政府規模與工業結構升級：基于分省面板數據的實證分析

國 暉，吳 偉

（1.長沙學院 工商管理學院，長沙 410003；2.湖南大學 經濟與貿易學院，長沙 410006）

0 引言

政府規模對經濟增長的影響在理論上還存在不少爭議，一般來說政府規模越大控制的經濟資源就越多，政府對市場的干預和控制能力也就更強。此時政府可以幫助緩解市場失靈的問題，從而有助于經濟增長；但政府也可能錯誤地介入和干涉市場，將資源轉移到經濟效率相對較低的部門，從而阻礙經濟增長。具體到產業發展，由于政府的影響方式和程度存在差異，不同產業的發展模式也有區別，政府干預的影響也很難判斷。本文考慮到不同要素結構產業的差異以及產業發展的區域差異，將采用我國省際數據實證分析政府消費和投資對于工業產業結構的影響，并進一步比較了政府消費和投資兩個渠道的效應以及政府規模的區域效應。

1 模型、變量和數據

1.1 模型設定

本文利用省際面板數據分析政府規模對工業結構調整的影響，實證比較政府消費與政府投資的產業效應。面板數據分析可以控制不可觀測效應，同時擴大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性問題，從而使回歸的結果更趨于準確根據研究目的。本文采用了固定效應模型，其理由為：(1)對于大量個體的隨機抽樣而言，樣本可以視為總體關系的判斷，應當選擇隨機效應模型。然而本文利用省際數據，個體相對較少，因此將個體效應視為固定效應較為合適。(2)隨機效應假定個體效應與隨機誤差項不相關，而固定效應則無需這一假設，對本文的研究而言，后者顯然更為合適。據此，本文的基本計量方程設定如下：

其中下標i表示省份，t表示時間，ui為個體效應，εit為誤差項。

式中yit表示產業結構指標，這里是利用資本密集產業比重和技術密集產業比重來度量；gcit、invit為本文主要解釋變量政府支出和投資；Xit為控制變量；yit-1是滯后因變量，為上一年的產業比重。模型中加入滯后因變量后，除了可以控制不可觀測變量的影響外，其系數β3還具有自身的經濟學含義，即衡量各地工業結構現期差異受歷史因素影響的大小。顯然地區工業結構變遷具有很強的路徑依賴特征，β3的符號自然可以預期為正。

1.2 主要變量和數據

1.2.1 工業產業結構調整的度量

工業結構包括很多方面，如輕重工業結構、工業品進出口貿易結構、工業地區結構、產業組織結構、工業要素結構和工業技術結構方面等等。從產業結升級的角度出發，關注的主要是工業要素結構和工業技術結構的狀況，本文考察的就是要素結構變動狀況。

隨著工業結構調整，工業結構的資源密集度，即工業的資源結構（勞動力、資本、技術二方面的組合關系）也會發生優化變動，表現為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類產業的變動。根據生產投入要素的稟賦結構進行劃分不同要素密集度的行業，目前并無統一標準，本文借鑒劉亞娟（2006）的分類[1]，考慮到數據的可得性和一致性，根據《中國工業行業經濟統計年鑒》的25個地區工業行業數據，將工業行業劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類。選擇各個行業總產值則較為全面的反映了各個行業對經濟資源的占有和支配，而比重指標更加直觀的反映了各個行業在工業行業中的地位，因此資本密集型和技術密集型產值比重指標是反映產業結構變動的合適指標。

1.2.2 政府規模

國內外很多文獻中研究了“政府規模”與經濟增長、產業發展等的關系時，“政府規模”主要是指政府支出占GDP的比重。特別很多國家政府投資所占比例較小，這些文獻中在衡量政府規模時，以都以政府消費占GDP的比例表示是合適的。與很多國家不同，我國政府對經濟的影響力更大，政府企業在經濟中的控制力更強，政府投資所占的比例不小。參考汪德華（2007）和Gwartney、Lawson(2005)等人的研究，從政府支出和政府投資兩個方面衡量政府規模[2,3]。根據《中國統計年鑒》的口徑，政府支出是指政府部門為全社會提供公共服務的消費，包括基本建設支出、經濟建設費以外，行政管理支出、國防支出、科學教育支出、醫療衛生支出、社會保障支出等。

政府投資是指政府資金投入產業建設和經濟發展中，形成各種類型的固定資產，奠定產業發展基礎，以此帶動國民經濟增長，保障國家產業政策目標的順利實現。政府投資是以政府為主體進行的投資行為，是投資的重要組成部分。對政府投資的界定主要的有兩種觀點：一種是將政府投資限定在預算內的資本性支出，包括基本建設支出、增撥企業流動資金、挖潛改造資金、地質勘探費、科技三項費用和支援農業生產支出以及黨政機關、社會團體等部門的基本建設支出等。另一種是按投資主體劃分，即政府或代表政府的國有企業建造和購置固定資產的投資，不論其資金來源如何，均為政府投資。社會總投資按投資主體可以分為政府投資和民間投資兩部分，按國家統計局固定資產投資的經濟類型可分為八大類別：國有經濟、集體經濟、個體經濟、聯營經濟、股份制經濟、外商投資經濟、港澳臺投資經濟以及其他經濟成分，而本文政府投資的數據口徑選取就是指固定資產國有經濟與集體經濟投資的和。顯然，政府支出占總消費的比例（gc）、國有經濟及集體經濟固定資產投資占固定資產投資總額的比例(inv)，。這兩個指標值越高表明政府的規模越大，對于經濟資源的控制也相對越多，控制經濟運行的能力就越強

1.2.3 控制變量

影響產業結構的其他因素很多，本文主要從要素供給、需求影響和國際經濟三個方面來選取控制指標。要素結構變化是推動工業結構調整的直接動因，這里分別選取了人力資本（edu）和資本形成額兩個要素指標，其中人力資本以加權的人均受教育年限表示(edu=∑kiwi/w，其中k為受教育年限，小學、初中、高中和大專及以上分別對應為6年、9年、12年和16年，w為對應的總人數）。需求影響主要利用人均GDP（gdp）來表示，收入水平的提高將帶來需求結構升級從而拉動工業結構的升級。

隨著經濟全球化的發展，國際貿易和國際投資成為工業發展的重要外生動力(Barry等,2008)，這里選取進出口額占GDP的比重（trade）來反映國際貿易的影響程度[4]，其中進出口總額都按實際匯率換算為人民幣單位（億元）的總額。引進外資利于可能獲得國外先進技術從而實現工業產業升級，這里選取了各省實際利用外資額占GDP的比重來反映地方吸引外資的規模。

外商直接投資是一攬子生產要素的國際轉移，以資本為紐帶，將跨國公司的產品、技術、經營管理模式以及附加在上的文化，通過要素轉移和要素滲透改變東道國產業的運行，在增加行業資金投入、促進行業技術進步的同時，還帶動了國外、國內相關配套產業的發展。這種對產業成長的廣泛而深遠的影響是通過資本形成、技術轉移與溢出、產業關聯、競爭與示范等多種效應機制表現出的。但是，產業資本的國際性流動，從其本性上來看，是逐利的，并不以東道國的利益出發的，外商直接投資的產業優化效應是非自愿的行為，外商直接投資對發展中東道國產業結構調整的影響也是有局限的。

貿易是經濟增長的動力之一，一國所達到的貿易量對其經濟發展具有根本性的拉動作用。國際貿易直接影響到本國需求結構，從而影響到工業結構。作為發展中國家，我國通過產品出口以刺激本國需求增長和外國產品的進口以增加國內供給來影響本國產業結構。但是目前我國對外貿易的層次較低，收益較少，加工貿易的比重較大，對于我國產業結構優化的促進作用還有待檢驗。

本文數據來源為《中國工業經濟統計年鑒》和國泰安區域經濟數據庫。由于我國的《國民經濟行業分類標準》在1994年和2002年進行過兩次修正，為保證數據的完整性和可得性，本文樣本選擇的區間為2003～2009年。

2 實證分析

2.1 區域工業結構調整的狀況

應用結構變化指數，對我國各省的工業結構變化進行計算。表1為省際工業行業結構變化指數的平均值，可以看到各省的結構變化速度差別較大，其中海南平均結構變化指數高達7.01，而山東的平均結構變化指數最低為1.68。相對而言中部地區和西部地區的結構變化速度要快于東部，中西部地區的結構變化指數取值大約為3.0，而東部地區的結構變化指數取值大約為2.0附近。表2計算了東中西部同比結構變化指數的歷年平均值，也可以看到中西部的平均結構變化指數基本上都要大于東部地區。分析同比結構變化指數的變動趨勢，可以發現與圖1基于全國數據的分析一致，我國工業結構變化的速度呈下降趨勢。

盡管東部地區的平均結構變化的速度較低，但從表2可以看到，東部地區的累積結構變化幅度最大，西部地區的累積結構變化幅度次之，中部地區的累積結構變化幅度最小。可能的原因就是盡管中西部同比結構變化速度較快，但是結構變化的方向有反復，工業發展的波動性較大，而東部地區工業結構變化的趨勢更為穩定，相對而言結構調整的質量更高。綜合來看，各地的工業行業結構變化狀況差異較大，考慮區域因素構建面板數據模型進一步討論影響產業結構變動的因素是必要的。

表1 地區同比結構變化情況

表2 東中西部工業行業結構變動幅度比較

2.2 計量模型估計

作為一個參照系，首先利用固定效應估計關于資本密集型產業和技術密集型產業的方程。由于對同一個省份來說，不同時間的擾動項之間很可能存在自相關，但普通標準差計算要求擾動項獨立同分布，因此這里給出的是聚類穩健標準差。

在動態面板數據模型中，由于因變量的滯后項作為解釋變量，從而導致解釋變量與隨機擾動項相關，如果應用標準的隨機效應或者固定效應對動態面板數據模型進行估計，必將導致估計量非一致性，因而基于估計結果所產生的經濟含義也必定是扭曲的。為解決這一問題，這里應用了Arellano和Bond(1991)提出了差分廣義矩估計方法。

對于模型（1）先做一階差分消除個體效應，可得

由于yit-1與εit-1相關，所以Δyit-1與Δεit依然相關，Δyit-1為內生變量，需要尋找合適的工具變量才能得到一致估計。為此，可以使用滯后變量yit-2作為Δyit-1的工具變量，顯然yit-2與Δεit相關。類似的，更高階的滯后變量{yit-3，yit-4，….}也是有效工具變量，即Arellano-Bond估計量。模型估計結果見表3。

上面表格中（1）（2）為固定效應估計的結果，（3）（4）為差分GMM估計的結果。作為一致估計，差分GMM能夠成立的前提是擾動項不存在自相關，此時擾動項的差分可存在一階自相關，不存在二階或高階自相關。分別檢驗兩個方程都不存在二階或高階自相關，可以使用差分GMM。

根據過度識別檢驗的結果，在5%的顯著性水平下，也無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。

可以看到，政府消費和投資對產業結構的影響存在明顯區別。對于資本密集型產業來說，政府投資對其發展存在積極影響，但政府消費對于產業發展的影響很小。對于技術密集型產業而言，政府消費對于產業發展的影響不明顯，而政府投資對于產業發展的影響為負。

表3 模型計量估計結果

在控制變量中，可以看到FDI規模對于資本密集和技術密集產業的作用存在明顯差別，FDI對于資本密集型產業的影響更為明顯，可能相對來說外商投資更多還是集中在了資本密集型產業，主要通過增加資金投入，并利用我國的人力資源優勢從而獲得競爭優勢，而對于技術密集產業的投資業較少，外商投資的技術轉移與溢出效應還需加強。

貿易規模對于產業結構變動的影響為負，并且在統計上比較顯著，這個結果與我國經濟發展的實際還是相符的。盡管我國對外貿易規模持續增長，已經成為世界最大的貿易國之一，但是我國出口產品的技術知識含量和產品附加價值增值并沒有得到迅速的提升。其它控制變量中，資本和需求的影響系數較小，人均收入的影響也不顯著，這也符合我國經濟發展主要還是依靠投資和出口拉動的實際。人力資本對于產業發展并沒有表現出正面影響，可能我國目前的人才培養情況還不適應產業發展的需求。

總體來看，模型對于技術密集型產業的效果相對較差，除了樣本觀測期較短的因素外，很可能還存在影響技術密集型產業發展的遺漏變量，比如技術創新的指標，需要進一步思考。不過根據模型估計結果還是可以發現，政府規模的兩個作用途徑對于不同產業影響效應是不同的，政府規模對于產業結構調整的影響不能簡單判定為有利或有弊。對于投資規模相對較大，資金周轉較慢的基礎工業和重加工業等資本密集型行業發展，政府規模的影響比較明顯，而對于技術密集型產業，政府規模的影響相對較弱。

3 結論

推進我國工業結構的調整和優化升級，實現經濟增長方式轉變，是增強經濟可持續發展能力的重要手段和途徑。政府通過制定相應政策，利用消費、投資等渠道作用，對產業結構升級有著重大影響。本文利用各省工業行業數據，考慮要素供給、需求影響和國際經濟影響等驅動產業結構調整的因素，構建了一個探討政府消費和投資影響工業產業發展的分析框架，從要素結構調整的視角研究區域工業結構升級，實證檢驗政府對不同要素結構工業產業發展的作用。

從區域工業行業結構變化的速度和幅度來看，產業升級的進程差距明顯，優化產業結構實現區域均衡發展的要求迫切。根據計量分析結果，政府對于工業結構升級的影響存在一定影響，但是對于不同要素結構的行業，作用的差異較大。政府投資可以促進資本密集型產業的發展存在積極影響，但政府消費的影響很小；而政府消費和投資對于技術密集型產業升級都沒有積極影響。可能政府行為在技術密集型行業的效率較低，需要政府加快實施自主創新戰略，放松相關行業限制，依靠市場手段實現技術密集型產業的發展。此外，還可以發現提高進出口商品的技術含量，協調人才培養與社會需求，也是目前實現工業產業結構升級的重要因素。

[1]劉亞娟.外商直接投資與我國產業結構演進的實證分析[J].財貿經濟，2006,（5）.

[2]汪德華,張再金,白重恩.政府規模、法治水平與服務業發展[J].經濟研究,2007,(6).

[3]Gwartney,James,Robert Lawson.Economic Freedom of the World:2005 Annual Report.Vancouver:The Fraser Institute[Z].2005.

[4]Barry,F.,F.Walsh.Gains and Losses from Sectoral Relocation:a Re?view of Theory and Empiries[J].Structural Change and Economic Dy?namics,2008,(19).