财政分权的产业同构效应研究

詹新宇 王素丽

一、引 言

财政分权被认为是我国转轨经济高速增长的重要制度基础，财政分权制度充分调动了地方政府发展经济的积极性，改善了经济资源的配置效率，使得地方政府的经济实力和财政实力大大增强。但总体上看，我国财政分权呈现了财权的不断上移和事权的不断下移的趋势，地方政府承担着与能力不匹配的事权，财政收支的矛盾越来越突出。以GDP增长为核心的政绩考核和财政赤字的双重压力强化了地方官员对区域产业发展的行政干预。在“经济参与人”和“政治参与人”的双重身份下，地方官员更加致力开展有助于GDP增长的活动，更热衷于地方保护主义，同时容易忽视本地区的资源优势，互相模仿经济发展战略，使得市场分割严重、区域分工模糊，从而导致区域产业结构趋同严重。

产业同构阻碍了区域专业化分工格局的形成，使得各地区无法充分发挥自身的资源优势，也无法产生规模经济，各地区重复建设更使得大量生产能力放空，造成严重的资源浪费。北京市社会科学院组织编写的《中国区域经济发展报告（2015-2016）》一书中指出我国产业同构依然十分严重，是区域经济发展中必须重视的突出问题。另有数据显示2012年长三角、珠三角产业同构系数达到了0.9、0.95，且在“十二五”规划当中，把石油、化工作为主导产业的有16个省，把汽车作为主导产业的有15个省，把钢铁作为主导产业的有11个省，还有28个城市定位为建成区域的或者国际的金融中心①数据源自国务院发展研究中心原副主任、中国企业评价协会会长侯云春在“中国经济学家年度论坛暨中国经济理论创新奖（2012）颁奖典礼”上的演讲。。

目前新一轮财税体制改革已经启动，调整中央和地方财政关系的工作作为任务之一也已提上日程。要想在2020年顺利完成财税体制改革目标，同时保持经济健康持续发展，理清财政分权与区域产业同构的关系是必然要求。

二、文献综述

建国以来，我国财政制度大体经历了高度集权的统收统支、财政包干和分税制财政体制三个阶段的变化。财政分权是中央政府赋予地方政府一定的财政收入权利和支出责任范围，该制度在客观上改变了中央政府与地方政府及地方政府之间的合作竞争关系，对我国经济增长、市场化发展、产业结构调整等诸多方面产生了深刻影响。学术界关于财政分权制度对影响我国经济发展的研究也是成果颇丰，但由于对分权程度的衡量方法不同，即使是针对同一因果关系的研究，得出的结论也可能不一致甚至互相矛盾。目前关于财政分权度的测量主要从“财政收入”“财政支出”“财政自主度”三个角度出发，分别反映央地“财权”“事权”分离程度以及地方政府自主权。一般文献在研究中并没有认真分析三者作用机制的差异，在一定程度上认为它们是可以混用的，但陈硕等（2012）指出不同的财政分权指标背后反映了迥异的事实与逻辑，彼此是不可相互替代的。徐永胜等（2012）对现有衡量财政分权度的方法进行了检验并通过构建数理模型提出了一种新的衡量方法，他们认为现有的财政收入分权、支出分权以及财政自给度都忽略了其他重要因素。张芬等（2016）通过对财政分权度量指标的比较研究，发现财政分权指标在我国市场具有较强的稳定性，且地方财政收入占比是财政收入分权方面最好的指标，预算内本级财政支出平均指标是财政支出分权方面最好的指标。

当前关于财政分权对产业结构的影响研究，多停留在财政分权与产业结构调整与升级的研究（崔志坤等，2015；张芬，2016；周光亮，2012；等）上，直接研究财政分权对产业同构的效应的文献相对较少。在现行财政体制下，胡向婷等（2005）认为地方政府为增加自身财政收入，设置贸易壁垒增加地区间贸易成本的行为会促进地区间产业结构趋同。杨格（2000）认为我国在经济转轨时期施行的行政放权政策造成了地方保护与市场分割现象的产生，进而导致了各地产业同构化趋势。贺灿飞等（2008）基于2004年第一次经济普查资料，分析市场化、全球化、财政分权对产业结构趋同的影响，认为地方分权促进了地区产业结构趋同。另外多位学者从财政分权下地方政府间的竞争博弈角度分析地方政府行为对产业结构趋同的影响。胡荣涛等（2002）通过建立博弈模型，认为各级地方政府对自身效益最大化的追求是形成产业同构现象的深层次原因。王燕武等（2009）通过建立不完全信息动态博弈模型，发现在相对绩效考核的晋升激励假设下，不同类型的地方政府为追求自身利益最大化会采取模仿战略，进而导致地区产业结构趋于相似。

财政分权制下，作为“经济参与人”和“政治参与人”的地方政府更加有动力和能力对区域产业发展施加干预。为增加财政收入，获得更大政治效益，地方官员可能会采取不合理的政府行为对产业发展产生不良影响，从而导致区域产业结构趋同严重。

三、理论分析与研究假设

财政分权是中央政府赋予地方政府一定的财政收入权利和支出责任范围。财政支出分权度反映了中央政府将财政支出权力下放给地方政府的程度。财政支出分权度越高，地方政府的支出责任就越大。目前我国地方政府的财政支出规模一般要远高于财政收入规模，其中的差额一部分通过中央政府向地方的转移支付方式解决，另一部分则形成财政赤字。转移支付资金的获取与地方政府的谈判能力有很大关系，同时中央政府向地方政府提供的财政补贴一般会有各种规定，需要经过层层申报、层层审批，其资金在用途上往往有一定限制，单位资金使用效率较低。地方政府为追求政绩，获得更多转移支付，很可能盲目跟进投资，重复建设。此外严重的财政赤字也会强化地方政府的创收动机，迫使地方政府过度支持发展价高利大、能够带来较大财政收入的产业，如房地产业、汽车制造业等。由此分析财政支出分权过高可能加重区域间产业同构问题。

以收入衡量的财政分权度越高，意味着地方政府拥有更大的财政收入权，这部分财政收入属于地方政府的自有资金，在资金的使用上受上级政府约束较小。适当合理的财政收入分权能够鼓励当地政府积极恰当地引导经济健康发展，改善当地基础设施建设，满足当地居民公共需求。而当财政收入分权过高时，特别是在经济发达的地区，当地政府拥有更多的资金和能力，可以运用更多的手段来干预经济，影响经济结构的形成。另一方面目前我国在政治方面集权度依然较大，地方官员为追求政治利益最大化，施政仍难以摆脱“GDP指挥棒”的影响，财政收入分权越高的地区拥有更多财政资金可用于支持价高利大促进GDP较快增长的产业，同时也更加有能力去模仿竞争对手的经济发展战略，造成重复建设。

“收入集权，支出分权”的财税体制带来了地方财政自给率的不断下降，中央转移支付支出规模加大。转移支付对接受地来说无疑是一个意外之财，竞相争取共同池资源以及非谨慎财政行为就必然会出现（赵海利等，2017），同时接受地区也会因为转移支付资金的零成本而低效使用。此外由于我国的转移支付多为条件性转移支付形式，地方政府可能为争取转移支付资金，提高政绩，而忽略自身比较优势，盲目响应中央全国性政策，开展不恰当的政府干预活动，从而导致区域产业同构程度增大。适当增加地方自有收入，提高财政自给率，有助于地方政府根据当地资源状况发展经济，促进区域专业化形成。

财政分权作为一项政策制度还可能会对其他因素的产业同构效应形成冲击。从财政收入方面看，因我国税收立法权集中在中央，税收收入占比越高，说明地方政府通过非税收收入的各种干预越少，提高税收收入占比有助于改善产业同构问题。但目前我国分权体制下地方政府间的税收竞争加剧，促使地方官员采取税收优惠政策或提供基础设施建设支持等来扩大税源以提高税收收入。政府的该类竞争行为有可能减弱财政收入质量对改善区域产业同构的作用。另一方面，财政分权背景下，地方政府围绕流动性较强的生产要素的竞争还会表现为对区外流动资本的争夺，特别是外商投资资本。地方政府为吸引外资而有意为之的各项支持政策也必然会对外商投资的经济效应产生影响。此外，一般而言，区域间市场分割会影响生产要素和商品的自由流动，阻碍市场一体化发展。在当地市场供求关系的影响下，各地区产业门类齐全并逐渐形成完整的体系，产业结构差异缩小。刘小勇等（2008）认为财政分权制度使得地方政府保护本地经济的动机得到强化，会加剧区域间市场分割程度。

依据上述针对地方财政分权与产业结构关系的讨论，本文提出以下四个假设：

假设1：地方财政分权对区域产业同构存在显著影响，且其作用并非线性关系。适度的财政分权有助于区域专业化形成，过度的财政分权会加大区域产业同构程度。根据当前我国财政分权状况，财政支出分权的产业同构效应可能为正，收入分权和财政自给率与之相反。

假设2：地方财政分权会影响财政收入结构对区域产业同构的效应。即分权关系影响财政收入质量，进而影响其对区域产业同构的作用。

假设3：地方财政分权会影响外商投资对区域产业同构的效应。在财政分权政策冲击下，地方政府之间的过度竞争会影响外商投资，进而影响外商投资的区域产业同构效应。

假设4：地方财政分权会影响市场分割度对区域产业同构的效应。财政分权下，地方保护主义加剧，从而可能增大市场分割度对区域产业同构的作用。

四、模型构建与数据说明

（一）模型设定

产业，特别是工业产业，因企业进入和退出工业行业的成本壁垒较高，工业产业结构一旦形成在短时间内很难有明显变化，当期产业同构程度必然会受前期的影响，因此我们将区域间工业产业结构相似系数的滞后两期引入模型，建立动态面板数据回归模型。结合财政分权对我国经济发展影响的实际情况，我们猜测财政分权对产业同构程度的影响是非线性的，故在模型中我们又引入了财政分权的平方项。

其中t为时间变量，Sijt表示地区i、j之间的工业产业结构相似系数，FDijt为两地区财政分权度之和，TAXijt为两地区税收收入占财政收入比重之和，FDIijt为两地区FDI与当地GDP比值之和，FGijt为两地市场分割程度指标，X、Z、H、C分别为各模型的控制变量，ε、η、φ、v分别为各模型的误差项。

方程（1）用于检验假设1，探究财政分权对产业同构的直接影响，方程（2）、方程（3）以及方程（4）分别用于检验假设2、假设3、假设4，即研究财政分权是否会影响财政收入质量、外商投资、市场分割程度对产业同构程度的作用，间接影响区域产业同构。方程（2）、方程（3）以及方程（4）的设定形式主要借鉴缪小林等（2014）的思路，在方程（1）的基础上制定条件冲击变量和比较影响变量，并引入这两个变量的交叉项进行估计，其中条件冲击变量指间接发挥作用的变量，比较影响变量指直接发挥作用的变量。在本文中方程（2）、方程（3）以及方程（4）的比较影响变量分别为财政收入质量指标、外商投资指标和市场分割度指标，条件冲击变量均为财政分权指标。

由于上述四个方程中均含有因变量的滞后项，它可能会与模型的随机扰动项相关，且一些解释变量与工业产业同构程度之间也可能存在相互影响，导致变量间有内生性。当存在内生性问题时，传统的固定效应和随机效应的OLS方法得到的估计系数是有偏的，为了得到一致估计量，我们将采用系统GMM方法，该方法可以利用更多的信息，且可以估计不随时间变化的变量，估计结果的准确率更高（陈启斐等，2014）。考虑到系统GMM估计是否能够获得一致的估计系数，关键在于有效工具变量的选取及残差项不存在二阶自相关，本文在系统GMM估计中将采用Sargan检验来判断工具变量的有效性，用AR检验来判断模型的残差项是否存在自相关。

（二）变量与数据说明

1.被解释变量：产业同构程度（S）为本文的关键性变量，关于表示产业同构程度大小的指标及计算方法有多种，如产业结构相似系数、区位熵指数、克鲁格曼指数、产业结构差异度指数等。结合各种方法的特点、实施的可行性及本文研究需要，我们将使用产业结构相似系数方法测度2000-2015年区域间工业产业内27个行业内产业结构相似系数，通过建立区域——区域矩阵共得到435×16=6960个数据。27个行业数据①27个行业具体为：煤炭开采和洗选，石油和天然气开采，黑色金属矿采选，有色金属矿采选，非金属矿采选，农副食品加工，食品制造，饮料制造，烟草制品，纺织，纺织服装鞋帽制造，造纸及纸制品，石油加工炼焦及核燃料加工，化学原料及化学制品制造，医药制造，化学纤维制造，非金属矿物制品，黑色金属冶炼及压延加工，有色金属冶炼及压延加工，金属制品，通用设备制造，专用设备制造，交通运输设备制造，电气机械及器材制造，通信设备计算机及其他电子设备制造，仪器仪表及文化办公用机械制造，电力热力的生产和供应。的选取主要借鉴张莹等（2015）的方法以《中国工业统计年鉴》中按地区分布统计的数据为基础在剔除部分缺失数据及合并计算后得到。

产业结构相似系数法最早由联合国工业发展组织国际工业研究中心提出，其计算公式为：

Sij表示区域i与区域j的产业结构相似系数。Xik、Xjk分别表示k产业产值在区域i和区域j整体产业中所占比重；0≤Sij≤1，数值越大，区域i与区域j产业结构相似程度越高。

2.核心解释变量——财政分权程度（FD）：当前最常用的是从“财政收入”“财政支出”“财政自主度”三个角度出发，分别反映央地“财权”“事权”分离程度以及地方政府自主权。虽然徐永胜等（2012）通过构建数理模型提出了一种新的财政分权衡量方法，但其公式中关键的α和β的取值存在较大主观性，并不一定能够很好地反映实际分权情况，且该公式计算较为复杂，近年来应用较少。考虑到不同的财政分权指标彼此是不可混用的，在本文研究中我们将同时使用上述三种方法衡量财政分权程度。其中财政支出分权和财政收入分权的测度借鉴王文剑等（2007）的方法，用人均地方财政支出（收入）/［人均地方财政支出（收入）+人均中央财政支出（收入）］表示。该方法的优点在于它克服了采用“人均地方财政支出（收入）与人均中央财政支出（收入）的比值”这一指标在模型中因分母一样，容易造成多元共线性的问题，同时剔除了人口规模的影响，比较符合国际上通行的做法。财政自给率参照陈硕等（2012）的方法使用地方政府财政收入与财政支出的比值衡量。考虑到2010年之后统计数据不再区分预算内外，我们将2010年以前的数据进行了调整，故此公式中的收入、支出均为预算内外总数。同时为了得到与被解释变量相对应的变量，我们用两地指标之和表示相应的三种财政分权指标。

3.传导控制变量：（1）财政收入质量指标（TAX）：税收收入占比是反映财政收入质量的重要指标，也是我国经济发展的晴雨表。若当地非税收收入比重过高，地方政府对本地经济发展的干预可能会更大。故本文选择两地税收收入占财政收入的比重之和作为两地财政收入质量的代理变量。（2）外商直接投资（FDI）：当前各地方政府之间的竞争主要表现为对区外流动资本的争夺，特别是外商投资资本，故本文借鉴林江等（2011）的处理方法选择外商直接投资额占地区当年GDP总额的比重衡量各地方政府参与竞争的程度，并将两地指标之和作为实证分析的变量以与被解释变量相对应。（3）市场分割指标（FG）：本文借鉴桂琦寒等（2006）的方法，以各地区1999-2015年食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家电、日用品、书报杂志、中医药、燃料九类零售商品的价格环比指数为原始数据，计算得到相对价格差分形式的方差作为衡量两地市场分割程度的指标数据。具体计算方法为首先逐一计算出两地区商品的相对价格考虑到原始数据为商品环比价格指数，我们将相对价格。其中，k表示商品种类，i、j分别表示区域，上式中的绝对值是为了避免因两地区前后位置不同而引起符号的变化。桂琦寒等考虑到中没有剔除商品种类因素，易导致两地区市场分割程度被高估，所以我们在得到相对价格后，还要采取去均值的方法消除与该商品自身特性有关的因素。首先求的每一年份、每种商品的平均值，然后令，最后我们使用qikjt计算相对价格变动的方差VAR，即为两地区市场分割程度指标。

4.其他控制变量：（1）市场化水平（MARL）：选取两地区非公有制企业就业人数占当地就业总人数比重之和作为衡量两地区市场化水平的指标。（2）经济发展水平差异（PGDP）：用各地区人均GDP表示其经济发展水平，并用两地人均GDP的比值表示两区域经济发展水平差异，以数值大的除以数值小的。因此此项指标均大于或等于1，比值越大，表示两地经济发展水平差异越大。（3）人力资本差异（HC）：各地区人力资本用人均受教育年限来度量。两地人力资本的比值表示两区域人力资本水平差异，同样以数值大的除以数值小的，比值越大，两地人力资本水平的差异就越大。

上述变量原始数据来源于2000—2015年《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国劳动统计年鉴》等。

五、财政分权对产业同构的直接效应实证分析

（一）财政支出分权对产业同构的直接效应

为了考察财政支出分权的工业产业同构效应及其稳定性，我们在做此项研究时将通过逐步加入不同方面控制变量的方式进行。具体结果见表1：模型（1）只含因变量一阶、二阶滞后项，财政收入分权及其平方项指标。模型（2）将表示财政收入质量的指标控制在内，加入两地区税收收入占比之和的数据。模型（3）在模型（2）的基础上加入反映政府晋升竞争水平的两地区FDI占GDP比重之和的数据。模型（4）进一步加入控制变量，将两地区市场分割程度考虑在内。为规避区域间客观差异因素的遗漏，模型（5）还在模型（4）的基础上衡量了市场化、经济发展水平差异和人力资本差异对于区域间产业同构的影响。

根据模型（1）到模型（5）的估计结果，我们可以看出：表示产业同构程度的产业结构相似系数指标的一阶滞后项的系数均在1%的水平上显著为正，二阶滞后项的系数至少在5%的水平上显著为正，这说明区域间工业产业同构程度确实具有明显的动态连续性，构建动态面板模型很有必要；在所有的回归中AR（2）接受了原假设，扰动项的差分不存在二阶自相关，同时Sargan检验的结果表明工具变量是有效的，所以我们的模型设定是合理的。

尽管各模型中加入了不同的控制变量，财政支出分权及其平方项的系数估计值也随之发生不同程度的变化，但财政支出分权的系数始终显著为负，其平方项的系数始终显著为正，这说明以支出分权度衡量的财政分权指标与区域工业产业同构程度存在非常稳定的“U型关系”，验证了假设1是正确的。

表1 全国层面财政支出分权与产业同构程度的回归结果

通过计算我们知道，模型（1）到模型（5）中“U型关系”的拐点在1.4194-1.5361之间较小的范围内波动。以控制变量最全的模型（5）为例，该模型中财政支出分权及其平方项的系数估计值分别为-1.3143和0.4278，据此计算模型（5）估计的“U型关系”的拐点为1.5361。这说明当两地区财政支出分权之和小于1.5361时，增加财政支出分权有助于降低区域间工业产业同构程度；但当财政支出分权程度大于1.5361时，进一步下放财政支出权力会加剧我国产业同构问题。在本文中2000-2015年间财政支出分权观测值的均值为1.5930，若按模型（5）的拐点值1.5361来判断，大多数样本观测值都超过了这个警戒值，即说明样本期内我国的财政支出分权加剧了我国产业同构问题，模型（6）中财政支出分权的系数在5%的水平上显著为正也证明了这点。进一步分析2015年我国区域财政支出分权度发现：2015年435个观测值均超过了模型（5）的拐点值1.5361，均值为1.7224。

实证结果还说明其他变量也对产业同构程度有一定影响。模型（2）中财政收入质量指标税收收入占财政收入比重的系数在1%的水平上显著为负，说明该变量与区域产业同构负相关。税收收入占比较大的地区，地方政府对经济的干预相对较少。在模型（3）中加入晋升竞争指标FDI占GDP的比重，其系数估计值在1%的水平上显著为负，区域间对于FDI的竞争尚在合理范围，外商投资增加有助于缓解我国产业同构问题。在模型（4）中加入区域间市场分割程度指标，结果显示该变量的系数在1%的水平上显著为正，这说明区域间市场分割加剧了工业产业同构程度。市场分割会造成区域间的生产要素与商品难以自由流动。生产要素不能自由流动会导致资源相似地区产业结构趋同，而商品难以自由流动，区域间生产产品的结构也必然趋同。模型（5）加入了反映市场化水平、经济发展差异和人力资本差异的指标，结果显示市场化的发展会促使产业结构趋于一致，该结论与贺灿飞等（2008）的分析结果基本相同。市场化使得各省区资源得以充分利用，并由此产生了基于比较优势的专业化分工，导致比较优势相似的省区产业结构雷同。另一方面市场经济条件下，发展中国家的企业的投资行为存在明显“潮涌现象”①“潮涌现象”是学者林毅夫针对发展中国家经济发展过程中投向新产业以及产业升级过程中出现的经济现象提出的经济学术语。，各企业对有前景的产业的判断会高度一致，导致对该产业的集中投资，最终导致产能过剩。对比经济发展差距与人力资本差异两个指标的系数可知，两者均与产业同构程度负相关，但人力资本差异系数的绝对值更大。这可能因为目前经济发展更多依赖于人力资源，人力资本对于区域产业结构的形成和发展具有重要作用。

（二）财政收入分权、财政自给率对产业同构的直接效应

如前所述财政分权的度量指标有多种，不同指标的经济含义有差别，在用于研究财政分权的经济效应时常会出现不同的结论，因此在本部分我们将使用以收入分权度和财政自给率衡量的财政分权指标再次进行实证分析，从不同视角进一步检验财政分权的产业同构效应。该部分回归与表1类似，依然采用逐步加入控制变量的方法进行研究。具体结果见表2：从模型（7）到模型（12）的估计结果中产业结构相似系数指标的一阶滞后项、二阶滞后项的系数，AR（2）的检验统计量以及Sargan检验的结果可以判断我们所构建的动态面板模型同样是合理的。

模型（7）到模型（9）考察财政收入分权的产业同构效应。模型（7）和模型（8）的估计结果显示以收入分权度衡量的财政分权与工业产业结构相似系数之间存在“倒U型关系”，而控制变量最为齐全的模型（9）显示两者存在明显的“正U型关系”。考虑其他因素可能对产业结构相似系数的影响，我们基于模型（9）认为财政收入分权—工业产业同构程度呈现先减后增的趋势，符合假设1的推测。

通过计算，控制变量最为齐全的模型（9）估计的“U型关系”的拐点为1.1661。在本文中2000-2015年间财政收入分权观测值的均值为1.0178，若以模型（9）的拐点值为标准，绝大多数样本观测值都比较小，离拐点警戒值还有一段距离，在此种情况下增加财政收入分权度能够改善区域产业同构问题。在2015年最近的一个样本期内，435个财政收入分权观测值的均值为1.0549，该值依然小于模型（9）估计的拐点值1.1661，故目前对于我国多数地区来说，提高其财政收入权利有

利于缩小区域产业同构程度。

表2 全国层面财政收入分权、财政自给率与产业同构程度的回归结果

模型（10）到模型（12）反映的是地方财政自给率与区域产业同构程度的关系。在三个模型中财政自给率的系数始终在1%的水平上显著为负，其平方项的系数始终在1%的水平显著为正，由此可以看出地方财政自给率与区域产业同构的关系与财政支出分权一致，两者存在稳定的“U型关系”。

模型（10）到模型（12）估计的“U型关系”的拐点在1.0338-1.2383之间，其中控制变量最为齐全的模型（12）估计的拐点值为1.2155。在本文2000-2015样本期内财政自给率观测值的均值为1.1408，小于拐点值1.2155，这说明从地方财政自主度方面看，在样本期内大多地区的财政自给率的产业同构效应为负。2015年435个财政自给率观测值的均值为1.0171，因此在当前促进地方财政收支平衡，提高财政自给率能够在一定程度上解决区域产业同构问题。另外还需注意，我们知道在本文模型中财政自给率是两地区地方财政收入与财政支出比值之和，地方财政收支达到完全平衡时财政自给率等于1，两地区之和即为2。我们估计的拐点值并不是财政收支达到完全平衡时的2，而是小于2。这说明中央政府适当通过财政支出或转移支付来实施宏观调控是十分必要的。

（三）分地区财政分权对产业同构直接效应的差异分析

我国幅员辽阔，地理区位、资源禀赋差异较大，各地区经济发展水平、财政分权程度以及所接受的国家制度约束和支持政策都有所不同，从而导致各区域财政分权对产业同构程度的影响可能有不同表现。因此我们将进一步考察东、中、西部①东、中、西部省（市）划分如下：东部包含北京、天津、河北、辽宁、上海、浙江、江苏、山东、福建、广东、海南11个省（市）；中部包含山西、黑龙江、吉林、河南、湖北、湖南、安徽、江西共8个省；西部包含广西、内蒙古、宁夏、新疆、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海共11个省（市）。区域财政分权度的产业同构效应的差异。我们从计算所得的区域间工业产业同构指标中取出东部11个省（市）55对区域矩阵880个观测值、中部8个省（市）28对区域矩阵448个观测值、西部11个省（市）55对区域矩阵880个观测值，同样利用系统GMM方法探究财政分权的产业同构效应可能存在的地区差异。

具体结果见表3，对比估计结果我们做出如下分析：

第一，从因变量一阶滞后项系数估计值的大小来看，中部地区的因变量一阶滞后项系数最大，东部次之，西部最小。从因变量二阶滞后项系数估计值的大小及显著性来看，西部地区二阶滞后项系数较大且至少在5%的水平上显著，而东中部地区二阶滞后项系数相对较小，显著性略低。由此判断相比东部地区，中西部地区的产业结构趋同更具“黏性效应”，过去产业同构程度对中部地区的影响大，对西部的影响时间长。这可能是因为东部地区为我国最发达的地区，技术水平、经济实力较强，更加有能力和资金支持在短期内使产业结构发生变化。相比东部地区，目前中部更多依赖于第二产业来提高经济发展水平，同时第二产业的进入退出壁垒都相对较高，产业结构难以在短期内发生变化，因此中部地区工业产业的同构程度受前期影响较大。西部地区发展最为落后，各产业的发展尚处在初期，且国家也给予了更多人力物力方面的政策支持，但受客观因素的影响，西部发展依然相对缓慢，因此产业结构受过去状态的影响时间更长。

第二，就财政支出分权与区域工业产业同构程度的关系看，西部地区存在显著的“U型关系”，中部地区虽不显著，“U型关系”依然存在。但东部财政支出分权与区域工业产业同构度存在显著的“倒U型关系”。模型（13）中东部地区的“倒U型关系”的拐点为1.7179，2000-2015年该地财政支出分权的均值为1.6569，由此判断该地财政支出分权对区域工业产业同构有正的影响。但进一步计算发现，自2011年起，东部历年的财政支出分权均值已跃过了“倒U型关系”的拐点，当前增加东部地区财政支出分权度有助于解决产业同构问题。模型（16）中中部地区的“U型关系”的拐点为1.8525，2000-2015年该地区历年财政支出分权的均值最高为1.5133，均低于拐点值，由此来看增加中部地区财政支出分权同样有助于缓解产业同构问题。模型（19）估计了西部地区财政支出分权与区域工业产业同构度的关系，其“U型关系”的拐点为1.5203，2000-2015年该财政支出分权的均值1.5870，自2008年起历年财政分权指标的均值均已超过了“U型关系”的拐点，西部地区财政支出分权度对该区域产业同构程度有正向促进作用。

表3 分地区财政分权与产业同构程度的回归结果

第三，就财政收入分权与区域工业产业同构程度的关系看，东、西部地区存在与基于全国层面回归结果类似的显著“U型关系”，但中部地区为显著的“倒U型关系”。模型（14）中东部地区“U型关系”的拐点为1.0391，样本期内该地历年财政收入分权的均值都超过了该拐点值。财政收入分权度的逐年增大，进一步加剧了该区域工业产业同构问题。模型（20）中西部地区“U型关系”的拐点为1.0221，该地财政收入分权指标历年最大均值为0.9704，小于拐点值，当前扩大西部地区财权有助于改善该地工业产业同构问题。模型（17）中中部地区“倒U型关系”的拐点为0.8238，该区域2000-2015年间财政收入分权的均值为0.8575，说明在样本期内中部地区的财政收入分权多处于拐点右侧。2000-2007年财政收入分权度的下降加大了区域产业同构程度，2011年之后财政收入分权度的均值均大于拐点值0.8238且处于上升趋势，财政收入分权的增加缩小了该区域工业产业同构程度。

第四，就地方财政自给率与区域工业产业同构程度的关系看，东、中、西三大地区的工业产业同构程度均先随着财政自给率的增大而缩小，达到一定程度后又随着财政自给率的增大而增大。比较三大地区“U型关系”的拐点，发现东、中、西部“U型关系”的拐点值依次缩小，分别为1.3967、1.1674、0.9684。本文2000-2015年期间东、中、西部财政自给率的样本观测值均值分别为1.5255、1.0106、0.8511，若按模型估计的拐点值判断，东部地区财政自给率已跃过警戒值，中、西部地区离拐点警戒值还有一段距离。受“收入集权，支出分权”财税体制的影响，近几年我国各地区财政自给率不断下降，结合估计结果我们知道，东部地区财政自给率的下降缩小了该区域工业产业同构程度，而中西部地区财政自给率的下降导致了区域工业产业结构趋同。因此为促进区域产业结构专业化的形成，应采取差异化的财政分权制度，适当缩小东部地区财政自给率，增大中西部地区财政自给率，增加两地财政自有收入。

图1 三大地区两地财政支出分权度之和的均值趋势图

图2 三大地区两地财政收入分权度之和的均值趋势图

图3 三大地区两地财政自给率之和的均值趋势图

综上所述，财政分权与区域产业同构程度的关系存在明显的地区差异，在新一轮财税体制改革中应因地制宜，充分考虑这种地区差异性，切忌“一刀切”。

六、财政分权对产业同构的间接效应实证分析

本部分实证分析旨在验证假设2、假设3和假设4，即财政分权是否影响财政收入质量、外商投资、市场分割度对区域产业同构的作用，回归结果见表4。

模型（22）到模型（24）探究财政分权是否影响财政收入质量对区域产业同构的作用。总体上看税收收入占比对区域产业同构的影响保持显著的负向作用。进一步看税收收入占比与财政支出分权、财政收入分权、财政自给率交互项的系数分别为0.0454、-0.0015、-0.0111，说明财政支出分权会弱化财政收入质量对区域产业同构现象的改善作用，而财政收入分权、财政自给率会增强财政收入质量对区域产业同构现象的改善作用，但后两者的作用并不显著。总体上讲当前财政分权制度不利于财政收入质量对区域产业同构效应的发挥。

模型（25）到模型（27）探究财政分权是否影响外商投资对区域产业同构的作用。结果显示，外商直接投资占GDP比重的系数均显著为负，说明外商投资的区域产业同构效应为负向的。但财政

支出分权、财政收入分权、财政自给率与外商直接投资占GDP比重的交互项的系数均显著为正，说明财政分权制度弱化了外商投资对区域产业同构现象的改善作用。在财政分权下，地方政府间横向竞争加剧，为争夺外部流动性资源，特别是外商投资，地方政府利用其权力对自由投资的市场加以干预，从而影响外商投资对我国区域产业同构的改善作用。

表4 全国层面财政分权对产业同构的间接效应回归结果

模型（28）到模型（30）探究财政分权是否影响市场分割程度对区域产业同构的作用。回归结果显示，区域间市场分割的系数显著为正，说明区域间市场分割与产业同构程度正相关。区域市场分割度与财政支出分权、财政收入分权、财政自给率交互项的系数分别为0.0868、-0.1553、-14.2015，其中与财政支出分权、财政自给率交互项的系数至少在5%的水平上显著，由此说明财政分权影响市场分割的区域产业同构效应，其中财政支出分权会增强市场分割对产业同构的正向作用，而财政自给率与之相反。

七、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文通过构建系统GMM模型深入探究我国财政分权的产业同构效应，这有助于我们更加全面地认识财政分权在产业发展中的作用，对调整央地财政关系，促进产业结构合理布局有重要意义。研究表明：

第一，整体上看，财政分权指标与区域工业产业同构程度存在非常稳定的“U型关系”，但财政支出分权、财政收入分权、财政自给率三大分权指标的拐点存在差异。当前我国财政支出分权的产业同构效应显著为正，财政收入分权度和财政自给率与之相反。

第二，分地区看，东部地区财政支出分权指标与工业产业同构程度存在“倒U型关系”，财政收入分权、财政自给率均与工业产业同构程度存在稳定的“U型关系”，样本期内东部地区的财政支出分权的产业同构效应为正，财政收入分权和财政自给率指标与之相反；中部地区财政支出分权、财政自给率指标与工业产业同构程度存在“U型关系”，财政收入分权则存在“倒U型关系”，当前适当增大中部地区财政收入分权和财政自给率有助于改善当地产业同构现象。西部地区财政分权与工业产业同构程度的关系与全国层面基本一致。

第三，从财政分权的间接作用看，财政分权对财政收入质量、外商投资、市场分割度的产业同构效应均有一定影响。特别是对外商投资的产业同构效应，提高三大财政分权度均会弱化外商投资对产业同构的改善作用。

（二）政策建议

为顺利完成新一轮财税体制改革任务，在制定财税政策时要充分考虑地区差异因素及不同措施对经济发展的影响，并完善相关辅助措施加以补充，使财税体制改革方案更加有利于区域经济“又好又快发展”。本文结合研究结论提出如下具体建议：

1.改善地方财权与事权支出责任划分错配问题

目前财政分权对产业结构的不良影响很大程度上是由于收入划分和事权支出责任划分不匹配，地方政府缺乏财政自主权，财政压力催使地方采取了不恰当的市场干预。为完成新一轮财税体制改革任务，央地事权和支出责任划分改革拉开帷幕。本文认为调整中央与地方政府财政关系应因地制宜，根据我国各地区具体情况采取不同的政策。对于东部地区，应在适当缩小或保持财政收入权利的同时，扩大其财政支出责任范围，适当缩小该地区财政自给率。对于中部地区，应在保持现有支出责任的同时，向该地区下放更大的财权，提高当地财政自给率。对于西部地区，应同时采

取上收事权和下放财权的政策，降低财政支出分权度，提高财政收入分权和财政自给率。

2.优化政府绩效评价指标体系，完善地方官员晋升激励机制

自20世纪90年代起，我国逐渐形成了以晋升锦标赛为表现形式的“激励契约+强激励”的官员激励机制，该晋升激励机制带给地方官员拉动经济发展的强大动力，同时也引发了地方保护主义、产业结构失衡等问题。为促进经济协调发展，优化产业结构，避免重复建设，中央政府应进一步优化政府绩效评价体系，完善地方官员晋升激励机制。第一，降低经济增长、财政收入等指标在考核体系中的比重，将市场整合度、供求均衡度、产业结构优化度等增长质量指标纳入政府官员考核体系。第二，建立公开而开放的考评仪式与评估体系，让民意参与政府官员的绩效考评，同时通过互联网等渠道公开绩效考评会议，为社会各界对政府工作监督创造更有利的条件。政府应主动接受监督，将公众监督政府的情况及政府接受监督并处理的情况公开。第三，规范政府行为，推进政府职能转变，将应由企业自行管理或可以通过中介机构管理的事务从政府职能中分离出来，清理、减少和调整行政审批事项，提高经济、市场自由度，从而减少政企寻租空间。

3.加强非税收入监管，提升财政收入质量

财政收入质量的高低直接关系到政府财政职能的发挥和各项财政政策的贯彻实施，提高税收收入占比有助于改善产业同构现象，因此政府应不断改善财政收入结构，促进经济持续健康发展。第一，清理不必要的非税收入政策，加强非税收入管理，防止各类“收费”加重企业税外负担。非税收入占比越高，政府对市场经济的不良干预往往越大。只有全面清理整顿不合理的收费与基金、严格执法，加强对非税收入征收使用的监管力度，才能更好地发挥财政收入的积极作用。第二，规范税收优惠政策，避免地区间不良竞争。由于当前政策的不规范性，一些税收优惠政策成了政府进行不良竞争的手段，扰乱了市场秩序，影响国家宏观调控政策效果。全面规范税收等优惠政策，清理已有不合理优惠措施，对于查处的有关税收优惠政策的各种违法违规行为，应及时纠正并依法给予相应的惩处。

4.进一步优化转移支付结构，增加一般性转移支付比重

收入划分和事权支出责任划分的错配，使地方政府负担加重，地方政府收支差额主要由中央政府通过转移支付方式弥补。但转移支付没有明确的法律约束，引发了地方政府到中央部委“跑部钱进”“跑冒滴漏”等效率损失问题，同时转移支付在资金使用上往往存在较多限制，让地方政府无法自主安排转移支付资金。让一般性转移支付真正成为地方政府可统筹安排自主支配的财力性收入，提高转移支付效率，是目前转移支付改革的方向。第一，增加一般性转移支付比重，减少不合理专项转移支付，细化转移支付的政策设计，针对性地提高资金使用效率。第二，建立健全专项转移支付定期评估和退出机制。对已有专项的作用、功能，建立一套评估机制，把政策到期、不适应新形势需要的专项退出，以此形成标准化、制度化。

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