熊虎

摘 要：利用我國(guó)西部各省1997-2013年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。結(jié)論表明，市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有著顯著的促進(jìn)作用。其政策含義是，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，應(yīng)充分發(fā)揮市場(chǎng)對(duì)資源配置的決定性作用，最大限度減少政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，將政府的有形之手與市場(chǎng)的無(wú)形之手有機(jī)結(jié)合，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，保障社會(huì)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：市場(chǎng)化程度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；面板數(shù)據(jù)模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.08.004

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步確立，中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持了近三十多年的高速發(fā)展，這種高速增長(zhǎng)主要得益于要素的持續(xù)投入。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，要素投入所帶來(lái)的增長(zhǎng)是有限的，人均資本離穩(wěn)態(tài)的人均資本越近，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度越慢，這也是近年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速放緩的重要原因。要想保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，制度變革、結(jié)構(gòu)調(diào)整、要素升級(jí)是主要的動(dòng)力機(jī)制。由此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的重要手段。

要推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，必須優(yōu)化要素資源的配置，而發(fā)展的實(shí)踐已經(jīng)證明了市場(chǎng)化是提高資源配置效率最有效的途徑。黨的十八屆三中全會(huì)也提出，讓市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用。鑒于我國(guó)西部地區(qū)與東部地區(qū)存在一定的發(fā)展差距，本文以西部11省市（不包括西藏）為研究對(duì)象，基于1997-2013年的面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證分析了市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。

1 模型與變量

為了考察西部市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，根據(jù)已有的計(jì)量研究（張國(guó)平等，2013），建立如下回歸方程：

其中，i代表省份，t代表年份，C為常數(shù)項(xiàng)，α與β為回歸系數(shù)矩陣，μi表示個(gè)體固定效應(yīng)， γt表示年份固定效應(yīng)，εit表示誤差項(xiàng)。Y代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是指第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)化，本文用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和除以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來(lái)衡量。 X是本研究的核心解釋變量，即市場(chǎng)化程度（market）。Z為一系列的控制變量，具體為：（1）人力資本存量（human），使用6歲以上人口的人均受教育年限來(lái)衡量；（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），以實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)衡量，用1997年價(jià)格的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值除以總?cè)丝跀?shù)得到；（3）技術(shù)進(jìn)步（tech），用專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)量來(lái)衡量；（4）經(jīng)濟(jì)開(kāi)放性程度（open），用各省當(dāng)年的按人民幣對(duì)100美元年平均匯率折算的進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量；（5）城市化水平（urban），用非農(nóng)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來(lái)度量；（6）政府干預(yù)程度（gov），本文采用了財(cái)政支出—GDP比率來(lái)衡量政府干預(yù)程度，計(jì)算方法是地方政府財(cái)政支出中扣除了科教文衛(wèi)的支出后除以當(dāng)年的GDP；（7）交通密度（traffic），計(jì)算方法是各省鐵路營(yíng)運(yùn)里程、內(nèi)河航道里程和等級(jí)公路里程加總后除以該省的土地面積；（8）T為時(shí)間變量，為了控制年份固定效應(yīng)專(zhuān)門(mén)設(shè)置，其中1997=1，依次類(lèi)推。為了抑制異方差，我們對(duì)所有的變量取對(duì)數(shù)。

2 數(shù)據(jù)與計(jì)量方法

2.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

我們使用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為西部地區(qū)1997～2013年的面板數(shù)據(jù)集，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、重慶、新疆等11省，西藏由于數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，不作為本文的研究對(duì)象。市場(chǎng)化程度的數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等（2011）構(gòu)建的中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)，該指數(shù)只有1997-2009年的數(shù)據(jù)，與研究的時(shí)間跨度相比，缺乏2010-2013年的數(shù)據(jù)。本文參考韋倩等（2014）對(duì)市場(chǎng)化指數(shù)進(jìn)行估計(jì)的方法，采用國(guó)有單位職工占就業(yè)人數(shù)比重這一指標(biāo)進(jìn)行了可比的估計(jì)。其他數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)六十周年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 估計(jì)方法

本文采用四種方法對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)：混合回歸模型（OLS）；固定效應(yīng)模型（FE）；隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）；考慮組間異方差、組間同期相關(guān)、組內(nèi)自相關(guān)的可行廣義最小二乘法（FSLS）。作為面板數(shù)據(jù)模型，首先，判斷是否有必要考慮個(gè)體固定效應(yīng)或年份固定效應(yīng)；其次，用Hausman檢驗(yàn)來(lái)選擇固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型；最后，由于數(shù)據(jù)的時(shí)間維度長(zhǎng)達(dá)17年，屬于長(zhǎng)面板，需要考慮隨機(jī)干擾項(xiàng)的性質(zhì)，從而確定是否有必要采用可行廣義最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。

3 回歸結(jié)果分析

表1給出了西部地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的估計(jì)結(jié)果。首先，我們進(jìn)行模型設(shè)定的檢驗(yàn)，考慮個(gè)體固定效應(yīng)與混合回歸，F(xiàn)檢驗(yàn)的p值為0.000，故個(gè)體固定效應(yīng)優(yōu)于混合回歸，同理F檢驗(yàn)也支持時(shí)間固定效應(yīng)；LM檢驗(yàn)的結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型；Hausman檢驗(yàn)表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。其次，該面板是長(zhǎng)面板，考慮擾動(dòng)項(xiàng)的異方差和自相關(guān)，Greene沃爾德檢驗(yàn)的沃爾德統(tǒng)計(jì)量為137.17，強(qiáng)烈拒絕組間同方差的原假設(shè)，認(rèn)為存在組間異方差；Wooldridge沃爾德檢驗(yàn)的沃爾德統(tǒng)計(jì)量為67.502，拒絕不存在一階組內(nèi)自相關(guān)的假設(shè)，認(rèn)為存在組內(nèi)自相關(guān)；Pesaran檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為6.401，F(xiàn)riedman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為47.480，F(xiàn)rees檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為1.430，三種檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕無(wú)組間同期相關(guān)的原假設(shè)，認(rèn)為存在組間同期相關(guān)。因此我們需要采用全面的FGLS方法來(lái)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，全面的FGLS方法可以分為各組自回歸系數(shù)相同和不同兩種情況，在表1中均給出了回歸結(jié)果。我們的分析主要用全面的FGLS來(lái)進(jìn)行解釋?zhuān)渌烙?jì)方法的結(jié)果作為參考。

從表1的回歸結(jié)果來(lái)看，在FGLS的兩種方法中，市場(chǎng)化程度的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著為正。這表明在我國(guó)西部，市場(chǎng)化程度的提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有重要的提升作用。

從表1的FGLS回歸結(jié)果還能得出以下結(jié)論：人力資本存量的系數(shù)，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著為正，這意味著人力資本存量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有正向的促進(jìn)作用，人力資本是重要的投入要素，而且有正的外溢作用；人均GDP的回歸系數(shù)，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著為正，表明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高越有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)，這表明非城鎮(zhèn)化給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)帶來(lái)了負(fù)面的影響，這有可能是西部城鎮(zhèn)化的質(zhì)量不高所導(dǎo)致的；政府財(cái)政支出的回歸系數(shù)為正，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明政府在西部地區(qū)所扮演的作用依然重要；交通密度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響為正，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，說(shuō)明了交通的便利有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)?？萍歼M(jìn)步和對(duì)外開(kāi)放程度的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，這表明在我國(guó)西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然集中在勞動(dòng)密集性產(chǎn)業(yè)，科技進(jìn)步和對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)其影響較為有限。

4 結(jié)論

通過(guò)西部地區(qū)各省份1997-2013年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，結(jié)論表明市場(chǎng)化程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正的影響。隨著市場(chǎng)化程度的提高，資源配置的效率得以提升，經(jīng)濟(jì)主體受到正面激勵(lì)，從而帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

本文的政策含義是：減少政府的干預(yù)，加大市場(chǎng)的開(kāi)放力度。同時(shí)，由于信息不完全、市場(chǎng)勢(shì)力等的存在市場(chǎng)也會(huì)失靈，所以，政府對(duì)市場(chǎng)仍然要保持適度、適時(shí)的宏觀調(diào)控，將政府的有形之手與市場(chǎng)的無(wú)形之手有機(jī)結(jié)合，才能使得市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮更多的作用，保持西部經(jīng)濟(jì)健康、穩(wěn)定、持續(xù)發(fā)展。

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