财政分权与安徽资源型城市产业结构升级*——基于多维度财政分权视角

陈 燕，戴文清，陈 凡

(合肥学院 经济与管理学院，安徽 合肥 230601)

资源型城市主要是依托当地非再生矿产自然资源采掘、加工和出售为主导产业的城市。资源型城市在发展初期曾利用其特有的资源优势，吸引了大量资本和劳动力的集聚，并以第二产业作为支柱产业，有效促进了当地经济的快速发展。但由于自然资源的不可再生性以及过度开采，资源型城市正面临着资源逐渐衰竭、生态环境恶化、经济发展疲软以及产业结构升级动力不足等严重问题。

财政是国家治理的基础和重要支柱。财政体制的完善和财税政策的扶持，对资源型城市产业结构升级具有重要的引导和推动作用。在财政分权体制下，地方政府基于上级政府的委托，通过可支配的财政收入和可安排的财政支出，自主配置地方财政资源，引导各生产要素在产业间、区域间的流动[1，2]，进而影响产业结构升级。安徽省作为中部地区的资源大省，具有承东启西的区位优势，更需要发挥资源型城市的带动作用。如何通过优化财政分权体制，促进资源型城市实现产业结构升级，对于进一步推动安徽省经济高质量发展和生态文明高质量建设具有重要的现实意义。

一、相关文献综述

目前，财政分权对产业结构升级影响的研究视角主要基于全国层面和区域层面，多使用省级面板数据进行实证分析。崔志坤等基于全国省级面板数据，实证发现财政收入分权对产业结构升级具有消极影响，而财政支出分权对产业结构升级的影响不显著[3]。汪霞等基于中部六省和西部十一省的面板数据，实证发现财政分权有利于西部地区产业结构升级，却不利于中部地区产业结构升级[4]174。黄琼等基于全国省级面板数据，实证发现财政分权显著促进了产业结构升级；异质性分析显示这一显著促进作用仅限于西部地区，东部地区不显著，中部地区则为显著的抑制作用；进一步的门限模型分析发现，财政分权与产业结构升级间存在倒“U”型的非线性关系[5]129。杨志安等基于全国省级面板数据，实证发现，财政收入分权和财政支出分权能显著促进产业结构升级；异质性分析发现，中西部地区财政分权并没有促进产业结构升级；技术进步和人力资本积累是财政分权影响产业结构升级的重要机制[6]。甘行琼等基于全国省级面板数据，实证发现，财政收入分权和财政支出分权促进了产业结构合理化的发展而抑制了产业结构高度化的发展；地方政府投资偏好、地方保护、科技投入和环境保护等行为会制约产业结构合理化和高度化的升级效果，呈现非线性关系[7]86。此外，也有部分学者基于全国省级面板数据运用空间计量模型实证研究财政分权对产业结构升级的本地效应和溢出效应，如刘建民等[8]、董黎明等[9]。

相对而言，基于城市层面或县域层面的研究视角，使用地级市或县级面板数据实证分析财政分权对产业结构升级影响的研究较少。刘建民等基于湖南省14个市(州)的面板数据，实证发现，在城市化水平与人力资本水平门槛条件下，省以下财政分权与省域内产业转型升级之间存在显著的非线性关系[10]52。王立勇等基于山西省县级面板数据，实证发现，财政分权显著促进了县域产业结构升级，且随着时间的推移，这种正向影响效应会呈显著的上升趋势；在影响机制方面，财政分权通过赋予直管县更多的财政收支权、经济自主权以及提高市场化水平影响产业结构升级[11]。张子龙等基于黄河流域资源型城市的面板数据，实证发现，资源型城市的经济自主性(财政分权)不仅是影响产业升级和技术进步的重要因素，更是破解“资源诅咒”效应的根本前提[12]133。

综上所述，尽管已有不少学者从不同视角针对财政分权和产业结构升级的关系进行了深入研究，但现有研究结论大多数基于全国省级面板数据，关注“中央—省”政府间财政分权对省域或区域产业结构升级的影响，深入考察省内财政分权对资源型城市产业结构升级影响的相关研究较少。另外，在财政分权指标的度量上，大多数学者仍主要使用财政自主度、财政支出分权和财政收入分权中的一个或两个指标进行实证分析。再加上实证分析中模型构建和数据样本选择的不同，现有研究结论尚未达成共识。

相对于“中央—省”政府间财政关系，“省—市”政府间财政关系对城市产业结构调整和城市经济发展发挥着更为重要和直接的作用。我国“十四五”规划明确提出“健全省以下财政体制”[13]。安徽省2021年政府工作报告也明确提出“推进省以下重点领域财政事权和支出责任划分改革”[14]。鉴于此，使用安徽资源型城市面板数据，以“省—市”政府间财政分权为研究视角，基于不同维度衡量的财政分权指标，运用双向固定效应模型和门槛效应模型深入研究财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的影响效应。

二、模型构建、变量选择及数据来源

(一)模型构建

为缓解遗漏变量等内生性问题，构建如下双向固定效应模型实证检验财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的影响：

indit=β0+β1fdit+β2Zit+μi+μt+εit

(1)

在模型(1)中，i代表城市，t代表年份，ind是产业结构升级变量，fd是财政分权变量，Z是一组与产业结构升级相关的控制变量，μi是城市固定效应；μt是时间固定效应，εit是随机扰动项。

(二)变量选择

1.被解释变量：产业结构升级(ind)

产业结构升级的度量指标主要涉及产业结构指数、产业结构合理化指标和产业结构高级化指标。鉴于产业结构指数和产业结构合理化指标更侧重反映不同产业间发展的协调程度，而产业结构高级化指标更侧重反映产业结构由低水平向高水平发展的方向。在克拉克定律的基础上，借鉴干春晖等[15]的做法，使用产业结构高级化指标(即用第三产业产值与第二产业产值之比)衡量产业结构升级。这一比值越大，说明产业结构不断向第三产业升级，产业结构越趋向高级化演进。

2.核心解释变量：财政分权(fd)

财政分权的度量应是多维的[16]。基于下级政府财政支出和财政收入份额是最常用的财政分权度量指标，可以衡量下级政府在财政资源上的影响力[17]。也有学者认为财政自主度指标能更好地度量财政分权[18]，可以体现地方政府依靠自有收入为其支出融资的能力。结合地级市层面的数据样本，以“省—市”政府间财政分权为研究视角，借鉴陈硕等[19]以及刘建民等[10]的做法，分别使用财政自主度(fd_a)、财政收入分权(fd_r)和财政支出分权(fd_s)三个指标衡量财政分权。为克服财政分权指标分母缺乏变异的问题以及消除人口规模和经济规模的影响，在构建财政收入分权指标和财政支出分权指标时，引入经济规模缩减因子，设定各指标具体计算公式如下：

(2)

(3)

(4)

其中，frc和fsc分别指全市财政收入与全市财政支出；pfrc和pfrp分别指全市和全省人均财政收入；pfsc和pfsp分别指全市和全省人均财政支出，gdpc和gdpp分别指全市和全省地区生产总值。

3.控制变量(Z)

影响产业结构升级的因素有很多。基于资源型城市的特征和现有文献研究的考量，选择如下控制变量：

(1)固定资产投入水平(inv)

借鉴张子龙等[12]的研究，使用全市固定资产投资额与地区生产总值之比衡量固定资产投入水平。一般而言，适度的固定资产投入水平有助于加强地区基础设施建设，带来正向的资本驱动效应，进而促进产业结构升级；但过度的固定资产投入水平会导致地区产能过剩，抑制消费需求，阻碍产业结构升级。

(2)对外开放水平(fdi)

借鉴李婉红等[20]的研究，使用全市实际利用外商投资额衡量对外开放水平。一方面，对外开放水平越高，越能通过引入外资和技术支持进行资源的合理配置，促进产业结构升级；但另一方面，资源型城市吸引外资能力也是有限的，引入一些高耗能、高污染的外资企业，不利于产业结构升级。

(3)居民消费水平(con)

借鉴甘行琼等[7]的研究，使用全市社会消费品零售总额与地区生产总值之比衡量居民消费水平。一般而言，居民消费水平越高，越能促进产业分工细化，引起相应产业的收缩或扩张，影响产业结构升级。

(4)政府干预程度(gdi)

借鉴李虹等[21]的研究，使用全市城镇私营和个体从业人员数与就业人员数之比衡量政府干预程度。资源型城市经济结构中国有企业所占比重较大，私营经济发展水平能在一定程度上体现政府政策对经济的干预程度。一般而言，政府干预程度越高，私营经济发展水平越受到限制，不利于资源型城市产业结构升级。

(5)资源禀赋水平(res)

借鉴黄寰等[22]的研究，使用全市采矿业从业人员数与年末总人口数之比衡量资源禀赋水平。经济上行期，丰富的自然资源可吸引资源密集型产业及配套产业入驻，形成规模效应与集聚效应，推动产业结构升级；但经济下行期，经济生产投资需求不足，资源禀赋的红利逐渐丧失，过度依赖资源禀赋极易导致产业结构刚性和产业发展失衡，阻碍产业结构升级。

(三)数据来源

基于数据的可得性和可比性，选取2007—2020年安徽9个地级资源型城市构成的面板数据作为研究样本。目前，安徽省拥有11个资源型城市，包括宿州等9个地级市、巢湖县级市和颍上县。由于巢湖县级市和颍上县的数据缺失严重，故将其从研究样本中剔除。相关数据来源于相应年份的《安徽省统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、各地级市统计年鉴以及《中国统计年鉴》等。个别缺失数据使用插值法予以填补。为消除量纲问题、变量指数化增长趋势以及明晰各变量系数的经济含义，在实证分析时对模型(1)中的所有变量数据均取自然对数处理。主要变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

三、实证结果分析

(一)基准回归结果

首先采用双向固定效应模型对财政分权与安徽资源型城市产业结构升级的关系进行估计。基准回归结果如表2所示。

表2 基准回归结果

根据表2可知，无论是否加入控制变量，财政自主度、财政收入分权和财政支出分权对安徽资源型城市产业结构升级的影响估计系数均为负值且在1%的显著性水平上通过检验。这说明，总体而言，现行的财政分权体制阻碍了安徽资源型城市产业结构升级。这一结论再次印证了汪霞等[4]、黄琼等[5]认为财政分权不利于中部地区产业结构升级的研究结论。当加入所有控制变量后，财政分权度每提高1%，对安徽资源型城市产业结构升级的抑制效应会降低0.4%左右。进一步通过回归系数的对比发现，相对而言，财政收入分权相比财政自主度和财政支出分权的抑制效应要小一些。这有可能是因为地方政府在财政收入上的分权程度低于财政自主程度和财政支出上的分权程度。

从控制变量来看，固定资产投入水平、居民消费水平的系数均显著为正，说明固定资产投入水平越高，居民消费水平越高，越有利于推动安徽资源型城市产业结构升级；对外开放水平、政府干预程度的系数均显著为负，说明对外开放水平的提升、政府干预程度的加大对安徽资源型城市产业结构升级起到了阻碍作用，这有可能与安徽资源型城市吸引外资能力欠缺、使用外资结构不合理、实际使用外资效率不高以及当前的市场环境发展不足有关；资源禀赋水平的系数显著性较差，说明资源禀赋水平的依赖并不能有效促进安徽资源型城市产业结构升级。

(二)稳健性检验和异质性分析

1.稳健性检验

考虑到财政分权与资源型城市产业结构升级之间可能因内生性问题而带来偏误，再使用工具变量法进行回归。基于相关性和外生性条件，采用滞后一期的财政分权作为工具变量，具体回归结果如表3所示。

根据表3的实证结果可知，尽管不同维度衡量的滞后一期财政分权指标的估计系数值不同，但影响方向和显著性水平均与基准回归结果保持一致，一直在1%的显著性水平下显著为负。这表明，即使考虑了内生性问题，不同维度衡量的财政分权对安徽资源型城市产业结构升级均起到了显著的负向制约作用。

表3 基于滞后一期工具变量的回归结果

2.异质性分析

根据资源型城市的不同生命周期阶段划分，在安徽省9个地级资源型城市中，再生型的资源型城市有1个(即马鞍山市)，成熟型的资源型城市有6个(包括宿州市、亳州市、淮南市、滁州市、池州市和宣城市)，衰退型的资源型城市有2个(包括淮北市和铜陵市)。在异质性检验方面，将再生型和成熟型的资源型城市以及衰退型的资源型城市分别进行实证分析。表4是基于资源型城市类型的分样本回归结果。

由表4可知，不同维度衡量的财政分权指标对安徽再生型和成熟型的资源型城市产业结构升级影响的估计结果与对全省资源型城市样本的估计结果一致，均显著为负；而对安徽衰退型的资源型城市产业结构升级影响的回归系数虽为正，但并不显著。这有可能是因为再生型和成熟型的资源型城市相对于衰退型的资源型城市经济发展水平相对较高，政府财力相对充沛，财政资源的自主支配权较大，在晋升激励的考核机制下，更有可能将财政资源投向短期内能带来更多财政收入和经济效益的第二产业，更重视短平快的基础设施投资，扭曲了地方政府财政支出结构，阻碍了产业结构升级。

表4 基于资源型城市类型的异质性检验结果

四、进一步分析：门槛效应

以上基于线性假设前提的实证研究发现，总体而言，财政分权与安徽资源型城市产业结构升级间存在显著的负向影响关系。但以往也有学者研究发现，财政分权对产业结构升级的影响存在非线性效应[10]52。针对财政分权背景下的资源型城市产业结构升级,引入环境分权水平作为门槛变量，以验证财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的负向影响作用是否会随环境分权水平的高低呈现不同的特点。

环境分权是环境领域事权与支出责任的分权，主要考察各级政府在环境治理上的权责分配问题。环境分权理论根植于财政分权理论[23]，但两者在概念上又有明显区别。在财政分权体制下，环境分权程度越高，地方政府的环境监管力度越强，可以倒逼企业创新改进生产技术，进而逐步淘汰高污染、高能耗企业，促进产业结构升级。借鉴祁毓等[24]的做法，使用地方政府环保人员的分布情况刻画环境分权程度，具体计算公式如下：

(5)

式中，ed是环境分权水平，envc、envp分别是全市和全省的水利、环境和公共设施管理业就业人数，popc、popp分别是全市和全省的年末总人数，gdpc和gdpp分别是全市和全省地区生产总值。式中引入了经济规模缩减因子。

在借鉴Hansen[25]面板门槛回归分析模型的基础上，先假定存在一个最优门槛值，构建如下面板门槛模型，进一步研究财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的非线性影响效应。

lnindit=β0+β1lnfdit×I(ed≤λ)+β2lnfdit×I(ed>λ)+β3lnZit+εit

(6)

式中，I(·)为示性函数，当括号内表达式成立时，则I取值为1，否则I取值为0。门槛变量ed表示环境分权水平，λ为待估计的具体门槛值，其他变量含义同前文所述。依次进行单一门槛和双重门槛检验，检验结果如表5所示。

表5 门槛效应检验

根据表5的检验结果可知，当环境分权水平作为门槛变量时，财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的多门槛实证模型中均存在显著的单一门槛效应，双重门槛效应均不显著。因此，模型的最优门槛个数为1，进一步得到相应的单一门槛估计值如表6所示。从具体的单一门槛估计值来看，财政分权自主度指标下环境分权水平的单一门槛估计值是0.224，而财政支出分权指标和财政收入分权指标下，环境分权水平的单一门槛估计值是0.240。

表6 单一门槛估计值和置信区间

在单一门槛效应显著性检验的基础上，根据已确定的单一门槛模型和门槛值，进一步运用单门槛面板回归估计方法实证检验财政分权对安徽资源型城市产业结构升级影响的非线性效应。实证结果如表7所示。

表7 面板门槛模型回归结果

根据表7的回归结果可知，不同维度衡量的财政分权对安徽资源型城市产业结构升级均产生了显著的负向抑制作用，当环境分权水平超过单一门槛值后，这一负向抑制作用的估计系数均有不同程度的降低。这表明，财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的不利影响会随着环境分权水平的提高而下降。环境分权水平越高，政府对环境的监管水平越高，地方政府自主支配财政资源及制定相关财税政策时，越会重视引导高污染、高耗能的传统产业向低污染、高附加值的新型产业转型发展，从而会在一定程度上削弱财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的不利影响。

五、结论和建议

基于2007—2020年安徽省9个地级资源型城市的面板数据，使用双向固定效应模型和面板门槛模型实证研究不同维度衡量的财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的影响效应，得到如下结论：第一，基准回归结果和工具变量回归结果显示，现行的财政分权体制对安徽资源型城市产业结构升级起到了显著的抑制作用。相对而言，财政收入分权比财政自主度和财政支出分权的抑制效应要小一些。第二，分资源型城市类型的异质性回归结果显示，财政分权对安徽再生型和成熟型的资源型城市产业结构升级的影响显著为负，而对安徽衰退型的资源型城市产业结构升级的影响不显著。第三，面板门槛回归结果显示，当环境分权作为门槛变量时，能有效弱化财政分权对安徽资源型城市产业结构升级产生的抑制作用。基于以上结论，提出如下建议：

一是优化省内财政分权体制，保障地方政府的财权与其事权和支出责任相匹配。从实证结果看，现行的“省—市”政府间财政分权体制不利于安徽资源型城市产业结构升级，因此有必要一方面通过健全地方税体系，合理划分地方政府财力，保障地方政府拥有稳定的财政收入来源，以减少地方政府财政压力；另一方面通过完善政府晋升激励考核机制，规范地方政府财政支出结构，促进地方政府服务性支出，弱化生产性支出，合理引导要素资源流向现代服务业和新兴产业，降低财政分权的负效应，进而推进安徽资源型城市产业结构升级。

二是因地施策，有针对性地实施不同类型资源型城市的产业结构升级策略。针对安徽再生型和成熟型的资源型城市，应以本地资源优势和区位优势为依据，在进一步完善地方政府行为激励与约束机制的基础上适度降低财政自主权的下放，防止因分权过度形成财政分权负外部性等问题阻碍产业结构升级；针对安徽衰退型资源型城市，应增强城市内生发展动力，赋予城市相对更多的财政自主权，鼓励通过科技创新改造提升传统产业，培育壮大新兴产业，促进产业结构升级。

三是提升环境分权水平，合理划分各级政府间环境保护方面的事权和支出责任。研究结果表明，环境分权水平的提升有助于缓解财政分权对安徽资源型城市产业结构升级的不利影响。因此，应逐步扩大地方政府环保部门的环保事权，制定符合本地实际的环境保护政策，加大日常环保事务的监督权等，大力发展绿色低碳产业和环境友好型产业，推动安徽资源型城市产业结构升级目标的实现。