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摘要：本文以廣東省21個(gè)地級(jí)市2009年-2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用系統(tǒng)GMM分析法，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化兩個(gè)維度，探討了廣東省財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。回歸結(jié)果顯示，財(cái)政收入、財(cái)政支出這兩大變量，對(duì)被解釋變量有顯著的影響。具體表現(xiàn)為，財(cái)政收入起阻礙作用，而財(cái)政支出表現(xiàn)出比較明顯的促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：系統(tǒng)GMM；廣東??；財(cái)政政策；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

一、引言

我國(guó)已步入后工業(yè)化時(shí)期，當(dāng)務(wù)之急是要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高服務(wù)業(yè)在GDP中的比重，降低高耗能工業(yè)在GDP的比重。然而，我國(guó)當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不容樂(lè)觀，服務(wù)業(yè)（第三產(chǎn)業(yè)）在GDP中的比重明顯低于美國(guó)，甚至比世界平均水平低10%-20%。以2019年為例，服務(wù)業(yè)在美國(guó)、世界、歐盟GDP中的比重分別為77.3%、65.04%、65.62%，中國(guó)僅為54.27%?？梢?jiàn)，探尋影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的因素并考察其影響的大小，具有較高的研究?jī)r(jià)值。其中，“財(cái)政政策”這一因子引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。很多學(xué)者利用全國(guó)數(shù)據(jù)分析財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，但以一個(gè)省份為著眼點(diǎn)的文獻(xiàn)寥寥。因此，以省份為著眼點(diǎn)不僅有較大的研究空間，得出的結(jié)論對(duì)地方政府完善財(cái)政政策體系、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，更有針對(duì)性。廣東省是我國(guó)人口第一大省，自1989年起經(jīng)濟(jì)總值蟬聯(lián)全國(guó)第一。在粵港澳大灣區(qū)建設(shè)的背景下，廣東省在提升國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展和全方位開(kāi)放中，發(fā)揮著日益重要的作用。然而，廣東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是不理想的，不僅與發(fā)達(dá)國(guó)家有較大的差距，與國(guó)內(nèi)的一些省份也存在距離。2019年，北京市第三產(chǎn)業(yè)的比重高達(dá)83.52%，上海、天津分別為72.74%、63.45%。廣東省第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重僅為55.51%，僅僅比全國(guó)平均水平53.92%高出1.59個(gè)百分點(diǎn)。鑒于此，本文以廣東省為研究對(duì)象，不僅有利于為廣東省財(cái)政政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系提供直接佐證，而且有助于地方政府結(jié)合本地情況完善財(cái)政政策體系，為推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化，提供理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、動(dòng)態(tài)面板模型的建立

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，不僅僅局限于產(chǎn)業(yè)的升級(jí)換代，還應(yīng)該考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理以及合理的程度。因此，本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化兩個(gè)維度，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)進(jìn)行度量。同時(shí)，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是一個(gè)連續(xù)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，本文在設(shè)定模型時(shí)引入被解釋變量的滯后項(xiàng)，建立起動(dòng)態(tài)面板模型，并采用更有效率的系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)。

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化模型

基于面板數(shù)據(jù)可能存在的因變量的滯后效應(yīng)及內(nèi)生性問(wèn)題，本文建立動(dòng)態(tài)面板模型，將被解釋變量（GGH）的一階滯后項(xiàng)引入模型。具體地，被解釋變量（GGH）指的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)，為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值，若GGH指數(shù)呈上升態(tài)勢(shì)，就意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向服務(wù)化、高級(jí)化方向演進(jìn)。解釋變量包括核心解釋變量和控制變量?jī)纱箢?lèi)。首先，財(cái)政政策包括財(cái)政收入和財(cái)政支出兩個(gè)方面。因此，本文在模型中加入“財(cái)政支出（g）”和“財(cái)政收入（gr）”兩大核心解釋變量?？紤]到財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響可能會(huì)有時(shí)滯，同時(shí)在模型中加入g和gr的滯后一階。其次，在模型加入控制變量urban、consum、open，用來(lái)估計(jì)城鎮(zhèn)化水平、人均消費(fèi)水平、對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。為了減輕異方差和異常項(xiàng)的負(fù)面影響，將所有自變量和被解釋變量都取對(duì)數(shù)，建立的回歸模型如下：lnGGHit=αi+γ1lnGGHit-1+β1lngit+β2lngit-1+β3lngrit+β4lngrit-1+θ1lnurbanit+θ2lnconsumit+θ3openit+εi（1）其中，i=1，…，21代表廣東省21個(gè)地級(jí)市；t=2009，…，2019代表各年份；GGHit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)，是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值；git和grit分別代表財(cái)政支出總量和財(cái)政收入總量；urbanit表示各市城鎮(zhèn)化水平；consumit代表各市的人均消費(fèi)水平，由于缺少2009年-2013年“各市全體常住居民人均消費(fèi)支出”的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此選擇“各市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出”這一指標(biāo)來(lái)衡量；openit表示地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度，用各市進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重來(lái)測(cè)度；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化模型

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的內(nèi)涵，不應(yīng)該僅僅局限于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，還應(yīng)該包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。本文借鑒干春暉等（2011）的做法，采用泰爾指數(shù)來(lái)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，其計(jì)算公式如下：TL=∑i=1n(YiY)ln(YiLi/YL)其中，Y表示產(chǎn)值，L表示就業(yè)，i表示產(chǎn)業(yè)，n表示分組的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。Y/L表示生產(chǎn)率，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)，經(jīng)濟(jì)最終處于均衡狀態(tài)，此時(shí)YiLiLi=YL，從而TL=0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最合理；若TL不為零，就表示經(jīng)濟(jì)越偏離均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理?；诖耍疚慕⑵甬a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化模型：lnTLit=αi+γ1lnTLit-1+β1lngit+β2lngit-1+β3lngrit+β4lngrit-1+θ1lnurbanit+θ2lnconsumit+θ3openit+εi（2）相較于模型（1），核心解釋變量和控制變量都是一樣的，唯一不同是被解釋變量，由之前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)（GGH）變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)（TL）。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

本文應(yīng)用STATA12.0軟件，采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)模型（1）和（2）分別進(jìn)行了回歸，并將相關(guān)結(jié)果列在表1里。下文將分別對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化模型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化模型進(jìn)行分析。

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化模型的結(jié)果分析

實(shí)證結(jié)果顯示：AR（2）檢驗(yàn)的p值為0.394，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，滿足系統(tǒng)GMM模型的假設(shè)前提。從Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化模型的工具變量是有效的，模型設(shè)定合理。下文將重點(diǎn)分析解釋變量的回歸結(jié)果。首先，變量lnGGHit-1在1%的水平下顯著，可見(jiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)的一階滯后項(xiàng)對(duì)當(dāng)期值有比較大的影響。從核心解釋變量回歸結(jié)果來(lái)看：財(cái)政支出變量lng（當(dāng)期值）在1%的水平下顯著，其回歸系數(shù)為0.145，表明財(cái)政支出每增加1%，同期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平上升0.145%。另外，該變量的滯后一階是不顯著的，說(shuō)明財(cái)政支出對(duì)同期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，具有非常明顯的推動(dòng)作用，但滯后效應(yīng)不明顯；財(cái)政收入變量（lngr）當(dāng)期值和滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)分別為-0.077、-0.126，均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明財(cái)政收入不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化。結(jié)合回歸系數(shù)的顯著水平，可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政收入對(duì)下一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，起到了顯著的抑制作用，對(duì)同期的影響是不顯著的，存在非常明顯的滯后效應(yīng)?？刂谱兞縧nurban、lnconsum、lnopen的回歸系數(shù)分別為0.457、0.090、-0.038。變量lnurban（城鎮(zhèn)化率）在1%的水平下通過(guò)了顯著檢驗(yàn)，可見(jiàn)城鎮(zhèn)化率在一定程度上發(fā)揮了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的效應(yīng)。變量lnconsum在10%的水平上是顯著的，說(shuō)明人均消費(fèi)水平在一定程度上，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化發(fā)展，但推動(dòng)效果明顯小于城鎮(zhèn)化率。變量lnopen系數(shù)雖然為負(fù)數(shù)，但Z值很小，說(shuō)明其抑制效應(yīng)并不顯著。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化模型的結(jié)果分析

如表1所示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化模型的AR（2）檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)的p值都很大，說(shuō)明模型設(shè)定合理，實(shí)證結(jié)果可信。被解釋變量的一階滯后項(xiàng)在1%的水平下顯著，可知產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的一階滯后項(xiàng)，對(duì)當(dāng)期值有比較大的影響。接下來(lái)看看核心解釋變量（財(cái)政收入及支出）的回歸結(jié)果：財(cái)政支出變量lng（一階滯后項(xiàng)）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化起著比較大的促進(jìn)作用，當(dāng)期值的影響不顯著。這里需要說(shuō)明的一點(diǎn)是，合理化指標(biāo)最理想的值是0，越偏離0代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。因此，財(cái)政收入的當(dāng)期值和滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)為正，反而說(shuō)明財(cái)政收入阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化發(fā)展，這與模型（1）中財(cái)政收入影響方向的結(jié)論相一致。具體地，財(cái)政支出一階滯后項(xiàng)表現(xiàn)出較大的影響（回歸系數(shù)為-0.380，在1%水平下顯著），當(dāng)期值對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響并不顯著。除了財(cái)政收入、財(cái)政支出的一階滯后項(xiàng)以外，控制變量lnurban和lnopen對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化也有比較顯著的影響。從變量lnopen的回歸系數(shù)以及顯著性可以看出，對(duì)外開(kāi)放水平是有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的。然而，變量lnurban（城鎮(zhèn)化率）回歸系數(shù)為1.320，反映了城鎮(zhèn)化率在一定程度上抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化發(fā)展。人均消費(fèi)水平（lnconsum）表現(xiàn)出比較微弱的正效應(yīng)（回歸系數(shù)為-0.109，沒(méi)有通過(guò)10%顯著水平下的假設(shè)檢驗(yàn)）。

參考文獻(xiàn)：

[1]干春暉，鄭若谷，余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，46(05):4-16+31.

[2]胡小梅.財(cái)稅政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響機(jī)制與效應(yīng)研究[D].湖南大學(xué)，2016.

[3]陶長(zhǎng)琪，劉振.地方財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響[J].南昌工程學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，35(03):1-6.

[4]江淑浣.財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響[J].公共財(cái)政研究，2017(03):21-33.

作者:陳璐 單位:廣東科技學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院