西部市场化程度对产业结构升级影响实证研究

熊虎

摘 要：利用我国西部各省1997-2013年的面板数据，实证分析了市场化程度对产业结构升级的影响。结论表明，市场化程度对产业结构升级有着显著的促进作用。其政策含义是，在经济新常态的背景下，应充分发挥市场对资源配置的决定性作用，最大限度减少政府对市场的干预，将政府的有形之手与市场的无形之手有机结合，从而促进产业结构升级，保障社会经济持续健康发展。

关键词：市场化程度；产业结构升级；面板数据模型

中图分类号：F2

文献标识码：A

doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.08.004

改革开放以来，随着市场经济体制的逐步确立，中国经济保持了近三十多年的高速发展，这种高速增长主要得益于要素的持续投入。根据新古典经济增长理论，要素投入所带来的增长是有限的，人均资本离稳态的人均资本越近，经济增长速度越慢，这也是近年来我国经济增速放缓的重要原因。要想保持我国经济持续健康发展，制度变革、结构调整、要素升级是主要的动力机制。由此，产业结构升级是我国转变经济增长方式的重要手段。

要推动产业结构升级，必须优化要素资源的配置，而发展的实践已经证明了市场化是提高资源配置效率最有效的途径。党的十八届三中全会也提出，让市场在资源配置中起决定性作用。鉴于我国西部地区与东部地区存在一定的发展差距，本文以西部11省市（不包括西藏）为研究对象，基于1997-2013年的面板数据模型，实证分析了市场化程度对产业结构升级的影响。

1 模型与变量

为了考察西部市场化程度对产业结构升级的影响，根据已有的计量研究（张国平等，2013），建立如下回归方程：

其中，i代表省份，t代表年份，C为常数项，α与β为回归系数矩阵，μi表示个体固定效应， γt表示年份固定效应，εit表示误差项。Y代表产业结构升级指标，产业结构升级是指第一产业向第二产业和第三产业的转化，本文用第二产业产值与第三产业产值之和除以第一产业产值来衡量。 X是本研究的核心解释变量，即市场化程度（market）。Z为一系列的控制变量，具体为：（1）人力资本存量（human），使用6岁以上人口的人均受教育年限来衡量；（2）经济发展水平（pgdp），以实际人均地区生产总值来衡量，用1997年价格的实际地区生产总值除以总人口数得到；（3）技术进步（tech），用专利申请授权量来衡量；（4）经济开放性程度（open），用各省当年的按人民币对100美元年平均汇率折算的进出口总额占地区生产总值的比重来衡量；（5）城市化水平（urban），用非农人口数占总人口数的比重来度量；（6）政府干预程度（gov），本文采用了财政支出—GDP比率来衡量政府干预程度，计算方法是地方政府财政支出中扣除了科教文卫的支出后除以当年的GDP；（7）交通密度（traffic），计算方法是各省铁路营运里程、内河航道里程和等级公路里程加总后除以该省的土地面积；（8）T为时间变量，为了控制年份固定效应专门设置，其中1997=1，依次类推。为了抑制异方差，我们对所有的变量取对数。

2 数据与计量方法

2.1 数据说明

我们使用的数据结构为西部地区1997～2013年的面板数据集，西部地区包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、重庆、新疆等11省，西藏由于数据缺失严重，不作为本文的研究对象。市场化程度的数据来源于樊纲等（2011）构建的中国市场化指数，该指数只有1997-2009年的数据，与研究的时间跨度相比，缺乏2010-2013年的数据。本文参考韦倩等（2014）对市场化指数进行估计的方法，采用国有单位职工占就业人数比重这一指标进行了可比的估计。其他数据均来源于历年的《中国统计年鉴》、《新中国六十周年统计资料汇编》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》。

2.2 估计方法

本文采用四种方法对式（1）进行估计：混合回归模型（OLS）；固定效应模型（FE）；随机效应模型（RE）；考虑组间异方差、组间同期相关、组内自相关的可行广义最小二乘法（FSLS）。作为面板数据模型，首先，判断是否有必要考虑个体固定效应或年份固定效应；其次，用Hausman检验来选择固定效应模型或随机效应模型；最后，由于数据的时间维度长达17年，属于长面板，需要考虑随机干扰项的性质，从而确定是否有必要采用可行广义最小二乘法进行估计。

3 回归结果分析

表1给出了西部地区市场化程度对产业结构升级影响的估计结果。首先，我们进行模型设定的检验，考虑个体固定效应与混合回归，F检验的p值为0.000，故个体固定效应优于混合回归，同理F检验也支持时间固定效应；LM检验的结果表明随机效应模型优于混合回归模型；Hausman检验表明固定效应模型优于随机效应模型。其次，该面板是长面板，考虑扰动项的异方差和自相关，Greene沃尔德检验的沃尔德统计量为137.17，强烈拒绝组间同方差的原假设，认为存在组间异方差；Wooldridge沃尔德检验的沃尔德统计量为67.502，拒绝不存在一阶组内自相关的假设，认为存在组内自相关；Pesaran检验的统计量为6.401，Friedman检验的统计量为47.480，Frees检验的统计量为1.430，三种检验结果强烈拒绝无组间同期相关的原假设，认为存在组间同期相关。因此我们需要采用全面的FGLS方法来对模型进行估计，全面的FGLS方法可以分为各组自回归系数相同和不同两种情况，在表1中均给出了回归结果。我们的分析主要用全面的FGLS来进行解释，其他估计方法的结果作为参考。

从表1的回归结果来看，在FGLS的两种方法中，市场化程度的回归系数在1%的显著性水平下统计显著为正。这表明在我国西部，市场化程度的提升对产业结构升级有重要的提升作用。

从表1的FGLS回归结果还能得出以下结论：人力资本存量的系数，在1%的显著性水平下统计显著为正，这意味着人力资本存量对产业结构升级有正向的促进作用，人力资本是重要的投入要素，而且有正的外溢作用；人均GDP的回归系数，在1%的显著性水平下统计显著为正，表明了经济发展水平越高越有利于产业结构升级；城镇化水平的回归系数在1%的显著性水平下统计显著为负，这表明非城镇化给产业结构升级带来了负面的影响，这有可能是西部城镇化的质量不高所导致的；政府财政支出的回归系数为正，通过了1%的显著性检验，说明政府在西部地区所扮演的作用依然重要；交通密度对产业结构升级的影响为正，在1%的显著性水平下统计显著，说明了交通的便利有助于产业结构升级。科技进步和对外开放程度的回归系数统计不显著，这表明在我国西部地区，产业结构仍然集中在劳动密集性产业，科技进步和对外开放程度对其影响较为有限。

4 结论

通过西部地区各省份1997-2013年面板数据的实证分析，结论表明市场化程度对产业结构升级具有正的影响。随着市场化程度的提高，资源配置的效率得以提升，经济主体受到正面激励，从而带动了产业结构升级。

本文的政策含义是：减少政府的干预，加大市场的开放力度。同时，由于信息不完全、市场势力等的存在市场也会失灵，所以，政府对市场仍然要保持适度、适时的宏观调控，将政府的有形之手与市场的无形之手有机结合，才能使得市场在资源配置中发挥更多的作用，保持西部经济健康、稳定、持续发展。

参考文献

[1]樊纲，王小鲁，马光荣. 中国市场化进程对经济增长的贡献[J]. 经济研究，2011，（9）.

[2]韦倩，王安，王杰. 中国沿海地区的崛起：市场的力量[J]. 经济研究，2014，（8）.

[3]张国强，温军，汤向俊.中国人力资本、人力资本结构与产业结构升级[J]. 中国人口·资源与环境，2011，（10）.

[4]陈强.高级计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2013.