（北京大學光華管理學院 北京 100871）

一、引 言

產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整是提高經(jīng)濟運行質量的重要手段，也是政府稅收增長和公共服務能力提升的重要源泉。一般認為，隨著經(jīng)濟發(fā)展和國民收入水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構的演進是沿著以第一產(chǎn)業(yè)為主導，到第二產(chǎn)業(yè)為主導，再到第三產(chǎn)業(yè)為主導的方向進行的?？傮w上看，中國目前正處于以第二產(chǎn)業(yè)為主導、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的階段，中央和地方政府的產(chǎn)業(yè)調整政策也多依據(jù)該演進規(guī)律制定。然而，在各地政府采用相同的產(chǎn)業(yè)調整政策推進地方產(chǎn)業(yè)結構調整的同時，各地的稅收收入表現(xiàn)卻出現(xiàn)分化，不同省份財政自給能力的差異逐漸增大。研究表明，稅收收入增長與經(jīng)濟發(fā)展之間密切相關，不當?shù)漠a(chǎn)業(yè)結構會抑制地方經(jīng)濟的發(fā)展，降低地方稅收收入的增長速度，而稅收作為政府財政收入的重要來源，其高低直接影響地方財政自給能力。因此，不當?shù)漠a(chǎn)業(yè)結構可能會加大地區(qū)間不平衡程度。目前，大部分省市均基于相同的產(chǎn)業(yè)結構調整政策進行發(fā)展，卻出現(xiàn)了不同的結果，這不禁使人產(chǎn)生懷疑——“大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)”的產(chǎn)業(yè)調整政策，是否與現(xiàn)階段我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相適應？可以看到，不同地區(qū)的資源稟賦不同，市場環(huán)境因素千差萬別，經(jīng)濟發(fā)展水平也不盡相同，采用同一的產(chǎn)業(yè)調整政策，可能出現(xiàn)諸多問題。

從學術界的相關研究來看，國內(nèi)外文獻中圍繞產(chǎn)業(yè)結構展開的討論有很多。Clark（1957）最早通過對比40 多個國家和地區(qū)的勞動投入和總產(chǎn)出，總結了產(chǎn)業(yè)結構變動的一般規(guī)律，奠定了現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)結構理論的基礎。Kuznets（1957）在Clark（1957）的基礎上，利用統(tǒng)計方法對產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟發(fā)展的關系進行了研究，揭示了產(chǎn)業(yè)結構變動的趨勢。隨后，又有眾多學者從理論或實證角度對最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長的關系、產(chǎn)業(yè)結構變動的原因、政府在產(chǎn)業(yè)結構調整中的作用等進行了研究（肖興志等，2012；劉偉和張輝，2008；McMillan 和Rodrik，2011；Ngai 和Pissarides，2007；Lin，2011）。近些年，由于中國國際地位的提升和政府對產(chǎn)業(yè)結構調整的重視，學術界對于中國產(chǎn)業(yè)結構調整問題的研究層出不窮。何德旭和姚戰(zhàn)琪（2008）通過分析產(chǎn)業(yè)結構調整過程中的各種效應，指出了中國產(chǎn)業(yè)結構調整的方向和路徑。干春暉等（2011）區(qū)分了產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化，并構建了一個關于產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長的計量模型。研究結果顯示，現(xiàn)階段我國產(chǎn)業(yè)結構合理化對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻遠大于產(chǎn)業(yè)結構高級化。白景明（2015）從理論角度對我國產(chǎn)業(yè)結構調整與經(jīng)濟發(fā)展和稅收增長的關系進行了深入探討。雖然關于我國產(chǎn)業(yè)結構的相關研究較多，但是深入研究區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構與地方財政自給能力間關系的文獻卻鮮有出現(xiàn)。鑒于此，從財政自給能力角度探討產(chǎn)業(yè)結構對不同地區(qū)的影響，進而為不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)調整方向提供理論依據(jù)，變得十分必要。本研究基于“凈貢獻”和“單位GDP 貢獻率”兩個指標度量地區(qū)財政自給能力，使用1994—2015 年省級面板數(shù)據(jù)，結合雙向固定效應模型、2SLS 模型和動態(tài)面板模型進一步檢驗了產(chǎn)業(yè)結構對于地方政府財政自給能力的影響，豐富了現(xiàn)有研究，并對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展規(guī)劃提出了意見建議，研究兼具理論價值和現(xiàn)實意義。

本文從稅收“凈貢獻”的角度，構造了一個衡量地方財政自給能力的新口徑，并利用1994—2015 年全國29 個省級行政單位（不包括港澳臺及青海、西藏）的面板數(shù)據(jù)，從實證上驗證了不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構對地方財政自給能力產(chǎn)生的影響。剩余部分的安排如下：第二部分對我國不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和財政自給能力進行說明；第三部分從實證角度，驗證產(chǎn)業(yè)結構對地區(qū)財政自給能力的影響；第四部分進一步研究各地區(qū)細分產(chǎn)業(yè)對地方財政自給能力的影響；第五部分總結全文并提出相關政策建議。

二、地區(qū)經(jīng)濟與財政自給能力

（一）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀①因篇幅所限，本文省略了對產(chǎn)業(yè)結構演進軌跡的分析說明，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

部分地方政府為了可觀的GDP 增長大幅舉債、過度投入基礎設施建設和低標準扶持地方企業(yè)。片面的發(fā)展觀和政績觀、忽略必要性和可持續(xù)性的建設以及缺乏約束機制，導致了地方政府債務規(guī)模巨大并且不斷增長。例如，按照2016 年發(fā)布的《中長期鐵路網(wǎng)規(guī)劃》，貴州省的高鐵規(guī)劃將達到日本新干線的總長度。各級政府大力建設基礎設施，必然會提振當?shù)谿DP，卻為未來的財政缺口埋下隱患。

（二）地方政府財政自給能力

按照國際通行的《馬斯特里赫特條約》標準，赤字率 3%被設為國際安全線。雖然一定程度的赤字可以促進經(jīng)濟發(fā)展，但是過大的財政赤字會給政府財政帶來沉重負擔，最終嚴重影響國民經(jīng)濟和人民生活。圖1 報告了我國1994 年到2015 年各地區(qū)本級財政赤字率的變化。從圖中可以看出，東部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展的同時，地區(qū)本級財政的赤字率控制在3%左右，中部地區(qū)的平均赤字率持續(xù)上升到12%，西部地區(qū)更是增長到超過18%。由此可見，僅憑人均GDP 來評估地區(qū)的發(fā)展水平是不夠的，相對于東部地區(qū)而言，中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展缺乏造血能力，是輸血式的發(fā)展，中西部地方政府依靠中央政府的轉移支付運行。

圖1 本級財政赤字率及中央補貼地方收入占GDP 比例

在中央補貼方面，從圖1 可以看出，東部地區(qū)平均獲得的中央補貼地方收入占GDP的比重在5%以下，東部省份的GDP 生產(chǎn)是基于地區(qū)本省的發(fā)展獲得的，而不同年份西部地區(qū)的GDP 生產(chǎn)對于中央補貼地方收入的依賴均超過了10%，經(jīng)濟發(fā)展獨立程度、造血能力低于東部地區(qū)。2015 年，對于西部地區(qū)來說，每產(chǎn)生1 單位的GDP 需要中央政府補貼地方0.3 單位的成本，是典型的輸血式發(fā)展。

（三）財政凈貢獻

為了更好地衡量地區(qū)的經(jīng)濟狀況和地區(qū)財政狀態(tài)，本文構造了“凈貢獻”衡量指標并將其定義為：凈貢獻=國稅中央級收入+地方上解中央收入 -中央補貼地方收入（包含轉移支付和稅收返還）。簡單來說，“凈貢獻”即是中央政府和地方政府的凈聯(lián)系。若凈貢獻為正，說明地方政府在滿足自己的本級支出需求外，向中央政府上繳了財政收入；若凈貢獻為負，說明地方政府在無法滿足自己的財政需求的情況下，從中央政府獲得了財政收入。根據(jù)全國各地區(qū)的財政凈貢獻數(shù)據(jù)，我們可以看到不同地區(qū)財政自給能力的變化。①為了更直觀地展示各地區(qū)的財政凈貢獻，我們繪制了相關熱力圖，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)本篇論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。1994年，除了西部少數(shù)民族地區(qū)和部分中部地區(qū)外，各地方政府財政基本處于收大于支的狀態(tài)。其中遼寧和上海是我國地方政府中凈貢獻最大的地區(qū)，西藏和內(nèi)蒙古則是凈貢獻最小的地區(qū)。2015 年，除了東部沿海地區(qū)以外，各地方政府財政都處于支大于收的狀態(tài)，尤其是中西部的人口大省四川和河南。我國東部沿海地區(qū)貢獻全國財政，出現(xiàn)了明顯的地區(qū)間不平衡現(xiàn)象。

進一步將地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平納入考慮，用本地的凈貢獻除以地區(qū)的生產(chǎn)總值水平進行標準化處理，并將生成的變量稱為“單位GDP 貢獻率”。通過這個新變量，可以很好地評估該地區(qū)每產(chǎn)生一單位GDP 會對中央財政貢獻或索取多少單位財政收入。根據(jù)全國財政凈貢獻數(shù)據(jù)可以看出，1994 年，北京、上海、遼寧和云南是財政效率最高的地區(qū)，西藏地區(qū)還有西北部地區(qū)的財政效率最低。2015 年，北京和上海仍然是財政效率最高的地區(qū)，但是遼寧和云南都變成了低效率地區(qū)。同時，東部地區(qū)大多為綠色，中部地區(qū)黃色，西部地區(qū)深紅色，區(qū)域差距非常明顯。

從圖2 的變化趨勢來看，每產(chǎn)生1 單位的GDP，東部地區(qū)平均會為全國的財政貢獻0.07 單位的財政收入，中部地區(qū)則需要中央補助0.05 單位財政收入，才能生產(chǎn)1 單位的GDP，西部地區(qū)的發(fā)展狀態(tài)更是堪憂，需要中央補助0.23 單位的財政收入，才能產(chǎn)生1 單位的GDP，造血能力明顯不足。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和財政效率都存在巨大的差異。北京和上海的單位GDP 貢獻率超過了0.30，也就是說每產(chǎn)生1 單位的GDP，北京和上海會上繳0.30 單位的財政收入給中央政府，用以向我國其他地區(qū)提供轉移支付。而單位GDP 貢獻率最低的則是西藏，達到了-1.19，也就是說西藏每產(chǎn)生1 單位的GDP，需要中央政府提供1.19 單位的財政補貼。

圖2 分地區(qū)單位GDP 貢獻率

三、產(chǎn)業(yè)結構對地區(qū)財政自給能力影響的實證分析

產(chǎn)業(yè)結構①因篇幅所限，本文省略了對產(chǎn)業(yè)結構和財政聯(lián)系的分析，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。對地方經(jīng)濟增長和未來增長潛力具有十分重要的影響，其是否合理直接關系到地方的稅收總量和結構，進而影響地方的財政狀況。近年來，我國產(chǎn)業(yè)結構不斷變動，無論是從全國還是分地區(qū)來看，都基本遵從了常規(guī)產(chǎn)業(yè)結構調整的演變規(guī)律——大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。但這樣同質的產(chǎn)業(yè)結構調整政策，是否真的有利于所有地區(qū)的發(fā)展？本節(jié)選取全國29 個省級行政單位（不包括港澳臺及青海、西藏）1994—2015 年的面板數(shù)據(jù)，先后利用基本的OLS 回歸和加入工具變量的2SLS 回歸進行分析，以期對上述問題做出較為全面和深入的解釋與說明。

（一）變量選擇及模型設定

為檢驗產(chǎn)業(yè)結構對財政自給能力的影響，本文選取了以下幾個方面的指標，分別刻畫各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的調整、財政自給能力的好壞和稅收結構的變動等。

（1）描述產(chǎn)業(yè)結構調整的變量。1994 年后，全國農(nóng)業(yè)占比持續(xù)大幅下降，其調整空間較少，各地區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構的調整主要聚焦在第二、第三產(chǎn)業(yè)上，因此，本文計算了各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比，用以表征各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構。

（2）衡量地方財政自給能力的變量。本文選擇了凈貢獻變量，以地方財政對中央財政的“凈貢獻”來衡量地方財政狀況的好壞，凈貢獻＝國稅中央級收入+地方上解中央收入-中央補貼地方收入（包含轉移支付和稅收返還）。若凈貢獻為正，說明地方財政自給能力較強，在覆蓋本地區(qū)支出事項后，還有余力通過中央轉移支付幫助其他地區(qū)；若凈貢獻為負，說明地方財政自給能力較差，需要中央或其他地方政府的幫助，才能勉力支撐地區(qū)“花銷”。本文繼而用該地區(qū)GDP 對凈貢獻進行標準化，得到了單位GDP 貢獻率變量。

（3）說明稅收結構變動的變量。如前文所述，稅收對地方財政狀況的影響較大，為此，本文選取了國有企業(yè)總量、建筑業(yè)增加值這兩個對企業(yè)所得稅、房產(chǎn)稅稅收有重要影響的變量，以體現(xiàn)各地稅收結構的差異。

（4）其他變量。為了保證研究的科學性，本文還選取了教育、人口、人均GDP、凈出口等一系列表征地區(qū)特征的變量，以控制除產(chǎn)業(yè)結構因素外的其他因素的影響。本文利用雙向固定效用模型（Two-way Fixed Effects Model），將個體固定效應與時間固定效應均納入考慮，其具體模型設定形式如下：

其中，下標i 和t 分別代表不同的省份及年份；Fiscali,t代表財政狀況；Structurei,t代表產(chǎn)業(yè)結構；表示稅源結構向量，由國有企業(yè)總量、建筑業(yè)增加值這兩個變量組成；表示一組控制變量，由教育、人口、人均GDP、凈出口組成；λt為時間固定效應（time fixed effects），用以控制不隨個體而變但隨時間而變的不可觀測因素的影響；ui為個體固定效應（individual fixed effects），用以控制不隨時間而變但隨個體而異的不可觀測因素的影響。具體地，模型所涉及相關變量的符號及含義如表1 所示。為解決序列相關問題，本文對標準誤在省份層面上進行了聚類處理，使用的是聚類穩(wěn)健的標準誤。

表1 相關變量及解釋

續(xù)表1

本文財稅數(shù)據(jù)主要來源于《中國財政統(tǒng)計年鑒》和《中國稅務統(tǒng)計年鑒》，其他控制變量數(shù)據(jù)主要來源于CEIC、CSMAR 和Wind 數(shù)據(jù)庫。表2 給出了各變量的描述性統(tǒng)計結果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結果

（二）基本模型的回歸分析

在這一部分，我們著重對未加入工具變量的模型進行基本的OLS 回歸分析。本文首先選取所有樣本數(shù)據(jù)進行回歸，從總體上分析產(chǎn)業(yè)結構對地區(qū)財政狀況的影響。隨后，考慮到地區(qū)的異質性，按地理分布將34 個省市分為東部區(qū)域、中部區(qū)域和西部區(qū)域三類，并分別在子樣本內(nèi)進行回歸分析。

1.全樣本回歸結果

為保證模型設定的正確性，本文對所設定的計量模型進行了Hausman 檢驗，檢驗結果拒絕了隨機效應模型的原假設，因而應建立固定效應模型。同時考慮到存在時間固定效應，因而選擇雙向固定效應模型利用全樣本對模型（1）進行估計，結果如表3 所示。

表3 全樣本估計結果

續(xù)表3

由表3 可以看出，產(chǎn)業(yè)結構對地方財政自給能力具有顯著影響，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比的系數(shù)在統(tǒng)計上顯著為正，并且，當逐漸加入稅源結構及其他控制變量進行回歸后，這一結果仍較為穩(wěn)健。這意味著，從全國層面來看，以發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)為著力點的產(chǎn)業(yè)結構調整政策確實有利于地方財政自給能力的改善。發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)可以擴大就業(yè)領域、增加就業(yè)人數(shù)，特別是發(fā)展擁有高附加值的新興服務業(yè)，有利于本地經(jīng)濟和社會狀況的改善，進而促使財政自給能力向良好的方向轉變。

2.分地區(qū)回歸結果

我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平存在明顯的差異，地區(qū)間的資源稟賦結構也不盡相同，為了區(qū)分產(chǎn)業(yè)調整對地區(qū)財政自給能力的區(qū)域性差異，本文進一步將樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個子樣本，并分別對模型（1）進行估計，結果如表4 所示。

由表4 不難看出，無論是東部、中部還是西部，二、三產(chǎn)業(yè)結構的變動對于地區(qū)財政自給能力均有顯著的影響。然而，產(chǎn)業(yè)結構調整對不同地區(qū)財政自給能力的影響存在較大差異。對于東部發(fā)達地區(qū)來說，調整產(chǎn)業(yè)結構，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，對于本地區(qū)財政自給能力的改善確實有促進效應，且從產(chǎn)業(yè)結構變量前的回歸系數(shù)可以看到，這種效應在三個子樣本回歸中是最大的。在控制時間和地區(qū)固定效應以后，產(chǎn)業(yè)結構調整對于凈貢獻率的影響略有減少，但依然在1%顯著程度上顯著，對地區(qū)財政自給能力有穩(wěn)健的正面影響。對于中、西部這些欠發(fā)達的省市而言，將發(fā)展方向由第二產(chǎn)業(yè)轉向第三產(chǎn)業(yè)，卻使得本地的財政狀況惡化，順應一般規(guī)律的產(chǎn)業(yè)結構調整方式對這些地區(qū)產(chǎn)生了負向影響。從數(shù)值上看，西部地區(qū)的負向影響還要大于中部地區(qū)。加入雙向固定效應以后，對地區(qū)財政自給能力有穩(wěn)健的負面影響。相較于東部地區(qū)，中、西部城市化進程慢，城市集聚效應不明顯，缺乏第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的充沛的資本與勞動力投入。中、西部地區(qū)與東部地區(qū)的基礎設施、人力資本和消費市場都存在較大差異，在中、西部發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不存在比較優(yōu)勢，同等投入的產(chǎn)出相對更少。西部地區(qū)相較于中部地區(qū)，基礎設施、人力資本和消費市場也存在一定差異，所以盲目推進產(chǎn)業(yè)結構向第三產(chǎn)業(yè)升級帶來的損害更大。現(xiàn)階段中、西部地區(qū)不應盲目追求高服務業(yè)占比的產(chǎn)業(yè)結構，應結合自身稟賦優(yōu)勢，利用廣袤的土地和豐富的自然資源，繼續(xù)促進第一、第二產(chǎn)業(yè)的穩(wěn)步發(fā)展，才能保證自身財政自給能力的逐漸提升。

表4 分地區(qū)估計結果

（三）穩(wěn)健性分析

為了控制產(chǎn)業(yè)結構和財政自給能力的內(nèi)生性，使得模型更加穩(wěn)健，本文引入了工具變量，并采用兩階段最小二乘估計方法（2SLS）。

1.工具變量的構造和檢驗

在回歸方程中，一個有效的工具變量需要滿足“相關性”與“外生性”兩個條件：與內(nèi)生解釋變量相關，與擾動項不相關，工具變量影響被解釋變量的唯一渠道就是通過內(nèi)生解釋變量。本文選取了各地區(qū)的進出口總額作為產(chǎn)業(yè)結構的工具變量。

進出口規(guī)模的大小往往作為表征地區(qū)開放程度的代理變量，一個地區(qū)的進出口規(guī)模越大，其開放程度往往越高。而開放程度的高低對地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構具有重要影響：開放程度大、全球化水平高的地區(qū)，其市場化水平也較高，使得產(chǎn)業(yè)結構的調整步伐快于其他地區(qū)。進出口規(guī)模顯然與產(chǎn)業(yè)結構具有相關性。

凈貢獻率是一個效率層面的概念，即財政自給效率。進出口規(guī)模是一個數(shù)量層面的概念。雖然進出口總額會直接影響地區(qū)生產(chǎn)總值，但是數(shù)量與效率之間并不直接相關。例如2015 年安徽省GDP 與北京市幾乎一樣，但是安徽省財政自給效率為-0.05，北京市為0.31。2015 年GDP 排名前10 的省份，一半為正財政自給效率，一半為負財政自給效率，數(shù)量不直接影響財政自給效率。同時，進出口關稅屬于國稅，并不直接進入地方財政，進出口總額與財政自給效率之間的關聯(lián)橋梁是產(chǎn)業(yè)結構，進出口規(guī)模通過產(chǎn)業(yè)結構影響地方財政自給效率。因此，我們認為進出口規(guī)模同時滿足相關性和外生性要求。以進出口總量作為財政自給效率的工具變量，弱工具變量檢驗Cragg-Donald 統(tǒng)計量為46.72，高于10%偏誤下的臨界值16.38，拒絕弱工具變量假設。

一階段（first-stage）等式為：

二階段（reduced-stage）等式為：

2.回歸結果①考慮到異方差的存在，為了結果的穩(wěn)健性，我們同時使用了更有效率的最優(yōu)GMM 估計，回歸結果與2SLS 基本相同。

為了與基準模型進行對比，我們比照上一節(jié)內(nèi)容，依次在全樣本和地區(qū)子樣本層面上進行了回歸，表 5展示了在加入進出口規(guī)模作為工具變量后，全樣本和分地區(qū)子樣本的2SLS第二階段回歸結果。

表5 回歸結果

由表5 可以看到，從全國層面來講，加入工具變量后的估計結果與基本模型的結果方向一致，且都在1%的顯著性水平上顯著。但是需要注意的是，產(chǎn)業(yè)結構變量（structure）前的系數(shù)變?yōu)榱?.1827，與不加入工具變量的回歸結果0.0487 相比有了顯著提升，這說明了在全國層面整體推行促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)調整政策的重要性。

從子樣本的回歸表現(xiàn)來看，東部地區(qū)的表現(xiàn)與全國的情況類似，加入工具變量后的模型中，產(chǎn)業(yè)結構顯示出了更強的影響效果，由第二產(chǎn)業(yè)轉向第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)調整政策，對于本地區(qū)財政狀況的改善效力比基本模型高很多，達到了0.3043，顯著高于全國整體水平。然而，中、西部地區(qū)加入工具變量后的GMM 回歸結果則與基本模型出現(xiàn)了一定偏差：中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的變動對于地區(qū)財政狀況的影響由負轉正，達到了0.1065，并且顯著程度有所提高；西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構前的系數(shù)雖然仍為負，但其結果不再顯著。西部出現(xiàn)了不顯著的負向影響，這與當下西部地區(qū)結合自身自然資源稟賦，通過發(fā)展生態(tài)旅游相關的服務業(yè)來改善當?shù)亟?jīng)濟和財政狀況的事實相符。這與我們提出的根據(jù)自身稟賦來進行因地制宜的產(chǎn)業(yè)規(guī)劃原則并不沖突。

綜上所述，由于內(nèi)生性問題的存在，產(chǎn)業(yè)結構對地區(qū)財政狀況的積極影響被掩蓋，加入工具變量后，盡管部分回歸結果發(fā)生反轉或變化，但核心結論仍表現(xiàn)出了穩(wěn)健性，即在全國層面上，可以大力推動發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，以促進財政狀況的改善，但對于某些特殊地區(qū)，如西部地區(qū)，則應出臺差異性政策，鼓勵其因地制宜地發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，無須過早、過急的盲目發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，以防止其對財政自給能力產(chǎn)生損害。除此之外，需要注意的是，加入工具變量后，無論是在全樣本還是在子樣本回歸中，產(chǎn)業(yè)結構的影響結果均朝著正向增加的方向變化：原基本OLS 回歸中的正效應在2SLS 模型中被增強（東部地區(qū)），負效應轉為正效應（中部地區(qū)）或不再顯著（西部地區(qū)）。

（四）動態(tài)面板

我們在基礎模型中加入了財政自給能力的一期滯后項，以表征財政自給能力變化的前后期關聯(lián)，建立了動態(tài)面板模型如下：

其中，下標i和t分別代表地級市和年份；Fiscali,t代表當期當?shù)刎斦越o能力變量；Fiscali,t-1代表前一期當?shù)刎斦越o能力變量；Xit表示一組解釋變量，包括代表當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構變量的Structurei,t，代表當?shù)氐亩愒从绊懙膌n SOEi,t和ln CVAi,t，以及其他相關控制變量。ui代表地區(qū)固定效應，用以控制含城市基本情況在內(nèi)隨城市變化的不可觀測因素的影響。εi,t代表誤差項。

由于模型中生態(tài)環(huán)境與城市化可能存在雙向因果的關系，或存在觀測不到的地區(qū)特征與解釋變量相關的情況。為了處理這些問題，本節(jié)在計量分析中使用GMM 方法以控制模型中可能存在的內(nèi)生性，進而得到一致的估計。本文在處理內(nèi)生性過程中使用系統(tǒng)內(nèi)部的工具變量，我們允許解釋變量的弱外生性，即假定誤差項與解釋變量前期值和當期值相關，但是不能對未來產(chǎn)生反饋。在上面的限制條件下，本節(jié)對式（2）進行差分得到下面的估計方程：

上述的差分轉換方法是Arellano 和Bond（1991）提出的差分GMM 估計，消除了不隨時間變化的特定地區(qū)固定效應。但是差分轉換會導致部分樣本信息的損失，進而影響估計結果的漸進有效性，因此本節(jié)同時采用系統(tǒng)GMM 進行分析。為控制模型中存在的內(nèi)生性，本文選取被解釋變量的滯后一階段到三階值作為工具變量進行估計并將得到的結果與固定效應模型和2SLS 模型匯總進行分析，具體如表6 所示。

表6 全國層面各類模型結果

從表6 可以看出，兩種估計方法都通過了序列相關檢驗和工具變量有效性檢驗。同時，在全國層面，無論是固定效應模型、2SLS 模型、差分GMM 模型還是系統(tǒng)GMM 模型，產(chǎn)業(yè)結構的調整都會顯著改善當?shù)氐呢斦?。使用差分GMM 估計時，產(chǎn)業(yè)結構每上升1 個單位，地方財政自給能力會有0.2103%的顯著改善。使用系統(tǒng)GMM 估計時產(chǎn)業(yè)結構每上升1 個單位，地方財政自給能力會有0.1559%的顯著改善。靜態(tài)面板和動態(tài)面板在不同分析方法下的結論穩(wěn)健，即在全國層面產(chǎn)業(yè)結構調整可以顯著改善財政自給能力。

四、細分產(chǎn)業(yè)研究分析

通過籠統(tǒng)的第二、第三產(chǎn)業(yè)來構建產(chǎn)業(yè)結構變量，在學術研究和政策指導上仍存在很大的進步空間。鑒于此，本部分將第二、第三產(chǎn)業(yè)進行細分。根據(jù)國家統(tǒng)計局2013 年頒布的《高技術產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2013）》，本文將第二產(chǎn)業(yè)分為傳統(tǒng)工業(yè)及高技術制造業(yè)，高技術制造業(yè)又細分為醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)、電子計算機及辦公設備制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、航空航天制造業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)。根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》，本文將第三產(chǎn)業(yè)分為交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、批發(fā)零售餐飲業(yè)、金融保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)。由此一來，便可以更詳細地區(qū)分不同產(chǎn)業(yè)對于地方財政績效的影響，從而得出更有學術和實踐價值的結論。計算分地區(qū)分產(chǎn)業(yè)對財政自給能力的影響，其結果匯總如表7 所示。

表7 各行業(yè)影響匯總結果

從全國范圍看，金融保險業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)可以顯著提高地方財政自給能力，該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶來充沛的資金，進而可以為當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展注入活力，改善當?shù)刎斦淖越o能力。高技術制造業(yè)中的電子及通信設備制造和醫(yī)療設備及儀器制造業(yè)能從技術進步與發(fā)展層面改善地方財政自給能力。而農(nóng)業(yè)占比的提高會顯著降低地方財政自給能力，我國廢除農(nóng)業(yè)稅等舉措使得農(nóng)業(yè)占比的提高無法改善地區(qū)財政自給能力。

從分地區(qū)的情況來看，東部地區(qū)適合發(fā)展金融保險業(yè)、其他第三產(chǎn)業(yè)和醫(yī)療設備及儀器制造業(yè)，這三類產(chǎn)業(yè)比例的提升可以顯著改善東部地區(qū)財政自給能力。這是因為東部地區(qū)擁有豐富的人力資本和物質資本，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)具有得天獨厚的優(yōu)勢。東部地區(qū)擁有醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)的發(fā)展所需的人力資源和廣大的消費市場，所以發(fā)展醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)可以顯著改善地區(qū)財政自給能力。對于中部地區(qū)而言，交通倉儲郵政業(yè)的發(fā)展會顯著改善地區(qū)財政自給能力，這是因為中部地區(qū)四通八達，為我國物流交通的中樞，發(fā)展交通倉儲郵政具有很強的比較優(yōu)勢，可以顯著改善地方的財政自給能力。中部地區(qū)發(fā)展其他第三產(chǎn)業(yè)會顯著降低地區(qū)財政自給能力，這是因為相對于東部地區(qū)，中部地區(qū)快速推進第三產(chǎn)業(yè)沒有人力優(yōu)勢和資本優(yōu)勢，無法改善地區(qū)財政自給能力。而從西部地區(qū)看，發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)和電子計算機及辦公設備制造業(yè)，可以顯著改善地區(qū)財政自給能力。這可能是因為西部地區(qū)地廣人稀，城市化程度低，發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)推進城市化可以顯著促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，改善地區(qū)財政自給能力。西部地區(qū)擁有豐富的自然資源和低廉的人力成本，適合電子計算機及辦公設備制造業(yè)的發(fā)展。同時，在西部地區(qū)發(fā)展交通倉儲郵政產(chǎn)業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)無法改善地區(qū)財政自給能力。西部地區(qū)地勢不如中部和東部平緩，多山和峽谷，交通倉儲郵政業(yè)的發(fā)展沒有比較優(yōu)勢，同時西部地區(qū)地廣人稀，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展缺少人力資本和消費市場。各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)潛力不同，應該因地制宜結合自身發(fā)展條件設定合適的產(chǎn)業(yè)結構調整目標進行發(fā)展。

五、結 論

本文通過對我國1994—2015 年29 個省級行政單位的財政自給能力和產(chǎn)業(yè)結構的面板數(shù)據(jù)進行雙向固定效應模型、2SLS 模型以及動態(tài)面板模型回歸分析，得出了產(chǎn)業(yè)結構對不同地區(qū)財政自給能力的影響不同的結論。進一步地，本文通過對二、三產(chǎn)業(yè)進行細分，刻畫了國內(nèi)不同地區(qū)不同行業(yè)的情況。具體來講，本文的結論歸納如下：

第一，由于存在地方政府的重復開發(fā)和無序競爭，我國的地區(qū)發(fā)展狀態(tài)并不能單獨地由GDP 評估。根據(jù)本文選擇的“凈貢獻”和“單位GDP 凈貢獻率”兩個指標，我國僅有北京、上海、天津、東部沿海五?。ㄉ綎|、江蘇、浙江、福建和廣東）財政自給能力良好，除了可以滿足本級地方政府的財政支出外，還在財政上供養(yǎng)著全國其他地方政府。由此可見，地區(qū)發(fā)展尚處于不平衡的狀態(tài)。

第二，各地方政府的財政狀態(tài)亦即財政自給能力有著巨大差異，財政狀態(tài)良好的北京市每產(chǎn)生1 單位GDP 會向其他地方政府貢獻出0.3 單位的GDP，財政狀態(tài)較差的西藏地區(qū)則需要得到約1.2 單位GDP 的財政補助才能產(chǎn)出1 單位的GDP。東部地區(qū)每產(chǎn)生1 單位GDP 平均貢獻出0.07 單位GDP，中部地區(qū)平均需要得到0.05 單位GDP 的財政補助才能產(chǎn)出1 單位GDP，而西部地區(qū)平均需要得到0.23 單位GDP 的財政補助才能產(chǎn)出1 單位GDP。

第三，產(chǎn)業(yè)結構對于各地方政府的財政自給能力都有著顯著的影響，但是分地區(qū)看，東部產(chǎn)業(yè)結構向第三產(chǎn)業(yè)增長會帶來正的財政自給能力影響，中西部地區(qū)則可能帶來負的財政自給能力影響，而且西部地區(qū)受到的負面影響明顯強于中部。從結論出發(fā)，我們建議東部地區(qū)繼續(xù)響應國家號召大力發(fā)展以高新科技、金融等為主題的第三產(chǎn)業(yè)；中部地區(qū)推動交通倉儲業(yè)發(fā)展，開始嘗試逐漸邁向第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式；西部地區(qū)則應調整產(chǎn)業(yè)結構配置，結合當?shù)刈匀环A賦，發(fā)揮自身競爭優(yōu)勢，重點發(fā)展制造業(yè)或生態(tài)旅游業(yè)相關的服務業(yè)。