縣域財政金融服務的產業結構升級效應及異質性

劉曉敬

摘 要：論文基于2010—2016年中國912個非貧困縣和477個貧困縣的面板數據，利用動態面板工具變量回歸方法實證研究了財政金融服務及二者聯動對縣域產業結構升級的影響效應及其區域異質性。結果顯示，財政金融服務在貧困縣和非貧困縣均有利于促進產業結構升級，而且該作用效應會隨著產業結構水平的提高而不斷增大;因為當前縣域財政金融服務不協調，所以財政金融服務聯動對產業結構升級的影響不顯著，并且在貧困縣與非貧困縣表現出明顯的差異;財政服務對縣域產業結構升級的作用效應在貧困縣更大，金融服務的作用效應在非貧困縣更大;貧困縣財政服務對縣域產業結構升級的作用效應大于金融服務，非貧困縣金融服務的作用效應大于財政服務。因此，在促進縣域產業結構升級的過程中，既要加強財政金融服務強度以及二者的協調配合，又要制定差異化的財政金融服務政策以充分發揮二者的區域比較優勢。

關鍵詞：財政服務;金融服務;產業結構升級;動態面板分位數回歸;異質性

[中圖分類號] F832 [文章編號] 1673-0186（2020）010-0079-011

[文獻標識碼] A? ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2020.010.007

一、引言

在我國經濟體系中，縣域是聯結城市和農村的重要中心環節，是全面建設小康社會重難點問題——“三農”問題的集中區域。改革開放以來，中國經濟快速發展并出現“中國增長之謎”的主要原因在于縣域地區之間的競爭和縣域經濟的快速發展。統計數據顯示，2002年中國縣域地區國內生產總值僅為5.64萬億元，2010年縣域經濟總量首次超過國民經濟總量的50%，2012年縣域GDP總量占全國GDP總量之比為51.91%，到2016年該比例已超過64%，縣域經濟在2003—2016年間年均增長率超過16%，遠高于同期國民經濟整體的增速。中國縣域經濟能夠得到迅速發展，一方面是由于要素投入的增加和生產效率的提高，另一方面是產業結構升級所釋放的結構紅利[1]。在縣域資源要素總量有限和縣域企業技術創新能力后勁不足的約束下，產業結構升級成為縣域經濟增長的主要動力?？h域地區產業結構升級主要以農村工業化和城鎮化推動為主導，推動傳統農業和低端制造業向以服務業為主的現代產業升級[2-3]。無論是以農村工業化推動還是以城鎮化推動，政府引導和市場作用都是縣域產業結構升級的兩個重要影響因素，財政支出是政府引導產業發展的重要工具，金融服務是市場發揮作用的重要手段和渠道。因此，財政金融服務對產業結構升級的作用，從理論上講，縣級政府在財政支持和縣級金融機構在信貸決策的過程中均具有一定的信息優勢，可以將有限的財政金融資源配置到經濟效益高、市場帶動力強的產業，從而帶動縣域產業結構升級。然而，現有文獻關于縣域財政金融服務影響產業結構升級的理論和實證研究可謂乏善可陳。那么，縣域財政金融服務是否能夠推動地區產業結構升級，財政金融服務是否能夠協同推進產業結構升級，財政金融服務對產業結構升級的影響效應在貧困縣與非貧困縣之間是否存在明顯的異質性，本文試圖利用中國縣域數據和分位數回歸分析方法來驗證和分析以上幾個問題，以期對現有相關研究進行補充。目前關于財政金融與產業結構的研究主要集中在以下幾個方面。

一是財政政策與產業結構調整優化。李子倫和馬君總結和比較了典型國家財政支出政策、財政稅收政策支持產業結構升級的經驗，據此給出了中國的啟示[4]。安苑和王珺研究發現市場化水平的提高可以有效緩解地方財政行為波動對產業結構升級的負向影響[5]。楊曉鋒實證研究發現地方財政支出在即期對產業結構優化有顯著的促進作用，但隨著時間的推移將逐漸顯現出弱阻礙作用[6]。嚴成樑等實證研究發現增加生產性財政支出和福利性財政支出均可加快產業結構優化升級[7]。劉蘭娟等、董萬好和劉蘭娟、賈敬全和殷李松分別實證研究了財政支出結構和支出總量對產業結構調整的影響，發現財政科技支出、財政教育支出和財政總支出都有利于產業結構升級[8-10]。安苑和宋凌云研究發現財政支出結構調整有助于產業結構升級，但其作用效益受制度和市場化水平的約束而呈現出異質性[11]。褚德銀和建克成研究發現稅收政策尤其是所得稅有利于產業結構升級，教育支出和科技支出有利于產業結構升級，而財政支出總量、投資性支出和行政管理支出均對產業結構升級具有顯著負效應[12]。

二是關于金融與產業結構調整優化。一些學者發現金融集聚有助于促進產業結構優化升級[13-16]，王立國和趙婉妤發現金融規模擴大和金融結構合理化對產業結構升級具有積極促進作用[17]，李媛媛等發現金融創新有利于促進產業結構升級[18]，王定祥等發現銀行資本深化對產業結構合理化和高級化產生顯著促進作用[19]。魯釗陽和李樹發現農村正規與非正規金融發展有利于產業結構升級，而且兩種在促進區域產業結構升級方面具有明顯的互補效應[20]。吾爾格勒、菲斯曼和勒夫的研究均發現金融發展水平的提高對產業結構升級具有顯著促進效應[21-22]。與上述研究結論存在不同的是，賓赫等、陶愛萍和徐君超研究發現金融發展推動產業結構優化存在門檻效應[23-24]。三是關于財政金融政策對產業結構調整優化的影響差異。拉楊和英格拉斯，郭曄和賴章福發現雖然財政政策有助于產業結構調整，但貨幣政策對產業結構調整的促進效應不明顯[25-26]。郭琪和魯釗陽發現財政政策對產業結構優化的作用要大于金融政策，財政政策對金融政策的影響具有干預作用，而且在產業結構調整過程中存在金融職能的財政化趨勢[27-28]。何恩良和劉文研究發現金融資本有助于產業結構合理化，但是地方政府在受到財政壓力的情況下，會對金融機構實施干預行為，進而不利于產業結構升級[29]。當然，上述結論在某些特定的領域或地區并非如此，反而存在金融創新政策比財政投資政策更有優勢的情況[30]。尚曉賀和陶江發現財政科技支出和銀行信貸有助于促進產業結構轉型升級[31]。

由此可見，對于縣域地區而言，財政政策除了財政支出以外，稅收政策也是政府宏觀調控的一種重要手段，政府可以根據區域特色靈活使用多樣化的稅收優惠政策，通過產量效應和替代效應影響產業結構優化。比如：政府對戰略性新興產業、高端制造業等產業實施稅收優惠政策，相關產業鏈上所有企業的產量都會做出相應調整，社會總供給和總需求的關系變動直接影響市場均衡價格，最終促進實體經濟產業結構調整。同時，縣域政府可以通過對要素市場實施差異化的稅收政策，促進生產要素在不同產業、不同地區間實施動態化的科學合理配置，通過改變社會資源配置格局影響產業結構升級。但是，不同縣域地區的財政實力必然存在一定差異，在財政支配能力有限的情況下，推動稅收優惠的領域和力度必然不同，對多數地區而言，迫切需要充分調動金融資金，進而與有限的財政資金協同配合才有助于更好地推動產業結構轉型升級。

本文與現有文獻相比，其邊際貢獻主要在于以下三個方面：第一，采用2010—2016年中國1 389個縣域（包括縣、區、縣級市、旗、少數民族自治縣）的面板數據，對財政金融服務于產業結構升級之間的關系進行驗證，同時將貧困縣①（477個）與非貧困縣（912個）之間的差異進行分析。第二，本文除了單獨考察財政金融服務與產業結構升級之間的關系外，同時考察了財政金融聯動作用對產業結構升級的影響。第三，本文采用動態面板分位數工具變量回歸模型（QRPIV）檢驗產業結構升級的動態發展過程及區域異質性，以彌補均值回歸無法反映整個條件分布全貌等缺陷。

二、計量模型與指標選取

要進一步對財政金融服務于產業結構升級之間的關系進行驗證，必然首先需要選擇合適的計量模型對其進行驗證，其次必須選擇合適的變量以反映本文所要研究的核心問題。

（一）計量模型設定與估計方法選擇

參考錢納里提出的不同經濟發展水平的“標準結構”產業變動模型：

其中，IS、Y、N和N2分別表示產業結構發展水平、人均國內生產總值、人口總數和人口總數的平方，T和X則分別表示時間趨勢變量、資源和生產要素的流動。

為了實證研究財政金融支出及其財政金融聯動對縣域產業結構升級的影響效應，本文將對錢納里標準模型進行修正。具體修正辦法為：一是在實證模型中加入財政服務、金融服務以及財政金融服務的交叉項，以便同時研究財政金融服務及其兩者聯動對產業結構升級的影響;二是在實證模型中加入投資水平、職業教育、信息化水平等幾個主要控制變量。從理論上講，影響產業結構升級的因素眾多，受限于數據的可得性，本文主要選擇投資水平、信息化水平兩個變量;三是借鑒李逄春的方法[31]，在實證模型中不考慮時間虛擬變量和人口變化的影響。四是考慮產業結構升級的動態發展過程，同時為了克服模型內生性問題和遺漏重要解釋變量問題，本文擬建立動態面板數據模型進行實證研究。因此，本文實證研究的半對數化動態面板數據模型為：

其中，IS表示產業結構升級，ISit-1表示第i個縣域地區第t-1年產業結構升級;CZ表示縣域財政支出;JR表示縣域金融機構貸支出;CZJR表示縣域財政支出和金融服務的交叉項，用于衡量二者的聯動效應;Y、TZ和TX分別表示縣域人均GDP、固定資產投資和信息化水平;α、β分別為解釋變量的系數，i表示第i個縣域地區，t表示第t年;μi表示不隨時間變化的各省市截面的個體差異，εit為隨機擾動項。

由于本文進行實證的樣本是典型的短面板數據，所以采用SYS-GMM方法來估計模型是比較合適的。但SYS-GMM估計方法無法很好地滿足異質性研究要求，所以本文進一步借鑒蓋爾堯[33]、切爾諾茹科夫和漢森[34-35]的方法，將動態面板數據模型（1）轉化為如下的條件分位數回歸方程，并采用動態面板分位數工具變量回歸（QRPIV）方法進行實證檢驗：

（二）指標選擇與數據說明

產業結構升級（IS），關于產業結構升級的衡量，現有文獻主要采用的指標包括“第三產業人均產值/（第一產業人均產值+第二產業人均產值）”“第三產業產值/第二產業產值”“（第一產業產值+第二產業產值）/GDP”等等?？紤]到我國產業結構升級的經濟服務化特征和服務業的高增長率，以及數據的可得性，本文擬采用第三產業增加值與第一二產業增加值之和的比例來衡量縣域產業結構升級，計算公式為：IS=Y3/（Y2+Y1），Y1、Y2、Y3分別表示第一產業、第二產業和第三產業的增加值，IS的值越大表明產業結構升級越快。財政服務（CZ）采用各縣域地區公共財政支出占GDP的比值作為替代指標，該指標越大表示財政服務強度越大。金融服務（JR）采用“（居民儲蓄存款余額+年末金融機構各項貸款余額）/GDP”來衡量，該指標數值越大表示金融服務強度越大。人均GDP（Y）采用地區生產總值與戶籍人口相除計算得到并取對數處理。投資水平（TZ）采用各縣域地區全社會固定資產投資的存量進行替代并取對數處理，采用永續盤存法進行核實，折舊率取9.6%。受限于數據的可得性，信息化水平（TX）采用各縣域固定電話用戶數近似替代并取對數處理。

本文采用中國縣域數據為研究對象，時間跨度為2010—2016年。由于不少縣域地區的數據公布不完整，最終只能獲得1 389個樣本（68個區，286個縣級市，998個縣，37個少數民族自治縣或旗）。所有指標的原始數據主要來源于2011—2017年的《中國縣域統計年鑒（縣市卷）》，個別缺失數據采用插值法進行補齊。本文所選擇變量的描述性統計分析結果如表1所示。

三、實證過程與結果分析

要充分揭示縣域財政金融服務的產業結構升級效應及異質性，需要完善的實證分析，本文的實證過程主要分為幾個部分：一是基于全樣本的總效應分析，二是基于貧困縣與非貧困縣的分層比較，三是進行穩健性檢驗。

（一）基于全樣本的總效應分析

根據前面所設定的計量模型和指標選擇，本文首先采用SYS-GMM和DIF-GMM估計方法進行普通動態面板模型估計，以便與分位數回歸結果進行比較。在分位數回歸分析過程中，我們選擇QR10、QR25、QR50、QR75、QR90五個具有代表性的分位點，分別對應產業結構升級的最低水平組、中低水平組、中等水平組、中高水平組與最高水平組，從而更好地發現在條件分布的不同位置上縣域財政金融服務對產業結果升級影響的大小和方向。

表2顯示了全樣本的回歸結果，其中第2、3列分別為SYS-GMM和DIF-GMM的估計結果，第4—8列為動態面板分位數工具變量回歸結果。SYS-GMM和DIF-GMM模型的AR（2）均在10%的水平上通過檢驗，說明一階差分后的殘差項不存在二階自相關，Hansen檢驗結果顯示DIF-GMM的工具變量的有效性要差于SYS-GMM的結果，限于篇幅，AR檢驗和Hansen檢驗結果未列出，本文也主要解釋QRPIV估計結果。從表2中的結果可以看出，產業結構升級的滯后項（ISt-1）在所有模型中都顯著為正，說明前期的產業結構升級水平對后期有明顯的促進作用，這與現實情況也是吻合的。產業結構升級是一個長期動態調整過程，后期的調整升級都是在前期的基礎上進行的，前期的產業結構水平越高，后期產業結構升級速度越快。不管是財政服務還是金融服務，其系數在所有的分位點上都顯著為正，而且隨著條件分布由低到高變動，兩者的回歸系數都呈現出逐漸增大的變化態勢，這說明縣域財政金融服務對產業結構升級均具有正向的推動作用，而且縣域財政金融服務強度越大，產業結構升級速度越快。財政金融服務聯動的回歸系數在所有分位點上為正，但不顯著，說明財政金融服務聯動對產業結構升級的影響作用不顯著，這也意味著縣域財政金融服務在促進產業結構升級的過程中仍處于“單干”階段，尚未形成合力，沒有實現“1+1>2”的效果。這一結果提示我們，如果要進一步加快縣域產業結構升級，簡單地增加財政支出和提升金融機構貸款水平是不夠的，同時需要加強財政金融服務的協同配合程度，防止二者在實踐過程中出現干擾或沖突情況。比較財政金融服務的系數大小還可以發現，財政服務的系數大于金融服務的系數，這與魯釗陽的實證結果[28]相似，他發現民族地區財政政策對產業結構升級的影響效應要大于金融政策。這一結果說明財政服務的影響作用相對更大，這可能是因為縣域地區金融發展水平較低，金融服務的數量和質量都不高，縣域產業發展對財政資金引導和支持的依賴更大。

從控制變量的情況來看，人均GDP的系數在所有分位點顯著為負，投資水平（TZ）的回歸系數在不同分位點的表現差異較大。信息化水平（TX）的回歸系數在所有分位點上都顯著為正，說明信息化水平的提高對產業結構升級具有重要的推動作用。但是隨著條件分布從低到高的變化，其系數變動并不明顯，可能的原因是本文采用固定電話用戶數來衡量信息化水平，但現在手機普及率太高，而固定電話的使用變化情況不大。

（二）基于貧困縣與非貧困縣的分層比較

為了進一步考察縣域財政金融服務對產業結構升級影響的異質性，本文按照國務院扶貧辦所公布的貧困縣名單將全樣本分為貧困縣和非貧困縣兩個子樣本，其中貧困縣477個，非貧困縣912個。仍采用SYS-GMM、DIF-GMM和QRPIV方法對兩個子樣本進行估計，結果見表3。產業結構升級的滯后項（ISt-1）在貧困縣和非貧困縣的所有回歸結果中全部顯著為正，這與前面有關全樣本的回歸結果是一致的，說明產業結構升級水平的提高確實對上一期產業結構升級水平有很強的依賴性。對于貧困縣而言，財政服務對產業結構升級的影響在QR10和QR25兩個分位點處為正不顯著，在另外三個分位點處全部顯著為正，這一結果第一部分全樣本的結果基本一致;而金融服務對產業結構升級的影響在所有分位點上全部顯著為正。財政金融服務的回歸系數在非貧困縣樣本當中卻均顯著為正。無論是貧困縣還是非貧困縣，財政金融服務的回歸系數都是在分位點逐步上升的同時逐漸增大，這說明財政金融服務在貧困縣和非貧困縣均有助于促進產業結構升級，而且該促進作用會隨著產業結構水平的提高而逐漸增大。

結合表3和表4中的結果可以看出，貧困縣財政服務的回歸系數明顯大于非貧困縣，而金融服務則剛好相反，非貧困縣金融服務水平對產業結構升級的影響明顯大于貧困縣;貧困縣財政服務對產業結構升級的影響明顯大于金融服務的回歸系數，非貧困縣財政服務的回歸系數在低條件分布下大于金融服務，在高條件分布下小于金融服務。出現以上這種情況可能的原因有兩點：一是貧困縣的金融發展水平較低，產業發展對財政資金的依賴更大，從而導致財政服務對產業結構升級的影響作用在貧困縣地區更大;二是在非貧困縣地區，金融發展水平相對較高，市場作用機制更完善，金融更容易通過市場機制配置資源影響產業結構。

貧困縣中財政金融服務聯動的回歸系數在QR10和QR25兩個分位點處顯著為正;非貧困縣財政金融服務聯動的系數在0.1、0.25、0.5分位點上為正，但不顯著，在0.75和0.9分位點上顯著為正;這說明縣域財政金融服務聯動對產業結構升級具有一定的正向作用，但在不同的產業結構水平下和縣域地區存在明顯的異質性。貧困縣地區財政金融服務聯動在產業結構水平較低時產生明顯的促進作用，而在產業結構水平較高時的作用不顯著，非貧困縣地區剛好相反，在產業結構水平較低時財政金融服務聯動的促進作用不顯著，而在產業結構水平較高時產生正向促進作用。主要原因在于貧困縣地區的金融市場發展水平明顯滯后于非貧困縣地區，當縣域產業結構水平較低即主要表現為傳統農業和低端制造業時，產業發展對財政專項資金和銀行間接融資的依賴性較大，所以貧困縣地區財政金融服務聯動的作用效應比較明顯;當縣域產業結構水平較高即服務產業快速發展時，產業發展對金融市場直接融資的依賴性比較大，所以非貧困縣財政金融服務聯動的促進效應比較明顯。

控制變量中，人均GDP（Y）的系數在貧困縣和非貧困縣的所有分位點上全部顯著為負，人均GDP（Y）的平方項的系數與投資水平（TZ）的回歸系數一樣，在貧困縣組和非貧困縣組全部顯著為正。此外，比較投資水平回歸系數在貧困縣組與非貧困縣組的大小可以發現，每個分位點下貧困縣的回歸系數均大于非貧困縣組。這說明縣域固定資產投資水平的提高有助于促進產業結構升級，而且這種促進作用在貧困縣地區更大。信息化水平（TX）的回歸系數在貧困縣組全部不顯著，而在非貧困縣全部顯著為正，說明信息化水平對縣域產業結構升級的影響作用存在異質性。

（三）穩健性檢驗

本文擬從3個方面進行穩健性檢驗：一是采取替換核心變量的方式，在穩健性建議過程中，本文采用“第三產業產值/第二產業產值”“（第一產業產值+第二產業產值）/GDP”來衡量產業結構升級，采用公共財政支出與收入之比來衡量財政服務，采用縣域地區存貸比來衡量金融服務。二是財政金融服務對產業結構升級的影響可能存在滯后效應，因此將各個解釋變量的滯后1期用以替代原解釋變量，最后進行穩健性檢驗。三是考慮到我國東中西部地區縣域經濟發展的巨大區域差異，進行穩健性檢驗時，在計量模型中加入東部縣域的虛擬變量，東部縣域賦值為1，非東部縣域賦值為0。限于篇幅，本文省去穩健性檢驗結果，各模型的回歸結果進一步證實了上述研究結論。

四、研究結論與政策啟示

本文基于中國2010—2016年的縣域面板數據，利用動態面板分位數工具變量回歸方法（QRPIV）首先檢驗了財政金融服務及二者聯動對產業結構升級的影響效應，其次對貧困縣和非貧困縣進行了劃分以考察兩者的異質性。結果表明：縣域財政金融服務均有助于貧困縣和非貧困縣地區促進產業結構升級，而且該作用效應會隨著產業結構水平的提高而不斷增大。但是，財政服務和金融服務在貧困縣和非貧困縣表現出明顯的差異，其中，財政服務對貧困縣的產業結構升級影響作用更大，而金融服務在非貧困縣地區對產業結構升級的影響作用更大;貧困縣的財政服務對產業結構升級的推動作用明顯大于金融服務，非貧困縣的金融服務對產業結構升級的影響作用大于財政服務?？倶颖净貧w結果顯示財政金融服務聯動對產業結構升級的影響作用不顯著，但對貧困縣而言，如果產業結構水平較低，其財政金融服務聯動對產業結構升級的影響顯著為正，在產業結構水平較高時不顯著，而非貧困縣地區的剛好相反。

基于此，本文認為在促進產業結構升級的過程中，縣域財政金融服務的作用存在明顯的區域異質性，而且二者尚未形成合力，沒有實現“1+1>2”的效果。因此在具體實踐過程中，既要制定差異化的財政金融服務政策，充分發揮財政金融服務在不同地區的比較優勢，又要加強財政金融服務的協調配合以防止出現兩種服務作用的重疊、干擾和沖突現象，從而充分發揮財政金融服務對產業結構升級的促進作用。

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