资源枯竭城市转型扶助政策与税收可持续能力

杨得前 曾静

内容提要：税收可持续性是税收发挥其在国家治理中基础性、支柱性和保障性作用的重要基础。资源枯竭型城市转型在推动经济社会高质量发展、促进税收可持续能力有效提升等方面被寄予厚望。文章以资源枯竭城市转型扶助政策作为准自然实验，基于新发展理念构建税收可持续能力度量体系，并采用多时点DID考察了资源枯竭型城市转型对税收可持续能力的影响。结果表明：（1）资源枯竭城市转型扶助政策显著推动了地区税收可持续能力的提升；（2）机制分析表明，扶助政策主要通过优化地区产业结构、缩小地区间居民收入差异两条渠道促进税收可持续能力的提升；（3）政策效果会因城市地理区位、資源类别、税收征管强度的不同而产生显著差异性。基于上述发现，应进一步调整产业结构、利用城市区位优势、发挥市场作用以及优化税收征管，推动资源枯竭型城市转型，进而更加高效地促进税收可持续增长。

关键词：资源枯竭型城市；税收可持续能力；新发展理念；城市转型

中图分类号：F812.42  文献标识码：A  文章编号：2095-1280（2024）01-0034-12

一、引言

党的二十大报告指出，要深入实施区域协调发展战略，构建优势互补、高质量发展的区域经济布局。目前，我国正处于经济转型发展的关键时期，助力低效能城市协调发展是推动经济实现高质量可持续发展的必由之路。在工业化进程早期阶段，资源型城市依托自然资源优势，成为基础能源和重要生产物资的主要供应地，为国家经济社会发展作出重要贡献。然而，随着过度开采，资源效能逐渐降低，资源枯竭现象日益显现，资源枯竭型城市也由此产生。在此背景下，城市经济发展动力不足、产业结构低度化、接续产业缺失、基础设施不完善等问题不断暴露，高能耗、高污染、低技术的开采型生产方式也难以为继。面对突出的发展矛盾和发展困境，推动资源枯竭型城市有序转型升级，已经成为区域经济发展的关键命题。

促进资源枯竭型城市转型是一项意义重大且影响深远的经济社会系统性变革，如何破除地区经济增长无效率甚至发展停滞的“路径依赖”困境，将资源优势转化为经济优势，已经成为学术界讨论的热门话题。对一些资源型城市而言，丰裕的自然资源优势似乎并没有带来预期收益，反而使其陷入了“资源诅咒”陷阱。因此，迫切需要寻求有效的治理路径，为资源枯竭型城市的可持续发展提供参考思路。从制度层面来看，促进城市可持续发展需要多方协调综合处理，通过多部门协同合作促进经济发展方式由资源依赖型向创新驱动型转变，从而实现经济的高质量发展（Mabon和Shih，2018）。为此，我国政府先后推行多项资源枯竭城市转型扶助政策（以下简称“扶助政策”）。大量文献也对扶助政策的实际效果展开了系统评估，认为相关扶持政策能够鼓励资源枯竭型城市主动转变发展理念，逐渐缩小地区经济差异，不断提高区域发展协调性，显著提升人均GDP与就业率（孙天阳等，2020；余林徽和马博文，2022）。不过，就扶助政策与税收可持续能力关系的问题，已有研究还缺乏关注。加强税收可持续能力，既是推动资源枯竭城市高质量可持续发展的应有之义，也是进一步提升地方财政保障能力、发挥地方政府治理效能的根本要求，需要予以足够重视。

据《中国统计年鉴》数据显示，近十年来，我国资源枯竭型城市的经济总量、税收收入总额显著提升，经济增长、税收增长良性循环的目标正逐渐实现。在解释税收收入增长的原因时，吕冰洋和郭庆旺（2011）指出，除了经济因素、管理因素、政策因素以及税制因素外，税收努力也具有重要影响。可见，在扶助政策的作用下，相对稳定的经济增长、结构协调的社会环境可使税收收入在数量上得到基本的保障。但是，作为反映税收质量的重要指标，资源枯竭型城市税收可持续能力的表现如何，目前为止还尚无定论。那么，在扶助政策推动地区发展的过程中，兼顾量的合理增长和质的有效提升的税收可持续能力是否也得到相应加强？如果扶助政策对地区税收可持续能力产生积极作用，其具体影响机制是什么？区位因素、资源类别、税收征管因素等方面的差异，是否又会对政策效果产生异质性影响？这些问题仍有待深入探讨。

为了厘清上述问题，本文拟在现有研究基础上，选取2005—2015年地级市面板数据构建多时点双重差分模型进行检验。选择此样本期间是因为2016年以后分类执行的补助“退坡”政策和奖励措施可能会导致结果偏差。针对税收可持续能力指标的构建，部分学者以单一指标作为关键变量进行刻画（姚东旭和李金娟，2021），另外一些学者则通过主成分分析法或熵值法构建综合指标进行测度（杨森平和陈丽敏，2022）。为了克服单一指标法的主观片面性，本文基于新发展理念借助综合指数法构建多维指标体系，以期更加客观系统地呈现我国税收可持续发展的综合能力。本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，基于新发展理念构建税收可持续增长能力衡量指标，丰富了现有扶助政策效果的研究内容和研究体系。第二，通过分析扶助政策影响税收可持续能力的具体路径机制，为进一步促进资源枯竭城市转型升级、实现税收质量提升、加强地方财政保障提供了有力证据和方向指引。第三，通过构建准自然实验模型，结合不同因素对政策实施效果进行异质性分析，证实了扶助政策实施对于税收可持续能力所存在的差异性影响，为其他城市转型支持政策的优化完善提供了理论支撑和实践参考。

二、政策背景与理论分析

（一）政策背景

21世纪以来，资源型城市的自然资源枯竭问题逐渐显化，资源型经济的效益日渐式微，城市发展后劲不足。为了加大政策扶持力度，有效推动区域经济转型发展，辽宁省阜新市在2001年被确认为全国首个资源枯竭型城市，由此拉开了资源枯竭型城市转型的序幕。2007年，我国颁布了首个有关资源型城市问题整治的综合性政策文件《国务院关于促进资源型城市可持续发展的若干意见》（以下简称《意见》），主要依托中央财政转移支付，从产业结构调整、贫困人群救助等角度对资源枯竭型城市进行帮扶，目标是2015年以前在全国范围内普遍建立健全资源开发补偿机制和衰退产业援助机制，使其经济社会步入可持续发展轨道。根据《意见》，中央针对资源枯竭型城市实施分批次试点，69个地市、区县先后于2008年、2009年、2011年被确立为资源枯竭型城市，政策惠及总人口约1.54亿。根据相关规定，该阶段扶助政策的支持期限为9年①，分两轮进行。试点城市自2007年起可依次获得含专项资金、可持续发展专项贷款等多层次转移支付，并于2011年延长获得转移支付的年限。随后，为提高扶助资金使用效率，财政部发布《2012年中央对地方资源枯竭城市转移支付资金管理办法》，进一步规范了转移支付资金的管理。2013年，随着城市转型升级步伐加快，国务院颁布《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》（以下简称《规划》），将国内262个城市列为资源型城市（含地级市126个），并为资源枯竭型城市制定了针对性的规划目标和发展机制。在扶助政策逐步推进的9年时间里，为了合理引导地方预期，体现政策公平，所有试点城市始终受到同等政策扶持。

2015年以后，扶助政策进入分类引导阶段。对于转型成功和尚未成功的城市，二者的扶持政策截然不同，获得的转移支付资金存在显著差异。不仅如此，在2016年颁布的《关于加强分类引导培育资源型城市转型发展新动能的指导意见》中可以看到，为了全面打赢资源枯竭城市转型攻坚战，对问题严重、困难突出的资源枯竭城市，要“一城一策”研究制定针对性较强的扶持措施。2019年《对资源枯竭城市转型升级真抓实干成效明显地方进一步加大表扬激励支持力度的实施办法》也强调，为加大激励力度，推进资源枯竭型城市转型升级，将根据转型绩效考核评价结果给予不同档次的表扬激励。为了更好促进资源枯竭地区可持续发展，国家发展和改革委员会、财政部、自然资源部在2021年联合发布《推动资源型地区高质量发展“十四五”实施方案》，要求进一步完善配套措施，强化资源枯竭城市转型绩效评价结果的运用，继续通过转移支付对相关地区予以支持，明确提出2035年基本实现资源型城市高质量发展的目标。这也标志着我国资源枯竭城市转型正式进入高质量发展阶段。图1梳理了我国资源枯竭型城市扶助政策的变迁。

图1  资源枯竭型城市扶助政策变迁

注：（1）时间轴框线分别表示政策实施的四个不同时期：起步阶段、逐步推进阶段、分类引导阶段和高质量发展阶段。（2）时间轴上侧展示资源枯竭城市转型扶助政策的主要文件，下侧主要呈现政策试点城市及试点时间。

（二）理论分析和研究假设

从理论上来说，在推动资源枯竭型城市经济社会步入可持续发展轨道的过程中，扶助政策可能通过产业调整效应与城乡协调效应两条不同渠道影响税收可持续发展能力。

首先，从经济层面来看，产业结构的不断优化是涵养税源的重要基础。合理的产业结构有助于引导资源配置、提高生产要素的使用效率，推动经济可持续发展，进而实现地方税收的可持续增长。在资源型城市发展的早期，由于资源禀赋相对丰裕，地方政府侧重于加强资源工业建设的发展模式，对经济增长和稳定税基发挥了重要作用。然而，以资源型产业为主导的发展偏向，相应也造成了产业结构单一、产业转型困难的问题。城市经济对资源工业的过度依赖，减缓了第三产业及相关产业的发展速度，致使出现大量潜在税收收入的损失（邓明，2020）。与此同时，资源型城市在推进工业化的过程中，城乡二元结构的矛盾不断凸显，这不仅阻碍了农村经济发展，也相应削弱了基层政府的税收保障能力，不利于发挥地方政府促进经济社会转型发展的职能作用。随着资源的不断消耗，经济结构失衡问题加剧，资源枯竭现象也使传统资源工业产业的发展受到进一步限制，给税收收入的可持续增长带来了更大挑战。因此，在扶持资源枯竭城市转型升级的过程中，引导产业结构合理调整成为重中之重。有关研究指出，以轉移支付为主的扶助政策，能够通过“输血”和“造血”的方式，对资源枯竭型城市产生积极影响（李丹等，2019）。一方面，转移支付资金本身的“输血”作用有助于缓解资源枯竭城市的短期财政困难，推动地方政府优化产业布局、加强产业设施建设，增强产业初始发展阶段所需的公共服务保障。另一方面，在完成“输血”的基础上，扶助政策能够发挥“造血”功能，激励地方政府培育壮大成长性好、竞争力强的接续替代产业，构建新的经济增长点，通过进一步加大资源工业以外的产业投入，助力实现后续的产业转型和产业链条完善，从而形成良性循环，促进产业结构、经济结构合理化发展，为税收可持续增长奠定基础。

其次，从社会层面来看，城乡协调发展是经济高质量发展的重要保障，同样会对税收可持续性产生显著影响。受制于居民就业条件、地区发展环境等因素，资源枯竭城市存在的贫困代际问题较为突出。随着经济的不断发展，城乡居民收入差距尚未得到充分缓解，相对贫困人口仍然较多。与此同时，资源枯竭城市由于资金受限，面临较大支出压力，在社会保障、教育卫生等领域，对低收入群体的支持力度相对不足，不利于提升人力资本质量和就业水平，减贫效果仍有待增强。在这种情况下，过高的城乡居民收入差距可能会进一步导致人口收缩外流，辖区居民参与消费和投资的积极性下降。这在一定程度上会制约区域经济协调发展，无法为税收可持续性提供更加稳定的社会环境。不仅如此，城乡收入差距过大，也会降低低收入群体的工作积极性，对劳动者的生产效率造成负面影响，长期来看不利于提高税收增长潜力。而在扶助政策的支持下，针对资源枯竭城市的资金投入，有利于增强低收入居民的保障力度，通过生活质量改善（尹志超和郭沛瑶，2021）、人力资本升级（范子英，2020）、就业环境优化（王科斌等，2023）、投资生产激励（岳林峰等，2023）等不同渠道，实质性地解决贫困问题。可以预见，这能够显著改善城乡收入分配，促进经济社会稳定健康发展，为资源枯竭城市税收持续增长提供良好支撑。

据此，本文提出假设1和假设2。

假设1：扶助政策能够减少资源枯竭城市对资源工业的过度依赖，激励地方产业结构合理调整，进而提升税收可持续能力。

假设2：扶助政策有利于缩小资源枯竭地区的城乡收入差距，促进城乡协调发展，进而推动税收可持续增长。

三、研究设计

（一）数据来源及预处理

由于69个扶助政策试点城市包含24个地级市以及45个县区级城市，且同一地级市内存在多个县区在不同时点被认定为资源枯竭型城市的情况①。出于数据可比性、可获取性以及真实性的考量，本文剔除了研究期间撤区设市、数据较难获取、数据缺失严重以及与其他地级市差异值较大的直辖市等城市样本，将24个地市级资源枯竭型城市作为实验组，剩余204个地级市作为对照组。此外，由于2016年以后资源枯竭型城市转型可能面临补助“退坡”或者分档表扬奖励的情形，为了确保试验期间样本所受到的政策冲击强度以及受处理强度一致，避免“一城一策”等因素造成估计偏误，本文将样本期间确定为2005—2015年。文中所使用的数据主要源于《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》、各省统计年鉴、EPS数据库以及WIND数据库等。为了降低测量误差，在数据预处理时，对其进行取对数标准化处理。

（二）模型设计

本文采用多时点双重差分法考察资源枯竭型城市转型对税收可持续增长的影响。为确保回归方法选取的合理性，在对数据进行豪斯曼检验后，确认采用双向固定效应模型。现将具体模型列示如下：

Scorec，t=a0+θTreatc×Postt+βXlistc，t+μc+δt+γp+εc，t                             （1）

Scorec，t为税收可持续增长水平的综合得分。Treatc×Postt（以下用Treated表示）为衡量资源枯竭型城市所构造的虚拟变量，若c市在t年被纳入资源枯竭型城市的范围，则赋值为1，否则赋值为0。Xlistc，t为实验过程中所观测到的所有控制变量的合集。a0、μc、δt、γp、εc，t分别为截距项、个体固定效应、时间固定效应、省份时间联合固定效应以及随机扰动项。估计系数θ用来度量扶助政策对地区税收收入可持续能力的影响。

（三）变量说明

1.被解释变量

税收可持续增长能力（Score）：从新发展理念的角度出发，通过熵值法对税收可持续性进行评价，根据“创新、协调、绿色、开放、共享”基本原理构建评价模型，从15个维度对税收可持续能力进行赋值分析，并计算综合得分。具体指标列示如下：

2.控制变量

为了更好地评估政策效应，本文对以下变量进行控制：（1）市场化指数：选自樊纲市场化指数。（2）人员流动程度：以每万人户籍人口表示。（3）专业化程度：以目标地区采掘业与制造业从业人数对数值进行衡量。（4）经济发展水平：以实际GDP对数值反映地区经济发展水平。（5）经济集聚程度：以单位面积非农产出量表示。本文主要变量的描述性统计如表2所示。

四、实证分析

（一）基准回归

本文基准回归结果如表3所示。其中列（1）是仅加入固定效应后的基准回归结果，随后，在列（2）中加入控制变量后进行回归，结果显示系数θ均在5%的水平上通过检验。这在一定程度上反映出资源枯竭城市转型扶助政策会对税收可持续增长产生正向推动效应，理论假设初步成立。为了更综合地考虑实验组的非随机选择问题，本文将可能影响地级市被选择成为实验组的影响因素作为选择变量，并将该类变量政策前的平均值分别与时间趋势（一次项、二次项、三次项）依次构建交乘项后纳入回归模型，结果在列（3）－（5）进行汇报。可以看到，加入选择标准后的估计系数与前述回归无明显差异，意味着非随机因素不影响基本结论。在后续检验中，本文主要以列（2）作为基准回归模型进行分析。

（二）多時点DID模型有效性检验

1.平行趋势检验

由于各地级市的政策实施试点略有差异，为了更好地检验政策是否满足多期DID模型的基本前提假设，本文使用事件研究法进行平行趋势检验，具体模型如下：

其中，控制变量及被解释变量与主回归一致，新设虚拟变量Policyc，t-j表示城市c在t-j年是否受到政策冲击，若是则取1，否则取0。本文以政策前一期作为基期进行平行趋势分析。图2所呈现的结果表明，在扶助政策实施以前，实验组和对照组的税收可持续能力并未表现出明显差异，满足平行趋势的前提假定；随着时间的推移，政策效果在前4年的显著性逐渐增强，从第5年开始相对有所减弱。总体而言，资源枯竭城市在获得中央财政扶助支持以后，其税收可持续能力会有明显提高。

2.安慰剂检验

为排除难以观测因素可能的影响，本文进一步进行了安慰剂检验。通过随机抽样的方式构造伪试点城市，同时随机选取政策试点时间，并重复进行500次测试得到税收可持续能力的相关估计系数。从核密度图（图3）可以发现，估计系数主要集中分布在0值附近且服从正态分布，与基准估计结果存在显著差异。因此可以推断，不可观测因素对本文结果的影响相对较小，研究结论具有稳健性。

3.异质性处理效应分析

现有研究表明，多时点DID的估计量在双向固定效应（TWFE）下易存在异质性处理效应，即可能出现“坏控制组”以及“负权重”问题，致使研究结果存在偏误，进而影响政策效果的可信度（Baker et al.，2022）。因此，本文借鉴Goodman-Bacon（2021）提出的培根分解法来检验异质性处理效应。分析发现，在合适的处理效应中，从未接受处理的组别（Never-treated Group）与时变处理组（Timing Group）对比的权重高达93.51%，意味着实证结果不存在明显偏误。同时，根据Chaisemartin和DHaultfoeuille（2020）的方法，对实验样本负权重的占比进行分析，结果显示并未出现明显的负权重处理效应，即本文结论具有相对稳健性。此外，参照Sun和Abraham（2021）、Borusyak et al.（2021）提出的“异质性—稳健”估计量方法，分别计算组别－时期平均处理效应以及插补估计量，对研究结果做进一步分析。从图4和图5呈现的结果可以发现，在资源枯竭型城市转型扶助政策实施前，实验组与对照组之间的趋势并无显著差异，而在政策实施后的部分年份里可以很明显地看出，扶助政策的实施对资源枯竭型城市的税收可持续能力具有非常显著的正向推动作用。

4.评估遗漏变量偏误

本文尽可能地考虑了所有潜在因素的影响并对其进行控制，但仍不可避免遗漏变量对结果估计造成的内生性偏误问题。因此，本文借鉴Cinelli et al.（2020）的方法进行敏感性分析，将GDP指标作为潜在遗漏变量的对比变量，从而估计潜在遗漏变量强度。估计结果如下图所示，其中横坐标表示控制其他控制变量的情况下，遗漏变量对于核心解释变量的偏R2，纵轴表示控制所有控制变量的情况下，遗漏变量对于税收可持续能力指标的偏R2。图6和图7的结果显示，即使存在潜在遗漏变量，当其强度为GDP强度的三倍时，政策效果的核心估计系数依然为正，且估计系数在1%的显著性水平上显著。因此，可以基本确定，遗漏变量对现有回归产生强烈干扰的可能性较小。

（三）稳健性检验

1.具体化政策试行时点

由于三批扶助政策的具体公布时点不在年初，政策颁布当年并非全年受到政策影响，试点城市当年受到的影响可能与政策推行的后续年份存在一定差异（首批资源枯竭型城市的试点时间为2008年3月17日，第二批试点城市为2009年3月5日，第三批试点城市为2011年11月15日）。为了排除这一因素的影响，本文将试点城市在当年所受到政策冲击的具体天数作为政策冲击的时间节点，生成新的虚拟变量treated-day对目标年份依次赋值，其中2008年赋值为4/5，2009年赋值为5/6，2011年赋值为1/8，其他年份赋值则与基准回归一致。其回归结果列示于表4列（1），回归系数与主回归相差较小，基本回归结果相对稳健。

2.考虑其他政策影响

考虑到“两控区”环境规制政策①、振兴东北老工业基地相关政策与资源枯竭型城市转型扶助政策实施时点存在一定的重叠。为了排除上述政策的影响，本文构建新的虚拟变量，对相应年份实施政策的城市赋值为1，未实施政策的赋值为0，加入回归模型中进行分析，结果如表4第（2）列和第（3）列所示。此外，由于《规划》要求于2013年开始在一些城市铺开，其中被设为资源衰退型城市的地区与原有试点城市样本重叠。故将《规划》作为第四期扶助政策，重新设定解释变量进行回归，具体结果呈现在表4第（4）列。可以看到，在考虑其他政策因素的影响后，回归系数依旧正向显著，进一步支撑了本文结论。

3.倾向得分匹配

由于本实验为准自然实验，观测数据可能存在选择偏差，PSM-DID可以在一定程度上对样本选择偏差进行修正。本文依次选取面板数据转化法与逐年匹配法两种方法，采用1：2近邻匹配的方式进行倾向得分匹配，在满足共同支撑假设前提下，对匹配后的样本进行回归分析。结果列示于表5第（1）列和第（2）列。可以发现，进行倾向得分匹配后，核心解释变量的系数值与基准回归无明显的实质性差异，且均在5%水平上通过显著性检验。这也进一步佐证了资源枯竭城市转型扶助政策对税收可持续能力的提升效果相对稳健。

4.改变样本

为了有效控制可能存在的由于样本自选择导致的内生性问题以及目标城市投机行为误差。本文通过剔除实施政策当年城市数据方式对原有样本重新进行回归。实证结果于表5列（3）所示，结果显著且系数为正。此外，为了有效避免异常值的影响，本文对实验数据进行1%的缩尾处理，并重新进行回归检验。表5列（4）中所列示的结果显示核心解释变量的估计系数在5%的水平上通过检验，原有实证结论具有稳健性。

（四）异质性检验

1.地理区域因素差异

我国幅员辽阔，经纬跨度大，资源枯竭型城市地理位置较分散，各个地区在高质量发展方面存在区位集聚效应和空间差异性。为了更好地衡量不同区域政策实施效果的异质性，本文将研究样本划分为东部地区和其他地区进行分组回归。从表6列（1）、列（2）可以看出，资源枯竭城市转型扶助政策对非东部地区的推动作用更为明显。可能的原因是，与其他地区相比，东部城市产业发展多样，经济发展水平较高，地理区位优势明显，对资源依赖程度较低，故而受相关扶助政策的激励效果不明显。

2.城市资源类型差异

资源枯竭型城市发展依托的资源各异，可能会导致税收增长情况出现明显不同。为此，根据各地主要依赖资源的类型，将样本大致分为森林资源型城市与矿产资源型城市进行分析。对比表6列（3）、列（4）的结果可以发现，相比森林资源型城市，矿产资源型城市受扶助政策的影响更大，税收可持续能力的提升更为显著。对于矿产资源型城市而言，在转型扶助政策的支持下，通过加强综合治理，有助于提高矿产资源的保护和利用，转变相关产业发展方式，为经济增长提供支撑，进而实现税收增长。而就森林资源型城市而言，由于该类城市在生态保护方面扮演着更为重要的角色，其经济增速在转型过程中可能相对有所放缓（余林徽和马博文，2022），从而造成税收增速放缓。

3.税收征管强度差异

税收征管能力是决定税收收入增长的重要影响因素，地区间税收征管强度差异与税收可持续能力具有密切相关性。为了对此加以考察，本文以税收征管强度的中位数进行分组，将样本划分为税收强征管地区和税收弱征管地区，并分别进行回归检验。估计结果见表6列（5）和列（6）。从结果上看，扶助政策在税收强征管地区的实施效果更为明显。原因在于，地区经济在政策扶持下实现有序增长后，伴随税源的不断稳定扩充，强征管地区的征税积极性会更大程度地提高，进而增强税收持续增长的政策扶助效力。

（五）影响机制检验

1.产业调整效应

资源枯竭型城市可能会通过产业结构调整效应作用于税收可持续能力的提升。由于资源枯竭型城市的原有发展模式主要依赖于资源工业相关的第二产业，致使农业产业和第三产业的发展受到一定限制。为了检验转型扶助政策通过产业结构调整效应影响资源枯竭城市的税收可持续能力，本文首先构造产业结构合理化指标，并结合第二产业占比的变化，考察城市产业结构的调整情况。从表7第（1）列的结果可以看到，在扶助政策的影响下，产业结构合理化对应的估计系数为0.188，并在10%的显著性水平下通过检验，这为扶助政策的产业结构调整效应提供了有力支撑，假设1得到驗证。进一步地，结合表7第（2）列的结果来看，扶助政策对试点地区第二产业占比的估计系数为-0.0138，在5%的水平上显著。这一结果说明，随着产业结构的合理调整，资源枯竭型城市对资源工业产业的依赖程度显著下降，会有更强的激励发展农业产业和第三产业，从而实现产业转型和产业链条的完善。

2.城乡协调效应

城乡协调发展可以为税收可持续能力的提升提供更加良好的发展环境。在扶助政策推动试点地区转型发展的过程中，不仅产业结构会发生调整变化，城乡协调性也会受到一定程度的冲击。为了检验扶助政策是否会进一步通过城乡协调效应来影响资源枯竭城市的税收可持续能力，本文度量了各地城乡收入差距，并以此作为反映城乡协调发展情况的关键变量。表7第（3）列的结果显示，城乡收入差距对应的估计系数为-0.031，且结果在10%的水平上通过了显著性检验。这一情况说明，资源枯竭城市转型扶助政策可以显著地缩小城乡居民间的收入差距，从而促进税收收入的持续增长。由此，本文假设2得到验证。综合来看，为了加强地方税收可持续能力的建设，既要重视经济结构调整，提高经济发展效率，也要调节收入分配，扎实推进共同富裕。二者相辅相成，可以更好发挥扶助政策的激励效果。

五、结论与启示

本文基于2005—2015年地级市面板数据，通过构建多时点双重差分模型，评估了资源枯竭城市转型扶助政策对其税收可持续能力的影响效应和内在机理，并据此展开一系列稳健性检验和异质性检验。研究发现，扶助政策对于资源枯竭型城市的高质量发展以及税收可持续能力提升具有显著的正向激励作用，此结论经过一系列稳健性检验后依然成立。机制检验表明，扶助政策主要通过产业调整效应以及城乡协调效应提高地区税收可持续能力。异质性分析表明，中西部欠发达地区的政策扶助效果明显强于东部发达地区；矿产资源型城市的政策促进效应优于森林资源型城市；扶助政策在强征管地区的激励效应更为显著。基于上述结论，本文具有如下几点启示。

第一，调整产业结构。引导目标地区推动产业结构优化升级，积极发展农业产业和第三产业，将第二产业的产业链条延长，破除“路径依赖”，最大限度地利用现有资源的优势，将“资源诅咒”效应转化为“资源推动”效应，最终通过“经济—税收”的传导实现税源稳定和可持续增长的目标。

第二，利用区位优势。宏观层面，关注城市自有资源以及区位因素等异质性的影响，充分考虑各地独有优势分类施策，实现政策扶助效应最大化。微观层面，在推动资源枯竭型城市转型发展的过程中，要避免地方政府滥用、错用扶助政策，通过营造公平竞争环境，提升企业生产经营效率，保障地方政府税收稳定。

第三，发挥市场作用。政府应当充分利用市场经济的优势，发挥市场在资源配置中的决定性作用，主动负责基础设施安排以及其他政策的设置、实施及管控，并把握城市转型发展的大方向。同时，有效利用市场的驱动作用，激发市场活力。鼓励企业创新，引导企业“引进来”和“走出去”，利用现有资源的优势发展新产业，创造新财富，促进城市经济社会转型发展。

第四，优化税收征管。随着数字化税收征管时代的到来，税务信息共享程度不断加深，有关机构可以积极引导企业在业务转型的同时兼顾财税系统升级，结合大数据分析财务信息，评估企业转型状态以及经营状况，基于智能化系统对企业进行针对性转型帮扶，从而全方位推动企业与城市的转型升级。征管能力层面而言，税务人员应当提高自身征管能力，主动参与继续教育学习，提高个人素养，真正做到与时俱进强化征管水平，从而实现促进地区税收可持续增长的目标。

参考文献：

[1]邓  明.自然资源禀赋与地方政府的征税能力建设[J].财政研究，2020，（11）.

[2]范子英.财政转移支付与人力资本的代际流动性[J].中国社会科学，2020，（9）.

[3]李  丹，裴  育，陈  欢.财政转移支付是“输血”还是“造血”——基于国定扶贫县的实证研究[J].财贸经济，2019，（6）.

[4]吕冰洋， 郭庆旺.中国税收高速增长的源泉：税收能力和税收努力框架下的解释[J].中国社会科学，2011，（2）.

[5]孙天阳，陆  毅，成丽红.资源枯竭型城市扶助政策实施效果、长效机制与产业升级[J].中国工业经济，2020，（7）.

[6]王科斌，缪小林，侯建翔.央地联动财政行为与稳就业——基于均衡性转移支付视角[J].财政研究，

2023，（11）.

[7]杨森平，陈丽敏.高质量发展、税收竞争与税收可持续增长——基于广东的证据[J].产经评论， 2022，（3）.

[8]姚东旭，李金娟.疏解非首都功能背景下北京税收可持续增长研究[J].经济与管理研究，2021，（5）.

[9]尹志超，郭沛瑶.精准扶贫政策效果评估——家庭消费视角下的实证研究[J].管理世界，2021，（4）.

[10]余林徽，马博文.资源枯竭型城市扶持政策、制造业升级与区域协调发展[J].中国工业经济， 2022，（8）.

[11]岳林峰，马海涛，孙景冉.转移支付、税收征管与企业生产率[J].经济科学，2023，（6）.

[12]钟  文，郑明贵，钟昌标.土地出让、资源错配与经济高质量发展[J].经济与管理，2022，（1）.

[13]Baker，A.C，F.L.David，C.Y.W.Charles.How Much Should We Trust Staggered Difference-in-Differences Estimates[J].Journal of Financial Economics，2022，（2）.

[14]Borusyak，K.，X.Jaravel，J.Spiess.Revisiting Event Study Designs：Robust and Efficient Estimation[R].Cornell University Working Paper，2021.

[15]Cinelli，C.，F.Jeremy，H.Chad.Sensemakr：Sensitivity Analysis Tools for OLS in R and Stata[R].SSRN Working Paper，2020.

[16]De Chaisemartin，C.，X.dHaultfoeuille.Two-Way Fixed Effects Estimators with Heterogeneous Treatment Effects[J].American Economic Review，2020，（9）.

[17]Goodman-Bacon，A.Difference-in-Differences with Variation in Treatment Timing[J]. Journal of Econometrics，2021，（2）.

[18]Mabon，L.，W.Y.Shih.Management of Sustainability Transitions Through Planning in Shrinking Resource City Contexts：An Evaluation of Yubari City，Japan[J].Journal of Environmental Policy & Planning，2018，（4）.

[19]Sun，L.，S.Abraham.Estimating Dynamic Treatment Effects in Event Studies with Heterogeneous Treatment Effects[J].Journal of Econometrics，2021，（2）.

（責任编辑：盛桢）