賈婷月 ，王曉陽 ，司繼春 ，田志偉

（1. 上海社會科學院 應用經(jīng)濟研究所, 上海 200020； 2. 上海市商務發(fā)展研究中心, 上海 200003；3. 上海對外經(jīng)貿(mào)大學 統(tǒng)計與信息學院, 上海 201620；4. 上海財經(jīng)大學 公共政策與治理研究院, 上海 200433）

一、 問題的提出

黨的十九屆五中全會提出“十四五”時期要“堅定不移建設制造強國、質量強國、網(wǎng)絡強國、數(shù)字中國，推進產(chǎn)業(yè)基礎高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化”，定調(diào)我國制造業(yè)要向高級化、智能化、高質量升級。傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)結構升級理論中，財政支出并不是主要影響因素，但歷史的經(jīng)驗表明，當中國經(jīng)濟遭受重大短期外生沖擊時，財政政策促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極作用不可忽視。在中國經(jīng)濟進入“雙循環(huán)”發(fā)展的新格局下，研究基本公共服務與基礎設施這兩類最為重要的財政支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應，對于研判政府支出的有效性、優(yōu)化政府支出的結構、特別是在政府“過緊日子”的情況下保證我國財政支出的可持續(xù)性、推動經(jīng)濟向更高質量發(fā)展具有十分重要的意義。

中國制造業(yè)向更高質量發(fā)展是由市場決定的科技創(chuàng)新與政府推動的發(fā)展戰(zhàn)略二者共同決定的（葉祥松和劉敬，2020）。財政政策的有效運用，不僅能夠實現(xiàn)“穩(wěn)增長”，還能兼顧“調(diào)結構”目標（齊鷹飛和Li, 2020）。政府投資支出一般分為兩大類，一類是諸如機場、道路、港口等傳統(tǒng)基礎設施相關領域的投資，另一類是諸如教育、醫(yī)療、科技等領域的投資。從中國的現(xiàn)實情況看，財政基礎設施支出與基本公共服務支出具有典型的逆周期的調(diào)節(jié)作用。從圖1a可知，勞動密集型與技術密集型制造業(yè)增加值增長率滯后于財政支出增長率，其中，技術密集型行業(yè)與基本公共服務的相關性更為明顯。當勞動密集型、技術密集型行業(yè)增長率較低時，基本公共服務支出增長率較高，反之亦然。資本密集型制造業(yè)增長率與財政基礎設施投資增長率的波動形態(tài)在2011年之前與2014年之后呈現(xiàn)逆周期的變動趨勢，而在2012年與2013年之間則呈現(xiàn)同周期的變動趨勢（見圖1b）。圖1說明不同要素密集度的行業(yè)對于財政支出的需求不盡相同，同時也意味著財政支出對制造業(yè)發(fā)展可能存在非線性經(jīng)濟效應。

圖1 政府投資支出與制造業(yè)增加值增長率

本文研究財政支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應，重點就一般預算支出中最為關鍵的基礎設施支出和基本公共服務支出對制造業(yè)升級的異質性經(jīng)濟效應進行探討。在經(jīng)濟進入新發(fā)展格局下，本文試圖回答以下問題：當前政府的財政支出結構對制造業(yè)升級是否存在促進效應？這種效應是線性的還是邊際遞增或遞減的？這些現(xiàn)象在區(qū)域間是否呈現(xiàn)一致性？在推動制造業(yè)轉型升級的層面，各區(qū)域對于基礎設施與基本公共服務的需求是否符合傳統(tǒng)的預判？哪些省份出現(xiàn)了財政支出有效性的資源浪費？在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，本研究旨在為識別出有效推動制造業(yè)轉型升級的區(qū)域差別化財政支出政策、提升財政支出有效性、推動我國制造業(yè)向更高質量發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文的邊際貢獻為：第一，本文同時考慮并比較了基礎設施投資支出和基本公共服務支出對制造業(yè)向高端化升級的影響，發(fā)現(xiàn)其影響是存在高度異質性和邊際遞減特征的，豐富了制造業(yè)升級領域的相關研究。第二，本文發(fā)現(xiàn)財政一般預算支出及其結構在推動制造業(yè)升級的進程中存在很大的區(qū)域差異性，東部地區(qū)無論是傳統(tǒng)基礎設施還是基本公共服務支出都具有更強的促進作用，而中、西部省份則出現(xiàn)了阻礙制造業(yè)升級的現(xiàn)象，這些發(fā)現(xiàn)對我國優(yōu)化財政資源分配具有重要意義。第三，本文進一步剖析了財政支出影響制造業(yè)升級在不同技術進步階段的非線性特征，將技術進步過程劃分為由模仿向自主創(chuàng)新過渡時期（下文稱為“技術進步動力轉型”）和以自主創(chuàng)新為主的創(chuàng)新型技術進步時期，以甄別傳統(tǒng)基礎設施建設投資支出與基本公共服務支出對制造業(yè)升級的技術進步階段異質性經(jīng)濟效應。

二、 理論分析與研究假設

制造業(yè)升級通常體現(xiàn)在以技術進步為核心驅動力的制造業(yè)向更高生產(chǎn)率水平和附加值轉移的過程，對外表現(xiàn)為制造業(yè)產(chǎn)品在全球價值鏈分工體系中地位的提升（Humphrey和Schmitz,2000），對內(nèi)則表現(xiàn)為制造業(yè)結構高級化和合理化（馬珩，2012；劉奕等，2017）。在我國，地方政府往往會根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展目標、資源稟賦、比較優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、要素流動特征等信號調(diào)整資源在產(chǎn)業(yè)部門之間的配置，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構向其目標轉變。與此同時，產(chǎn)業(yè)技術進步也需要政府提供必要的基礎設施和公共服務，從而突破技術進步的初始資本約束（韓永輝等，2017）。

政府基礎設施投資支出通過兩種主要渠道影響企業(yè)產(chǎn)出。首先，基礎設施作為企業(yè)直接投入要素對產(chǎn)出有積極效應；其次，公共基礎設施投資的增加也意味著產(chǎn)出稅收的增加，從而對企業(yè)產(chǎn)出具有間接的負效應。兩種效應的疊加導致公共基礎設施對總產(chǎn)出的影響為倒U形經(jīng)濟效應（Barro, 1990; Baxter和King, 1993；賈俊雪，2017）。政府對傳統(tǒng)基礎設施補短板的投資，如城際軌道交通、城市高速鐵路等，能夠打破人口流動障礙，促進城市群內(nèi)產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作與知識外溢。如高鐵的開通能提升專利引用量和折舊度，使高技術人才實現(xiàn)更高水平和更大范圍的技術創(chuàng)新外溢（Gumbau-Albert和Maudos，2009；余泳澤等，2019）。交通網(wǎng)絡、信息網(wǎng)絡和能源等基礎設施水平的改善也會提高出口技術復雜度（馬淑琴和謝杰，2013），從而推動制造業(yè)升級。

政府基本公共服務支出是地方政府競爭人才的重要方式，其通過吸引技能勞動力的流入以推動制造業(yè)技術進步。在人口可以自由流動的前提下，居民可以流動到具有符合自身偏好的公共品與稅收的地區(qū)（Tiebout, 1956）。高技術勞動力傾向于向具備更加完善的基本公共服務、更高質量的環(huán)境、更公平的市場機制的地區(qū)集聚（Diamond，2016）。地區(qū)優(yōu)質的公共服務和公共設施能夠影響居民生活的便利性和生活質量，從而改變?nèi)丝谶w移決策和人口空間分布（Da Silva等, 2017；夏怡然與陸銘，2015），進而影響勞動力技術結構，最終作用于產(chǎn)業(yè)結構轉型。戴翔等（2016）提出勞動力技能的提高有利于吸引高技術產(chǎn)業(yè)轉移，并推動低技術產(chǎn)業(yè)向高技術產(chǎn)業(yè)轉型，以促進產(chǎn)業(yè)轉型升級。

政府在技術進步的不同階段一般會采取差別化的財政政策。Aghion和Howitt (2009)考察了經(jīng)濟增長動力轉換過程，即隨著資本深化催生創(chuàng)新要素，此時資本邊際產(chǎn)出下降，最終至穩(wěn)態(tài)時，經(jīng)濟增長完全由創(chuàng)新驅動。然而后發(fā)國家技術進步的路徑更為復雜，既需要在研發(fā)強度與技術模仿程度之間進行選擇，還需要在技術引進與自主研發(fā)中權衡（傅曉霞和吳利學，2013），因而技術進步的形式往往是復雜的、多重的。在市場競爭程度不斷提高、后發(fā)經(jīng)濟體技術差距與技術前沿面經(jīng)濟體逐漸收斂時，實現(xiàn)最優(yōu)的技術進步路徑的驅動力應隨著技術差距條件變化而轉換（黃先海和宋學印，2017）。作為新興工業(yè)化經(jīng)濟體，在2003年以前，我國自主研發(fā)吸收能力較低，阻礙了技術引進對經(jīng)濟發(fā)展的作用，并且這一特征還存在區(qū)域差距（吳延兵，2008）。因此，引進外資，增加對本土企業(yè)的研發(fā)力度、工業(yè)園區(qū)配套建設、民生與戶籍制度改革等，這些能引導資源向高端制造業(yè)配置的公共政策往往會隨著技術進步階段的變化而調(diào)整。

綜上，本文提出以下研究假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，政府基礎設施支出與基本公共服務支出能夠間接影響制造業(yè)升級，并且這種經(jīng)濟效應是非線性的，具有極強的區(qū)域異質性。

假設2：在從模仿向自主創(chuàng)新過渡的技術進步動力轉型期和完全以自主創(chuàng)新為主的創(chuàng)新型技術進步期，財政支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應程度不一致，該經(jīng)濟效應同樣存在非線性特征。

三、 實證模型與數(shù)據(jù)說明

（一）實證模型

本文首先檢驗財政支出對制造業(yè)升級的綜合效應。為了盡量避免內(nèi)生性問題，使用滯后一期的財政支出作為核心解釋變量。財政支出在激勵企業(yè)研發(fā)投入、推動產(chǎn)業(yè)結構升級中的作用可能是邊際遞減的，因此我們在模型中加入了滯后一期財政支出的二次項以衡量這種非線性效應。具體實證模型如式（1）：

其中，被解釋變量strucit為i地區(qū)t年制造業(yè)升級指標，本文使用制造業(yè)結構高級化指數(shù)（NZstruc）度量。核心解釋變量Pseit-1為i地區(qū)t-1年的財政支出占比，主要為財政一般預算支出占比（l_czzc），并將其進一步劃分為基本公共服務支出占比（l_psemsx）和基礎設施支出占比（l_psejsx）。Xit為控制變量集合，具體包括市場化水平 （mar）、對外開放程度（open）、產(chǎn)業(yè)結構（third）、滯后固定資產(chǎn)投資的對數(shù)（l_inv）、人力資本水平（hc）和滯后一期GDP的對數(shù)（dl_gdp）。

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量：制造業(yè)升級指數(shù)。借鑒文獻中有關向量夾角測度結構高級化的方法（劉志彪和安同良，2002；付凌暉，2010；劉智勇等，2018）測算制造業(yè)結構高級化指數(shù)（NZstruc），該方法也被廣泛應用在測度產(chǎn)業(yè)結構變化(Cole，1979; 劉志彪和安同良，2002; 付凌暉，2010)、就業(yè)結構變化(Neffke等，2018)等領域，其計算方法如下：

首先，依據(jù)要素密集度將制造業(yè)行業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類，計算每一類制造業(yè)增加值占制造業(yè)全部增加值的比重①本文實證回歸選取20個二位碼制造業(yè)行業(yè)。沿襲張其仔等（2017）的研究結果，將制造業(yè)行業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類。其中，勞動密集型行業(yè)包括農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、紡織制造業(yè)、造紙及紙制品制造業(yè)、非金屬礦物制品制造業(yè)、金屬制品業(yè)；資本密集型行業(yè)包括煙草加工業(yè)、石油加工及煉焦制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；技術密集型行業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、通用機械制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械和器材制造業(yè)、計算機通信和其他電子設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)。。

其次，分別計算勞動密集型、資本密集型、技術密集型制造業(yè)的向量夾角。將每一類制造業(yè)增加值占制造業(yè)總增加值的比重依次作為空間向量的一個分量，從而構成一組3維制造業(yè)空間向量X0=(x0,1,x0,2,x0,3)，然后分別計算X0與 基本單位向量組X1=(1,0,0)、X2=(0,1,0)、X3=(0,0,1)的 夾角 θj：

其中，xj,i為基本單位向量Xj的第i個分量，x0,i表 示某年某省制造業(yè)空間向量X0的第i個分量。

最后，通過對 θj(j=1,2,3)加權求和，得到制造業(yè)結構高級化指數(shù)（NZstruc）。制造業(yè)結構高級化描述了一國制造業(yè)結構先由以勞動密集型為主向以資本密集型為主進而向以技術密集型為主的升級過程。因此本文認為技術密集型制造業(yè)占比的增加優(yōu)于資本密集型制造業(yè)占比的增加，進而優(yōu)于勞動密集型制造業(yè)的占比的增加。據(jù)此，對技術密集型、資本密集型、勞動密集型制造業(yè)依次賦權為1、2、3，得到制造業(yè)結構高級化指數(shù)（NZstruc）：

其中，Wj為制造業(yè)空間向量夾角 θj的權重。由式（2）、式（3）可知，當勞動密集型制造業(yè)占比越小時，資本、技術密集型制造業(yè)占比相對越大。若技術密集型制造業(yè)占比越大，則制造業(yè)高級化指數(shù)（NZstruc）的值越大，制造業(yè)結構更加高級化。

2. 被解釋變量：使用各省份二位數(shù)制造業(yè)行業(yè)增加值進行測算。鑒于2008年以后各地區(qū)各行業(yè)的增加值數(shù)據(jù)可得性較差，本文參考余東華等（2019）的做法對2008-2016年的制造業(yè)實際增加值進行估算①本文參考余東華等（2019）的做法估算2008-2016年的制造業(yè)實際增加值：首先，計算2012-2016年每年工業(yè)銷售產(chǎn)值的增長率，利用2011年的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)估算2012-2016年的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)。2012-2016年每年工業(yè)總產(chǎn)值等于2011年工業(yè)總產(chǎn)值與2012-2016年每年工業(yè)銷售產(chǎn)值增長率的乘積。其次，利用2000-2007年工業(yè)增加值率的平均值估算2008-2016年的名義工業(yè)增加值（2004年工業(yè)增加值率通過2003年和2005年工業(yè)增加值率取平均計算得到），2008-2016年每年名義工業(yè)增加值等于2000-2007年工業(yè)增加值率平均值與2008-2016年工業(yè)總產(chǎn)值的乘積。最后，使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)對工業(yè)增加值去除價格指數(shù)。。

3. 核心解釋變量：財政支出。具體包括財政一般預算支出占GDP比重、財政基本公共服務支出占GDP比重以及財政基礎設施支出占GDP比重。在數(shù)據(jù)選擇上，現(xiàn)有研究大多使用資金來源為預算資金的固定資產(chǎn)投資度量政府投資支出（郭長林，2018）或政府固定資本形成數(shù)據(jù)度量政府基礎設施投資（李戎和田曉暉，2021）。賈俊雪（2017）使用地級市財政基本建設支出（1998-2006年）度量公共基礎設施投資，但2007年以后，一般預算支出明細統(tǒng)計口徑調(diào)整，基本建設支出不再統(tǒng)計。本文研究2007年以后政府基礎設施與公共服務支出對制造業(yè)升級的影響，為保證兩類投資統(tǒng)計口徑基本一致，依據(jù)財政支出功能性質，本文將財政一般預算支出中的教育、科技、文化體育與傳媒、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障支出列為財政基本公共服務支出，將環(huán)境保護、交通運輸、農(nóng)林水事務支出劃分為財政基礎設施支出。

在擴展性分析部分，將技術進步階段劃分為技術進步動力轉型期（trtech）和創(chuàng)新驅動型技術進步期（innov），考察財政支出在不同技術進步階段的異質性效應。其中，技術進步動力轉型時期反映了由模仿驅動向創(chuàng)新驅動的技術進步動力轉換階段，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出與技術引進支出之比來表示；創(chuàng)新型技術進步期反映了企業(yè)以內(nèi)部研發(fā)創(chuàng)新驅動為主的技術進步階段，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出與地區(qū)GDP之比來測度②規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)技術引進支出包括企業(yè)技術改造經(jīng)費支出、技術引進經(jīng)費支出、消化吸收經(jīng)費支出、購買國內(nèi)技術經(jīng)費支出。。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。本文采用了除西藏、青海、海南以外的28個省份2008-2016年的面板數(shù)據(jù)，具體原因如下：一是2007年起實施新的政府收支分類標準與統(tǒng)計口徑，二是現(xiàn)有的微觀數(shù)據(jù)如中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫在2008年以后數(shù)據(jù)可得的時序較短，因此本文選擇了《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》中分省份、分二位數(shù)行業(yè)的制造業(yè)數(shù)據(jù)測算。各變量描述統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計結果

續(xù)表1 描述性統(tǒng)計結果

四、 實證結果

（一）基準模型估計結果

本文首先使用面板雙向固定效應模型進行基準回歸（見表2）。第(1)-(4)列是財政一般預算支出總體規(guī)模占GDP比重與制造業(yè)升級的回歸結果。比較第(1)、(3)列回歸結果發(fā)現(xiàn)，加入控制變量后，財政支出占比對制造業(yè)升級的影響從原本的顯著負相關變?yōu)椴伙@著，說明財政一般預算支出總體規(guī)模對制造業(yè)升級的線性經(jīng)濟效應作用方向不確定。為進一步檢驗財政支出對制造業(yè)升級的非線性關系，本文在第(2)、(4)列回歸中加入了財政支出變量的二次項，并對財政支出的一次項與二次項進行去平均處理（dml_czzc），從而一次項可以解釋為平均效應①本文回歸中若涉及加入核心解釋變量的二次項或交互項，則核心解釋變量一次項與二次項均進行了去平均處理。?；貧w結果發(fā)現(xiàn)，財政一般預算支出總體規(guī)模的二次項回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為負，表明無論是否加入控制變量，財政一般預算支出對制造業(yè)升級的影響呈現(xiàn)顯著的倒U形關系，即財政一般預算支出對制造業(yè)升級的促進作用呈現(xiàn)邊際遞減效應，隨著財政一般預算支出規(guī)模占GDP比重的增加，制造業(yè)先快速升級，然后，隨著政府干預程度的加深，制造業(yè)升級的進程會受到阻礙，這一時期財政資金的使用效率低下，出現(xiàn)經(jīng)濟效率損失。

表2 財政支出結構與制造業(yè)升級的綜合效應檢驗

續(xù)表2 財政支出結構與制造業(yè)升級的綜合效應檢驗

僅僅關注財政一般預算支出總體規(guī)模對制造業(yè)升級的影響，只能體現(xiàn)政府力量的大小，不能體現(xiàn)功能財政對制造業(yè)升級的差異化效應。財政基礎設施支出與基本公共服務支出對生產(chǎn)要素配置的傳導機制不同，從而對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應也不盡相同，因此本文進一步檢驗基礎設施支出與基本公共服務支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應，實證結果見表2第(5)-(8)列?；竟卜罩С稣急龋╨_psemsx）對制造業(yè)升級的線性影響不顯著[見表2第(5)列]，基本公共服務支出占比對制造業(yè)升級同樣具有倒U形的影響，去平均后的基本公共服務支出占比（dml_psemsx）的二次項回歸系數(shù)顯著為負，一次項回歸系數(shù)為正，并分別通過了5%和1%的顯著性檢驗[見表2第(6)列]，表明財政基本公共服務支出推動制造業(yè)升級的作用呈現(xiàn)邊際遞減效應。從理論上看，出現(xiàn)邊際遞減特征的主要原因可能是基本公共服務投入初期，地區(qū)居民福利水平不斷提高，高技術人才競相流入，促進了知識外溢、推動了創(chuàng)新人才與創(chuàng)新資本的結合，強化了高技術產(chǎn)業(yè)集聚，提升了自主研發(fā)水平；但隨著人口不斷集聚，基本公共服務“擁擠效應”凸顯，要素成本增長，地區(qū)間生產(chǎn)要素出現(xiàn)錯配，制度瓶頸凸顯，此時若繼續(xù)擴大基本公共服務支出反而會扭曲制造業(yè)升級的發(fā)展路徑。

財政基礎設施支出占比對制造業(yè)升級不存在明顯的線性和非線性關系，無論是其一次項系數(shù)（dml_psejsx）還是二次項系數(shù)（dml_psejsx2）均未通過顯著性檢驗[見表2第(7)、(8)列]。一方面，可能是由于傳統(tǒng)基礎設施建設更多的是在經(jīng)濟發(fā)展初期促進了工業(yè)集聚效應，地方政府通過加強基礎設施建設吸引資本和技術要素流入，形成專業(yè)化或多樣化城市，推動工業(yè)化初期加工貿(mào)易類低端制造業(yè)的快速發(fā)展；而現(xiàn)階段，我國基礎設施已較為成熟，對傳統(tǒng)基礎設施領域的支出主要在運營維護層面，對傳統(tǒng)基礎設施補短板類的新基建投資如城際軌道交通建設的經(jīng)濟效應還尚未體現(xiàn)。另一方面，傳統(tǒng)基礎設施支出會“擠出”私人投資，降低地區(qū)市場活力，若過度建設還會造成工業(yè)產(chǎn)能過剩。隨著各地區(qū)基礎設施建設逐漸完善，地區(qū)間基礎設施供給差距縮小，對資本要素和產(chǎn)業(yè)轉移的吸引力也在下降，因此財政基礎設施支出對制造業(yè)升級的積極效應不明顯。

從上述基準回歸結果看，新發(fā)展格局下，政府更應該將資金投入能夠推動新興信息技術與傳統(tǒng)制造融合的新型基礎設施領域，以及能夠吸引人才的如教育、醫(yī)療等基本公共服務的“軟性”基礎設施領域，以促進制造業(yè)向智能化、信息化和數(shù)字化轉型，從而推動制造業(yè)向更高質量發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文采取以下方法檢驗基準回歸的穩(wěn)健性，估計結果見表3①控制變量與基準回歸一致，因篇幅限制，控制變量回歸結果未匯報，有興趣的讀者可向作者索取，下同。。首先，將被解釋變量制造業(yè)高級化指數(shù)（NZstruc）替換為制造業(yè)結構升級指數(shù)（Zstruc）。借鑒干春暉等（2011）度量產(chǎn)業(yè)結構升級的做法，使用技術密集型制造業(yè)增加值與非技術密集型制造業(yè)增加值之比衡量非技術密集型向技術密集型升級的結構升級指數(shù)（Zstruc）。表3中第(1)、(2)列為線性回歸結果，第(3)、(4)列為非線性回歸結果。與表2比較發(fā)現(xiàn)，基礎設施支出占比與基本公共服務支出占比對制造業(yè)升級指數(shù)（Zstruc）的回歸系數(shù)符號完全一致，但整體顯著性下降，基本公共服務二次項回歸系數(shù)雖為正但不顯著，其對制造業(yè)升級的邊際遞減效應被弱化。

表3 政府投資與制造業(yè)升級的穩(wěn)健性檢驗

其次，使用工具變量法對本文可能存在的內(nèi)生性問題做進一步處理。本文使用全國層面基礎設施投資支出占GDP比重與1951年各地區(qū)總人口數(shù)的對數(shù)值的交互項作為政府基礎設施投資的工具變量（dm_pepo）；使用資金來源為預算資金的全社會固定資產(chǎn)投資實際到位資金占總固定資產(chǎn)投資實際到位資金比重的全國層面數(shù)據(jù)與1951年各地區(qū)總人口數(shù)對數(shù)值做交互項，將上述交互項作為政府基本公共服務支出的工具變量（dm_tzpo）。其合理性在于，1951年地區(qū)總人口數(shù)與全國層面政府基礎設施支出規(guī)模的交互項對各地區(qū)政府基礎設施支出占比具有很強的解釋力，滿足相關性條件；資金為預算資金的全社會固定資產(chǎn)投資實際到位資金，囊括各行業(yè)領域，該全國層面數(shù)據(jù)與1951年人口的交互項同樣對基本公共服務領域的支出具有很強的解釋力。此外，1951年新中國成立初期總人口數(shù)以及全國層面的基礎設施支出與預算內(nèi)資金的固定資產(chǎn)投資規(guī)模不受各省份制造業(yè)發(fā)展的影響，因此也滿足外生性條件。 在進行工具變量回歸時，核心解釋變量與工具變量均去平均處理。表3中第(5)、(6)列回歸結果顯示，工具變量第一階段F值均大于10，說明本文工具變量可以有效解決內(nèi)生性問題。與表2的第(5)、(7)列比較發(fā)現(xiàn)，財政基礎設施支出（dml_psemsx）與財政基本公共服務支出（dml_psejsx）對制造業(yè)高級化（NZstruc）的回歸系數(shù)符號完全一致，基本公共服務支出的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上為正，說明解決內(nèi)生性問題后，基本公共服務支出促進制造業(yè)升級的積極作用更加顯著。處理內(nèi)生性后，基礎設施支出的回歸系數(shù)仍然不顯著，與表2基準回歸結果一致。綜上，本文認為上述實證估計結果具有相對較好的穩(wěn)健性。

五、 擴展性分析

（一）區(qū)域異質性檢驗

前文從全局視角分析了財政支出規(guī)模與結構對制造業(yè)升級的非線性效應，但我國東、中、西部地區(qū)工業(yè)化程度的差異很大，部分發(fā)達地區(qū)已經(jīng)進入從工業(yè)化后期到后工業(yè)化時期的過渡階段，而仍有少數(shù)落后城市正處于工業(yè)化中前期，因此僅僅從全國水平來“一刀切”地判斷哪類財政支出有效性是較低的，其結論是片面的。本部分進一步檢驗財政支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應的區(qū)域異質性，回歸結果見表4至表6。

表4 東、中、西部地區(qū)財政支出規(guī)模占比對制造業(yè)升級的綜合效應分析

財政一般預算支出占比對于東部省份主要表現(xiàn)為推動制造業(yè)升級的線性效應[見表4第(1)、(2)列]，而中部省份則恰好相反，主要表現(xiàn)為阻礙制造業(yè)升級的線性效應[見表4第(3)、(4)列]；西部省份財政支出占比的一次項與二次項系數(shù)均不顯著，這可能是由于樣本量過少、假設檢驗的勢較小所導致的，因而暫時無法判斷財政支出具體的經(jīng)濟效應[見表4第(5)、(6)列]。

進一步分析財政支出中的基礎設施支出對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應發(fā)現(xiàn)，東部省份呈現(xiàn)出明顯的正U形非線性效應，基礎設施支出占比的二次項回歸系數(shù)顯著為正，而一次項在表5中第(1)、(2)列均不顯著，表明財政基礎設施支出對于東部省份制造業(yè)升級的作用是邊際遞增的；中部省份基礎設施支出仍然表現(xiàn)出顯著的阻礙制造業(yè)升級的線性作用[見表5第(3)、(4)列]；西部省份基礎設施支出一次項與二次項回歸系數(shù)均不顯著[見表5第(5)、(6)列]。

表5 東、中、西部地區(qū)基礎設施支出對制造業(yè)升級的綜合效應分析

與基礎設施支出的效應呈現(xiàn)明顯差異，基本公共服務支出占比對東部地區(qū)制造業(yè)升級則表現(xiàn)出顯著的線性促進作用，其一次項回歸系數(shù)顯著為正，二次項回歸系數(shù)不顯著[見表6第(1)、(2)列]；中部省份基本公共服務支出占比的一次項和二次項回歸系數(shù)均不顯著，其對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應尚不能確定[見表6第(3)、(4)列]；西部省份基本公共服務支出則表現(xiàn)出顯著的阻礙制造業(yè)升級的線性作用[見表6第(5)、(6)列]。

表6 東、中、西部地區(qū)基本公共服務支出對制造業(yè)升級的綜合效應分析

我們將表2中的綜合效應與表4至表6的區(qū)域異質性效應進行比較分析（見表7）后發(fā)現(xiàn)，我國一般預算支出對制造業(yè)升級的邊際遞減效應來源于東部省份的促進效應和中部省份的阻礙效應的共同作用；而財政基礎設施支出對制造業(yè)升級的作用，東部省份表現(xiàn)為邊際遞增效應，中部省份表現(xiàn)為阻礙效應，西部省份則呈現(xiàn)出不確定性，從而全國整體層面對制造業(yè)升級呈現(xiàn)出不確定性。進一步觀察財政基本公共服務支出的作用后發(fā)現(xiàn)，在全國整體層面雖然對制造業(yè)升級表現(xiàn)出邊際遞減的推動作用，但是東部省份仍然表現(xiàn)出顯著的促進作用，西部省份表現(xiàn)為阻礙作用，中部省份則呈現(xiàn)出不確定性，因此全國的這一邊際遞減效應是中、東、西部省份的綜合結果。

綜合表4至表7的區(qū)域異質性檢驗發(fā)現(xiàn)，一方面，東部省份制造業(yè)升級進程中基礎設施邊際遞增效應和基本公共服務的線性正效應，是由于教育、醫(yī)療、社會保障、科技文化等基本公共服務支出能夠吸引人才集聚，促進人才跨區(qū)域流動，將人才配置到相關的高科技產(chǎn)業(yè)部門，形成人才在部門之間、產(chǎn)業(yè)之間與區(qū)域之間的流動和融合。另一方面，當前在推動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能與實體經(jīng)濟深度融合的背景下，傳統(tǒng)基礎設施補短板的投資能夠推進產(chǎn)業(yè)融合，加快先進制造業(yè)發(fā)展。中部省份基本公共服務對制造業(yè)升級的不確定性以及基礎設施支出的負效應主要有兩方面的原因：第一，由于我國存在煤炭、鋼鐵、電力等行業(yè)嚴重的產(chǎn)能過?，F(xiàn)象，而這些產(chǎn)業(yè)大多分布在淮河以北的中部省份。導致工業(yè)產(chǎn)能過剩的原因之一則是傳統(tǒng)基礎設施建設過度，因而進一步增加傳統(tǒng)基礎設施建設反而會導致產(chǎn)能進一步過剩。第二，產(chǎn)能過剩的行業(yè)多為資本密集型行業(yè)，這類行業(yè)往往轉型較為困難，政府的引導并不能起到有效的轉型推動作用，更多的是需要市場化體制機制的改革措施，轉型時間較長。

表7 財政支出規(guī)模與結構對制造業(yè)升級的全國綜合效應與區(qū)域異質性對比

雖然在東、中、西部地區(qū)異質性分析中，兩類財政支出主要是線性作用，非線性作用不顯著，但以上結果仍然不能被視為我們在基準回歸中發(fā)現(xiàn)的倒U形關系的原因。為了進一步驗證東、中、西部差異是否造成了基準回歸中所發(fā)現(xiàn)的倒U形關系，我們進一步依據(jù)表2中的基準回歸結果測算和篩選出財政支出對制造業(yè)升級的效應由正轉負的省份及轉變的年份，并匯報在表8中。首先，財政支出對制造業(yè)升級的效應由正轉負的省份均為西部省份，這也與上述分區(qū)域回歸所表現(xiàn)出的線性效應相吻合；其次，基本公共服務與基礎設施支出在寧夏、新疆、貴州與甘肅四個省份對制造業(yè)升級的由負轉正效應先于財政一般預算支出，這主要是由于財政基本公共服務與基礎設施支出對制造業(yè)升級有相互增強的交互作用，從而即使單項的影響已經(jīng)變?yōu)樨撓颍钦w的影響仍然可能為正；最后，更為重要的是，這些西部省份恰好為工業(yè)化進程緩慢、主要依賴財政轉移支付發(fā)展經(jīng)濟的省份，而這些省份的財政支出在2010年前后就已經(jīng)表現(xiàn)出了阻礙制造業(yè)向技術密集型升級的效應。

表8 財政支出對制造業(yè)升級效應由正轉負的年份

本文認為西部五個省份的這一倒U形關系很有可能是地方政府因地制宜對產(chǎn)業(yè)施策的結果。無論是基礎設施領域還是民生領域的財政扶持資金對上述西部欠發(fā)達省份減貧、脫貧都十分必要，但上述西部五個省份減貧、脫貧的關鍵可能主要還是依賴勞動密集型制造業(yè)的發(fā)展，因此擴張型財政政策會導致一定時期內(nèi)勞動密集型制造業(yè)占比相對較高，從而出現(xiàn)倒U形曲線的右半部分特征，對這些省份來說卻實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)升級①此處感謝外審專家的寶貴意見。。然而，對于這些大量依賴轉移支付的省份，仍然需要注意避免政府對產(chǎn)業(yè)部門的過度干預，以及地方政府為了得到中央的轉移支付而扭曲經(jīng)濟發(fā)展的行為決策所造成的財政資金效率損失，從而阻礙區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

（二）技術進步階段異質性檢驗

制造業(yè)升級的過程中必然伴隨技術進步。改革開放以來，在我國工業(yè)化初期，外資企業(yè)的進入使中國電子產(chǎn)品制造業(yè)經(jīng)歷了快速的技術模仿時期，這一時期的工業(yè)化進程加速；但隨著制造業(yè)升級的深化，內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)程度的提高，致使政府為推進自主研發(fā)的政策投入在短期內(nèi)難見成效，而一旦新興技術革新取得進步，自主研發(fā)后期則會大大推動高新技術制造業(yè)發(fā)展。因此，從模仿型技術進步向自主創(chuàng)新型技術進步轉變的過程中，財政政策對制造業(yè)升級所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應在現(xiàn)實中很可能是非線性的。

本文將技術進步時期劃分為技術進步動力轉型期（trtech）和創(chuàng)新型技術進步期（innov）兩個階段①trtech和innov使用當期變量并去平均處理。，使用上述兩個變量與基本公共服務支出和基礎設施投資支出的交互項進行回歸，以考察財政支出對制造業(yè)升級的技術進步階段異質性。構建如下回歸模型以檢驗財政支出的階段異質性特征：

其中，A為技術進步的兩個階段，包括trtech和innov，回歸中控制變量與上文保持一致，結果見表9。

表9 技術進步的階段異質性檢驗

基本公共服務支出與創(chuàng)新型技術進步的交叉項系數(shù)顯著為正，同時二者一次項系數(shù)也顯著為正[見表9第(1)列]，說明隨著創(chuàng)新型技術進步水平的提高，基本公共服務支出對制造業(yè)升級的促進作用會逐漸加強；但在技術由模仿到自主創(chuàng)新的轉型時期，基本公共服務支出對制造業(yè)的推動作用不顯著。此外，基礎設施支出與創(chuàng)新型技術進步期的交叉項、基礎設施支出與技術進步動力轉型期的交叉項系數(shù)均不顯著，說明政府基礎設施支出的增加對制造業(yè)升級的經(jīng)濟效應并不隨技術進步階段的轉變而改變。

上述回歸結果表明，中國的技術進步由模仿型向創(chuàng)新型轉變的速度并不會影響傳統(tǒng)基礎設施支出和基本公共服務支出推動制造業(yè)升級的作用強度，但當經(jīng)濟進入創(chuàng)新型技術進步期時，基本公共服務投資對制造業(yè)升級的推動作用則會隨著創(chuàng)新型技術進步程度的提高而加強，呈現(xiàn)出邊際遞增效應。現(xiàn)階段，中國制造業(yè)從總體上看尚未進入以創(chuàng)新型技術進步為主的技術進步時期，仍然是創(chuàng)新與模仿并存的技術進步轉型時期，因此基本公共服務支出的邊際遞增效應仍不明顯。然而，我國部分東部發(fā)達省份已開始進入攻堅自主研發(fā)核心技術、推動先進制造業(yè)發(fā)展、形成數(shù)字經(jīng)濟與傳統(tǒng)制造業(yè)融合的關鍵時期，基本公共服務支出對于人才的吸引起到至關重要的作用，這也與上文區(qū)域異質性分析中基本公共服務在東部省份表現(xiàn)出顯著的推動制造業(yè)升級現(xiàn)象相吻合。

六、 結論與政策建議

基于2008-2016年的省際面板數(shù)據(jù)，本文實證檢驗了財政一般預算支出以及其中的基本公共服務支出與基礎設施支出對制造業(yè)升級的非線性效應及其異質性，研究結果表明：一是從全國來看，財政一般預算支出及其內(nèi)部的基本公共服務支出對制造業(yè)結構向高端化升級的作用呈現(xiàn)倒U形的邊際遞減效應。從地區(qū)來看，我國一般預算支出推進制造業(yè)升級的邊際遞減效應，是東部省份的線性促進效應與中部省份的線性阻礙效應的綜合結果；基礎設施支出對制造業(yè)升級的效應在全國層面表現(xiàn)出不確定性，主要是東部省份邊際遞增效應和中部省份線性負效應的交互影響；基本公共服務支出推動制造業(yè)升級在全國整體層面的邊際遞減效應，則受東部省份顯著的線性促進作用與西部省份阻礙升級作用的雙重影響。二是財政支出對制造業(yè)升級的效應由正轉負的省份為云南、寧夏、新疆、西藏與甘肅這五個工業(yè)化進程緩慢、主要依賴財政轉移支付發(fā)展經(jīng)濟的省份，這些省份的財政支出在2010年前后就已經(jīng)表現(xiàn)出了對制造業(yè)向技術密集型升級進程的阻礙作用，但這些省份產(chǎn)業(yè)升級的重點有可能主要依賴于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，而成為地方政府因地施策的結果。三是從技術進步的階段看，只有當經(jīng)濟完全由模仿進入自主創(chuàng)新階段，基本公共服務支出對制造業(yè)升級的促進作用才會隨著自主創(chuàng)新水平的提高而進一步擴大。

根據(jù)以上結論，為增強財政支出的有效性，進一步推動中國制造業(yè)向高質量發(fā)展，本文提出如下政策建議：第一，東部省份基礎設施投資應盡快向信息基礎設施投資、傳統(tǒng)基礎設施補短板類投資支出轉型，進一步推動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能、數(shù)字經(jīng)濟與傳統(tǒng)制造業(yè)深度融合，加快傳統(tǒng)制造業(yè)向智能化、智慧化轉型升級，充分發(fā)揮基礎設施支出推動先進制造業(yè)發(fā)展的邊際遞增效應；在基本公共服務方面，應避免走“福利型財政”的彎路，推動保障性住房改革，尤其是加大人才公寓等公共服務的配套建設、放寬對超高技能人才戶籍限制與子女基礎教育的學區(qū)限制，通過培育復合型人才、吸引超高技能人才流入，調(diào)動創(chuàng)新積極性，突破核心技術封鎖，推動地區(qū)制造業(yè)向高端化升級。第二，中部省份應主要發(fā)揮市場配置資源的作用。首先，解決傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)能過剩問題，調(diào)整政府支出結構，重點減少對傳統(tǒng)基礎設施的過度投入；然后，著重將教育、醫(yī)療等公共服務質量向東部地區(qū)靠攏，以更好地承接東部地區(qū)的高技術人才轉移和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉移，避免因過度基建而擠出有效的社會投資。第三，對于西部工業(yè)化進程緩慢的省份，政府應該充分調(diào)動市場的積極性，避免對制造業(yè)發(fā)展的過度干預，避免地方政府為爭取更多的轉移支付而出現(xiàn)行為扭曲，產(chǎn)生效率損失；進一步理順中央與地方財政支出責任劃分，對工業(yè)化進程緩慢、主要依賴中央轉移支付的特殊省份，可適當加大專項轉移支付比重。西部地區(qū)須摒棄單一的擴張性政府投資政策取向，強化補貼、金融政策對社會資本的引導作用，激發(fā)市場主體活力，為西部地區(qū)制造業(yè)發(fā)展提供相應的政策優(yōu)惠和制度保障。