财政分权、产业结构升级与全要素生产率.pdf

82Frontiers of Science and Technology of EngineeringManagementVol.42.No.32023年第3 期工程管理科技前沿财政分权、产业结构升级与全要素生产率李惠芹，朱德贵（哈尔滨商业大学贝财政与公共管理学院，黑龙江哈尔滨150 0 2 8摘要：本文基于超越对数生产函数使用随机前沿法（SFA）计算了各省市全要素生产率。在此基础上，运用2011一2 0 2 0 年我国3 0 个省市的面板数据实证研究财政收入分权和支出分权对全要素生产率及其分解部分的影响。研究发现，财政收入分权对全要素生产率具有促进作用，而财政支出分权具有抑制效应；财政收入分权和财政支出分权均主要对技术进步率和规模效率具有显著影响。从传导机制来看，产业结构升级是财政分权作用于全要素生产率的重要机制。进一步利用PSTR模型研究发现，产业结构升级促使财政分权与全要素生产率之间形成了非线性关系，当产业结构升级达到一定程度时，有利于扩大财政收入分权对全要素生产率的促进作用，弱化财政支出分权的抑制作用。关键词：财政分权；全要素生产率；产业结构升级；随机前沿法；PSTR模型中图分类号：F812.2文献标识码：A文章编号：2 0 9 7-0 145(2 0 2 3)0 3-0 0 8 2-0 8doi:10.11847/fj.42.3.82Research on the Impact of Fiscal Decentralization on Total Factor Productivityfrom the Perspective of Industrial Structure TransformationLI Hui-qin,ZHU De-gui(School of Finance and Public Management,Harbin University of Commerce,Harbin 150028,China)Abstract:Based on TLP function,this paper uses SFA to calculate the total factor productivity of provinces in China.Under the result,this paper uses the panel data of 30 provinces in China from 2011 to 2020 to study the relationshipbetween fiscal decentralization and total factor productivity.The results show that fiscal revenue decentralization has apositive effect on TFP,while fiscal expenditure decentralization holds a negative one;fiscal revenue decentralization andfiscal expenditure decentralization both have a significant impact on technological progress rate and scale efficiency.Besides,industrial structure transformation is an important mechanism for fiscal decentralization to affect TFP.Using thePSTR model,it is found that there is a nonlinear effect of industrial structure transformation.When the industrial struc-ture transformation reaches a certain degree,it would expand the positive effect of fiscal revenue decentralization on TFPand weaken the negative effect of fiscal expenditure decentralization on TFP.Key words:fiscal decentralization;total factor productivity;industrial structure transformation;stochastic frontieranalysis;PSTR model1引言党的十九大报告指出，要积极提高我国全要素生产率，助力经济高质量发展。全要素生产率的提升，离不开国家制度的重要作用。财政分权体制从国家顶层设计的角度出发，在促进全要素生产率上具有独特的优势。因此，在经济步人高质量发展阶段，如何进一步完善财政分权制度以促进全要素生产率，成为当前重要的议题。在财政分权与全要素生产率的研究上，存在着促进论和抑制论。一方面，曾淑婉 利用空间面板模型研究发现，地方政府财政支出规模的增加显著提高了全要素生产率。林春2 运用SYS-GMM方法也发现财政分权能够显著提高经济发展质量。另一方面，财政分权削弱了中央政府对地方经济发展的调控能力，不利于全要素生产率的改善3 。席建成和韩雍4 从政府补贴这一机制出发，发现财政分权降低了地方政府对于企业的技术研发支收稿日期：2 0 2 2-0 9-2 2基金项目：国家社会科学基金资助项目（17 BJY177）；黑龙江省社会科学基金资助项目（2 0 JYE274，2 1JYC 2 3 9）；国家社会科学基金特别委托重大项目（2 2 ZH006）通讯作者简介：李惠芹，哈尔滨商业大学财政与公共管理学院教授，博士，研究方向：财税理论与政策，财政制度变迁。E-mail:。83假设1a财政分权有利要素生产率产业结构升级要素生产率李惠芹，等：财政分权、产持，降低了全要素生产率。地方政府发展经济的努力程度是财政分权影响全要素生产率的又一重要因素5既有研究主要存在着两个方面的不足：一方面，现有文献多集中于探讨财政分权与全要素生产率之间的线性关系，忽视了经济体中其他因素可能对二者产生的非线性效应，这也可能是不同研究得出不同结论的重要原因。另一方面，既有文献主要从地方政府行为和企业行为的角度实证研究了财政分权作用于全要素生产率的渠道，较少涉及到产业结构升级。同时，现有研究大多分析了财政分权与全要素生产率整体的关系，难以探究清楚财政分权对全要素生产率各个组成部分的影响。鉴于此，本文实证分析了财政收人和支出分权对全要素生产率及其组成部分的不同影响，以及产业结构高度化和产业结构合理化在其中的重要作用。本文的边际贡献主要体现在：一方面，基于超越对数生产函数使用随机前沿法（SFA）计算了各省市全要素生产率及其组成部分，分别研究了财政收入分权和财政支出分权对全要素生产率及其各个组成部分的不同影响。另一方面，将产业结构高度化和产业结构合理化纳入财政分权与全要素生产率的分析框架之中，运用面板平滑转移模型（PSTR）探讨了产业结构升级在其中的非线性效应，丰富了相关文献。2理论基础与研究假设财政分权主要从三个方面对全要素生产率产生积极影响：一是提高资源配置效率。中央政府难以全面地了解各个地区发展具体特征，因而在产业政策、公共产品供给等方面存在着供给滞后和供给不足的缺点，难以有效促进地区全要素生产率的提升。财政分权后，地方政府能够根据地区的实际情况和区位优势制定财政政策，提供公共产品和完善基础设施建设，提升经济运行效率。同时，地方政府财政自主权的提升将能够有效促使地方政府运用财政政策引导公共资源和私人资源在不同产业间更加高效、灵活地流动，调整财政支出结构，优化资源配置6 。二是完善基础设施建设，为提高全要素生产率提供坚实的基础。财政分权能够显著提高地方政府的基础设施建设水平7 ，而基础设施的完善能够减少各类生产要素流动障碍，带动知识、技术和人才的顺畅流动。同时，基础设施还是地方政府招商引资的筹码，能够为本地区带来更多的资金支持，有利于提升全要素生产率。三是加大地区开放程度，促进资源在全球范围内的流动。分权制下，为了促进地区发展、获得更多的财政收人，地方政府往往鼓励企业走出去，进而获得学习效应，从外国引进更多的先进技术和管理经验。同时，地方政府还能够自主灵活地运用税收等优惠政策进一步吸引FDI,促进全要素生产率的提升。与此同时，财政分权也可能对全要素生产率产生抑制作用。一方面，财政分权下，地方政府为了在经济建设锦标赛中获得胜利，往往不顾自身区位优势，将资源投资于高耗能、回报期短的项目，引起资源错配，阻碍全要素生产率提高。另一方面，财政分权在一定程度上导致了市场分割。地方政府为了保障自身的财政收入，往往会采取一些措施限制要素的自由流动，阻碍技术创新；同时，技术研发是一项具有高度外溢性的投人，这导致地方政府的成本与收益不对称，且各地区均有“搭便车”的动机，进而地方政府对技术研发活动的投人不足，不利于促进全要素生产率的提升。基于此，本文提出如下假设：假设1b财政分权不利于提高全要素生产率。产业结构升级能够有效提升全要素生产率。一方面，产业结构转型升级有利于促进企业创新发展8 ，推动产业的纵向变迁，使经济增长动力由传统制造业向高新技术产业变迁。这是全要素生产率提升的重要基础。另一方面，产业结构升级有利于促进产业内部的纵深发展，将传统产业与先进技术结合起来，进一步释放传统产业的生产力。而产业结构转型升级的一个重要影响因素是财政分权。一方面，财政分权体制下若地方政府事权支出责任增加而财权有所减少，地方政府将削弱对经济效率低的企业和僵尸企业的支持，将资金投向高效率产业，引导资源的流动与有效配置，进而对不同行业产生影响并促进产业结构优化。另一方面，地方政府又存在着短视行为和投资偏好。财政分权体制下，地方政府面临着较大的收支缺口。在此背景下，地方政府可能倾向于投资房地产等产业，使生产要素过度集中于特定产业，不利于产业结构的转型升级。此外，在产业结构转型升级过程中，各类生产要素的产出效率处于动态变化过程，进而财政分权对全要素生产率的效应还可能呈现出阶段特征。当产业结构发展水平较低时，财政分权对全要841Vol.42.No.32023年第3 期工程管理科技前沿素生产率的影响相对较小。随着产业结构转型达到一定水平时，财政分权对全要素生产率的效应可能得到进一步扩大。基于此，本文提出如下假设：假设2 财政分权能够作用于产业结构升级进而影响全要素生产率。在产业结构升级的不同阶段，财政分权对全要素生产率的影响还将呈现阶段性的非线性特征。3全要素生产率的计算参考余泳泽9 ,本文基于超越对数生产函数使用随机前沿法（SFA）计算我国各省市2 0 11一2 0 2 0年的全要素生产率。超越对数生产函数形式设定为InYj,=+,lnLit+,nK,+3t+(1/2),nL,+(1/2),lnK,+(1/2)t+,lnL;,lnK;t+gtlnL,+,tlnKi,+vu-uitui,=u,expn(t-T)idN*(,o)(1)其中i为地区，t为时间,T为初始时间。Y为产出，K为物质资本，L为劳动力资本。Ui为随机干扰项，ui为技术无效率项，n为技术效率水平的时变参数。进一步地，根据Kumbhakar和Lovell101的分解法，把生产函数对t求导，为了简洁省略下标t。Yalnf(X,t)alnf(X,t)alnX,dXQu十Yatalnx,X,dtotalnf(X,t)au8(2)atXtTFP=TE.+TP,+(E-1)T(3)E进一步地，根据（3）式分解，得到alnYiTP=,+at+glnLiu+,lnKi(4)tTE,=E(exp(-u,)/v;-u,)(5)SE=(E-1)Z(6)E其中TFP为全要素生产率,TP为技术进步率,TE为生产效率变化率,SE为规模效率。X为第j种投人要素增长率,E，为要素产出弹性,E为规模弹性。4指标选取与数据说明4.1指标选取E为规模弹性本文的被解释变量为全要素生产率，该指标根据公式（1）（3），利用各省市GDP、资本和劳动等数据，使用Frontier4.1软件计算得到。本文的核心解释变量为财政分权。参考吕勇斌等，甘行琼等12 的方法，使用财政收人分权和财政支出分权两个维度衡量财政分权人均省份本级财政收人人均省份本级财政收人人均省份本级财政收入+人均中央本级财政收入人均省份本级财政支出Fd.伤本级财政文山人均省份本级财政支出+人均中央本级财政支出(8)其中Fd，为财政收入分权，Fd.为财政支出分权。中介变量为产业结构升级。借鉴韩永辉等13 的度量方法，产业结构合理化指数为SR=-Z(Y/Y)I(Y/L)/(Y/L)-11,Y为生产总值,L为劳动力数量，i是第i产业，SR越大，产业结构越合理；产业结构高度化指数为SH=第三产业产值/第二产业产值，SH越大，产业结构高度化程度越高。控制变量方面,参考高琳14,王德春和罗章15,本文加了如下变量：对外开放水平（Open），该指标由进出口总额与GDP比值衡量；互联网发展水平（In t），该指标由地区宽带接人规模衡量；市场化程度（Market），该指标由分省份市场化指数来衡量；地方税收（Tax），该指标由地方税收收入与地区GDP比值衡量；人力资本（Pcapital），该指标由地区人均受教育年限衡量；金融发展水平（Finance），该指标由金融机构年末存贷款余额与GDP比值来衡量。4.2数据来源与数据说明本文选取2 0 11一2 0 2 0 年我国3 0 个省市的面板数据作为样本数据（西藏及港澳台地区数据缺失，故舍弃）。各数据来源于2 0 11一2 0 2 0 年中国统计年鉴中国财政年鉴中国固定资产投资统计年鉴,EPS数据库。市场化指数来源于中国分省份市场化指数报告（2 0 18）和Wind数据库。在具体研究时，为避免不同数据的量级差异导致的异方差等问题，本文还对互联网发展水平和人力资本进行了对数化处理5实证结果分析5.1基本回归结果本文分别从财政收人分权和财政支出分权的角度出发，利用双向固定效应模型实证分析财政分权与全要素生产率之间的关系。表1汇报了基本回归结果。其中第（1）、（2）列为使用财政收人分权作为解释变量的回归结果。可以发现,不论是否加人控制变量，财政收入分权均对全要素生产率具有正向促进作用，且通过显著性检验。在控制相关85李惠芹，等：财政分权、产业结构升级与全要素生产率经济变量的情况下，财政收入分权每增加1个单位，全要素生产率增加0.46 2 个单位。这说明现阶段，我国地方政府在央地人均财政收人中的份额占比越大，越有利于调动经济发展积极性，提高全要素生产率。第（3）、（4）列为使用财政支出分权作为解释变量的回归结果。可以发现，不论是否加人控制变量，财政支出分权均对全要素生产率具有抑制作用，且通过显著性检验。在控制相关经济变量的情况下，财政支出分权每增加1个单位，全要素生产率降低0.59 9 个单位。这说明当我国地方政府在央地人均财政支出中的份额占比越大时，越不利于提高全要素生产率。一方面，我国地方政府财权与事权的失衡，促使地方政府将资金投向发展快、回报期短的经济项目上，阻碍了经济健康发展，抑制了全要素生产率的提升。另一方面，技术研发投人是一项具有显著正外部性的活动，具有公共产品的性质。若是由各地方政府自行投资，将会由于地方政府的成本与收益不匹配而带来投资严重不足的现象，这进一步说明地方政府对技术研发活动的支出倾向相对较低。表1基本回归结果(1)(2)(3）(4)变量TFPTFPTFPTFPFd.r0.411*0.462*(3.24)(3.71)Fd.c-0.643*0.599*(2.36)(-2.36)1.397*1.147*Tax(3.09)(2.55)0.058*0.070*Open(1.78)(1.71)0.200*0.166*Int(1.77)(2.05)0.016*0.016*Market(2.15)(1.92)-0.013*-0.011*Finance(-1.85)(2.04)0.2030.206Pcapital(1.47)(-1.41)0.454*0.855*0.836*1.124*常数项(8.31)(3.00)(2.17)(2.82)时间固定效应控制控制控制控制省份固定效应控制控制控制控制观察值300300300300R?(组内)0.4840.5910.5640.665注：括号内为t值；*，表示显著性水平分别为1%，5%和10%。下同。控制变量方面，地方财政收入分权和支出分权回归下的系数符号一致。其中地方税收、对外开放水平、互联网发展水平、市场化程度均对全要素生产率具有显著的促进作用。地方税收收人越高，说明地方政府在税收方面的自主权较大。经济发展是税收收人的基本保障，因而税收收人的提升能够进一步激发地方政府发展经济的积极性。对外开放程度越高，说明地方政府越能利用和吸收外来资金和技术，为全要素生产率提供资金和技术支持。互联网发展水平越高，越有利于发挥新一代信息技术作为经济增长新型动力的优势，提高全要素生产率。市场化程度的提高能够促进国有企业、私营企业和个体户等市场各类主体生产和研发积极性，为全要素生产率的提升奠定坚实的微观基础。而金融发展水平与全要素生产率显著负相关,系数为-0.0 13 和-0.011。这说明现阶段，金融发展水平过高可能会导致资金大规模涌向金融市场，出现资金“脱实向虚”的现象，进而导致实体经济中资金等生产要素匮乏的后果，不利于提高全要素生产率。5.2财政分权与全要素生产率分解根据公式（4）（6）,本文进一步将全要素生产率分解为生产效率变化率（TE）、技术进步率（TP）和规模效率（SE），以探究财政分权究竟与全要素生产率的哪一个方面具有更加紧密的联系。生产效率变化率主要反映了经济主体对于既有生产技术的利用效率；技术进步率主要反映了企业生产过程中生产技术的改进；规模效率主要反映了生产过程中由于生产规模增加带来的成本降低、技术共享等正外部性。表2 为财政分权对全要素生产率各项分解效应的回归结果。其中第（1）、（2)和（3)列为使用财政收人分权作为核心解释变量的结果。根据回归结果显示，财政收人分权主要对技术进步率和规模效率具有显著正向影响，而对生产效率变化率没有显著作用。一方面，这说明当地方政府财政收人占比越高时，越有较为充足的资金投向技术研发领域，有利于促进生产技术的提升。同时，收人的增加有助于促进地方政府提供更多的生产基础设施，优化经济发展环境，进而推动规模效应的形成。另一方面，地方政府财政收人与生产效率变化率无显著关系,这可能是由于生产技术的利用效率主要反映的是企业微观主体行为。此外，可以发现，财政收人分权对规模效率的贡献为0.447，远大于对技术进步率的效应0.0 1。这主要是因为技术进步86Vol.42.No.32023年第3 期工程管理科技前沿是一项复杂且缓慢的过程，地方政府收入增加的效应仅仅占其中一小部分，且效应作用链条长，因而对技术进步率的系数较小。而规模效率是地方政府进行市场干预最直接的体现。当地方政府收入较充足时，有利于将集中起来的资金投入特定领域，提升特定领域生产规模，带来规模经济。第（4）、（5）和（6）列为使用财政支出分权作为核心解释变量的结果。根据回归结果显示，财政支出分权对技术进步率和规模效率具有显著抑制作用,而对生产效率变化率没有显著作用。平均来看，财政支出分权每增加1个单位，技术进步率降低0.0 18 个单位，规模效率降低0.558 个单位。这是因为财政支出分权度较高时，地方政府并未将支出用于技术研发支持。一方面，技术研发投入是一项具有正外部性的活动，不同地区的投资与收益是不对称的。因此，地方政府对技术研发投资并未表现出较高的积极性。另一方面，在经济增长绩效考核之下，地方政府更倾向于将支出投向周期短、见效快、收益高但粗放型发展的项目，不利于全要素生产率的提升。表2财政分权与全要素生产率分解(1)(2）(3)(4)(5)(6)变量TETPSETETPSEFdsr0.0050.010*0.447*(1.20)(2.63)(3.73)-0.006-0.018*-0.558*Fd.(-0.88)(-1.73)(-2.34)0.0030.047*1.353*0.0070.043*1.104*Tax(0.33)(3.18)(3.05)(0.17)(3.12)(2.50)0.0010.003*0.062*0.0010.003*0.075*Open(0.31)(2.63)(2.18)(0.38)(2.75)(1.78)0.0030.003*0.206*0.0030.003*0.173*Int(1.17)(1.76)(1.82)(1.10)(1.88)(2.49)0.012*0.008*0.016*0.017*0.005*0.016*Market(1.67)(2.47)(2.12)(1.74)(2.46)(1.89)0.017*-0.011*-0.013*-0.022*-0.019*-0.011*Finance(-1.88)(2.09)(-2.87)(-1.69)(-2.40)(2.07)0.003-0.0040.1960.0030.0040.199Pcapital(-1.23)(-1.10)(-1.42)(-1.22)(-1.13)(-1.37)0.345*0.092*0.4180.342*0.103*0.679*常数项(61.33)(11.40)(1.47)(41.97)(8.50)(1.71)时间固定效应控制控制控制控制控制控制省份固定效应控制控制控制控制控制控制观察值300300300300300300R(组内)0.9350.9860.6860.9330.9860.6585.3产业结构升级的机制效应分析根据理论分析，产业结构升级是财政分权作用于全要素生产率的重要机制。为了分析此问题，本文借鉴温忠麟和叶宝娟16 的检验方法，使用中介效应模型检验产业结构升级这一机制。表3 展示了回归分析的结果。由第（1）、（3）、（5)和（7)列可以发现，财政收人分权和财政支出分权均对产业结构高度化（SH)具有抑制作用，对产业结构合理化（SR）具有促进作用，且均通过显著性检验。平均来看，当财政收人分权每增加一个单位，产业结构化高度化指数降低2.0 48 个单位，产业结构合理化指数增加0.074个单位；当财政支出分权每增加一个单位，产业结构化高度化指数降低4.18 9 个单位，产业结构合理化指数增加0.8 8 2 个单位。财政分权对产业结构高度化和合理化的不同作用结果，主要与财政分权体制对产业间要素资源配置具有密切关系。具体来说，一方面,地方政府有经济发展职能，面临经济增长绩效考核，因而有动机注重引导资源在本地区的合理配置，带动经济多元化的发展，推动产业结构合理化发展。另一方面，财政分权导致地方政府收87李惠芹，等：财政分权要素生产率入压力增大，倾向于将有限的资金投向能够迅速增加地方政府收人的行业（如房地产业）而减少科技投人，不利于产业结构高度化发展。由第（2）、（4）、(6)和（8)列可以发现，在加人产业结构升级中介变量后，产业结构指数和财政分权指标均通过显著性检验，这表明存在部分中介效应，验证了假设2。表3产业结构升级作为机制的回归分析(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)变量SHTFPSRTFPSHTFPSRTFP0.017*0.033*SH(2.12)(1.82)0.025*0.027*SR(2.58)(2.14)Fd,-2.048*0.418*0.074*0.454*(-2.19)(3.36)(2.19)(3.87)Fd.-4.189*-0.431*0.882*0.593*(2.58)(-1.86)(2.91)(-2.32)1.6951.3680.9981.372*0.9191.116*0.865*1.124*Tax(0.66)(3.03)(1.06)(3.20)(0.38)(2.43)(0.93)(2.64)-0.758*0.070*0.113*0.060*-0.755*0.096*0.088*0.073*Open(3.71)(2.02)(1.75)(2.53)(-3.73)(2.19)(1.99)(1.78)0.015*0.199*0.840*0.221*0.021*0.166*-0.901*0.190*Int(2.02)(1.74)(2.73)(1.83)(2.11)(1.74)(-2.97)(1.79)0.041*0.015*0.025*0.017*0.039*0.015*0.024*0.017*Market(1.95)(2.07)(2.22)(2.29)(1.94)(1.75)(2.27)(2.03)0.147*-0.015*-0.072*-0.011*0.183*0.007*-0.064*-0.011*Finance(2.08)(2.32)(-2.21)(-1.74)(3.12)(-2.47)(-1.90)(-2.09)1.306*0.2250.1860.2071.261*-0.2480.202-0.211Pcapital(1.79)(1.52)(0.51)(-1.50)(1.71)(-1.60)(0.56)(-1.44)-1.0190.872*1.0090.830*1.6241.070*0.2671.117*常数项(-0.56)(2.95)(1.21)(2.84)(0.65)(2.53)(0.22)(2.89)时间固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制省份固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制观察值300300300300300300300300R(组内)0.8190.6070.6610.6070.8080.5780.6630.5715.4财政分权、产业结构升级与全要素生产率的非线性效应分析5.4.1模型构建考虑到产业结构升级会影响财政分权对全要素生产率的影响，导致两者之间存在非线性效应。因此，本文进一步构建面板平滑转移模型（PSTR）来研究财政分权与全要素生产率之间的关系。根据PSTR模型的设定，本文构建如下模型TFP,=,Fda+Z,Fdi,g(qaiyj,T,)+Zu+8u(9)j=1mg(qui,)=(1+exp-,II(qu-,)-1(10)其中r表示转化函数的个数;g（q i t;j,T）为转换函数的公式，q.为转移变量，为转换速度，T，为转换门槛值，m为门槛值数量。一般情况下，主要考虑m为1时的情形。本文将产业结构高度化和合理化指数作为模型的转移变量，检验财政分权与全要素生产率之间的非线性关系。5.4.2模型检验首先，本文进行线性假设检验，以确定模型是否属于非线性模型。在检验过程中，本文依据LMx、L M、H A C x 和HAC，检验统计量作为判断标准。根据表4检验结果，不论是使用产业结构高度化还是产业结构合理化作为转移变量，LMx、L M p、HACx和HAC统计值均拒绝模型的线性假设。因此，财政分权与全要素生产率之间存在因产业结构所造成的非线性转换效应。88Vol.42.No.32023年第3 期工程管理科技前沿表4线性检验结果类别转移变量检验LMxP值LMP值HACxP值HACPP值全要素生产率产业结构高度化线性检验44.2100.0005.1800.00012.5400.0311.7180.078全要素生产率产业结构合理化线性检验66.5000.0007.1330.00021.6700.0032.4870.0185.4.3模型估计结果表5汇报了使用PSTR模型所得到的估计结果。其中第（1）和(2)列为财政收人分权对全要素生产率的非线性效应，转移变量分别为产业结构高度化和合理化。第（1)列显示，转移变量产业结构高度化的非线性部分显著为正，模型高区制显著为正，说明当产业结构高度化超过位置参数时，会进一步强化财政收人分权对全要素生产率的促进作用；第（2）列显示，转移变量产业结构合理化的非线性部分显著为正，模型高区制显著为正，说明当产业结构合理化超过位置参数时，同样会进一步强化财政收入分权对全要素生产率的促进作用。第（3）和（4)列为财政支出分权对全要素生产率的非线性效应。第（3)列显示，转移变量产业结构高度化的非线性部分显著为正，模型高区制显著为负，说明当产业结构高度化超过位置参数时，会弱化财政支出分权对全要素生产率的抑制作用；第（4）列显示，转移变量产业结构合理化的非线性部分显著为正，模型高区制显著为负，说明当产业结构合理化超过位置参数时，会弱化财政支出分权对全要素生产率的抑制作用。表5财政分权对全要素生产率的PSTR模型估计结果(1)(2)(3）(4)变量TFPTFPTFPTFP转移变量SHSRSHSRFd.r0.375*0.413*(0.2561)(0.3178)-0.278*-0.211*Fd(0.5161)ZC(0.2325)1.201*0.618*1.154*0.4833*非线性部分(0.0312)(0.0683)(0.1036)(0.2954)0.472*0.231*-0.311*-0.402高区制(0.0679)(0.0283)(0.0442)(0.0438)3.112*2.184*3.221*1.471*Tax(0.6071)(0.7109)(0.6989)(0.5126)0.295*0.713*0.371*0.457*Open(0.0810)(0.1321)(0.0891)(0.0924)1.125*0.171*0.967*0.582*Int(0.3006)(0.1674)(0.3155)(0.1125)0.1990.184*0.174*0.081*Market(0.1013)(0.2361)(0.2120)(0.1740)-0.027*-0.160*-0.011-0.061*Finance(0.0735)(0.0338)(0.0791)(0.0418)-0.689-0.0190.441-0.205Pcapital(0.2481)(0.1623)(0.2830)(0.1440)转换速度31.0417.1154.5254.705位置参数0.9411.1611.1211.039注：括号内为标准误5.5稳健性检验本文更改财政分权的计算公式来进行稳健性检验。其中财政收入分权使用人均省份财政收人与人均中央财政收人的比值来衡量；支出分权使用人均省份财政支出与人均中央财政支出的比值来衡量。在替换财政收入分权和财政支出分权指标后，不论是否加人控制变量，财政收入分权均对全要素生产率具有显著正向促进作用，财政支出分权均对全要素生产率具有显著负向抑制作用。这与基本回归结果一致，表明研究结论具有可靠性。89李惠芹，等：财政分权、产业结构升级与全要素生产率6结论与政策建议本文基于超越对数生产函数使用随机前沿法（SFA)计算了各省市全要素生产率。在此基础上，运用2 0 1 1 2 0 2 0 年我国3 0 个省市的面板数据实证研究财政分权与全要素生产率及其分解部分的关系。研究发现，财政收人分权对全要素生产率具有促进作用，而财政支出分权具有抑制效应；财政收入分权和财政支出分权均主要对技术进步率和规模效率具有显著影响。从传导机制来看，产业结构升级是财政分权影响全要素生产率的重要机制。进一步利用PSTR模型研究发现，产业结构升级与全要素生产率呈现非线性关系。当产业结构升级达到一定程度时，有利于扩大财政收入分权对全要素生产率的促进作用，弱化财政支出分权的抑制作用。基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：(1)由于财政收人分权有利于促进全要素生产率而财政支出分权具有抑制效应，因此应当优化中央政府与地方政府之间的财政收人和支出责任划分。一方面，要充分认识到中央政府与地方政府之间的信息不对称现象，发挥地方政府的信息优势，分情况地给予地方政府不同程度的财政收入份额。对于涉及到各个省（市）具体情况的地方项目，必须要由地方政府负担，做到因地制宜，给予地方政府更大的财政收入自主权；对于中央政府能够大致掌握且具有一定共同性的地方项目，可由中央政府与地方政府共同承担，给予地方政府一定的财政收入自主权。另一方面,对于存在正外部性的技术研发投人，要由中央牵头，由中央和地方共同建设，适当减少地方政府在其中的财政支出，避免地方政府因成本收益不对称而供给不足和供给低效的问题，进而阻碍全要素生产率的提升。（2)应当积极推进产业结构转型升级，发挥产业结构对于全要素生产率的积极推动作用。一方面，要重视引导新一代信息技术产业，如人工智能、大数据、5 G等的发展，提高产业结构高度化。另一方面，要注重推动传统产业与高新技术产业的深度融合，推动产业结构合理化发展，为促进全要素生产率提供动力。（3）要因地制宜地制定财政分权政策，以适应不同地区的经济发展方式，促进产业结构升级。对于经济发展基础较差、财政收入较低的地区，要通过税收返还、转移支付等多种形式，扩大地方政府的财力，同时鼓励地方政府加大科研和环保投入力度，助力全要素生产率的提升；对于经济发展基础较好、财政收人较高的地区，则要注重财政支出的绩效评估，调整地方政府投资偏好，加快产业结构升级进程，提高全要素生产率。参考文献：1曾淑婉.财政支出、空间溢出与全要素生产率增长一一基于动态空间面板模型的实证研究J.财贸研究,2 0 1 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