變量加入外商直接投資FDI和地區經濟增長率GJZ指標。表4報告了加入解釋變量后的各個方程。

表4 穩健性檢驗

注： ①***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著；括號內數值為t值。②省級的橫截面固定效應在此處未予顯示。

在穩健性分析中，首先，在解釋變量中加入控制變量，選取外商直接投資FDI和地區經濟增長率GJZ來度量對地方產業結構的影響，回歸結果見表2的方程1。此時，外商直接投資和地區經濟增長率對以第三產業占比為代表指標的產業結構產生了負向影響，但外商直接投資對產業結構的影響不顯著；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，再刪除另一個控制變量地區經濟增長率GJZ，來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占比JR，來考察解釋變量的穩定性，并改變解釋變量的控制變量，得到方程4、方程5和方程6。通過比較方程1到方程6可發現，兩個解釋變量地區稅負TAX和節能環保財政支出FE的符號均沒有發生變化，證明了回歸方程的穩健。

在以第三產業占比為被解釋變量的方程中，選擇方程統計效果最好的方程2來進行分析，可以看出，從全國范圍內，地方稅負每增加一個百分點，就會帶動第三產業增加0.385333個百分點；節能環保支出每增加一個百分點，就會帶動第三產業增加0.534474個百分點。由于第三產業稅負要比第二產業輕，總體稅負的上升導致更多社會資金轉移至第三產業，導致第三產業所占比重的上升。從地區經濟增長率影響產業轉型的回歸結果來看，經濟增長率每增加一個百分點，就會導致第三產業下降0.454494個百分點，這與理論假設不符，一個可能原因是我國目前仍處于工業化階段，經濟增長在很大程度上依賴第二產業的發展，使得經濟增長的同時出現第二產業比重的上升和第三產業比重的下降。

(三)結論

從上述分析結果可以看出，財政政策確實對產業結構產生了影響。財政補貼或者稅收直接使特定受益產業內企業降低成本，增加了內部資源，促進了本產業發展；另一方面，財政政策作為一種政府發送的信號，可以引導社會資金與其他要素資源向特定產業發展，推動產業發展的差異化調整。因此，財政政策不僅從宏觀上進行產業結構的合理化調整，而且在微觀層面上進行產業內部的產業高級化調整。

[1] 鄧曉蘭,陳寶東.經濟新常態下財政可持續發展問題與對策——兼論財政供給側改革的政策著力點[J].中央財經大學學報,2017,(01).

[2] 郭新華,馬樾,唐榮.財政支出與產業結構升級:基于湖南的實證研究[J].經濟師,2016,(11).

[3] 郭曄,賴章福.政策調控下的區域產業結構調整[J].中國工業經濟,2011,(04).

[4] 賈敬全,殷李松.財政支出對產業結構升級的空間效應研究[J].財經研究,2015,(09).

[5] 李洪娟,易靜華,郭紅俠,張慶霞,劉艷華.公共財政框架下產業結構調整優化對策研究—以寧夏為例[J].科技管理研究,2014,(07).

[6] 劉再杰,李艷.財政政策助力供給側改革的經驗與政策建議[J]，經濟研究參考，2016,(20).

[7] 毛軍,劉建民.財稅政策下的產業結構升級非線性效應研究[J].產業經濟研究,2014,(06).

[8] 吳仕宗.經濟增長與產業結構、財政收入關聯的實證檢驗[J].統計與決策,2015,(08).

[9] 楊曉鋒.地方財政支出與產業結構優化的動態關聯研究——基于1999—2013年中國省際面板數據模型的分析[J].財貿研究, 2016,(2).

[10] 張斌.財政政策對產業結構動態沖擊效應的實證分析[J].新疆財經大學學報,2011,(01).

[11] 張杰,楊連星.現階段中國財政政策對經濟結構調整“鎖定”效應的分析[J].江蘇社會科學,2013,(03).

[12] 張維迎VS林毅夫.產業政策存廢之爭.新浪財經網.2016.11.9.

[13] 大家言論.吳敬璉怎么說這場“供給側改革”.第一財經網,2016.4.20.

[14] 趙楠,高娜，財政政策支持產業結構升級的策略研究[J].云南民族大學學報(哲學社會科學版),2014,(02).

[15] 中國社會科學院經濟研究所經濟增長前沿課題組.財政政策的供給效應與經濟發展[J].經濟研究,2004,(09).

2017-02-10

中南財經政法大學，湖北武漢，430073

魏 偉(1979- )，男，山東平度人，中南財經政法大學博士研究生，研究方向：財政理論與實踐。

F812.0

A

1008-8091(2017)01-0013-04