〔 DOI〕 10.19653/j.cnki.dbcjdxxb.2020.04.005

〔引用格式〕 ?孫美霞.政府干預(yù)、法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，（4）：39-47.

〔摘要〕本文以我國31個(gè)省份2005—2017的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，考察了政府干預(yù)、法治水平對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)：雙向固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果表明，降低政府干預(yù)程度、加強(qiáng)法治水平建設(shè)有助于促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，在利用工具變量法和動(dòng)態(tài)面板回歸控制內(nèi)生性后，結(jié)論依舊穩(wěn)健;“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”的實(shí)施加速了政府職能的轉(zhuǎn)變和法治環(huán)境的建設(shè)，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級;分樣本回歸結(jié)果表明減少政府干預(yù)、提高法治水平對我國中西部地區(qū)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有重要推動(dòng)作用，而東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級將更多依靠人力資本和技術(shù)創(chuàng)新因素。上述結(jié)論可為政府等監(jiān)管部門制定政策提供參考，有助于“新常態(tài)”下我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有序推進(jìn)。

〔關(guān)鍵詞〕政府干預(yù);法治水平;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;雙向固定效應(yīng)模型;兩階段最小二乘估計(jì)

中圖分類號：F062.9 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1008-4096（2020）04-0039-09

一、引 言

當(dāng)前，我國正處于“三期疊加”的特定階段，經(jīng)濟(jì)下行壓力加大，GDP增速已由2010年的10.3%下降到2019年的6.1%。此外，2020年爆發(fā)的新冠肺炎疫情已蔓延至全球多國及地區(qū)，這將對我國宏觀經(jīng)濟(jì)健康運(yùn)行造成持續(xù)性的負(fù)面影響。面對國內(nèi)外市場環(huán)境的不斷變化，深入探討政府與法治等外部治理環(huán)境在市場運(yùn)行中的作用，對有效厘清政府權(quán)責(zé)、完善法治環(huán)境、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

在我國現(xiàn)有的政治和經(jīng)濟(jì)體制下，行政和財(cái)政分權(quán)的激勵(lì)^[1]、晉升錦標(biāo)賽和地方分權(quán)式的威權(quán)主義體系特點(diǎn)使得地方政府有較高的熱情去干預(yù)市場，影響地方經(jīng)濟(jì)增長方式^[2]。一方面，政府通過“攫取之手”干預(yù)金融市場，強(qiáng)化預(yù)算軟約束，降低企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力和資本配置效率，阻礙經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整^[3]。另一方面，政府通過“扶持之手”彌補(bǔ)市場機(jī)制的缺陷，在市場失靈時(shí)適時(shí)調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策，擴(kuò)大信貸等金融體系覆蓋面，為更多經(jīng)濟(jì)主體提供資金支持^[4]。此外，La Porta等^[5]和Djankov等^[6]一系列研究表明，法律是信用市場發(fā)展的一個(gè)重要決定因素。在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期間，提高法治水平能夠緩解預(yù)算軟約束，進(jìn)而影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化?；诖?，本文把政府干預(yù)、法治水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級納入統(tǒng)一分析框架，主要回答以下兩個(gè)問題：一是地方政府干預(yù)的降低能否真實(shí)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級？二是法治水平高低如何作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級？

本文以我國31個(gè)省份2005—2017年的省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，對以上兩個(gè)問題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，減少政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)能夠提高第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的比值，從而實(shí)現(xiàn)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。法治水平越高，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用越大。在利用工具變量和動(dòng)態(tài)面板模型等方法控制內(nèi)生性后，以上結(jié)論依舊穩(wěn)健。進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起到優(yōu)化作用;分區(qū)域的檢驗(yàn)結(jié)果表明在中西部等內(nèi)陸地區(qū)，政府干預(yù)、法治水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響十分顯著，而在東部等沿海地區(qū)，這些作用并不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級更多依靠有效控制人力資本等方面。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三方面：首先，已有文獻(xiàn)大多采用傳統(tǒng)面板回歸模型，未對內(nèi)生性問題加以考慮。本文在利用雙向固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步運(yùn)用工具變量法和動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)方法控制研究問題可能的內(nèi)生性，從而獲得穩(wěn)健可靠的結(jié)論。其次，國內(nèi)外學(xué)者多從金融發(fā)展的角度考察其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)直接研究政府干預(yù)和法治水平等外部治理環(huán)境如何影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。本文則探討了政府干預(yù)、法治水平等外部治理環(huán)境變量如何影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。最后，通過不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的分組回歸，本文發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)、法治水平等外部治理環(huán)境對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用在沿海和內(nèi)陸地區(qū)之間存在異質(zhì)性，從而為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供了一定的決策參考。

二、理論分析與研究假說

（一）政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

Bushman等^[7]研究認(rèn)為，從全球視角來看，政府通過不同手段干預(yù)市場，從而對市場發(fā)展進(jìn)程產(chǎn)生影響并非我國獨(dú)有現(xiàn)象。但由于我國特殊的制度背景，該現(xiàn)象在我國尤為明顯^[8]。1980年開始實(shí)施的財(cái)政分權(quán)改革，使得地方政府將實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)利益最大化作為其決策導(dǎo)向^[9]，同時(shí)，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為核心的政績考核機(jī)制進(jìn)一步驅(qū)使地方政府盲目追求GDP增長。此外，地方官員的平均任期為3—5年，為滿足晉升“政績”需要，官員通過行政干預(yù)將促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的意愿轉(zhuǎn)變?yōu)闆Q定經(jīng)濟(jì)增長路徑和方式的能力，以期在較短時(shí)間內(nèi)使轄區(qū)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)明顯增長，進(jìn)而造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“短視化”^[10]。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵在于提升技術(shù)進(jìn)步和資源配置效率。在GDP為主導(dǎo)的目標(biāo)體系下，一方面地方政府通過提供利率優(yōu)惠與隱性擔(dān)保等多種方式對資金投向與規(guī)模進(jìn)行干預(yù)，使得信貸資源集中于政府扶持產(chǎn)業(yè)，從而發(fā)展出一批能夠產(chǎn)生“政治明星”效應(yīng)的企業(yè)以彰顯政績，進(jìn)而達(dá)到政治晉升的目的^[11]。另一方面，基于政治關(guān)聯(lián)、意識形態(tài)和政治聲譽(yù)的考慮，政府在分配資金時(shí)按照政治主從次序和政治風(fēng)險(xiǎn)原則引導(dǎo)資金流向資金運(yùn)用和投資效率相對低下的國有企業(yè)。政府扶植落后行業(yè)的干預(yù)行為使得高成長性行業(yè)因資金短缺而“舉步維艱”，低成長性行業(yè)因金融資金支持而在衰退中“徘徊”，整體競爭力減弱，導(dǎo)致地區(qū)技術(shù)進(jìn)步水平下降，市場功能機(jī)制被扭曲，過多資源配置到投機(jī)性強(qiáng)、效益低下的部門與區(qū)域，進(jìn)而造成產(chǎn)業(yè)資源配置的低效率，滯緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級^[12]。當(dāng)前各地僵尸企業(yè)和產(chǎn)能過剩并存的現(xiàn)象就是地方政府過度干預(yù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的縮影。

基于以上分析，筆者提出如下假設(shè)：

H1：地方政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級負(fù)相關(guān)，即地方政府干預(yù)程度越嚴(yán)重，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用越顯著。

（二）法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

法治水平的提高不僅有助于當(dāng)前改革持續(xù)推進(jìn)，促進(jìn)國家層面治理體系和治理能力現(xiàn)代化，還能夠完善我國市場經(jīng)濟(jì)體制，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。

Jappelli等^[13]研究表明，建立完善的法制環(huán)境，對投資者進(jìn)行有效保護(hù)有利于降低銀行貸款風(fēng)險(xiǎn)，提高銀行對企業(yè)的貸款意愿，進(jìn)而緩解中小企業(yè)面臨的融資約束。由于我國目前仍處于轉(zhuǎn)軌階段，執(zhí)法力度和執(zhí)法水平相對較低，司法體系缺乏獨(dú)立性^[14]，這造成我國法治水平整體而言相對較差，投資者保護(hù)體系存在嚴(yán)重不足。同時(shí)，我國各省份的法治建設(shè)水平不一，不同區(qū)域之間表現(xiàn)出極大的不平衡性。

法治水平的提高和司法部門獨(dú)立性的加強(qiáng)，有助于促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，具體表現(xiàn)在兩個(gè)方面：首先，促進(jìn)金融市場發(fā)展，緩解預(yù)算軟約束?！胺ㄅc金融”的一系列研究表明，一國金融市場的健康發(fā)展，離不開其法治水平的提升和法律執(zhí)行力的增強(qiáng)。因此，法治水平提升、法治環(huán)境建設(shè)能夠促進(jìn)金融市場和金融中介的發(fā)展，有助于打破地方政府和國有企業(yè)部門的預(yù)算軟約束，提高高新技術(shù)行業(yè)等高產(chǎn)業(yè)附加值產(chǎn)業(yè)獲得銀行貸款的能力，緩解非國有企業(yè)的融資約束，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)技術(shù)進(jìn)步和科技創(chuàng)新活動(dòng)，為各類所有制企業(yè)提供公平的競爭環(huán)境，進(jìn)而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。其次，完善的法治環(huán)境能夠有效保護(hù)投資者權(quán)益，限制地方政府對國有企業(yè)和民營企業(yè)的差別性對待，促進(jìn)民營企業(yè)在資源和人力上的投資，提高社會(huì)資本配置效率。此外，完善法治水平還可以消除行業(yè)壁壘，有助于民營企業(yè)進(jìn)入壟斷產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)中小企業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展。資本配置效率的優(yōu)化和非國有企業(yè)的持續(xù)發(fā)展進(jìn)一步推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

基于以上分析，筆者提出如下假設(shè)：

H2：地區(qū)法治水平與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正相關(guān)，即地區(qū)法治水平程度越高，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用越顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取和度量

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級變量。近十年來，以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)占我國GDP的比重長期穩(wěn)定在10%左右，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級主要表現(xiàn)為以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)對以工業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)的替代效應(yīng)。因此，參考干春暉等^[15]的研究，本文采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值（IND）作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的代理變量。

（2）外部治理環(huán)境變量。本文所研究的外部治理環(huán)境變量包括政府干預(yù)（GOV）和法治水平（LAW）。區(qū)別于已有文獻(xiàn)大多以單一指標(biāo)衡量政府干預(yù)行為和地區(qū)法治環(huán)境的做法，本文基于王小魯?shù)?sup>[16]在《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告（2018）》中編制的分類市場化指數(shù)，以“政府與市場的關(guān)系”這一子指標(biāo)度量政府干預(yù)（GOV），以“市場中介發(fā)育和法律制度環(huán)境”這一子指標(biāo)度量法治水平（LAW）。其中，根據(jù)該報(bào)告的指數(shù)編制方法，GOV是一個(gè)反向指標(biāo)，數(shù)值越小表示政府干預(yù)越強(qiáng);LAW是正向指標(biāo)，其值越大，表示法治水平越高。

（3）控制變量。為避免遺漏變量導(dǎo)致的回歸偏差，本文對其他可能影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的因素加以控制。其中，以固定資產(chǎn)投資總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（CAP）控制固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響;以進(jìn)出口總額（按美元的當(dāng)年平均匯價(jià)折算）占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（TRA）控制對外開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響;以普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诒戎兀℉UM）控制人力資本投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響;以城鎮(zhèn)人口數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诒戎兀║RB）控制城鎮(zhèn)化水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響;以專利申請授權(quán)數(shù)（TEC）控制技術(shù)進(jìn)步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文以我國31個(gè)省份2005—2017年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。始于2005年除考慮區(qū)域發(fā)展實(shí)情外，更重要的是保證數(shù)據(jù)可得性和數(shù)據(jù)來源一致性。其中，各地區(qū)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值、高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、進(jìn)出口總額及專利申請授權(quán)數(shù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫;固定資產(chǎn)投資總額、城鎮(zhèn)人口數(shù)及地區(qū)總?cè)丝跀?shù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫;美元當(dāng)年平均匯價(jià)來自于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。需要說明的是，鑒于各省份外部治理環(huán)境指標(biāo)的數(shù)據(jù)收集和編制過程較為復(fù)雜，現(xiàn)有數(shù)據(jù)僅更新至2016年。借鑒蘇冬蔚和熊家財(cái)^[17]的做法，本文以2014年、2015年和2016年的三年平均值替代表示不同省份2017年的外部治理環(huán)境變量。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)前文中所提H1，外部治理環(huán)境變量為政府干預(yù)，具體待檢驗(yàn)的回歸方程設(shè)定為：

（1）

為了檢驗(yàn)前文中所提H2，外部治理環(huán)境變量為法治水平，具體待檢驗(yàn)的回歸方程設(shè)定為：

（2）

其中，i表示省份，t表示時(shí)間，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從白噪聲過程。IND為本文被解釋變量，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級變量。考慮到多重共線性的影響，分別將政府干預(yù)變量（GOV）和法治水平變量（LAW）引入模型。此外，由于影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的因素眾多，本文還控制了固定資產(chǎn)投資（CAP）、對外開放程度（TRA）、人力資本投資（HUM）、城鎮(zhèn)化水平（URB）、技術(shù)進(jìn)步（TEC）等一系列可能影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的省份特征變量。最后，模型控制省份固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)以緩解省份維度和時(shí)間序列維度不可觀測變量對研究結(jié)論的影響。由于GOV為反向指標(biāo)，若H1成立，則GOV前的回歸系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù);LAW為正向指標(biāo)，若H2成立，則LAW前的回歸系數(shù)也應(yīng)顯著為正。

表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以發(fā)現(xiàn)，我國各省份的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最大值為4.237，而最小值為0.500，標(biāo)準(zhǔn)差為0.549，說明我國各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化情況存在較大差異。同時(shí)，外部治理環(huán)境的影響因素也存在較大差異，其中，政府干預(yù)指標(biāo)的最大值為12.670，最小值為-12.950;法治水平最大值為10.650，最小值僅有-6.750，這一現(xiàn)象表明外部治理環(huán)境在在我國不同省份間存在較大差異，外部治理環(huán)境的不同可能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在一定影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）單變量分析

本文先以各年政府干預(yù)水平的中位數(shù)為界，按年份將所有觀測值分成政府干預(yù)水平較高和政府干預(yù)水平較低兩組，采用平均值差異的雙側(cè)T檢驗(yàn)驗(yàn)證政府干預(yù)水平高低是否會(huì)顯著影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。隨后重新以每年法治水平的中位數(shù)為界，按年份將所有觀測值分成法治水平高和法治水平低兩組，同樣采用均值T檢驗(yàn)驗(yàn)證法治水平是否會(huì)顯著影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化進(jìn)程。

當(dāng)以政府干預(yù)為分組依據(jù)分組后，第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值（IND）的平均值在政府干預(yù)水平較高組是0.916，在政府干預(yù)水平較低組是1.116，且T檢驗(yàn)表明該差異在1%的水平下高度顯著。這說明，地方政府干預(yù)水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級負(fù)相關(guān)，初步驗(yàn)證本文H1。當(dāng)以法治水平為分組依據(jù)分組后，第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值（IND）的平均值在法治水平較高組是1.077，在法治水平較低組為0.953，雙側(cè)T檢驗(yàn)結(jié)果表明該差異在5%的水平下顯著。即法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正相關(guān)，初步驗(yàn)證本文H2。

因此，基于均值T檢驗(yàn)的單變量分析結(jié)果初步支持本文兩個(gè)假設(shè)，即政府干預(yù)水平越高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級速度減慢;而法治水平越高，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用越顯著。由于單變量分析未控制可能影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相關(guān)變量，使得該分析結(jié)果可能存在一定偏差。下文進(jìn)一步采用多變量回歸分析對假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。

（二）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

多變量分析以雙向固定效應(yīng)模型對方程（1）和方程（2）進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2所示。其中，列（1）和列（3）的單變量回歸表明GOV和LAW的回歸系數(shù)分別在10%和1%的置信水平下顯著為正，由于GOV為負(fù)向指標(biāo)，初步表明政府干預(yù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間為負(fù)相關(guān)，法治水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間為正相關(guān)。列（2）和列（4）進(jìn)一步控制了省份層面影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的特征變量，列（2）中解釋變量GOV的回歸系數(shù)為0.020，在1%水平上顯著為正，表明減少政府對市場的干預(yù)會(huì)促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級;列（4）中解釋變量LAW的回歸系數(shù)為0.080，在1%水平上顯著異于0，即法治水平每上升1個(gè)單位，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級上升0.080個(gè)單位。綜上，雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果支持本文的H1和H2，即政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在顯著負(fù)相關(guān);法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在顯著正相關(guān)。

從回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)的控制變量來看，固定資產(chǎn)投資（CAP）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這是由于我國各地區(qū)普遍存在國有企業(yè)的“預(yù)算軟約束”，而國有企業(yè)在占據(jù)大量社會(huì)資金的同時(shí)，傾向于進(jìn)行大量低效的過度投資，即國有企業(yè)普遍表現(xiàn)出“投資饑渴”和“投資低效”并存的現(xiàn)象^[18]。此外，近幾年實(shí)體經(jīng)濟(jì)的不景氣也使得部分民營企業(yè)“脫實(shí)向虛”，這些行為增加了企業(yè)的費(fèi)用支出，對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。對外開放程度（TRA）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響為負(fù)，且分別在1%和5%的水平下顯著。這可能是由于各地區(qū)對外開放程度不一，大部分省份對外依存度過低或過高，無法形成顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。此外，中美貿(mào)易戰(zhàn)等國外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性因素使得對外開放無法對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形成應(yīng)有助力。人力資本投資（HUM）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平下顯著。表明就全國范圍而言，人力資本呈現(xiàn)出地區(qū)間極度不平衡的狀態(tài)，東部沿海地區(qū)因經(jīng)濟(jì)增長迅速，吸引了大批人才加入到“孔雀東南飛”的隊(duì)伍，此虹吸效應(yīng)造成中西部內(nèi)陸地區(qū)的人才流失嚴(yán)重，人力資本的區(qū)域失衡使得其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用出現(xiàn)扭曲。城鎮(zhèn)化水平（URB）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響為負(fù)，且在5%的水平下顯著。表明隨著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并未產(chǎn)生與之相匹配的優(yōu)化速度，以傳統(tǒng)制造業(yè)和資源型產(chǎn)業(yè)為主的增長模式導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)層次較低，各地區(qū)暴露出的產(chǎn)能過?，F(xiàn)象就是該模式發(fā)展的產(chǎn)物。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，虛擬變量回歸。本部分將利用虛擬變量對上文結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，首先按年份和政府干預(yù)變量由高到低排序，將政府干預(yù)（GOV）高于當(dāng)年年度中位數(shù)的取值為1，否則為0，并對法治水平（LAW）進(jìn)行類似處理，分別作為政府干預(yù)和法治水平的代理變量，以此重新檢驗(yàn)本文的H1和H2，回歸結(jié)果如表3的列（1）和列（2）所示。其結(jié)果表明采用虛擬變量度量外部治理變量，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健，H1和H2仍然成立，即減少政府干預(yù)、提高法治水平能夠促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

第二，異常值處理?？紤]到數(shù)據(jù)異常值可能對回歸結(jié)果造成影響，例如西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)的極端值現(xiàn)象。本部分在原有基礎(chǔ)上對所有變量進(jìn)行上下1%的異常值縮尾處理，并重新對模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3列（3）和列（4）所示。其結(jié)果表明政府干預(yù)（GOV）和法治水平（LAW）均在1%的水平下正顯著，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健，本文的H1和H2的結(jié)論成立。

第三，替換因變量?？紤]到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有多種衡量指標(biāo)，本部分選用另外兩種被廣泛應(yīng)用于衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的指標(biāo)方法，重新檢驗(yàn)政府干預(yù)、法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系。首先，借鑒汪偉等^[19]的做法，構(gòu)建包含第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)（IS）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（3）

其中，W₁、W₂和W₃分別代表第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，IS為正向指標(biāo)，數(shù)值越大，則表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級水平越高。此外，借鑒吳福象和沈浩平^[20]的做法，重新以第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（INT）衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，INT同樣為正向指標(biāo)。

表4為采用替代因變量的雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。表4列（1）、列（2）的被解變量為IS指標(biāo)度量的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，列（3）、列（4）的被解釋變量為INT指標(biāo)度量的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。列（1）、列（2）的回歸結(jié)果表明，政府干預(yù)（GOV）和法治水平（LAW）的回歸系數(shù)為0.179和0.836，且分別在5%和1%的水平下顯著。列（3）、（4）的回歸結(jié)果表明，政府干預(yù)（GOV）和法治水平（LAW）的回歸系數(shù)為0.003和0.014，均在1%的水平下顯著。因此，H1和H2依然成立，即政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級負(fù)相關(guān)，法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正相關(guān)。

第四，工具變量法。由于遺漏變量、雙向因果或測度誤差等原因，研究結(jié)論可能存在一定的內(nèi)生性問題。因此，本部分分別使用政府干預(yù)和法治水平變量的滯后一期（LGOV/LLAW）、滯后兩期（LLGOV/LLLAW）數(shù)據(jù)作為工具變量，對模型采用兩階段最小二乘（2SLS）進(jìn)行回歸，重新檢驗(yàn)表2的結(jié)果。表5的列（1）、列（2）為基于工具變量的回歸結(jié)果。其中，列（1）表明政府干預(yù)變量（GOV）與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（IND）在1%的水平下顯著正相關(guān)。列（2）表明法治水平變量（LAW）與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（IND）在1%的水平下顯著正相關(guān)。此外，識別不足檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果說明工具變量有效。

第五，考慮因變量滯后效應(yīng)。由于上期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化會(huì)影響當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級從長期來看是動(dòng)態(tài)過程，具有一定的自身趨勢?；诖耍静糠謱a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后項(xiàng)引入模型（1）、模型（2）構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，以控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)在趨勢影響。為克服內(nèi)生性和異方差問題，對動(dòng)態(tài)面板模型使用廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行分析。表5的列（3）、列（4）為動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)結(jié)果，AR（2）統(tǒng)計(jì)量和Sargan統(tǒng)計(jì)量均接受原假設(shè)，即所有GMM估計(jì)結(jié)果有效。列（3）的結(jié)果顯示，政府干預(yù)變量（GOV）的回歸系數(shù)為0.004，且在1%的水平下顯著;列（4）的結(jié)果說明，法治水平變量（LAW）的回歸系數(shù)為0.016，同樣在1%的水平下顯著。因此，基于動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)的結(jié)果依舊穩(wěn)健，政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級負(fù)相關(guān)，法治水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正相關(guān)，H1、H2成立。

五、進(jìn)一步研究

（一）結(jié)構(gòu)性變動(dòng)分析

為應(yīng)對2008年全球金融危機(jī)的影響，我國在2009年實(shí)行“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”。考慮到該事件的影響，本部分設(shè)置虛擬變量STR考察“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”對外部治理環(huán)境和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將2010年及之后年份設(shè)置為1，否則為0。在模型中加入虛擬變量STR及其與治理環(huán)境變量的交乘項(xiàng)（GOV×STR和LAW×STR），同時(shí)，為了防止交乘項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義產(chǎn)生偏誤、減緩多重共線性的干擾，對外部治理環(huán)境指標(biāo)進(jìn)行中心化處理。表6為加入結(jié)構(gòu)性變動(dòng)因素（STR）的檢驗(yàn)結(jié)果。

表6列（1）中，交乘項(xiàng)GOV×STR的回歸系數(shù)為0.011，且在10%的水平下顯著，考慮到GOV為反向指標(biāo)，該結(jié)果表明“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”造成的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)對政府干預(yù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的負(fù)向關(guān)系具有促進(jìn)作用。2009年以后，各地政府減少對市場的干預(yù)，讓市場在資源配置中起決定性作用的方針促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。列（2）中，交乘項(xiàng)LAW×STR的回歸系數(shù)為0.038，且在1%的水平下顯著，說明“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”實(shí)施后，各地政府更關(guān)注于市場外部環(huán)境建設(shè)，法治環(huán)境趨于完善，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到了積極推動(dòng)作用。

（二）區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

為考察外部治理環(huán)境對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用是否存在區(qū)域差異性，這一部分分別基于沿海和內(nèi)陸地區(qū)的樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)。具體地，將北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個(gè)東部省、市作為沿海地區(qū)，將內(nèi)蒙古、山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等20個(gè)中西部省份作為內(nèi)陸地區(qū)，分組檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表7所示。

如表7所示，在沿海地區(qū)，無論是政府干預(yù)水平還是法治水平變量，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用均不顯著;在內(nèi)陸地區(qū)，政府干預(yù)水平和法治水平變量的回歸系數(shù)分別為0.022和0.107，且均在1%的水平下顯著。這說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，政府干預(yù)行為較少，法治水平較高，政府干預(yù)水平和法治水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級更多依靠人力資本、技術(shù)創(chuàng)新等其它驅(qū)動(dòng)力。而在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)，適度減少政府干預(yù)，充分發(fā)揮市場作用，完善法治環(huán)境建設(shè)，對于促進(jìn)中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級具有重要作用。

六、結(jié)論與政策建議

本文采用我國31個(gè)省份2005—2017年的省級面板數(shù)據(jù)，從政府干預(yù)水平和法治水平兩個(gè)層面實(shí)證研究了外部治理環(huán)境對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，通過雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)發(fā)現(xiàn)，整體而言，減少政府干預(yù)、提高法治水平有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。在利用工具變量和動(dòng)態(tài)面板模型等方法控制內(nèi)生性問題后以上結(jié)論依舊穩(wěn)健。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”的實(shí)施有助于強(qiáng)化減少政府干預(yù)和提高法治水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用;且沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)的分樣本回歸結(jié)果表明現(xiàn)階段減少政府干預(yù)、提高法治水平對中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用顯著;而東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級則更多需要通過人力資本和技術(shù)創(chuàng)新等其它因素驅(qū)動(dòng)。

本文的研究結(jié)論對于我國政府以及相關(guān)監(jiān)管部門具有一定的指導(dǎo)意義。具體而言，第一，政府應(yīng)該降低對市場的干預(yù)程度，轉(zhuǎn)變自身職能，實(shí)現(xiàn)“干預(yù)型”向“服務(wù)型”的轉(zhuǎn)變，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，更好地發(fā)揮政府作用。第二，目前我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期，針對沿海、內(nèi)陸等不同地區(qū)，外部治理環(huán)境對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響不盡相同。因此，各地政府及相關(guān)部門在制定政策時(shí)不能采取“一刀切”或“人云亦云”的方式，應(yīng)根據(jù)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際情況，做到“因地制宜”。第三，政府應(yīng)著眼于改革“唯GDP論英雄”的政績考核體制，建立一套多維度多層次的綜合政績評價(jià)體系，從源頭上遏制政府干預(yù)市場的動(dòng)機(jī)，促使地方政府關(guān)注于經(jīng)濟(jì)長期增長和產(chǎn)業(yè)持續(xù)優(yōu)化，而不只追求短期的GDP增長。第四，全方位提高法治水平，營造良好法治環(huán)境。緩解民營企業(yè)融資約束，降低國有企業(yè)預(yù)算軟約束，推動(dòng)產(chǎn)權(quán)制度改革和要素市場化改革，引入公眾對市場和政府工作滿意度評價(jià)機(jī)制，形成自上而下和自下而上的“雙重監(jiān)管”制度，進(jìn)而從總體上對政府干預(yù)市場的行為進(jìn)行約束，給所有市場參與者營造一個(gè)良好的競爭環(huán)境，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化升級。

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Government Intervention， Legal Enforcement， and Industrial Structure Upgrading：An

——Empirical Evidence From Provincial Panel Data of China

SUN Mei-xia

（Center for Industrial and Business Organization ，Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Abstract：Based on the panel data of 31 provinces in China from 2005 to 2017， this paper examines the impact of government intervention and rule of law on the upgrading of regional industrial structure. The study finds that： The estimation results of the TWFE model show that reducing the degree of government intervention and strengthening the level of rule of LAW are helpful to promote the optimization and upgrading of regional industrial structure， and the conclusion is still robust after using instrumental variable method and dynamic panel regression to control endogeneity; The implementation of the ‘Ten Major Industrial Revitalization Plans Implementing the transformation of government functions and the construction of legal environment has accelerated the transformation and upgrading of industrial structure; The results of sample regression show that reducing government intervention and raising the rule of LAW level for China The optimization of industrial structure in the central and western regions plays an important role in promoting， while the upgrading of industrial structure in the eastern region will rely more on human capital and technological innovation. The above conclusions can provide reference for the government and other regulatory authorities to formulate policies， and contribute to the orderly advancement of China?s industrial structure under the new normal.

Key words：government intervention; legal enforcement; industrial structure upgrading; two-way fixed effect model; TSLS estimation

（責(zé)任編輯：李明齊）