縣域財(cái)政金融服務(wù)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)及異質(zhì)性

劉曉敬

摘 要：論文基于2010—2016年中國(guó)912個(gè)非貧困縣和477個(gè)貧困縣的面板數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)面板工具變量回歸方法實(shí)證研究了財(cái)政金融服務(wù)及二者聯(lián)動(dòng)對(duì)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)及其區(qū)域異質(zhì)性。結(jié)果顯示，財(cái)政金融服務(wù)在貧困縣和非貧困縣均有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而且該作用效應(yīng)會(huì)隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高而不斷增大;因?yàn)楫?dāng)前縣域財(cái)政金融服務(wù)不協(xié)調(diào)，所以財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響不顯著，并且在貧困縣與非貧困縣表現(xiàn)出明顯的差異;財(cái)政服務(wù)對(duì)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用效應(yīng)在貧困縣更大，金融服務(wù)的作用效應(yīng)在非貧困縣更大;貧困縣財(cái)政服務(wù)對(duì)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用效應(yīng)大于金融服務(wù)，非貧困縣金融服務(wù)的作用效應(yīng)大于財(cái)政服務(wù)。因此，在促進(jìn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的過(guò)程中，既要加強(qiáng)財(cái)政金融服務(wù)強(qiáng)度以及二者的協(xié)調(diào)配合，又要制定差異化的財(cái)政金融服務(wù)政策以充分發(fā)揮二者的區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)。

關(guān)鍵詞：財(cái)政服務(wù);金融服務(wù);產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);動(dòng)態(tài)面板分位數(shù)回歸;異質(zhì)性

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

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A? ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2020.010.007

一、引言

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系中，縣域是聯(lián)結(jié)城市和農(nóng)村的重要中心環(huán)節(jié)，是全面建設(shè)小康社會(huì)重難點(diǎn)問(wèn)題——“三農(nóng)”問(wèn)題的集中區(qū)域。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展并出現(xiàn)“中國(guó)增長(zhǎng)之謎”的主要原因在于縣域地區(qū)之間的競(jìng)爭(zhēng)和縣域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2002年中國(guó)縣域地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值僅為5.64萬(wàn)億元，2010年縣域經(jīng)濟(jì)總量首次超過(guò)國(guó)民經(jīng)濟(jì)總量的50%，2012年縣域GDP總量占全國(guó)GDP總量之比為51.91%，到2016年該比例已超過(guò)64%，縣域經(jīng)濟(jì)在2003—2016年間年均增長(zhǎng)率超過(guò)16%，遠(yuǎn)高于同期國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體的增速。中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)能夠得到迅速發(fā)展，一方面是由于要素投入的增加和生產(chǎn)效率的提高，另一方面是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)所釋放的結(jié)構(gòu)紅利[1]。在縣域資源要素總量有限和縣域企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力后勁不足的約束下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)成為縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿??？h域地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要以農(nóng)村工業(yè)化和城鎮(zhèn)化推動(dòng)為主導(dǎo)，推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和低端制造業(yè)向以服務(wù)業(yè)為主的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)升級(jí)[2-3]。無(wú)論是以農(nóng)村工業(yè)化推動(dòng)還是以城鎮(zhèn)化推動(dòng)，政府引導(dǎo)和市場(chǎng)作用都是縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的兩個(gè)重要影響因素，財(cái)政支出是政府引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要工具，金融服務(wù)是市場(chǎng)發(fā)揮作用的重要手段和渠道。因此，財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用，從理論上講，縣級(jí)政府在財(cái)政支持和縣級(jí)金融機(jī)構(gòu)在信貸決策的過(guò)程中均具有一定的信息優(yōu)勢(shì)，可以將有限的財(cái)政金融資源配置到經(jīng)濟(jì)效益高、市場(chǎng)帶動(dòng)力強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，從而帶動(dòng)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于縣域財(cái)政金融服務(wù)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的理論和實(shí)證研究可謂乏善可陳。那么，縣域財(cái)政金融服務(wù)是否能夠推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，財(cái)政金融服務(wù)是否能夠協(xié)同推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)在貧困縣與非貧困縣之間是否存在明顯的異質(zhì)性，本文試圖利用中國(guó)縣域數(shù)據(jù)和分位數(shù)回歸分析方法來(lái)驗(yàn)證和分析以上幾個(gè)問(wèn)題，以期對(duì)現(xiàn)有相關(guān)研究進(jìn)行補(bǔ)充。目前關(guān)于財(cái)政金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究主要集中在以下幾個(gè)方面。

一是財(cái)政政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化。李子倫和馬君總結(jié)和比較了典型國(guó)家財(cái)政支出政策、財(cái)政稅收政策支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的經(jīng)驗(yàn)，據(jù)此給出了中國(guó)的啟示[4]。安苑和王珺研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化水平的提高可以有效緩解地方財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的負(fù)向影響[5]。楊曉鋒實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)地方財(cái)政支出在即期對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有顯著的促進(jìn)作用，但隨著時(shí)間的推移將逐漸顯現(xiàn)出弱阻礙作用[6]。嚴(yán)成樑等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)增加生產(chǎn)性財(cái)政支出和福利性財(cái)政支出均可加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)[7]。劉蘭娟等、董萬(wàn)好和劉蘭娟、賈敬全和殷李松分別實(shí)證研究了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和支出總量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技支出、財(cái)政教育支出和財(cái)政總支出都有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[8-10]。安苑和宋凌云研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但其作用效益受制度和市場(chǎng)化水平的約束而呈現(xiàn)出異質(zhì)性[11]。褚德銀和建克成研究發(fā)現(xiàn)稅收政策尤其是所得稅有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，教育支出和科技支出有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而財(cái)政支出總量、投資性支出和行政管理支出均對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著負(fù)效應(yīng)[12]。

二是關(guān)于金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融集聚有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)[13-16]，王立國(guó)和趙婉妤發(fā)現(xiàn)金融規(guī)模擴(kuò)大和金融結(jié)構(gòu)合理化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有積極促進(jìn)作用[17]，李媛媛等發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[18]，王定祥等發(fā)現(xiàn)銀行資本深化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級(jí)化產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用[19]。魯釗陽(yáng)和李樹發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)與非正規(guī)金融發(fā)展有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而且兩種在促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)方面具有明顯的互補(bǔ)效應(yīng)[20]。吾爾格勒、菲斯曼和勒夫的研究均發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著促進(jìn)效應(yīng)[21-22]。與上述研究結(jié)論存在不同的是，賓赫等、陶愛(ài)萍和徐君超研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在門檻效應(yīng)[23-24]。三是關(guān)于財(cái)政金融政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的影響差異。拉楊和英格拉斯，郭曄和賴章福發(fā)現(xiàn)雖然財(cái)政政策有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，但貨幣政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)效應(yīng)不明顯[25-26]。郭琪和魯釗陽(yáng)發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用要大于金融政策，財(cái)政政策對(duì)金融政策的影響具有干預(yù)作用，而且在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程中存在金融職能的財(cái)政化趨勢(shì)[27-28]。何恩良和劉文研究發(fā)現(xiàn)金融資本有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，但是地方政府在受到財(cái)政壓力的情況下，會(huì)對(duì)金融機(jī)構(gòu)實(shí)施干預(yù)行為，進(jìn)而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[29]。當(dāng)然，上述結(jié)論在某些特定的領(lǐng)域或地區(qū)并非如此，反而存在金融創(chuàng)新政策比財(cái)政投資政策更有優(yōu)勢(shì)的情況[30]。尚曉賀和陶江發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技支出和銀行信貸有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)[31]。

由此可見(jiàn)，對(duì)于縣域地區(qū)而言，財(cái)政政策除了財(cái)政支出以外，稅收政策也是政府宏觀調(diào)控的一種重要手段，政府可以根據(jù)區(qū)域特色靈活使用多樣化的稅收優(yōu)惠政策，通過(guò)產(chǎn)量效應(yīng)和替代效應(yīng)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。比如：政府對(duì)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、高端制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)實(shí)施稅收優(yōu)惠政策，相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈上所有企業(yè)的產(chǎn)量都會(huì)做出相應(yīng)調(diào)整，社會(huì)總供給和總需求的關(guān)系變動(dòng)直接影響市場(chǎng)均衡價(jià)格，最終促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。同時(shí)，縣域政府可以通過(guò)對(duì)要素市場(chǎng)實(shí)施差異化的稅收政策，促進(jìn)生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)、不同地區(qū)間實(shí)施動(dòng)態(tài)化的科學(xué)合理配置，通過(guò)改變社會(huì)資源配置格局影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。但是，不同縣域地區(qū)的財(cái)政實(shí)力必然存在一定差異，在財(cái)政支配能力有限的情況下，推動(dòng)稅收優(yōu)惠的領(lǐng)域和力度必然不同，對(duì)多數(shù)地區(qū)而言，迫切需要充分調(diào)動(dòng)金融資金，進(jìn)而與有限的財(cái)政資金協(xié)同配合才有助于更好地推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，其邊際貢獻(xiàn)主要在于以下三個(gè)方面：第一，采用2010—2016年中國(guó)1 389個(gè)縣域（包括縣、區(qū)、縣級(jí)市、旗、少數(shù)民族自治縣）的面板數(shù)據(jù)，對(duì)財(cái)政金融服務(wù)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，同時(shí)將貧困縣①（477個(gè)）與非貧困縣（912個(gè)）之間的差異進(jìn)行分析。第二，本文除了單獨(dú)考察財(cái)政金融服務(wù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系外，同時(shí)考察了財(cái)政金融聯(lián)動(dòng)作用對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。第三，本文采用動(dòng)態(tài)面板分位數(shù)工具變量回歸模型（QRPIV）檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的動(dòng)態(tài)發(fā)展過(guò)程及區(qū)域異質(zhì)性，以彌補(bǔ)均值回歸無(wú)法反映整個(gè)條件分布全貌等缺陷。

二、計(jì)量模型與指標(biāo)選取

要進(jìn)一步對(duì)財(cái)政金融服務(wù)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，必然首先需要選擇合適的計(jì)量模型對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)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(wèn)題。

（一）計(jì)量模型設(shè)定與估計(jì)方法選擇

參考錢納里提出的不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”產(chǎn)業(yè)變動(dòng)模型：

其中，IS、Y、N和N2分別表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)和人口總數(shù)的平方，T和X則分別表示時(shí)間趨勢(shì)變量、資源和生產(chǎn)要素的流動(dòng)。

為了實(shí)證研究財(cái)政金融支出及其財(cái)政金融聯(lián)動(dòng)對(duì)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)，本文將對(duì)錢納里標(biāo)準(zhǔn)模型進(jìn)行修正。具體修正辦法為：一是在實(shí)證模型中加入財(cái)政服務(wù)、金融服務(wù)以及財(cái)政金融服務(wù)的交叉項(xiàng)，以便同時(shí)研究財(cái)政金融服務(wù)及其兩者聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響;二是在實(shí)證模型中加入投資水平、職業(yè)教育、信息化水平等幾個(gè)主要控制變量。從理論上講，影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的因素眾多，受限于數(shù)據(jù)的可得性，本文主要選擇投資水平、信息化水平兩個(gè)變量;三是借鑒李逄春的方法[31]，在實(shí)證模型中不考慮時(shí)間虛擬變量和人口變化的影響。四是考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的動(dòng)態(tài)發(fā)展過(guò)程，同時(shí)為了克服模型內(nèi)生性問(wèn)題和遺漏重要解釋變量問(wèn)題，本文擬建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證研究。因此，本文實(shí)證研究的半對(duì)數(shù)化動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為：

其中，IS表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，ISit-1表示第i個(gè)縣域地區(qū)第t-1年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);CZ表示縣域財(cái)政支出;JR表示縣域金融機(jī)構(gòu)貸支出;CZJR表示縣域財(cái)政支出和金融服務(wù)的交叉項(xiàng)，用于衡量二者的聯(lián)動(dòng)效應(yīng);Y、TZ和TX分別表示縣域人均GDP、固定資產(chǎn)投資和信息化水平;α、β分別為解釋變量的系數(shù)，i表示第i個(gè)縣域地區(qū)，t表示第t年;μi表示不隨時(shí)間變化的各省市截面的個(gè)體差異，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于本文進(jìn)行實(shí)證的樣本是典型的短面板數(shù)據(jù)，所以采用SYS-GMM方法來(lái)估計(jì)模型是比較合適的。但SYS-GMM估計(jì)方法無(wú)法很好地滿足異質(zhì)性研究要求，所以本文進(jìn)一步借鑒蓋爾堯[33]、切爾諾茹科夫和漢森[34-35]的方法，將動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（1）轉(zhuǎn)化為如下的條件分位數(shù)回歸方程，并采用動(dòng)態(tài)面板分位數(shù)工具變量回歸（QRPIV）方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

（二）指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（IS），關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的衡量，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用的指標(biāo)包括“第三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值/（第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值+第二產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值）”“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值”“（第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值+第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值）/GDP”等等?？紤]到我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的經(jīng)濟(jì)服務(wù)化特征和服務(wù)業(yè)的高增長(zhǎng)率，以及數(shù)據(jù)的可得性，本文擬采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第一二產(chǎn)業(yè)增加值之和的比例來(lái)衡量縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，計(jì)算公式為：IS=Y3/（Y2+Y1），Y1、Y2、Y3分別表示第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值，IS的值越大表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)越快。財(cái)政服務(wù)（CZ）采用各縣域地區(qū)公共財(cái)政支出占GDP的比值作為替代指標(biāo)，該指標(biāo)越大表示財(cái)政服務(wù)強(qiáng)度越大。金融服務(wù)（JR）采用“（居民儲(chǔ)蓄存款余額+年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額）/GDP”來(lái)衡量，該指標(biāo)數(shù)值越大表示金融服務(wù)強(qiáng)度越大。人均GDP（Y）采用地區(qū)生產(chǎn)總值與戶籍人口相除計(jì)算得到并取對(duì)數(shù)處理。投資水平（TZ）采用各縣域地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的存量進(jìn)行替代并取對(duì)數(shù)處理，采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核實(shí)，折舊率取9.6%。受限于數(shù)據(jù)的可得性，信息化水平（TX）采用各縣域固定電話用戶數(shù)近似替代并取對(duì)數(shù)處理。

本文采用中國(guó)縣域數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，時(shí)間跨度為2010—2016年。由于不少縣域地區(qū)的數(shù)據(jù)公布不完整，最終只能獲得1 389個(gè)樣本（68個(gè)區(qū)，286個(gè)縣級(jí)市，998個(gè)縣，37個(gè)少數(shù)民族自治縣或旗）。所有指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2011—2017年的《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒（縣市卷）》，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。本文所選擇變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

三、實(shí)證過(guò)程與結(jié)果分析

要充分揭示縣域財(cái)政金融服務(wù)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)及異質(zhì)性，需要完善的實(shí)證分析，本文的實(shí)證過(guò)程主要分為幾個(gè)部分：一是基于全樣本的總效應(yīng)分析，二是基于貧困縣與非貧困縣的分層比較，三是進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基于全樣本的總效應(yīng)分析

根據(jù)前面所設(shè)定的計(jì)量模型和指標(biāo)選擇，本文首先采用SYS-GMM和DIF-GMM估計(jì)方法進(jìn)行普通動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)，以便與分位數(shù)回歸結(jié)果進(jìn)行比較。在分位數(shù)回歸分析過(guò)程中，我們選擇QR10、QR25、QR50、QR75、QR90五個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)，分別對(duì)應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(fā)現(xiàn)在條件分布的不同位置上縣域財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)果升級(jí)影響的大小和方向。

表2顯示了全樣本的回歸結(jié)果，其中第2、3列分別為SYS-GMM和DIF-GMM的估計(jì)結(jié)果，第4—8列為動(dòng)態(tài)面板分位數(shù)工具變量回歸結(jié)果。SYS-GMM和DIF-GMM模型的AR（2）均在10%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明一階差分后的殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果顯示DIF-GMM的工具變量的有效性要差于SYS-GMM的結(jié)果，限于篇幅，AR檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)結(jié)果未列出，本文也主要解釋QRPIV估計(jì)結(jié)果。從表2中的結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的滯后項(xiàng)（ISt-1）在所有模型中都顯著為正，說(shuō)明前期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平對(duì)后期有明顯的促進(jìn)作用，這與現(xiàn)實(shí)情況也是吻合的。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是一個(gè)長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，后期的調(diào)整升級(jí)都是在前期的基礎(chǔ)上進(jìn)行的，前期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高，后期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度越快。不管是財(cái)政服務(wù)還是金融服務(wù)，其系數(shù)在所有的分位點(diǎn)上都顯著為正，而且隨著條件分布由低到高變動(dòng)，兩者的回歸系數(shù)都呈現(xiàn)出逐漸增大的變化態(tài)勢(shì)，這說(shuō)明縣域財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均具有正向的推動(dòng)作用，而且縣域財(cái)政金融服務(wù)強(qiáng)度越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)速度越快。財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的回歸系數(shù)在所有分位點(diǎn)上為正，但不顯著，說(shuō)明財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用不顯著，這也意味著縣域財(cái)政金融服務(wù)在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的過(guò)程中仍處于“單干”階段，尚未形成合力，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)“1+1>2”的效果。這一結(jié)果提示我們，如果要進(jìn)一步加快縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，簡(jiǎn)單地增加財(cái)政支出和提升金融機(jī)構(gòu)貸款水平是不夠的，同時(shí)需要加強(qiáng)財(cái)政金融服務(wù)的協(xié)同配合程度，防止二者在實(shí)踐過(guò)程中出現(xiàn)干擾或沖突情況。比較財(cái)政金融服務(wù)的系數(shù)大小還可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政服務(wù)的系數(shù)大于金融服務(wù)的系數(shù)，這與魯釗陽(yáng)的實(shí)證結(jié)果[28]相似，他發(fā)現(xiàn)民族地區(qū)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)要大于金融政策。這一結(jié)果說(shuō)明財(cái)政服務(wù)的影響作用相對(duì)更大，這可能是因?yàn)榭h域地區(qū)金融發(fā)展水平較低，金融服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量都不高，縣域產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)財(cái)政資金引導(dǎo)和支持的依賴更大。

從控制變量的情況來(lái)看，人均GDP的系數(shù)在所有分位點(diǎn)顯著為負(fù)，投資水平（TZ）的回歸系數(shù)在不同分位點(diǎn)的表現(xiàn)差異較大。信息化水平（TX）的回歸系數(shù)在所有分位點(diǎn)上都顯著為正，說(shuō)明信息化水平的提高對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有重要的推動(dòng)作用。但是隨著條件分布從低到高的變化，其系數(shù)變動(dòng)并不明顯，可能的原因是本文采用固定電話用戶數(shù)來(lái)衡量信息化水平，但現(xiàn)在手機(jī)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(jìn)一步考察縣域財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的異質(zhì)性，本文按照國(guó)務(wù)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(gè)子樣本，其中貧困縣477個(gè)，非貧困縣912個(gè)。仍采用SYS-GMM、DIF-GMM和QRPIV方法對(duì)兩個(gè)子樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的滯后項(xiàng)（ISt-1）在貧困縣和非貧困縣的所有回歸結(jié)果中全部顯著為正，這與前面有關(guān)全樣本的回歸結(jié)果是一致的，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提高確實(shí)對(duì)上一期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平有很強(qiáng)的依賴性。對(duì)于貧困縣而言，財(cái)政服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響在QR10和QR25兩個(gè)分位點(diǎn)處為正不顯著，在另外三個(gè)分位點(diǎn)處全部顯著為正，這一結(jié)果第一部分全樣本的結(jié)果基本一致;而金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響在所有分位點(diǎn)上全部顯著為正。財(cái)政金融服務(wù)的回歸系數(shù)在非貧困縣樣本當(dāng)中卻均顯著為正。無(wú)論是貧困縣還是非貧困縣，財(cái)政金融服務(wù)的回歸系數(shù)都是在分位點(diǎn)逐步上升的同時(shí)逐漸增大，這說(shuō)明財(cái)政金融服務(wù)在貧困縣和非貧困縣均有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而且該促進(jìn)作用會(huì)隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高而逐漸增大。

結(jié)合表3和表4中的結(jié)果可以看出，貧困縣財(cái)政服務(wù)的回歸系數(shù)明顯大于非貧困縣，而金融服務(wù)則剛好相反，非貧困縣金融服務(wù)水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響明顯大于貧困縣;貧困縣財(cái)政服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響明顯大于金融服務(wù)的回歸系數(shù)，非貧困縣財(cái)政服務(wù)的回歸系數(shù)在低條件分布下大于金融服務(wù)，在高條件分布下小于金融服務(wù)。出現(xiàn)以上這種情況可能的原因有兩點(diǎn)：一是貧困縣的金融發(fā)展水平較低，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)財(cái)政資金的依賴更大，從而導(dǎo)致財(cái)政服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用在貧困縣地區(qū)更大;二是在非貧困縣地區(qū)，金融發(fā)展水平相對(duì)較高，市場(chǎng)作用機(jī)制更完善，金融更容易通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制配置資源影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

貧困縣中財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的回歸系數(shù)在QR10和QR25兩個(gè)分位點(diǎn)處顯著為正;非貧困縣財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的系數(shù)在0.1、0.25、0.5分位點(diǎn)上為正，但不顯著，在0.75和0.9分位點(diǎn)上顯著為正;這說(shuō)明縣域財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有一定的正向作用，但在不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平下和縣域地區(qū)存在明顯的異質(zhì)性。貧困縣地區(qū)財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低時(shí)產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用，而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高時(shí)的作用不顯著，非貧困縣地區(qū)剛好相反，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低時(shí)財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的促進(jìn)作用不顯著，而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高時(shí)產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。主要原因在于貧困縣地區(qū)的金融市場(chǎng)發(fā)展水平明顯滯后于非貧困縣地區(qū)，當(dāng)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低即主要表現(xiàn)為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和低端制造業(yè)時(shí)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)財(cái)政專項(xiàng)資金和銀行間接融資的依賴性較大，所以貧困縣地區(qū)財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的作用效應(yīng)比較明顯;當(dāng)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高即服務(wù)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展時(shí)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)金融市場(chǎng)直接融資的依賴性比較大，所以非貧困縣財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)的促進(jìn)效應(yīng)比較明顯。

控制變量中，人均GDP（Y）的系數(shù)在貧困縣和非貧困縣的所有分位點(diǎn)上全部顯著為負(fù)，人均GDP（Y）的平方項(xiàng)的系數(shù)與投資水平（TZ）的回歸系數(shù)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(shù)在貧困縣組與非貧困縣組的大小可以發(fā)現(xiàn)，每個(gè)分位點(diǎn)下貧困縣的回歸系數(shù)均大于非貧困縣組。這說(shuō)明縣域固定資產(chǎn)投資水平的提高有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而且這種促進(jìn)作用在貧困縣地區(qū)更大。信息化水平（TX）的回歸系數(shù)在貧困縣組全部不顯著，而在非貧困縣全部顯著為正，說(shuō)明信息化水平對(duì)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用存在異質(zhì)性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文擬從3個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是采取替換核心變量的方式，在穩(wěn)健性建議過(guò)程中，本文采用“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值”“（第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值+第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值）/GDP”來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，采用公共財(cái)政支出與收入之比來(lái)衡量財(cái)政服務(wù)，采用縣域地區(qū)存貸比來(lái)衡量金融服務(wù)。二是財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響可能存在滯后效應(yīng)，因此將各個(gè)解釋變量的滯后1期用以替代原解釋變量，最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。三是考慮到我國(guó)東中西部地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大區(qū)域差異，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，在計(jì)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(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，各模型的回歸結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了上述研究結(jié)論。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于中國(guó)2010—2016年的縣域面板數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)面板分位數(shù)工具變量回歸方法（QRPIV）首先檢驗(yàn)了財(cái)政金融服務(wù)及二者聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響效應(yīng)，其次對(duì)貧困縣和非貧困縣進(jìn)行了劃分以考察兩者的異質(zhì)性。結(jié)果表明：縣域財(cái)政金融服務(wù)均有助于貧困縣和非貧困縣地區(qū)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，而且該作用效應(yīng)會(huì)隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高而不斷增大。但是，財(cái)政服務(wù)和金融服務(wù)在貧困縣和非貧困縣表現(xiàn)出明顯的差異，其中，財(cái)政服務(wù)對(duì)貧困縣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響作用更大，而金融服務(wù)在非貧困縣地區(qū)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用更大;貧困縣的財(cái)政服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)作用明顯大于金融服務(wù)，非貧困縣的金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用大于財(cái)政服務(wù)。總樣本回歸結(jié)果顯示財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響作用不顯著，但對(duì)貧困縣而言，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低，其財(cái)政金融服務(wù)聯(lián)動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響顯著為正，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高時(shí)不顯著，而非貧困縣地區(qū)的剛好相反。

基于此，本文認(rèn)為在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的過(guò)程中，縣域財(cái)政金融服務(wù)的作用存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，而且二者尚未形成合力，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)“1+1>2”的效果。因此在具體實(shí)踐過(guò)程中，既要制定差異化的財(cái)政金融服務(wù)政策，充分發(fā)揮財(cái)政金融服務(wù)在不同地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)，又要加強(qiáng)財(cái)政金融服務(wù)的協(xié)調(diào)配合以防止出現(xiàn)兩種服務(wù)作用的重疊、干擾和沖突現(xiàn)象，從而充分發(fā)揮財(cái)政金融服務(wù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用。

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