产业政策如何推动产业增长——财政手段效应及信息和竞争的调节作用

宋凌云 王贤彬

(1.广西师范大学 经济管理学院，广西 桂林 541004； 2.暨南大学 经济学院，广东 广州 510632)

产业政策如何推动产业增长
——财政手段效应及信息和竞争的调节作用

宋凌云1王贤彬2

(1.广西师范大学 经济管理学院，广西 桂林 541004； 2.暨南大学 经济学院，广东 广州 510632)

产业政策是各级政府推动产业发展与产业结构转型升级的主要抓手。理论演绎表明，财政手段能够通过资源补充机制和资源重置机制改变产业间和产业内资源配置，进而有效推动重点产业增长；政府信息完备性和产业竞争充分性对财政手段的资源配置效应具有显著的调节作用。实证结果证明了：财政手段产生了显著的资源补充效应与资源重置效应；政府信息完备性对财政手段的资源配置效应具有显著的强化作用；财政手段在信息完备程度较高的重点支柱产业和重点传统产业中具有显著的资源配置效应，在信息完备程度低的重点新兴产业中没有正向效应；产业竞争充分性对财政手段的资源配置效应具有显著的促进作用，产业竞争程度越高，财政手段的资源配置效应越显著。

产业政策；财政手段；资源配置效应；信息完备性；产业竞争性

一、问题提出

“十三五”规划将“保增长”列于十大目标任务之首，这主要源于“保增长”对于维护中国经济社会稳定和实现2020年全面建成小康社会具有重要作用。而借助产业政策促进产业发展，显然已经成为各级政府“保增长”的重要抓手。产业政策实施需要借助产业政策工具，而政府的产业政策工具主要集中在财政、金融和外贸等间接诱导手段上。自20世纪80年代初以来，中央政府和地方政府之间进行了显著的财政分权，结果是省级地方政府拥有很大的财政自主权，从而凸显了财政手段作为产业政策手段的重要性。由于财政手段特有的直接性和便利性，使它成为政府产业政策的基础性工具。而与中国政府广泛与持续的产业政策相伴的是政府的高水平的财政投入。以 2013 年 8 月国务院发改委出台的《关于发挥价格杠杆作用促进光伏产业健康发展的通知》为例，该通知透漏，在不包括融资优惠等其他支持情况下，仅就分布式光伏发电的电价财政补贴每年就超过50亿元。在中国经济步入中低速增长的“新常态”之后，与之相伴的是政府财政收入变得日益紧张，这就更加凸显了财政手段推动产业增长，提高财政资源配置效率，发挥财政工具最大效用的重大现实意义*产业政策的有效性一直是产业政策研究领域热点话题，定量评估产业政策效应的研究不多，得到的结论也不一致：一部分研究认为，对产业政策的研究并未发现产业政策具有任何积极效应(Krueger et al.，1982；Baldwin，1992；Beason et al.，1996)，另外一部分则发现，产业政策是有效的或者在一定条件下有效的(Nunn et al.，2010；Criscuolo et al.,2012；Aghion et al.,2012)。然而，正如Aghion et al.(2012)所言，现在的问题已不再是是否需要产业政策，而是如何科学设计产业政策和有效实施产业政策，以最大限度提升产业政策效果。。

财政手段是政府介入资源配置的形式(储德银 等，2014)，能够通过资源补充机制*资源补充机制是指财政手段将资源更多导向重点产业以影响不同企业的成本收益结构，通过提高或降低某种生产要素的使用成本，从而放松对企业的预算约束，进而实现规模扩大，或者通过生产率增强型投资实现生产率提升，其最终均会导致总产出水平提高。这种企业层面的产出增长加总到产业层面上，表现为重点产业份额的相对提升。本文将财政通过资源补充机制产生的产业间的资源配置改变效应——即重点产业获得更多的财政资源，称为财政手段促进产业增长的资源补充机制效应(简称资源补充效应)。和资源重置机制*资源重置机制是指财政手段将资源导向重点产业内部生产率增长率更高的企业，以促进受扶持企业更快增长，从而使得相同财政资源在重点产业内部产生更为显著的增长效应。本文将财政手段通过资源重置机制产生的产业内的资源配置改变效应——重点产业内部财政资源向生产率高的企业配置而产生更显著的增长绩效，称为财政手段促进产业增长的资源重置机制效应(简称资源重置效应)。为了表述方便，下文将资源补充效应和资源重置效应合称为财政手段的资源配置效应。影响产业增长。这两种机制能否顺利传导政府意图，实现资源配置效应的帕累托改进，受到政府财政手段资源配置效率和所扶持企业资源利用效率在产业间的差异影响，并进而呈现出差异化路径。首先，新结构经济学指出，信息在政府引领产业结构转型升级中起重要作用(林毅夫，2007)。政府在不同类型重点产业中信息完备程度具有显著差异(宋凌云 等，2013)，这也为考察财政手段资源配置效应是否具有异质性提供了一个可行视角。其次，竞争的市场使得价格可以反映要素的相对稀缺性，企业会选择符合经济体比较优势的产业、产品和技术，这些企业由于具有自生能力而实现高增长率(林毅夫，2002)。国内外学者(Aghion et al.，2015；王文 等，2014；黄先海 等，2015；孙早 等，2015)研究表明，与市场竞争兼容的产业政策手段能够促进创新、增长和改善资源错配。作为转型中的发展中大国，市场经济体制的不健全导致中国制造业行业市场存在不同类型与不同程度的扭曲(杨帆 等，2009)，这为考察财政手段的资源配置效应是否因产业竞争程度差异而具有异质性提供了又一重要视角。

全球范围内较为普遍存在以促进增长与就业为目的的产业政策，但对该类产业政策的效果进行科学评估的文献却不多(Criscuolo et al.,2012)。对此，现有文献给出了三个方面主要原因：一是产业政策难以准确度量；二是产业政策是内生的(Krugman，1983；Stiglitz et al.，2001)；三是忽略了产业政策效果异质性(陈钊 等，2015)。而本文可能在第一方面和第三个方面有所贡献*近期陈钊等(2015)以及李力行等(2015)对产业政策的研究也在上述三个方面取得了显著的进展。他们基于比较优势视角，采用克服产业政策内生性的实证方法，分别对出口加工区和经济开发区两类目标导向明确的产业政策进行了严谨的评估，为产业政策效应科学定量评估做出了贡献。本文新颖之处在于，将省级政府五年规划中鼓励发展的产业设为重点产业，构造重点产业变量度量产业政策。：一是在产业政策度量方面。现有研究产业政策效应的文献(黄先海 等，2015；孙早 等，2015；杨洋 等，2015；蒋为 等，2015)，由于无法找到产业政策的合适度量方法，而将产业政策手段等同于产业政策，进而直接以财政手段度量产业政策，最终将财政手段的影响效应视同为产业政策效应。这种做法虽然有一定的意义，但也具有较大局限性，这是由于政府的产业政策手段众多，实践中政府往往同时实施一系列可能难以单独度量的产业政策手段组合。同时将产业政策手段的效果直接等同于产业政策效应，会由于产业政策效应中同时包含其他产业政策手段效应和其他类型产业政策效应，以致于夸大了这种政策手段的影响。本文区别于以上研究之处在于，将产业政策与产业政策手段加以区分，根据中国省级政府五年规划中设定的重点产业为依据，通过构建重点产业虚拟变量来度量产业政策，并以行业获得的政府补贴和税收优惠来度量产业政策手段，进而考察通过资源补充机制和资源重置机制重点产业政策的财政手段产生了怎样的影响与效应，以更好实现产业政策推动产业增长的目标。尽管本文也只是评估了重点产业政策这一单一类型产业政策的效应，但创造性地实现了对产业政策与产业政策手段的分别度量，并进一步揭示了产业政策手段在重点产业政策中的影响效应，丰富了中国产业政策效应评估的定量研究。二是在产业政策效果异质性方面。政府通过产业政策干预产业发展能否取得成功，主要取决于：(1)政府作为产业政策的制定主体和实施主体能否合理配置资源，而政府配置资源的效率则取决于政府能力，政府能力主要是由政府对于产业信息的完备程度所决定；(2)作为产业政策指向对象的具体产业能否合理利用资源。产业内部竞争越充分，由要素相对稀缺程度决定配置资源的价格机制越完善，相关产业就越能充分利用产业政策资源。因此，本文选取了信息与竞争两个政府干预产业发展的最重要影响维度，通过考察财政手段效应异质性，进而增进人们对中国产业政策效应评估的理解。

二、 理论述评

产业政策是一系列对产业发展有重大影响的制度和安排的总和(周振华，1990)，许多国家的政府倾向于通过产业政策推动产业发展，而中国是较多运用产业政策的国家。在中国政府运用产业政策促进经济发展和产业结构优化升级的过程中，最常见的做法是选择适合现阶段资源禀赋优势的、前后向关联性强的产业作为重点产业，有意识地将资源或优惠政策向重点产业倾斜，使得重点产业的要素份额增加或要素使用成本降低，从而产生显著的产业增长效应，以此带动其他产业发展，加快产业转型升级的速度，促进经济更好更快地发展。为此，中国政府往往通过制定一系列的产业规划，在规划中明确政府鼓励、限制和禁止发展的产业目录，并通过具体的产业政策手段，将资源和要素导向政府支持发展的重点产业，促进产业不平衡发展，以此实现产业总体发展目标。而政府运用产业政策的过程中，首先在产业规划中明确鼓励发展的产业，再选取具体的产业政策手段，有针对性地将资源和要素导向这些鼓励发展的重点产业。财政手段是政府产业政策的基础工具，而在众多的财政手段中，政府补贴是政府支出方面最常用手段，而税收优惠是政府收入方面最常用手段，因此政府补贴工具和税收优惠工具可以用来考察财政手段的具体效应。

那么，政府是如何通过财政手段推动产业增长呢？一般情况下，财政手段通过在产业间差异化地实施税收优惠政策或者倾斜性地配置财政补贴，从而影响了不同产业中企业的成本收益状况，进而影响企业生产活动和行为选择，最终导致不同产业份额相对变化(安苑 等，2016)。由此可见，财政手段对产业增长的影响本质上是通过改变资源配置，进而影响微观企业个体决策实现的。由于财政手段是政府介入资源配置的形式(储德银 等，2014)，产业政策正是通过财政手段优化产业间和产业内资源配置状况，最终推动产业增长，具体机制有两个：一是资源补充机制；二是资源重置机制。

(1)资源补充机制。为了促进政府鼓励的重点产业优先发展，政府往往通过财政手段将资源更多导向重点产业，即有选择地给予重点产业更多补贴或税收优惠，使得重点产业的平均补贴水平或税收优惠程度显著高于非重点产业，从而通过资源补充机制改变产业间的资源配置状况，促进企业发展和产业增长。资源补充机制具体表现为直接的资源获取和间接的信号传递两种形式：一是从资源基础观出发，财政手段通过直接的生产资源补充机制作用于企业，进而影响产业间资源配置。例如，当政府着力于发展高新技术产业时，可以给予高新技术企业税收优惠，降低企业的成本负担，也可以通过补贴来弥补企业研发活动中可能存在的外部性损失(张同斌 等，2012)。具体表现为：一方面这些财税行为能够激励在位企业加大对研发活动的投入，不断扩大企业的规模和优势；另一方面这些优惠政策也可能吸引其他企业进入到高新技术产业中。结果就是，高新技术产业的份额会逐渐上升(安苑 等，2016)。二是从信号传递理论出发，财政手段扶持作为一种利好投资的信号传递给私人投资者，能够帮助企业贴上被政府认可的标签，从而有助于企业获取外部融资(Lerner，1999； Feldman et al.，2006； Kleer，2010)。中国的转轨体制的特征是信号传递机制存在的制度基础。在中国经济转型背景下，司法体系、知识产权保护体系尚不完善，获取政府扶持可以看作企业是积极响应政策导向的、服从政府指引的，以此向外界传递出企业与政府关系良好的信号，从而有利于企业从其他渠道获取资源(杨洋 等，2015)。综上所述，不论政府以何种财政手段干预产业成长，它们均能通过增加或降低某种生产要素使用成本的方式，使得企业放松预算约束，从而实现规模扩大，或者利用生产率增强型活动实现生产率提升，最终提高总产出水平。这种企业层面的产出增长加总到产业层面上，表现为重点产业份额的相对提升。

(2)资源重置机制。为实现政府的产业发展目标，地方政府会利用财政手段有意识地将财政资源导向生产率增长率较高的企业，在重点产业内部实现更高的企业间资源重置效应，使得重点产业生产率提高(宋凌云 等，2013)，以此提高生产率增长率较高的企业份额。由此可见，产业政策通过财政手段将资源导向重点产业内部生产率增长率较高的企业，优化了重点产业内部企业间资源配置状况，从而使得重点产业内部受到财政扶持补贴的企业产生更强的增长效应，进而促进了重点产业份额的提升。

综上所述，地方政府为了实现优先发展重点产业的目标，首先通过资源补充机制将财政资源更多导向重点产业，以此改变产业间的资源配置，其次通过资源重置机制将财政资源导向重点产业内部生产率增长率更高的企业，从而改变重点产业内企业间的资源配置，在重点产业内部实现更强的财政手段增长效应，进一步扩大受扶持的企业产出，促进了重点产业份额的相对提升。由此，可以提出本文的理论假说1：

理论假说1：产业政策财政手段通过资源补充机制将财政资源更多导向重点产业，通过资源重置机制使财政资源在重点产业内部产生更为显著的增长效应，改变了产业间和产业内资源配置，进而有效推动了重点产业增长。

在理论上，新结构经济学指出了信息在政府引领产业结构转型升级中的重要作用。林毅夫(2007)的潮涌现象理论认为，发展中国家政府比企业具有总量信息优势，可以利用这一信息优势制定产业政策，引导产业升级。林毅夫(2011，2012)在新结构经济学中进一步强调，政府能够通过“为新产业提供信息”以及“为先驱企业补偿信息外部性”的方式在结构变动中发挥因势利导的作用，从而凸显了信息对于政府引领产业结构变动的重要作用。宋凌云等(2013)则提供了信息重要性的经验依据。本文更进一步地认为，地方政府在不同类型重点产业中会存在信息完备程度差异，这种差异会通过影响财政手段的资源补充机制和资源重置机制，进而使得财政手段效应呈现异质性。首先，从资源补充机制出发，地方政府在产业中的信息完备程度越高，越有能力识别出契合经济体资源禀赋结构的产业，并将财政资源更多导向这些产业，从而产生更显著的产业增长效应*新结构经济学(林毅夫，2007，2011，2012)认为，经济体的最优经济结构内生决定于经济体的要素禀赋结构，发展中国家的产业升级过程必须反映物质人力资本积累的状况，并要与要素禀赋结构变化的比较优势变动相一致，换言之，发展符合经济体要素禀赋结构的产业才符合效率最大化原则。。其次，从资源重置机制出发，地方政府在产业中的信息完备程度越高，越有能力识别出产业中生产率增长率更高的企业，并利用财政手段将资源导向这些企业(宋凌云 等，2013)，进而通过资源重置效应产生更高的产业增长效应。因此，地方政府在产业中的信息完备程度越高，通过财政手段在产业间和产业内的配置资源效率越高，相关产业中财政手段的资源配置效应越显著。

根据重点产业自身的特征差异，可将重点产业细分为重点支柱产业、重点传统产业和重点新兴产业三类。宋凌云等(2013)认为，支柱产业最为成熟，政府对该类产业的信息也最为完备；传统产业由于改造提升的需要，可能会陷入短暂的衰退或波动之中，导致政府获取的该类产业信息具有一定的不确定性；新兴产业尚处于培育发展阶段，政府对该类产业的信息最为匮乏。因此，地方政府在重点支柱产业中信息完备程度最高，财政手段在这类产业间或产业内资源配置效率最高，资源配置效应也最为显著；地方政府在重点传统产业中信息完备程度次之，财政手段配置资源的效率比重点支柱产业要低，在重点传统产业中可能会产生一定的资源配置效应；地方政府在重点新兴产业中信息完备程度最低，财政手段在这类产业间或产业内配置资源的效率最低，在重点新兴产业中可能并不会产生显著的资源配置效应。总而言之，微观产业特征使得地方政府在重点支柱产业、重点传统产业与重点新兴产业之间信息完备程度存在不同，而财政手段配置资源的效率不同，导致财政手段在这三类产业中的资源配置效应存在显著差异。综上，提出理论假说2：

理论假说2：通过强化财政手段的资源补充机制与资源重置机制，政府信息完备性导致财政手段资源配置效应因产业间信息空间差异而有所不同，在重点支柱产业和重点传统产业中具有显著的资源配置效应，在重点新兴产业中未产生显著的资源配置效应。

林毅夫(2002)强调竞争的市场对于企业自生能力形成和持续增长的重要性。政府在经济发展中的主要责任是维持开放竞争的市场。竞争的市场按照要素的相对稀缺性形成价格机制，使得企业做出符合经济比较优势的生产决策，从而具有自生能力。如果各个企业都能按经济的比较优势来组织生产，经济的要素禀赋结构会很快得到改善，而产业结构必须相应升级才能适应新的要素禀赋结构。而产业升级需要信息并具有外部性，则需要政府产业政策的协助。而这种产业政策应随着比较优势的动态变化而做适应性调整，此时的产业政策干预才是可持续的。由此可见，竞争是产业政策得以成功的重要条件。

财政手段的资源配置效率会受到产业竞争程度的影响。Aghion et al.(2012)研究表明，产业政策手段投向起初竞争程度更高的行业时，可以显著提高行业内企业的生产率，并促进企业发展。王文等(2014)发现，竞争兼容的产业政策财政手段能够降低行业内资源错配程度。黄先海等(2015)研究发现，以竞争兼容方式施行的补贴会通过扩大竞争的方式，进而产生创新激励效应。但竞争程度超过阈值时，会引致企业“为补贴而生产”和产能过剩等问题。如果政府产业政策手段能够和适度的竞争相兼容，即“有形之手”顺应“无形之势”时，则能够具有较好的资源配置效率，从而提高政策效果。具体而言，市场竞争会从资源补充机制和资源重置机制两个方面强化产业政策的财政手段资源配置效应。

首先，从资源补充机制来分析。产业竞争程度越高，要素价格越能够反映要素相对稀缺程度，产业内的企业因具有自生能力和成长潜力而表现出较好的增长绩效，从而使得整个产业成长为高增长、高盈利的产业。由于中国各级地方干部是由中央政府和上级政府考核和任命的(徐现祥 等，2010)，这样的官员治理机制使得地方政府的产业政策目标定位在促进经济增长上。地方官员为了在晋升锦标赛中胜出，会有意识地利用财政手段更多扶持这类产业，并通过资源补充机制，最终使得竞争程度高的行业获得更多的财政资源，从而实现更高的增长效应。

其次，从资源重置机制来分析。由于生产率高的企业有着更多生产要素的边际产出，相应可以获得更多的资源提高资源利用效率。市场竞争越激烈，市场配置资源的机制越完善，生产率高的企业实际获得的资源越多，越会表现出更好的成长绩效。为了实现经济增长目标，地方政府会通过财政手段有意识地将资源倾斜到重点产业内部生产率高的企业，通过资源重置机制，使得生产率高的企业获得更多财政资源和更高的市场份额，最终实现更高的增长效应。

综上，市场竞争程度越高，价格越能反映要素的相对稀缺程度，市场配置资源的效率越高，相应的产业和企业越能取得较好的增长绩效。而地方政府为了实现经济增长目标，会利用财政手段将更多地资源导向这些产业和企业，以此获得更为显著的增长绩效。目前中国尚处于由计划经济体制向市场经济体制转变的体制转轨过程中，市场经济体制的不健全决定中国制造业行业市场存在着不同类型与不同程度的扭曲(杨帆 等，2009)。这种竞争程度的产业间差异可能会导致财政手段资源配置效应呈现出异质性。据此，提出第三个理论假说：

理论假说3：通过强化财政手段的资源补充机制与资源重置机制，产业竞争性促使财政手段资源配置效应因产业竞争程度差异而有所不同：产业竞争程度越高，财政手段资源配置效应越显著。

三、 数据与实证方法

(一) 数据和变量

为了验证上述假说，本文将构造两个三维面板数据：一是将中国省区二位码制造业行业重点产业与政府补贴(或税收优惠)产业政策手段相匹配得出面板数据；二是中国省区二位码制造业产业份额与政府补贴(或税收优惠)产业政策手段相匹配得到的面板数据。以下对主要数据来源与变量计算方法进行说明：

(1)重点产业数据。地方产业政策的制定往往是通过各种规划予以统筹指导的，因此本文收集了中国大陆30个省(市或区)的“九五”、“十五”以及“十一五”三个五年规划文件，并整理出其中的重点产业政策。由于各省区政府在规划中提到的产业名称五花八门，与国民经济行业分类中的名称很难对应，整理出规划中的重点产业政策实非易事，为此做了以下处理：国务院和各省级政府规划中均有一章专门讨论工业发展的，其中会论述工业发展和工业结构调整目标，本文将其中提到的所有制造业产业视为重点产业；对于规划中提到的具体的制造产品，按照国民经济行业代码(GB/T 4754-2002)将其归入相应的二位码产业，比如将汽车归入交通运输设备制造业(行业代码37)，将水泥归入非金属矿物制品业(行业代码31)；对于规划中提到的新材料、新能源等，由于涉及产业众多，无法归入某个具体产业，在此不作考虑。

在收集整理各省区重点产业的基础上，接下来构造重点产业指标：对五年规划中提及的产业，均视为重点产业，并构造相应的重点产业变量IMPIND，以此考察财政手段在重点产业中的资源配置效应；将重点产业细分为重点支柱产业、重点传统产业、重点新兴产业三类，并分别构造虚拟变量IMPINDP、IMPINDT、IMPINDN，以进一步考察财政手段的资源配置效应在不同类型重点产业中是否存在差异。

(2)财政手段数据。政府补贴(SUBSIDY)数据来自中国工业企业数据库，由企业补贴收入数据按省区、年度和二位码行业加总得到。为了全面了解补贴的变化趋势，先按年度加总企业补贴额，发现不论是平均补贴额还是补贴总金额都呈现上升趋势，九年之间平均补贴额增长了50%，而补贴总金额则增长了300%；接下来对补贴按二位码进行行业加总，以了解补贴的行业分布，发现不论是补贴额还是补贴率都表明政府补贴具有较大的偏向性的特征，即政府补贴明显地偏向几个产业。

税收优惠(TAXHOLIDAY)数据，是根据企业数据库中利润总额和应交所得税数据计算而得。具体计算方法如下:假定样本期内国家法定企业所得税税率没有发生过变化，内资企业统一法定税率为33%，外资企业为15%；根据企业数据库中国有控股情况进行变量分类，将国有控股、集体控股、私人控股、其他等企业视为内资企业，将港澳台、外商控股等企业视为外资企业，分别适用不同的法定税率并计算其税收优惠；最后参考Aghion et al.(2012)的做法计算税收优惠，税收优惠=企业法定适用税率*利润总额-实际应交所得税。根据国有控股情况，内、外资企业分别采用33%和15%两种税率分别计算，接下来对各省区二位码行业进行加总，得到各省区二位码行业的税收优惠。

(3)产业数据。所有企业数据均来自国家统计局的中国工业企业数据库，样本时间段为1999—2007年。同时对工业企业数据作了如下处理：删除了采矿业、电力、燃气及水的生产和供应数据，仅保留制造业数据；对2003年以前的行业类别按照国民经济行业代码GB/T 4754—2002进行重新调整，以保持整个考察期内的行业口径一致；由于2004年企业的增加值、销售额、总产值、新产品产值和出口交货值等指标缺失，利用2004年经济普查数据库数据与中国工业企业数据的对应关系补充了该年缺失指标，从而建立起1999—2007年的完整面板数据；删除明显异常的样本、存在测量误差的样本以及遗漏变量的样本，如工业总产值、工业增加值、固定资产、从业人员等数值为0的样本，最终得到包括中国30个省区(西藏除外)约140万个观测值。而本文所有产业数据均由企业数据按照省区、行业及年份三个维度加总得到。

(二)实证模型

为了验证理论假说1，需要分别检验财政手段的资源补充效应和资源重置效应，下面对检验的实证模型和相关变量进行说明。

(1)财政手段资源补充效应识别。具体方法是：实证检验重点产业的政府补贴或税收优惠是否显著高于非重点产业，从而识别出是否存在财政手段的资源补充效应。为此，设定实证模型如下：

FISCALi,j,t=β0+β1IMPINDi,j,t+ΘXi,j,t+αi+pj+γt+εi,j,t

(1)

其中：下标i、j、t分别代表二位码行业、省区、年份，以下省略下标；FISCAL分别为产业政策财政手段中的政府补贴(LNSUBSIDY)或税收优惠(LNTAXHOLIDAY)；变量LNSUBSIDY与LNTAXHOLIDAY分别代表省区二位码行业的政府补贴总额与税收优惠总额的对数；变量IMPIND代表各省区重点产业变量；X是控制变量向量，包括影响地方政府对补贴或税收优惠决策的重要区域宏观经济变量，具体为行业增加值(VZP)、政府财政支出分权指数(EXPDES)和市场化程度(MAR)，Θ是其系数向量；αi、pj、γt分别代表行业、省区和年份虚拟变量。

(2)财政手段资源重置效应识别。为了识别财政手段的资源重置效应，检验财政手段在重点产业内部是否产生了更为显著的产业增长效应，为此设定实证模型如下：

LNXSHAREP(N)i,j,t=θ0+θ1FISCALi,j,t*IMPINDi,j,t+∏Λi,j,t+αi+pj+γt+εi,j,t

(2)

其中：被解释变量LNXSHAREP(N)为产业占全省(P)或全国(N)的份额，X依次代表增加值、就业和投资额；FISCAL为政府补贴(LNSUBSIDY)或税收优惠(LNTAXHOLIDAY)，它和重点产业变量IMPIND交叉项的系数θ1是本文第五部分关注的核心系数，该系数越大表明财政手段在重点产业内部的增长效应比在非重点产业显著；Λ为控制变量向量；∏为其系数向量；控制变量包括省区和行业特征变量，详见表1。

表1 主要变量定义及计算方法

四、产业政策与产业增长：财政手段资源配置效应存在性

为了验证理论假说1，本部分将分别实证检验产业政策通过财政手段促进产业增长两种机制的效应：一是资源补充效应，即产业政策通过财政手段将资源更多导向重点产业；二是资源重置效应，即财政手段通过资源重置在重点产业内部产生更为显著的增长效应。

(一)财政手段资源补充效应存在性

为验证财政手段促进产业增长的资源补充效应的存在，需要对式(1)进行OLS估计，结果见表2的第2—5列。其中第2列、第4列未加控制变量，而仅控制行业、省区和年度虚拟变量。由表2可知，本文关注的核心解释变量IMPIND的系数显著为正，且能够通过显著性水平为1%的统计检验。但这并不足以表明重点产业变量和政府补贴(或税收优惠)之间会呈现稳定的正向关系，此时需要加入其他控制变量以作进一步分析。引入控制变量后，第3列、第5列回归结果表明，政府补贴和税收优惠变量的系数显著下降，但仍显著为正，且能通过1%的显著性水平的统计检验。第3列中核心系数β1=19323，这表明在给定的其他条件不变情况下，重点产业的行业补贴额比非重点产业平均高出19323万元，占各行业政府补贴均值的38%，即产业政策政府补贴手段的资源补充效应是38%。第5列中核心系数β1=7372，表明在给定的其他条件不变情况下，重点产业的行业税收优惠比非重点产业平均高出7372万元，占各行业政府补贴均值的13%，即产业政策税收优惠手段的资源补充效应是13%。因此，重点产业获得的政府补贴和税收优惠额均显著高于非重点产业，初步验证了财政手段促进产业增长存在资源补充效应。

在式(1)中，隐含假定是IMPIND为外生变量，但是这一假定在现实中可能并不成立，从而会影响基本结果可信性。这是由于现实中高利润与高增长的部门能迅速提升地区经济总量，增加就业人数，提高所纳税收份额，因而各级地方政府有强烈的动机将地区产业发展和经济发展的方向导向这些部门，从而可能将这些部门与产业选做重点产业。这就使得重点产业变量和被解释变量之间可能存在双向因果关系，导致各省区的产业在成为重点产业时可能存在自选择问题。当产业政策具有内生性的时候，采用传统实证方法考察产业政策对政府补贴或税收优惠的影响时难以取得一致的结果。为了克服重点产业可能存在的选择性偏误，此时可以采用工具变量法来克服由此可能带来的偏误。

表2 财政手段资源补充效应存在性

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中是回归系数标准差。下同。

由于内生变量“重点产业变量”本身是个虚拟变量，而影响一个产业成为重点产业的因素众多，直接使用这些因素作为工具变量可能会产生弱工具变量性(weak instruments)。现有文献已经给出这一问题的解决方法：Wooldridge(2002)使用工具变量估计法解决处理效应(treatment effect)时，为了克服该过程的行为自选择问题，使用二项选择模型的估计拟合值作0、1型解释变量的工具变量。本文借鉴上述方法，并做如下处理:(1)用Probit模型量化地方政府的重点产业选择行为，进而估计出一个产业被选择为重点产业的概率；(2)将对该Probit模型的估计拟合值作为工具变量*周亚虹等(2012)处理企业R&D决策行为的内生性时也采取了这一方法。。

由于地方政府选择重点产业可能具有一定的目的性，设定重点产业的选择模型如下：

prob{IMPIND=1}=β0+β1Fi,j,t+β2Zi,j,t+vi,j,t

(3)

其中：Fi,j,t代表省区和行业特征变量，包括行业增加值增长率(YGRATE1)、行业增加值(VZP)、行业创新能力(NEW)、行业赫芬达尔指数(HHI)、在校大学生人数(COLLEGE)、年平均工资(WAGE)、出口额占比(EXPORT)、矿业就业份额(MINERAL)、货运总量对数(CARGO)、企业平均规模(ASIZE)以及国有化程度(SOE)；Zi,j,t代表能够显著提升行业成为重点产业概率的三个行业特征变量YL、PTRV、KL，这三个行业特征变量分别代表行业劳动生产率、行业利税率、行业资本密集度。

为了缓解重点产业变量的内生性，对式(3)进行PROBIT估计，以PROBIT估计的拟合值作为重点产业变量的工具变量，并对式(1)进行回归，回归结果见表2第6—7列。采用工具变量法进行稳健性检验后，核心解释变量IMPIND的系数仍然为正，系数绝对值显著增大，且能通过1%显著性水平的统计检验。2SLS的回归结果更是进一步证实了存在财政手段促进产业增长的资源补充效应。

(二)财政手段资源重置效应存在性

(1)基本结果。为了验证财政手段促进产业增长的资源重置效应，对式(2)进行回归，回归结果报告于表3的PANEL A。

表3 财政手段资源重置效应存在性

注：括号中是回归系数标准差。

表3的第2—4列是以政府补贴与重点产业变量交叉项作为核心解释变量的回归结果，政府补贴变量与重点产业变量的交叉项系数是重点关注的核心系数。不论是以增加值份额、就业人数份额还是投资份额作为被解释变量，核心解释变量的系数始终显著为正，且均能通过显著性水平为1%的统计检验。以增加值份额作为被解释变量时，核心解释变量的系数θ1=0.0637，这表明在给定的其他条件不变情况下，重点产业中政府补贴平均每增加1%，将会使重点产业的增加值份额比非重点产业多增加0.0637%，即产业政策政府补贴手段的资源重置效应为0.0637%。以就业人数份额作为被解释变量时，系数θ1=0.0487，这表明在给定的其他条件不变情况下，重点产业中政府补贴平均增加1%，将会使重点产业就业人数份额比非重点产业多增加0.0487%，即产业政策政府补贴手段的资源重置效应为0.0487%。以就业人数份额作为被解释变量时，系数θ1=0.0382，这表明在给定其他条件不变情况下，重点产业中政府补贴平均增加1%，将会使重点产业就业人数份额比非重点产业多增加0.0382%，即产业政策政府补贴手段的资源重置效应为0.0382%。因此，政府补贴手段在重点产业中的产业增加值、就业和投资份额增长效应比非重点产业更为显著，验证了存在产业政策的财政手段资源重置效应。

表3中第5—7列是以税收优惠变量与重点产业变量的交叉项作为核心解释变量的回归结果。同样不论是以增加值份额、就业人数份额还是投资份额作为被解释变量，核心解释变量的系数始终显著为正，且能通过显著性水平为1%的统计检验。以增加值份额作为被解释变量时，核心解释变量的系数θ1=0.0626，这表明在给定的其他条件不变情况下，税收优惠平均每增加1%会使重点产业增加值份额重点产业多增加0.0626%，即产业政策税收优惠手段的资源重置效应为0.0626%。以就业人数份额作为被解释变量时，系数θ1=0.0483，这表明在给定的其他条件不变情况下，税收优惠平均每增加1%将会使重点产业就业人数份额比非重点产业多增加0.0483%，即产业政策税收优惠手段的资源重置效应为0.0483%。以投资份额作为被解释变量时，系数θ1=0.0405，这表明在给定的其他条件不变情况下，税收优惠平均每增加1%将会使产业投资份额显著增加0.0405%，即产业政策税收优惠手段的资源重置效应为0.0405%。

接下来，以增加值、就业人数和投资全国份额作为被解释变量的替代指标进行回归，结果见表3的PANEL B。结果与PANEL A中以产业占全省份额作为被解释变量时没有差别，此时政府补贴变量、税收优惠变量与重点产业变量的交叉项的系数均显著为正，且能通过显著性水平为1%的统计检验。这表明以产业占全国份额的方式来度量产业相对规模的情况下，政府补贴和税收优惠在重点产业内部比在非重点产业中产生了更为显著的增加值、就业和投资增长效应，即产业政策的政府补贴和税收优惠产生了显著的资源重置效应。

以上结果表明，不论是政府补贴政策还是税收优惠政策，在重点产业中比在非重点产业中产生了更加显著的增加值、就业和投资产业份额增长效应，验证了财政手段促进产业增长的资源重置效应的存在性。

(2)缓解内生性问题。上述可能产生内生性偏误的原因就是反向因果关系，即并非是政府补贴或税收优惠水平高促进了产业份额提升，而是政府更倾向于为份额增长快的产业提供更多补贴或税收优惠。为了纠正可能存在的内生性，本文采用三种策略来缓解内生性问题。

方法一：为政府补贴或税收优惠变量选取合适的工具变量，利用两阶段最小二乘法进行估计。具体将选取行业劳动生产率(YL)、行业利税率(PTRV)、行业资本密集度(KL)以及行业期初份额(YSHARE0)作为政府补贴变量或税收优惠变量的工具变量，而这些变量之所以成为地方政府补贴或税收优惠决策的重要考量因素：首先，行业劳动生产率(YL)一定程度体现了产业对GDP的拉动作用，是地方政府重点产业选择的首要依据；其次，行业利税率(PTRV)反映了地方政府选择重点产业时的财政激励因素*倪家铸等(1993)指出，现实中，中国各级地方政府有强烈的动机将地区产业和经济发展的方向导向高利润和高发展速度的部门，因为这些部门或产业能迅速提升地区经济总量、就业人数和税收总量。；第三，行业的资本密集度(KL)反映了地方政府对加快工业化发展的基础性行业的特别关注；最后，行业期初份额一定程度上反映了该行业在省区经济中的重要程度，也是地方政府做出重点扶持决策的重要影响因素。

采用工具变量法的回归结果报告于表3的PANEL C。PANEL C中第2—4列中以政府补贴变量与重点产业变量的交叉项作为核心解释变量的情况下，不论是以增加值、就业还是投资占全省份额作为被解释变量*在缓解重点产业变量内生性的三种稳健性检验中，利用产业增加值、就业或投资占全国份额作为被解释变量，回归结果基本未产生改变。限于篇幅所限，结果未在文中列出。，核心解释变量的交叉项系数均显著为正，且能通过显著性水平为1%的统计检验。与表3的PANEL A中第2—4列的基本回归结果相比，此时采用两阶段最小二乘法时，核心解释变量的回归系数增大了几倍。 PANEL C 中第5—7列是以税收优惠变量与重点产业变量的交叉项作为核心解释变量的回归结果，核心解释变量的系数均显著为正，且通过了显著性水平为1%的统计检验，与表3中的PANEL A的第5—7列的基本回归结果相比，系数数值也有显著增加。采用工具变量法缓解了核心解释变量的内生性后，核心解释变量的系数仍然显著为正，表明基本回归结果具有稳健性。

方法二：为了剔除可能存在的反向因果关系，将政府补贴和税收优惠变量滞后一阶，以滞后一阶的补贴或税收优惠变量与IMPIND的交叉项作为核心解释变量进行回归，结果报告于表3的PANEL D。结果表明，核心解释变量的系数全部显著为正，且均能通过1%显著性水平的统计检验。因此，潜在的反向因果关系带来的内生性问题并不存在。

方法三：采用低份额弱内生性子样本回归。如果政府有意识地选择份额更高的产业作为重点产业，则会使得重点产业样本具有内生性，而这种内生性在份额更高的产业中也相应更为严重，因此低份额的重点产业样本内生性可能会比较弱。为此，需要计算产业增加值、就业和投资份额的中位数值，并以此中位数为界，剔除高于此中位数的样本，构造低份额弱内生性子样本并进行回归。表3中的PANEL E报告了弱内生性子样本的回归结果。可以看出，核心解释变量政府补贴变量与重点产业变量的交叉项系数仅在增加值份额做被解释变量时显著为正，在就业份额与投资份额做被解释变量时，核心解释变量的系数为正但不再显著。税收优惠变量与重点产业变量的交叉项系数在以增加值份额和投资份额为被解释变量时显著为正，但在以就业份额做被解释变量时系数为正但不显著。对此有两种可能的解释：一是低份额产业样本自身的增长潜力有限，即使通过财政手段进行重点扶持，将补贴和税收优惠更多导向这些产业，也未必能产生显著的产业增长效应。这在一定程度上验证了产业自身的发展潜力才是产业发展的关键(舒锐，2013)；二是产业就业份额始终不显著，这可能与政府产业政策导向有关。在中国当前的政府运行机制和激励机制下，地方政府的普遍目标是实现GDP最大化，因此，地方政府对重点产业进行扶持的首位目标是促进产出增长而不是就业增长。

综上，采用工具变量法、财政手段变量滞后一阶和弱内性子样本缓解核心解释变量的内生性后，核心解释变量的系数仍显著为正，表明地方政府通过政府补贴或税收优惠在内的产业政策手段对重点产业产生了更加显著的产业增长效应，验证了基本结果的稳健性。

以上实证结果共同验证了财政手段资源补充效应和资源重置效应的存在，这主要表现为：一方面通过资源补充机制将财政资源更多导向重点产业，另一方面通过资源重置机制使财政资源在重点产业内部产生更显著的增长效应，验证了理论假说1。

五、财政手段资源配置效应异质性：基于政府信息完备性的考察

上文揭示了财政手段资源补充效应和资源重置效应的存在。由于政府在不同类型产业间信息完备程度存在差异，可能会对财政手段资源补充机制和资源重置机制具有一定的调节作用，从而导致政府财政手段的资源配置效应在不同产业类型间存在差异。本部分构造相应实证方程，分别考察信息完备程度对财政手段的资源补充效应与资源重置效应的影响，以验证理论假说2。

(一)财政手段资源补充效应异质性：基于政府信息完备性的考察

为了验证财政手段的资源补充效应是否因政府信息完备程度差异而呈现出异质性，设定如下实证方程：

FISCALi,j,t=β0+β1IMPINDPi,j,t+β2IMPINDTi,j,t+β3IMPINDNi,j,t+ΘXi,j,t+αi+pj+γt+εi,j,t

(4)

式(4)中重点支柱产业变量IMPINDP、重点传统产业变量IMPINDT和重点新兴产业变量IMPINDN的系数分别为β1,β2,β3，这也是关注的核心系数。这些系数显著为正则表明，与非重点产业相比，重点产业得到了更多的财政资源，财政手段产生了更为显著的资源补充效应。其他变量的含义同式(1)。

基于式(4)的回归结果见表4。表4的结果表明，重点传统产业与重点支柱产业获得的财政资源在某种程度上均显著高于非重点产业，但重点新兴产业获得的财政资源显著低于非重点产业。这是由于地方政府在重点新兴产业中的信息完备程度最低，识别并扶持符合地区要素禀赋结构产业能力最弱，以财政手段干预新兴产业发展存在诸多不确定和风险，因而理性的地方政府会较少选择将财政资源投向这类产业。而地方政府在重点传统产业和重点支柱产业中信息完备程度相对较高，识别并扶持符合地区要素禀赋结构产业能力也较强，会更多将财政资源投向了这类产业。以上结果验证了，高水平的政府信息完备程度会通过强化财政手段的资源补充机制，从而形成与产业类型相匹配的资源补充效应。

表4 财政手段资源补充效应异质性：基于政府信息完备性的考察

注：括号中是回归系数标准差。

(二)财政手段资源重置效应异质性：基于政府信息完备性的考察

为了验证财政手段的资源重置效应是否因政府产业间信息完备程度差异而异，设定如下计量模型：

LN XSHAREP(N)i,j,t= θ0+θ1FISCALi,j,t*IMPINDPi,j,t+θ2FISCALi,j,t*IMPINDTi,j,t+

θ3FISCALi,j,t*IMPINDNi,j,t+Λi,j,t+αi+pj+γt+εi,j,t

(5)

其中：重点支柱产业变量IMPINDP、重点传统产业变量IMPINDT、新兴重点产业变量IMPINDN与财政手段变量交叉项的系数θ1、θ2、θ3是核心系数，该系数显著为正，表明相比非重点产业，财政手段在相应的重点产业中产生了更为显著的增长效应，出现了显著的财政手段的资源重置效应。核心系数的显著程度及大小差异则表明，财政手段的资源重置效应在产业间存在显著差异。式(5)中其他变量的含义同式(2)。

表5的第2—4列报告了产业政策政府补贴手段的回归结果。回归结果中，重点支柱产业变量、重点传统产业变量与政府补贴变量的交叉项系数均显著为正，且都能通过1%显著性水平的统计检验。在以产业增加值份额与投资份额为被解释变量时，重点新兴产业变量与政府补贴变量的交叉项系数均不显著，在以就业份额为被解释变量时显著为负。结果表明，重点产业政策通过政府补贴手段在重点支柱产业和重点传统产业中产生了显著的增长效应，在重点新兴产业中不仅未能产生增长效应，还显著降低了重点新兴产业的就业份额。

表5的第5—7列报告了产业政策税收优惠手段的回归结果。回归结果中，重点支柱产业变量、重点传统产业变量与税收优惠变量的交叉项系数均显著为正，且都能通过1%显著性水平的统计检验。在以产业增加值份额与投资份额为被解释变量时，重点新兴产业变量与税收优惠变量的交叉项系数均不显著，在以就业份额为被解释变量时甚至显著为负。以上结果表明，重点产业政策通过税收优惠手段在重点支柱产业和重点传统产业中均产生了显著的增长效应，在重点新兴产业中不仅未能产生增长效应，甚至还显著降低了重点新兴产业的就业份额。由此可见，在重点支柱产业与重点传统产业中，产业政策的财政手段都产生了显著的增长效应，在重点新兴产业中不但没有产生显著的增长效应，还显著降低了其就业份额。地方政府对重点支柱产业和重点传统产业的主要目标是短期内产出最大化，由于地方政府对这些产业的信息比较完备，识别并扶持生产率增长率较高的企业能力较强，资源重置效应水平较高，在这类产业中财政手段产生的增长效应较为显著；而对于新兴产业的目标是引导产业结构转型升级，由于新兴产业尚处于培育和发展阶段，地方政府对新兴产业的信息完备程度较低，识别并扶持生产率增长率较高的企业能力较弱，因而在这类产业中财政手段未能产生显著的增长效应。

表5 财政手段资源重置效应异质性：基于政府信息完备性的考察

注：括号中是回归系数标准差。

地方政府对重点支柱产业的信息完备程度最高，由于改造提升的需要，重点传统产业存在一定的不确定性，地方政府对重点传统产业的信息完备程度次之。这种信息完备程度的差异，使得地方政府识别符合地区禀赋结构的重点支柱产业能力更强，从而使得财政手段产生了更为显著的增长效应。然而实证结果表明，相对于重点支柱产业，财政手段在重点传统产业中产生了更强的就业增长效应与投资增长效应。可能的解释是，大量的中国民营企业集中在传统产业，而且这些企业规模小、技术水平低、能源和资源消耗高。民营企业的发展和创新面临着较大程度的资源、资金等方面的约束，长期以来受到资源匮乏和融资困难等问题的困扰(Chen et al.，2012)，尤以中小企业为甚。因此，从缓解产业融资约束意义上，政府的财政扶持对于重点传统产业显得尤为重要，同样的扶持力度会产生更为显著的增长效应，尤其是在投资和就业方面。

相比财政手段对产业增加值、就业与投资增长的影响效应，此处可以得到一个有趣的发现：财政手段在重点支柱产业中增加值份额增长效应最为显著；在传统产业中就业份额增长效应最为显著；在新兴产业中增加值与投资增长效应并不显著，就业增长效应显著为负。在重点支柱产业中，财政手段扶持的产业增加值增长效应最为显著，可能的解释是重点支柱产业本身具有很高的成长能力和盈利能力，相同的就业投入与资本投入能够带来更大的产出。财政手段在重点传统产业中提升就业份额最为显著，可能源于传统产业多属劳动密集型产业。而在新兴产业中，财政手段不仅未能产生显著的增长效应，还显著减少了就业份额，这可能由于技术进步能够快速提升生产率，挤占了工人的就业机会(Acemoglu et al.，2014)。

上述分析结果表明，政府信息完备性对财政手段资源重置效应具有显著的影响，政府在不同类型重点产业中信息完备程度差异与产业类型匹配的财政手段资源重置效应呈正相关，信息完备程度越高，资源重置效应越显著。综上所述，政府信息完备性通过强化资源补充机制与资源重置机制的方式，使得财政手段资源配置效应因产业间信息空间差异而呈现出不同：在重点支柱产业和重点传统产业中具有显著的资源配置效应，而在重点新兴产业中未产生显著的资源配置效应，验证了理论假说2。

六、财政手段资源配置效应异质性：基于产业竞争充分性的考察

产业竞争程度差异可能通过影响财政手段，进而促发引起产业增长的资源补充机制和资源重置机制，从而导致不同产业类型间政府财政手段资源配置效应存在差异。本部分将实证考察产业竞争程度对财政手段促进产业增长的两种机制的调节作用，以验证理论假说3。

(一)财政手段资源补充效应异质性：基于产业竞争充分性的考察

为了验证产业竞争充分性对财政手段资源补充效应的调节作用，设定如下计量模型：

FISCALi,j,t=β0+β1COMi,j,t+ΘXi,j,t+αi+pj+γt+εi,j,t

(6)

其中：FISCAL为行业补贴(LNSUBSIDY)或税收优惠(LNTAXHOLIDAY)；COM为产业竞争程度变量，分别用行业的国有化程度(SOE)与产业市场集中度(HHI)来度量，其系数β1是本小节关注的核心系数。其他变量含义同式(1)。

国有化程度SOE可以作为产业竞争程度的合理代理变量，这可以从国有企业和民营企业在资源获取效率和资源利用效率两个方面的差异来寻找依据：首先，从资源获取的角度来看，中国的国有企业通常是由中央政府或地方政府控制并经营的，因此当国有企业面对损失的时候，政府就会给予额外的资助、税收减免以及其他的补偿金，造成国有企业存在预算软约束问题(Liang et al.，2012；Lin et al.，1999)。同时由于国有企业天然与政府关系密切，能够更加容易地获取低于市场水平利率的银行贷款以及其他的财务资源(Luo et al.,2011；Warner et al.，2004)。因此，国有企业在资源获取上的非竞争性导致财政手段扶持对其并不重要。其次，从资源利用效率上看，国有企业的资源误置程度最为严重(聂辉华 等，2012)。由此可见，国有企业在资源获取和资源利用上缺乏必要的竞争机制，使得产业的国有化程度越高产业竞争程度越低，而增长导向的财政手段会越少将财政资源配置到这类产业，即国有化程度变量的系数为负。

以国有化程度SOE度量产业竞争程度的回归结果报告于表6的PANEL A中。其中政府补贴变量SUBSIDY的系数显著为正，税收优惠变量TAXHOLIDAY的系数显著为负，表明产业竞争程度越高，获得的政府补贴越少，但获得的税收优惠越多。国有化程度越高的产业获得的政府补贴越多，与理论分析结果不符，可能由于补贴比税收优惠具有更大的灵活程度，政府往往利用补贴对特定的国有企业进行扶持或救助，使得国有化程度高的产业获得更多补贴，从而使得预算软约束的国有企业形成对政府补贴的路径依赖。

市场集中度HHI是反映市场结构的指标，该指数越大表明产业的市场集中程度越高，垄断程度越高，竞争程度越小。因此，产业的市场集中度越高，增长导向的财政手段会越少将财政资源向这类产业配置，即该指数的系数为负。

以市场集中度HHI度量产业竞争程度的回归结果报告于表6的PANEL B中。其中政府补贴与税收优惠变量的系数均显著为负，这表明产业竞争程度越高获得的财政资源越多。

表6 财政手段资源补充效应异质性：基于产业竞争充分性的考察

注：括号中是回归系数标准差。

以上结果表明，产业竞争程度对财政手段资源补充效应具有显著的调节效应——竞争程度越高的产业获得的财政资源越多。

(二)财政手段资源重置效应异质性：基于产业竞争充分性的考察

为了验证财政手段资源重置效应是否随产业竞争程度提高而提升，在式(2)中引入财政手段变量和产业竞争程度变量的交叉项，设定实证方程如下：

LN XSHAREP(N)i,j,t= θ0+θ1FISCALi,j,t+θ2FISCALi,j,t*COMi,j,t+θ3COMi,j,t+

(7)

其中：FISCAL与COM的定义同式(6)，其他变量含义同式(2)。财政手段变量与竞争程度变量的交叉项的系数θ2是本小节关注的核心系数。

表7的PANEL A 是引入国有化程度(SOE)之后，其与财政手段变量交叉项的回归结果。第2—4列是在引入政府补贴变量和国有化程度变量的交叉项后，政府补贴变量和国有化程度交叉项系数在以增加值份额、就业人数份额和投资份额作为被解释变量时均显著为负，且至少能通过5%的显著性水平统计检验，这表明在给定的其他条件不变情况下，产业的国有化程度越高，政府补贴的产业增长效应越小。第5—7列是在引入税收优惠变量和国有化程度变量的交叉项后，税收优惠变量的系数显著为正，且能够通过1%显著性水平的统计检验。税收优惠变量和国有化程度变量的交叉项系数在以增加值份额、就业份额或投资份额作为被解释变量时均显著为负，且均能通过1%显著性水平的统计检验。这表明在给定的其他条件不变情况下，产业的国有化程度越高，税收优惠的产业增长效应越小。

PANEL B 是引入产业市场集中度(HHI)之后，其与财政手段变量交叉项的回归结果。第2—4列是在引入政府补贴变量和产业市场集中度变量的交叉项后，政府补贴变量和市场集中度变量交叉项的系数在以增加值份额、就业人数份额和投资份额作为被解释变量时均显著为负，且均能通过1%显著性水平的统计检验。这表明在给定的其他条件不变情况下，产业的市场集中程度越高，政府补贴的产业增长效应越小。第5—7列是在引入税收优惠变量和产业市场集中度变量交叉项后，税收优惠变量的系数显著为正，且能够通过1%显著性水平的统计检验。税收优惠变量和产业市场集中度变量的交叉项系数在以增加值份额、就业份额或投资份额作为被解释变量时均显著为负，且均能通过1%显著性水平的统计检验，这表明在给定的其他条件不变情况下，税收优惠的产业增长效应越小。

以上结果表明，有形之手不能代替无形之手，有形之手的作用应该限于增进无形之手机能、扩展其作用范围与补充其不足。由上面可知，产业竞争充分性对财政手段资源重置机制产生了显著影响——产业竞争程度越高，财政手段在这些产业中的资源重置效应越显著。

注：括号中是回归系数标准差。

综上所述，产业竞争充分性通过强化财政手段资源补充机制与资源重置机制，导致财政手段资源重置效应因产业竞争程度差异而有所不同：产业竞争程度越高，财政手段资源配置效应越显著，验证了理论假说3。

七、主要结论与政策启示

目前，“保增长”仍是中国各级政府的首要任务，通过财政手段扶持部分产业优先发展是政府干预产业发展、促进经济增长的通行做法。因此，如何配置好财政资源以有效促进产业增长，是产业经济领域具有重要实践意义的研究课题。而本文的研究得出以下主要结论：在理论上，财政能够通过资源补充机制和资源重置机制改变产业间和产业内资源配置，从而有效推动重点产业增长，而政府信息完备性和产业竞争充分性对财政手段资源配置效应具有调节作用。在实证上，本文验证了财政手段资源补充效应与资源重置效应是存在的，并且受到政府信息完备程度与产业竞争程度差异的影响而呈现显著的异质性，在信息完备程度较高的重点支柱产业和重点传统产业中效应更显著，在信息完备程度低的重点新兴产业中没有正向效应；产业竞争程度越高，财政手段资源配置效应越显著。

针对研究结论，本文的政策含义主要有：

(1)要发挥信息在政府引领产业转型升级中的作用，并为政府提升产业政策效果提供可行的途径。采用经费资助等激励手段，激励高校和其他研究机构进行企业微观调研，大量收集掌握第一手的企业信息；推进政府各个部门间信息公开和共享，打造统一的政府信息存储和交换平台，充分利用现有政府信息资源为制定产业政策服务；打造产学研融合平台，借助研究机构对企业和市场数据进行深入分析，挖掘产业运行机理；借助大数据发展的契机，广泛地进行数据集成与交互，提高数据的收集、应用和管理能力。

(2)要继续加快市场化转型步伐，为产业政策实施提供良好的外部环境。推进企业外部运行环境的市场化进程，进一步深化要素市场改革，减少要素配置和流动的行政管制，使得价格机制能够更充分地发挥作用；深化国有企业体制改革，规范各级地方政府对国有企业的补贴，规范国有企业的管理制度，力争让国有企业在产业发展和经济发展中发挥更为积极的作用。

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(责任编辑 张 坤)

How Does Industrial Policy Push Industrial Growth: Fiscal Tool Effect and Adjusting Effect of Information and Competition

SONG LingYun1WANG XianBin2

(1.School of Economics and Management, Guangxi Normal University, Guilin 541004; 2. School of Economics, Jinan University, Guangzhou 510632)

Industrial policy is the main instrument for governments to push industrial growth as well as structural change. This paper analyzes how industrial policy achieves governments′ industrial development goal through fiscal tools both theoretically and empirically. Fiscal tools can enhance industrial growth by change resource allocation within and across industries through resource-supply and resource-reallocation mechanism. Information complete degree and industry competition degree have a significant adjusting effect on fiscal tools′ resource allocating results. Empirical tests reveal that fiscal tools have created significant resource-supply and resource-reallocation effects. Information completeness has intensified fiscal tools′ resource allocating effect, creating distinguishable larger resource-allocating effects within priority pillar and traditional industries, but has no detectable positive effects within priority new industries. Competition sufficiency has improved fiscal tools′ effects, leading to greater effects within more competitive industries.

industrial policy; fiscal tool; effect of resource allocation; information completeness degree; industry competition sufficiency degree

2016-10-12

宋凌云(1972--)，女，河南焦作人，博士，广西师范大学经济管理学院讲师。 王贤彬(1982--)，男，广东肇庆人，博士，暨南大学经济学院副教授。

国家自然科学基金青年项目“中国地方政府产业政策对产业结构及资源配置效率的影响研究”(71303063)；广西高校科学技术研究重点项目“广西地级市产业结构政策的产业发展效应研究”(KY2015ZD021)；广西哲学社会科学规划重点项目“珠江-西江经济带产业协同发展研究”(15AJY001)。

F423.3

A

1001-6260(2017)03-0011-17

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.03.002

* 感谢广西人文社会科学发展研究中心“泛北部湾合作研究团队” 的支助。

财贸研究 2017.3