中国财政政策产业结构调整效应的实证分析——基于1993-2012年省际面板数据

宋 来

（华东理工大学党委宣传部，上海200237）

中国财政政策产业结构调整效应的实证分析
——基于1993-2012年省际面板数据

宋 来

（华东理工大学党委宣传部，上海200237）

本文基于省际面板数据回归模型，测算了财政政策调整产业结构的总量效应、区域效应、结构效应。研究发现：我国财政政策在总量上对产业结构调整的效应显著，且在东部地区具有最大的正效应；财政收入结构政策对短期和长期产业结构调整都具有显著的直接效应，但是财政支出结构政策对产业结构调整的直接影响不够显著；财政投资政策没有发挥出优化产业结构的作用。因此，提高财政政策调整产业结构的效果，应坚持市场调节为主、政策调节为辅的主基调，坚持周期调控政策与产业结构调整政策协调配合，坚持推进结构性减税，不断改善税收结构。

财政政策产业结构总量效应结构效应区域效应

一、导言

2012年以来，我国国内生产总值（GDP）已连续三年低于8%的增长水平，正从高速增长向中速增长转换，进入了经济“新常态”的阶段。增长阶段转换对宏观经济政策提出的课题是：如何创新宏观调控方式，把政策重点放在转变经济发展方式、调整经济结构、提高经济运行的质量和效益上，从而为长期稳定发展奠定更加坚实的基础。产业结构是经济结构的重要内容，经济结构调整的主要任务是产业结构调整与优化。运用财政政策对产业结构进行调节，是世界各国的一个通行做法，也是我国1993年以来财政政策实践的一项重要内容。因此，定量评估财政政策调整产业结构的实际效果具有重要的现实意义。

财政政策是否有效地促进产业结构调整优化，在经验实证分析中结论并不一致。Nadiri and Mamuneas发现美国政府在基础设施建设和研究开发方面的支出，对各产业的全要素生产率增长没有多大贡献；①Nadiri M.I.and T.P.Mamuneas，“Infrasturcture and Public R&D Investments，andtheGrowthofFactorProductivityinUS Mannufacturing Industries”，NBER Working Paper，No.4845，1994.Karolina and Torstensson认为财税政策对高新技术发展具有不确定的效应；①Karolina E.，and J.Torstensson，“High-Technology Subsidies in General Equilibrium:A Sector-Specific Approach”，Canadian Journal of Economics，Vol.30，No.4b，1997，PP.1199-1201.Bennis发现财税政策对高新技术发展具有负向效应。②So，Bennis Wai Yip，“Reassessment of the State Role in the Development of High-Tech Industry:A Case Study of Taiwai’s Hsinchu Science Park”，East Asia，Vol.23，No.2，2006，PP. 61-86.但是，Kuttner and Posen通过对日本1976-1999年财政政策的定量研究，认为减税和增加财政支出都能有效促进消费和第三产业的发展，且减税的产业结构效应更强。③Kuttner K.N.，and A.S.Posen.，“Fiscal Policy Effectiveness in Japan”，Journal of the Japanese and International Economies，Vol.16，No.4，2002，PP.536-558.

在国内，财政政策与产业结构调整之间的经验关系也是研究的热点之一。杨大楷和孙敏发现，公共投资对第一产业影响最小，对第三产业影响最大。④杨大楷、孙敏：《公共投资与宏观经济结构的实证研究》，《经济问题》2009年第4期。王保滔等的实证检验也表明，政府税收和财政支出对产业结构具有明显的促进作用。⑤王保滔、张婷、杨一文：《财政政策的产业结构优化效应分析》，《生产力研究》2014年第5期。但是，张杰和杨连星认为，长期以来地方政府的财政政策行为，对产业结构的调整造成了“锁定”效应，从根本上弱化了中国产业结构升级的内生动力。⑥张杰、杨连星：《现阶段中国财政政策对经济结构“锁定”效应的分析》，《江苏社会科学》2013年第3期。中国人民大学宏观经济分析与预测课题组认为，财政支出和税收政策导致了新兴产业的产能过剩，并在分税制框架下造成了全国范围内的产业结构趋同。⑦中国人民大学宏观经济分析与预测课题组：《我国产业结构调整的新取向：市场驱动与激励相容》，《改革》2013年第10期。张同斌和高铁梅通过构建可计算一般均衡（CGE）模型表明，财政激励政策比税收优惠政策更加有效地促进高新技术产业的产出增长。⑧张同斌、高铁梅：《财税政策激励、高新技术产业发展与产业结构调整》，《经济研究》2012年第5期。储德银和建克成实证发现，从总量上看，我国税收政策有利于产业结构调整，而财政支出政策却阻滞了产业结构升级；从结构上看，政府投资性支出和行政管理支出不利于产业结构调整，教育科技支出对产业结构调整有正向促进作用，所得税与产业结构调整显著正相关，商品税对产业结构调整影响不显著。⑨储德银、建克成：《财政政策与产业结构调整——基于总量与结构效应双重视角的实证分析》，《经济学家》2014年第2期。

已有研究主要存在以下两个问题：一是对产业结构水平的度量指标，通常简单地选取第三产业的产值比或就业比来代表，缺少综合性度量；二是统计分析更多的是从国家层面进行的，运用区域面板数据估计方法的不多。事实上在我国，相对于中央政府，地方政府更是推进产业结构调整优化的主体。

本文在第二部分中，简要介绍统计分析模型、主要变量和数据处理；在第三部分中，利用我国1993-2012年省际数据，定量分析财政政策在产业结构调整中的总量效应、区域效应和结构效应；最后在第四部分中，提出了政策建议。

二、统计模型、主要变量与数据说明

笔者将使用省际面板数据回归模型研究财政政策的总量效应、区域效应和结构效应，模型来自于对Chenery等⑩Chenery，H.，and S.M.，Syrquin，Patterns of Development，1950-1970.London：Oxford University Press，1975.11○的结构转变基准模型的拓展：

H是被解释变量，代表各省的产业结构水平。解释变量由政策变量与控制变量组成，其中政策变量包括：czsr和czzc，分别表示各省的地方公共财政预算收入和预算支出占GDP的比重；zzs、yys、qysds、grsds，分别为各省的增值税、营业税、企业所得税、个人所得税占本省财政收入总量的比重；ggfw、wjkw、sb、nyzc，分别为各省一般公共服务支出、文教科卫财政支出、社会保障财政支出、

11○Chenery，H.，Robinson，and S.M.，Syrquin，Industrialization and Growth：A Comparative Study.London：Oxford University Press，1986.农业财政支出占本省财政支出总量的比重。模型还纳入了如下控制变量：sr，各省的居民人均收入，使用城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入的均值；rk，各省年底总人口；fdi，各省实际利用外商直接投资额占本省GDP的比重；gdzctz，各省全社会固定资产投资占GDP的比重，用来表示物质资本深化程度；dkye，各省金融机构贷款余额占GDP的比重，用以表示货币政策状态；zxs，各省的每万人口中在校大学生数，表示人力资本发展水平。下标i和t分别代表第i个省份和第t年，β0、…、β1为待估的系数，ε为随机扰动项。为解决变量间的内生性问题，sr、gdzctz、dkye、zxs分别滞后一期，对H指数、sr、rk、zxs等分别取对数。

样本是1993-2012年除新疆和西藏以外的29个省、自治区、直辖市（以下简称“省”）的面板数据。数据来自《新中国六十年统计资料汇编》，以及全国、各省的统计年鉴。各省1991-1996年的文教科卫财政支出为《新中国六十年统计资料汇编》中的“文教科卫事业费”，1997年的文教科卫财政支出为各省年鉴中科技三项费用、文教事业费、科学事业费、卫生经费的总和，1998-2008年的文教科卫财政支出为科技三项费用、文体广播事业费、教育事业费、科学事业费、卫生经费的总和，2008年后的文教科卫财政支出由各省年鉴中的教育、科学技术、文化体育与传媒、医疗卫生加总而得。相关数据均已按居民消费价格指数剔除通货膨胀（以1993年为基期）的影响。

估计方法采用面板数据回归方法。在实证分析中，由于单一的横截面数据或时间序列数据经常会有数据量较小、容易产生异方差或者存在多重共线性等缺点，人们就对面板数据及其建模进行了研究。①[美]巴尔塔基：《面板数据计量经济分析（原书第4版）》，白仲林等译，机械工业出版社2010年版，第10-29页。面板数据模型通常有以下三类：一是混合回归模型，个体之间的差异被忽略，从而可以把面板数据作为一个整体来研究；二是变截距模型，充分考虑到个体之间（即组间）的差异，尤其是对于时间序列较短且截面数据较多的样本来说，更可以近似地认为模型参数主要与个体之间的差异有关，而受时间差异的影响较小；三是变系数模型，在变截距模型的基础上，既要考虑组间的规模差异，又要考虑结构差异。

对面板数据模型进行估计时，首先需要检验样本数据是符合混合回归模型、变截距模型还是变系数模型。由于变系数模型过分追求展现自变量在组间和时间上的数据差异，在一定程度上损失了回归分析对数据“一般性”的归纳力，因而在实证分析中，经常会假定斜率系数是常数，即假定个体之间的差异只表现在截距项上，这样就只需从混合回归模型与变截距模型中进行选择。即使经检验后模型适合变截距模型，对系数的估计也面临着固定效应模型与随机效应模型两种模型选择，因而需要通过进一步的检验来判断更适宜选用哪种模型。

由于面板数据模型中的系数参数可能随着个体和时间的不同而改变，进而反映普通模型中被忽略的个体差异因素、时间因素的影响，同时又能通过特定的估计方法，来克服数据中容易出现的异方差、序列相关和自相关问题，因此估计的结果往往更合适。经过几十年的发展，面板数据模型已发展成为一种比较热门的统计分析方法。另外，面板数据非常适合研究多截面个体的动态调整过程，且既可以研究单一个体在一段时间内的变化情况，又可以分析不同个体在同一时点上的差异，故它能够识别、测量单纯使用横截面或时间序列数据时所无法估计的影响。②但是，在实际分析中，面板数据模型对数据量的要求较高，且不一定能够获得，所以只有在已经收集好面板数据的情况下才能尝试面板数据模型的分析。

三、财政政策调整产业结构效应的测算

1.我国产业结构水平的度量

把三次产业（主要是第三产业）的产值、从业人员数量的比重作为产业结构的简单度量方法主要存在的问题是，无论使用哪一个产业的产值或就业结构来反映整体的产业结构水平，都是片面的。因此，确立全面反映产业结构的综合指数，对于提高分析的科学性更有必要、更有意义。

周昌林和魏建良认为，分工与专业化是产业结构演进的决定因素，而劳动生产率提高是分工与专业化的必然结果，也是产业结构水平的集中体现。①周昌林、魏建良：《产业结构水平测度模型与实证分析——以上海、深圳、宁波为例》，《上海经济研究》2007年第4期。他们依据分工与专业化理论构建了一个产业结构水平H指数。假设在产业系统中有n个产业部门，第i个产业在整个产业系统中的产出比重用ki表示，第i个产业的劳动生产率用hi衡量。如果第i个产业的产值为pi、从业人员数为li，则该产业的劳动生产率为pi/li。在实证研究中，可对劳动生产率加以开方处理，以提高水平变化的敏感性，即用劳动生产率来表示的第i个产业的产业结构水平系数为对于整个经济体来说，产业结构的优化不只体现在产业内部的结构升级方面，同时也体现在各产业间的产值和就业结构的变迁方面，故需将一、二、三次产业结构的水平系数h1、h2、h3用产值比重进行加权，以获得三次产业总体结构水平指数H：

某个产业的劳动生产率越高、产出占比越大，说明该产业在产业结构水平形成中所发挥的作用越大；H值越大，说明总体产业结构水平就越高。

根据上述方法，利用各省数据，计算出1993-2012年29个省及全国范围的H指数，结果如图1所示，从中可以看出：

图1 1993-2012年我国29个省、市、自治区的产业结构H指数

一是1993-2012年期间我国产业结构总体水平得到了很大程度的提高和优化。从全国来看，产业结构水平H指数明显地呈现出逐年递增状态，1993-2012年间从0.88增加到2.88，增长了3.27倍。从各省来看，发展最快的内蒙古增长了5.89倍，即使发展最慢的云南也增长了2.6倍。2005年以来，全国和各省的产业结构水平提升速度明显加快，说明了近些年来我国在促进产业结构调整方面取得了一定的成效。

二是产业结构的区域发展水平很不平衡。虽然各省的产业结构都在改善，但是与区域经济总体发展态势相似，基本呈现出东部地区产业结构升级较快、西部地区相对较慢的态势。上海、北京、天津、广东等经济发达地区的产业结构水平普遍优于中西部地区，其中上海从1993年的1.426增长为2012年的4.315，年增长率高达10.7%；山西、内蒙古等地区产业结构水平在2000年后提升较快；产业结构水平提升较慢的主要是云南、海南。

三是产业结构水平的区域差异正在扩大。从图1可以看到，自1993年以来，各省份的H指数从相对集中走向相对分散。东部地区与中西部地区的差距也在进一步扩大。1993-2012年期间，产业结构水平最高与最低指数之间的绝对差异从0.7扩大到2.4。

上述H指数主要是从结构升级的角度，动态地反映了产业结构变动情况及其问题。另外，如果从产业结构协调的角度分析，当前我国产业结构还存在以下主要问题：一是三次产业结构不协调。各产业产值比重结构不合理，且产值结构与就业结构不协调。二是各产业发展不均衡，缺乏自我调整优化机制。农业的基础地位仍然薄弱；工业大而不强，重化工业比重过大，产能过剩问题突出，工业产品附加值偏低，技术创新能力不足；服务发展不足，内部结构不合理，带有公共服务性质的消费性服务业发展不足，而直接提升产品增加值的生产性服务比重也比较低。三是产业结构区域趋同性显著。产业结构区域分工不明，与资源分布不相协调，各地产业结构相似度较高。四是资源、能源和环境问题比较突出。工业重化工化带来的结果是资源和能源消耗大，污染排放强度大。

2.财政收支总量的政策效应

在上述模型中，政策变量只选择财政收支总量。它们先后以三种方式引入：方程1只引入财政收入；方程2只引入财政支出；方程3同时引入财政收支，这样可以在控制一个政策变量的影响后获得另一个政策变量的直接影响。分别使用Stata11.0软件进行混合回归以及固定效应、随机效应模型的检验，结果显示最终应选择随机效应模型。如表1所示：主要控制变量的系数符号和大小没有发生明显的变化，说明估计结果是稳健的。从中可以得出两点结论：

一是财政收支在总量规模上，均能够对当期的产业结构发展水平产生统计上显著的正效应。在方程1中，当期财政收入占GDP的比重增加1%，H指数就会增加0.69%。在方程2中，当期财政支出占GDP的比重增加1%，H指数就会增加0.40%。该结果表明，1993-2012年我国财政政策对产业结构升级产生了积极影响，且财政收入政策效应大于财政支出政策。二是财政支出总量政策的直接影响显著，而财政收入总量政策的直接影响不够显著。方程3同时引入了财政收入和财政支出总量指标变量，可以比较财政收支两个政策的直接影响。虽然两个政策变量的系数符号未发生变化，但是系数值都减小了，分别减小到0.42和0.31，且财政收入的系数变得在统计上不显著。这说明财政收入总量政策主要通过影响财政支出总量来影响产业结构，收入政策的直接影响不显著，而财政支出总量政策对产业结构调整的影响比较直接。

3.财政收支总量政策效应的区域比较

把29个省按照东、中、西三区域划分法分为三组，可以进行财政政策调整产业结构效应的区域比较。对于每个地区，按照上述相同的做法，分别估计方程1、方程2和方程3。表2给出了每个随机效应模型估计出的政策变量系数。

可以看到，财政收支政策对于不同区域的产业结构变动具有不同的影响，在东部地区具有最大的正效应，而在中西部地区的影响不够显著。具体表现在：在东部地区，财政收支政策都对产业结构具有显著的正效应，但财政收入政策的直接影响是不显著的负效应，财政支出政策的直接影响是显著的较大的正效应。这意味着，以增支减税为特征的扩张性财政政策有利于东部地区产业结构调整。在中部地区，财政收入政策对产业结构具有不显著的正效应，且其直接影响也是不显著的正效应；财政支出政策对产业结构具有不显著的负效应，且其直接影响也是不显著的负效应。即以增税减支为特征的紧缩性财政政策，有利于中部地区产业结构调整。在西部地区，财政收入政策对产业结构具有显著的正效应，其直接影响也是正的，但统计上不显著；财政支出政策对产业结构具有不显著的正效应，且其直接效应也是不显著的正效应。这说明以增税为融资手段的扩张性财政支出政策，有利于西部地区产业结构调整，但具体效果在统计上不显著。

表1 我国财政政策调整产业结构的总量效应

4.财政收支结构的政策效应比较

就调整产业结构的目的而言，财政政策的结构机制更为重要。表3给出了省际面板数据随机效应模型估计结果，从方程4到方程8中分别引入了财政政策总量指标和结构指标。主要控制变量和结构变量的系数符号、大小和显著性在五个模型中相对一致，可以认为结果是稳健的。从中可以得出两点结论：

表2 我国财政政策调整产业结构效应的区域比较

一是财政收入结构政策对当期产业结构具有显著的影响。方程4表明，在控制住财政收入总量效应后，增加营业税的比重，对产业结构产生较小的负效应，且在统计上是显著的。这是因为营业税主要面向服务业征收，不利于第三产业的发展。这个结果也表明对服务业实施“营改增”措施是有必要的。增加个人所得税的比重，对产业结构将产生非常小的正效应，这主要是因为个人所得税在调节个人收入分配中具有一定的效果。然而，变动增值税的比重，对当期产业结构几乎不产生直接影响，这可能与增值税具有中性税收的特征有关，而且增值税对产业结构的影响可能是长期的。变动企业所得税的比重，对当期产业结构也几乎不产生直接影响。

二是财政支出结构政策对当期产业结构的影响不显著。虽然在方程5中，农业财政支出的比

重具有显著的负效应（增大农业财政支出比重对发展第一产业有利，但不利于整个产业结构的高度化），但在其它方程中，影响都不显著，故可认为农业财政支出比重具有不显著的负效应；调整一般公共服务支出的比重对产业结构的影响，在方程5中具有不显著的正效应，而在其它方程中具有不显著的负效应；文教科卫和社会保障财政支出，对产业结构的影响也都不显著。

表3 我国财政政策调整产业结构的结构效应估计结果

四、主要结论与政策建议

上述统计分析表明：我国财政政策在总量上对产业结构调整具有显著的效应；财政政策对于产业结构具有不同的区域影响，在东部地区具有最大的正效应，而在中西部地区的影响不显著；财政收入结构政策对产业结构调整具有显著的直接效应，但是财政支出结构政策对产业结构调整的直接影响不显著。特别是，作为积极财政政策主要内容的扩张性财政投资政策，不仅没有发挥优化产业结构的作用，反而对长期产业结构调整起到了阻碍作用。因此，提高财政政策调整产业结构的效果，应重点加强以下几方面工作：

一是坚持市场调节为主，政策调节为辅的主基调。财政政策要有利于发挥市场调节机制的作用。要深化经济体制改革，进一步简政放权，不断健全市场运行机制，充分发挥市场机制在资源配置中的决定性作用。要深化财税体制改革，努力消除扭曲的政策激励，在事权和财权相统一的原则下合理安排中央和地方财政的收支范围，充分调动地方政府在推进产业结构调整中的积极性。

二是坚持周期调控政策与产业结构调整政策协调配合。在调控总需求以稳增长的同时，综合运用财税措施，鼓励和引导新兴产业发展，抑制和淘汰落后产能，实现对产业结构的有效调节和优化。结合产业结构调整的重点方向，合理选择投资结构，有效引导民间投资，同时也应逐步降低财政投资支出比重，加大对科教、环保等方面的投入。

三是坚持推进结构性减税，不断改善税收结构。当前，应继续完善以“有增有减、结构性调整”为特征的结构性减税方案，改革税制结构，在增税和减税之间，引导产业发展，优化产业结构。继续深入推进“营改增”工作，减少第三产业的税负，增强第三产业的发展活力。加大对中西部地区投资的税收优惠力度，为企业投资中西部地区创造良好的环境，调整和优化区域产业布局。

（责任编辑：余风）

An Statistical Analysis of the Effect of Fiscal Policy on Industrial Structure Adjustment in China Based on the Panel Data Model

SONG Lai
（East China University of Science and Technology，Shanghai 200237，China）

In this paper，we have a quantitative study on the total effect，regional effect，and structure effect on the fiscal policy to adjust the industrial structure，based on the Panel Data Model using data of provinces in China.It is found that China’s fiscal policy to adjust the industrial structure have significant effects on the total amount，and the eastern region has the largest positive effect.Policies on the structure of fiscal revenue to adjust the industrial structure have significant direct effects，while fiscal expenditure structure policies have no significant direct impacts；financial investment policies haven’t optimized the industrial structure.

fiscal policy；industrial structure；total effect；structure effect；regional effect

宋来（1976-），男，安徽桐城人，华东理工大学副教授，博士，研究方向为产业经济学。

F812.2

A

1008-7672（2017）04-0080-09