京津冀地方財政支出對產業結構優化的“異質性”溢出效應研究

任愛華 劉 潔

(河北金融學院，保定 071051)

內容提要：本文采用若爾當分解和新息隨機游走方法構建了帶有隨機波動率的因子擴展非線性向量自回歸模型，進而探索京津冀地方財政支出對產業結構優化的異質性影響。研究發現：在經濟上行時期，北京和天津的財政支出對產業結構影響較弱，河北財政支出對產業結構影響較強且為負向溢出效應；在經濟平穩時期，天津和河北的財政支出對產業結構影響較弱，北京財政支出對產業結構影響較強且為正向溢出效應；在經濟下行時期，北京的財政支出對產業結構影響較弱，天津和河北財政支出對產業結構影響較強且為正向溢出效應。建議未來一段時間內北京采取穩健型的財政支出、天津和河北采取寬松型的財政支出，進而來促進京津冀地區的產業結構優化升級。

一、問題提出

“十四五”時期，京津冀協同發展進入全面落地的關鍵階段，產業結構協同發展成為此時期的重要目標。實際上，京津冀協同發展戰略，是黨的十八大以來首次提出實施的一系列重大發展戰略之一，是國家區域協調發展戰略的重要組成部分，與長三角、珠三角等區域共同構成了重要的增長極，對于我國經濟一體化發展具有重大戰略意義。然而，近年來京津冀地區長期積累的產業結構不合理弊端逐漸顯現，京津冀地區的技術進步水平也相對于長三角和珠三角等重要戰略區域出現一定的落后趨勢，進而產生整體經濟增長乏力現象 (任愛華和秦亞飛,2017)。其根本原因在于，當經濟社會發展到一定階段，技術進步水平則會成為經濟增長的重要動能之一，而產業結構變遷又恰是綜合技術進步水平的重要影響因素(Perez，2012)。這就導致產業結構變遷是否順暢間接地影響經濟發展水平，低級別產業結構向高級別產業結構的進步會提升地區整體經濟發展競爭力，反之則會阻礙地區整體經濟發展。另一方面，財政政策比貨幣政策更具結構性調控特征，尤其是財政支出對不同類型產業的影響具有更直接的邏輯關系，而這種溢出影響又在不同經濟狀態下具有“異質性”(張龍等，2020)，因此，探索京津冀財政支出對產業結構的影響不僅有利于理解財政政策傳導邏輯，把握政策實施規律，而且在長期有利于產業結構優化升級，更好地落實黨中央關于區域協調發展戰略的決策部署。

國內外學者一致認為財政政策會通過影響微觀主體的投資、消費等行為來影響產業結構并且是產業結構轉型的重要影響因素之一 (Drucker and Feser，2012；任愛華等，2022)。然而，財政政策對產業結構優化的影響效果卻并未達成共識，一部分學者認為寬松型財政支出可以促進產業結構優化，并認為這種促進作用的傳導機制在于財政支出的增加會提升企業的研發意愿，提高產品創新主動性，進而提高新興產業在整體產業中的占比，從而有效推動產業結構優化(許啟凡和鄒甘娜，2022；李振和王秀芝，2022)。此外，增加財政支出，尤其是科教文化支出，可以整體提高勞動力素質，人力資本的提高是促進經濟結構由低級化向高級化轉變的關鍵(Andri，2015)。另一部分學者認為寬松型財政支出會對產業結構變遷產生阻礙作用，其認為財政支出更多是流向“大型傳統優勢企業”，或流向促進經濟發展的基建行業，而有利于產業結構優化的新興技術企業獲得的財政支持較小，這會對產業結構變遷產生阻礙效果(Nasr and Michael，2022)。

本文與現有文獻相比，創新性貢獻主要體現在，一是探索京津冀財政支出對產業結構優化的影響，進而對于運用財政支出來調控產業結構具有一定借鑒意義；二是采用若爾當分解和新息隨機游走方法構建了帶有隨機波動率的因子擴展非線性向量自回歸模型，進而賦予研究“異質性”影響的能力。本文將大量經濟變量提取為少數共同因子，并將其引入VAR 模型，解決VAR 族參數估計自由度的限制和宏觀變量的內生性問題。上述兩方面的改進可以有效研究京津冀產業結構這一中觀問題，進而可以得到京津冀財政支出對彼此產業結構影響的條件結論而非絕對結論，從而有利于“動態”調整財政支出來促進產業結構優化。

二、模型構建

首先，以北京、天津、河北財政支出對產業高級化指數的影響為研究目標構建常參數向量自回歸模式。然后，采用若爾當分解和新息隨機游走方法將其擴展，進而構建出帶有隨機波動率的因子擴展非線性向量自回歸模型。最后，以此模型為基礎，研究北京、天津、河北財政支出對產業高級化指數的“異質性”影響。

（一）基本模型設定

首先，建立一個基本的向量自回歸模型，形式如下：

其中，BIS、TIS、HIS 分別代表北京、天津、河北的產業高級化指數；FEi代表財政支出,i?（B，T，H）即取不同值時分別代表北京、天津、河北的財政支出；bp和c 為結構參數矩陣，vt為擾動項。

鑒于財政政策與產業結構研究屬于中觀層面分析，容易產生遺漏變量偏差，本文參考Stock and Watson (2005)的因子增廣思想，將n 維可觀測變量xt降階成k 維的不可觀測因子Wt，并且k＜＜n，進而得到因子增強型向量自回歸模型(2)及因子提取方式(3)：

其中，xit為提取共同因子的信息集，信息集中包含來自實際經濟層面、價格層面、金融經濟層面的66 個變量。模型向量為yt=[zt,st,W′]t，觀測變量向量為zt=[BISt,TISt,HISt]，政策變量向量為st=[FEi,t]，共同因子向量為Wt，擾動項為vt～N(0,Ω)。wi是(n×k)維矩陣；zi是(n×1)維矩陣；si是(n×1)維矩陣；εit～N(0,exp(hi))，對任意i,j=1,…,n 有i≠j、E(εitWt)=0，E(εitεjs)=0。因此，進一步可以把方程(3)變成如下形式：

其中，Γ(L)=diag(ρ1(L),…ρn(L))，ρi(L)=ρi1L+…+ρiqLq；λj=(In-Γ(L))j，j=f,z,m；εt～N(0,H)，H=diag(exp(h1),…,exp(hn))。

（二）時變模型構建

進一步構建模型時變性特征，將方程(2)改造為如下形式：

其中Apt=cbp,t為時變結構參數矩陣；εit～N(0,exp(hi,t)) 為時變協方差矩陣，殘差形式為hit=hit-1+ηht，ηht～N(0,σh,t)。另外，參照Primiceri (2005)進行若爾當分解：

其中，Σt=diag(σ1,t,…,σk+1,t)，At是主對角線為1的下三角矩陣。

可見，方程(5)中的所有參數都可以表示成Bt=(vec(b1t)1,…,vec(bpt)1)1，logσt=(logσ′1t,…,logσ′mt)′，αt=( a′j1,t,…,a′j(j-1),t)′，j=1,…,m。設系數構成的矩陣具有如Koop et al.(2009)、葉園園等(2021)的新息隨機游走形式：

其中，ηθt～N(0,Qθ)是模型中的新息變量，Qθ分別對應Bt、αt、logσt的新息協方差矩陣，Jθt=0,?t=1,…,T表示參數是常數，Jθt=1,?t=1,…,T 說明系數具有時變性，θt∈{Bt,αt,logσt}。

進一步，將(4)和(5)進行飄移參數處理，得到形式如下：

其中g′t=[xt′,zt,st]；yt′=[ft′,zt,st]；Wt=diag(exp(h1t)/2,…,exp(hnt)/2,01×l+1),；Bt(L)=b1tL+…+bptLp；(εgt,εyt)是擾動項，獨立同分布并且服從標準正態；，λz,s=[λz,λs]。把方程(10)代入(11)可得到：

三、實證分析

(一)變量選取、數據描述及共同因子提取

1.變量選取。參照儲德銀和建克成(2014)以三層次方法計算產業高級化指數BIS、TIS、HIS，即產業高級化指數為目標變量，其作為領域層的加權平均，領域層由三次產業變動情況(0.25)、勞動力分布結構(0.3)、產業部門貢獻率(0.45)構成，而在每個領域層指標內由分別由對應的一、二、三產業占比加權平均而成；參照任愛華和郭凈(2017)以京津冀地區生產總值作為GDP 代理變量，及以地方公共財政支出作為FEi的代理變量。參照殷紅等(2020)以實際經濟層面(產業增加值、投資、進出口等)、價格層面(消費者價格指數、生產者價格指數等)、以及金融經濟層面(銀行間拆借率、M0、M1、M2 等) 共66 個變量提取共同因子Wt。

2.數據來源。本文變量所涉及數據來源于《中國統計年鑒》、中經網數據庫以及CEIC 數據庫，樣本區間為2001 年第一季度到2020 年第四季度。本文先對變量數據進行X-12 季度處理，然后利用Korobilis(2013)的tcode5 方法進行平穩性處理。

3.共同因子提取。鑒于本文66 個變量信息集來源于三個經濟層面，因此，本文參照主流文獻做法提取三個共同因子，其后驗均值走勢如圖1 所示。三個因子的后驗均值走勢基本捕捉到了宏觀經濟周期，即后驗均值在2005 年的全球經濟高速增長時期、2020 年新冠疫情暴發下的經濟下滑時期皆出現較大波動，而在2015 年至2018 年左右的經濟平穩時期則表現得相對穩定。因此，接下來將重點分析上述典型時期京津冀財政支出對產業結構優化的差異性影響。

圖1 提取共同因子的后驗均值趨勢

（二）地方財政支出對京津冀產業升級的影響

基于構建的模型分析一單位財政支出正向沖擊對京津冀地區產業高級化指數的非線性脈沖響應，結果見圖2-圖4。各圖中Z 軸代表脈沖響應強度，Y 軸代表脈沖響應發生的時間，X 軸代表脈沖響應的持續期。①脈沖響應強度即沖擊變量引起被沖擊變量發生變化的程度；脈沖響應發生的時間是指沖擊變量發生變化的時間；脈沖響應持續期是指被沖擊變量趨于收斂的時間。

圖2 北京財政支出對京津冀產業升級的影響

1.北京財政支出對京津冀地區產業結構優化的影響

從圖2 中可以看出，北京財政支出一單位正向沖擊對京津冀的產業結構主要產生正向拉動作用。

具體來看，2012 年左右及2015 年以后北京財政支出的增加有效地促進了北京產業結構優化升級，最大促進作用發生在2018 年第一季度，最大值高達132 個基點，持續時間相對較長，平均持續期可達15 期左右。

北京財政支出的增加對天津的產業結構優化升級也具有正向溢出效應，但溢出效應的幅度較小，最大溢出發生在2018 年第一季度，最大值為91個基點，持續時間也相對較長，平均持續期可達16期左右。

北京財政支出的增加對河北省產業結構高級化指數的影響在時間維度上明顯體現出先增大后降低的特點，但峰值出現在2015 年以后。其對河北省產業結構高級化指數的最大影響發生在2018 年第三季度，最大響應值高達174 個基點，平均持續期可達14 期左右。

綜上，北京財政支出對京津冀地區產業結構升級的拉動作用主要發生在2018 年及以后，2018 年北京出臺一系列支持新能源汽車、半導體芯片等新興產業發展的政策措施，從財政支出情況即可看出，北京的科學技術支出、文化體育與傳媒支出等相對于上年發生較大幅度的增長，進而不止對北京自身產業結構發展產生促進作用，而且對天津和河北產生明顯的溢出效應。

2.天津財政支出對京津冀地區產業結構優化的影響

從圖3 中可以看出，天津財政支出一單位正向沖擊對京津冀地區的產業結構優化升級主要產生正向拉動作用，并且與北京財政支出對區域產業結構影響不同，天津財政支出的最大沖擊效果發生在2020 年。

圖3 天津財政支出對京津冀產業升級的影響

具體來看，天津財政支出的增加在2016 年和2018 年都會對北京的產業高級化指數產生30 基點左右的正向拉動作用，但最大拉動效果發生在2020 年，最大拉動值可達232 個基點，平均持續期可達13 期。

對天津自身產業結構的影響相對不一樣，天津財政支出的增加僅在2020 年左右對自身產業結構產生拉動作用，最大拉動效果高達271 個基點，但平均持續期較短，僅為11 期左右。

與對北京產業結構的溢出效應相同，天津財政支出的增加在2016 年和2018 年都會對河北的產業高級化指數產生20 基點左右的正向拉動作用，但最大拉動效果發生在2020 年，最大拉動值可達252 個基點，平均持續期為12 期。

綜上，天津財政支出對京津冀地區產業結構升級的拉動作用主要發生在2020 年，可能的原因在于，新冠疫情的發生導致全球經濟下行，在外部和內部經濟環境雙雙不良的背景下，中小微企業的生存顯得尤為困難，而縱觀我國產業結構發展，在過去一段時間里的新興產業大都是中小微企業，大型企業依然大都集中于傳統制造業，而2020 年天津財政支出的增加，最受益的當屬中小微企業，其必然會對產業結構的發展產生促進作用。這一發現基本對應儲德銀等(2020)的研究結論，他們也認為財政支出尤其是轉移性支付會通過對不同類型企業的補貼不同來改善經濟結構，促進經濟高質量發展。

3.河北財政支出對京津冀地區產業結構優化的影響

從圖4 中可以看出，河北財政支出一單位正向沖擊對京津冀地區的產業結構優化升級產生正負交替作用，但主要以正向作用為主，從時間維度的體現來看，在剛進入2005 年和2012 年左右，河北財政支出的增加對京津冀地區的產業結構優化升級產生微弱的負向效應，相反，在2015 年和2020 年河北財政支出的增加對京津冀地區的產業結構優化升級都產生了強烈的正向效應。

圖4 河北財政支出對京津冀產業升級的影響

具體來看，河北財政支出的增加在2020 年第二季度對北京的產業高級化指數產生最大沖擊效果，最大值達到12 個基點，但持續期較長，平均持續期達到17 期。

河北財政支出的增加同樣在2020 年第二季度對天津的產業高級化指數產生最大沖擊效果，最大值達到15 個基點，平均持續期為16 期。

河北財政支出的增加對河北自身產業高級化指數產生的沖擊效果相對更強，最大值達到23 個基點，平均持續期為17 期。

綜上，在時間維度上，天津和河北的財政支出對京津冀地區產業高級化指數的影響更多是體現出越靠近當前時間影響越大的特點，原因如前所述，中小微企業較多集中于天津和河北，而北京的企業相對更多屬于大型企業，其抗風險能力更強，因此，在經濟衰退時期的河北財政支出增加會使得中小微企業獲得更大的幫助，而中小微企業又恰恰多集中于高新技術產業，因此導致產業結構升級進程的推進。

4.三個地區財政支出對京津冀地區產業結構優化影響的比較分析

從上面的分析來看，京津冀地區的地方財政支出確實對產業結構升級產生影響，但影響效果卻具有明顯差異。

從影響方向上來看，北京和天津的財政支出增加對京津冀地區的產業高級化指數都產生肉眼可見的正向影響；而河北的財政支出增加對京津冀地區的產業高級化指數在經濟高漲時期和經濟衰退時期分別起到負正交替的溢出效應，且溢出效應并不是十分明顯。這意味著北京和天津的財政支出對京津冀地區的產業發展起到更好的促進作用，究其原因，北京和天津在改革開放后的經濟發展過程中積累一定的工業基礎，并且產業結構相對更加具有先進性，因此溢出效應也越強，可以更好地促進產業結構優化升級。

從影響時間上來看，在2005 年左右的經濟高漲時期及2012 年至2014 年經濟危機后期的經濟反彈時期，北京和天津的財政支出增加對區域內的產業結構幾乎不會產生影響，但河北的財政支出增加會對北京、天津、河北的產業結構產生微弱的負向影響。2018 年左右的經濟平穩時期，天津和河北的財政支出增加對區域內的產業結構雖然產生影響，但影響效果并不是非常強烈，而北京的財政支出增加會對北京、天津、河北的產業結構產生最大幅度的拉動效果。2020 年的經濟蕭條時期，北京的財政支出增加對區域內的產業結構優化升級影響較弱，但天津和河北的財政支出增加對區域內的產業結構產生較強的拉動作用。因此，從時間維度的形態來看，北京的財政支出增加對區域內的產業高級化指數主要產生正態分布形式影響，而天津和河北的財政支出增加對區域內的產業高級化指數主要產生卡方分布形式影響。

從影響幅度來看，天津的財政支出對區域內產業結構優化升級的影響效果最強，內部受益排名從強到弱依次是天津、河北、北京；河北的財政支出對區域內產業結構優化升級的影響效果最弱，內部受益排名從強到弱依次是河北、天津、北京；北京的財政支出對區域內產業結構優化升級的影響效果適中，內部受益排名從強到弱依次是河北、北京、天津。由此可以看出，天津、河北的財政支出對自身的產業結構優化升級具有最大促進作用，在地方財政政策促進產業結構發展的進程中，河北是最大的受益者。

四、結論與現實啟示

京津冀地區協同發展是國家區域協調發展戰略的重要組成部分，而京津冀產業結構優化升級又恰恰是京津冀地區協同發展的關鍵特征之一。本文基于財政支出的產業結構調控視角分析京津冀地區財政支出的異質性溢出效果，研究結論發現：影響時間異質性，京津冀地區財政支出在不同經濟時期對產業結構優化具有明顯的差異性影響；影響幅度異質性，北京、天津、河北的財政支出對產業結構優化的影響幅度具有明顯的差異性；影響區域異質性，京津冀內部不同省份產業結構對財政支出的受益情況具有明顯的差異性。基于本文的研究結論可以得到一些具有現實意義的啟示和建議：

第一，在經濟繁榮發展時期京津冀地方財政不適宜采取大幅度變化，大致保持穩健性財政支出即可，此時可保持產業結構良好和經濟繁榮發展的勢頭，否則即使北京和天津的財政支出不至于對產業結構產生影響，河北的財政支出也會對區域內的產業結構產生一定的負效應。

第二，在經濟平穩時期，天津和河北的財政支出不適宜采取大幅度變化，而以北京的財政支出調控為主，此時不僅可以促進北京自身產業結構的優化，而且還能對天津和河北的產業結構產生良好的溢出效應，進而可以達到最優化的促進產業結構升級。

第三，在經濟衰退時期，北京的財政支出不適宜采取大幅度變化，而天津和河北可以通過財政支出來調控產業結構，但考慮到天津和河北財政政策對區域內產業結構的輻射力量不同，建議以天津實施調控為主，河北為輔。

上述不同政策操作不僅可以在不同時期促進京津冀地區產業結構升級，更是使得河北成為產業結構升級的最大受益者，進而同時達到縮小區域內經濟發展結構差異的效果。此外，縱觀經濟增長周期和當前的國內外經濟環境來看，未來一段時間的經濟增長速度不容樂觀。在這種經濟形勢下，建議按照第三種政策組合，即北京采取穩健型的財政支出，天津和河北采取寬松型的財政支出，進而促進京津冀地區的產業結構優化升級。