地方官員的個人特征與區域產業結構高級化——基于中國省委書記、省長的分析視角

張爾升，胡國柳

(海南大學 經濟與管理學院，海南 海口570228)

改革開放以來，中國經濟的快速增長引起全球的廣泛關注，促進經濟高速增長有多種因素，其中產業結構調整的因素是不容忽視的。中國改革開放是以產業結構調整為起點的，產業結構調整是推動中國經濟增長的重要引擎。然而，中國經濟增長雖然速度較快，但屬于粗放型增長，中國要轉變經濟增長方式必須落實科學發展觀，實現經濟社會的可持續發展，其重要途徑之一是推動產業結構的高級化。

如何實現產業結構的高級化?以往的研究將重點放在社會投資、政府規模、科技創新、人口流動、外資規模和對外貿易上，而忽視地方官員的作用。其實，地方官員對產業結構高級化有著重要的影響，因為實現產業結構高級化需要科學合理的產業政策，而產業政策的執行主要依靠地方官員。事實上，在中國目前的行政體制下，地方官員掌握著一些最重要的資源，如行政審批、土地征用、貸款擔保，各項政策優惠等［1］，這些資源對推動區域產業結構高級化的影響不容忽視。同時，現行的行政體制給地方官員留下的政策法規的裁量權較大，其行為偏好對產業結構高級化有較大的影響，其影響程度如何，必須定量加以識別。本文研究的問題是:地方官員對區域產業高級化影響的定量識別，通過多元回歸分析對中國31個省市區的地方官員個人特征與產業結構高級化的關系進行分析，并估計地方官員對區域產業結構高級化的貢獻，進一步地，沿著地方官員個人特征的思路，分別分析地方官員的企業背景和專業稟賦對產業結構高級化的具體影響。與研究地方官員的其它文獻［2-8］相比，本文的研究特點體現在:一是將地方官員的個人特征引入產業結構的分析框架，深化產業結構理論研究，二是在模型化方面做一個嘗試，將兩類虛擬變量放入一個計量模型，分別驗證，并進行兩次滯后性的穩健性檢驗，使研究結論更具說服力，本文可能的創新之處也源于此。

本文搜集整理了1992-2007年間，中國省委書記、省長的全部樣本，構造了省委書記、省長與其所轄省份產業結構高級化的面板數據，采取多元回歸模型法，從個人特征方面定量識別省委書記、省長對區域產業結構高級化的影響，結果發現:不同特征的地方官員對產業結構高級化的影響具有異質性;企業背景的地方官員的影響是通過控制變量發揮作用才顯著的，專業稟賦的地方官員的影響不需要控制變量的作用就顯著了，而在穩健性分析中，情況相反。

本文特別說明:(1)個人特征的界定。衡量地方官員個人特征的因素很多，但最重要的比較容易獲取資料的就應該是企業背景和專業稟賦，原因有二:一是產業活動是企業活動的集合，地方官員的企業背景與產業結構變動關聯性最強，同時企業背景也反映地方官員的基層工作經驗的積累，對其抓經濟工作必然產生直接影響。二是專業稟賦反映地方官員的個人專業特長和行為偏好。其余因素暫時忽略。(2)時間界限的確定。1992年是我國開始實行市場經濟體制的年份，地方政府有更大的經濟自主權，地方官員也有較大的個人潛力;而2008年開始強調科學發展觀，對地方官員績效考核不再以GDD為唯一指標。

二、文獻回顧與理論假設

(一)文獻回顧

產業結構對經濟發展的影響是西方學者首先提出的，即所謂的結構主義觀點:他們認為經濟增長是生產結構轉變的一個方面，資本和勞動從生產率較低的部門向較高部門轉移加速了經濟增長［9-12］。其實現代經濟增長比歷史上任何時期都具更有生產專業化特點，從而使結構效益上升到最重要的位置，成為現代經濟增長的亮點。

在我國，越來越多的學者認識到:中國經濟雖然總體上高速增長，但區域經濟增長是有差異的，區域間經濟增長速度的變化以及經濟實力的變動，在很大程度上取決于區域產業結構的變動，而產業結構變動的標志是產業結構高級化，如何實現產業結構高級化?有人認為增加資本投入［13］，有人認為改善就業結構［14］，有人認為通過技術的跨越式發展不斷推動技術進步或勞動密集型產業向資本密集型產業轉變［15］。其實，在實現產業結構高級化的過程中地方政府擔當主要角色，林毅夫［16］(2010)認為:政府相對于企業具有總量信息優勢，可以運用這一信息優勢制定產業政策，引導產業升級。然而在現行政治體制下，地方官員在政府中發揮核心作用，政策制定權、決策權往往掌握在地方官員手里。許多學者發現了這一問題，在林毅夫的新結構經濟學的基礎上，有人先從產業趨同入手研究地方官員對產業結構高級化的影響:張曄、劉志彪(2005)［17］引入心理變量，建立了一個基于古諾—納什均衡的羊群模型，證明了地方官員行為導致地區產業結構的趨同。彭深［18］(2011)通過模型檢驗，得出的結論則是:在地方官員對區域經濟有干預影響的情況下，晉升錦標賽體制影響地方官員的產業選擇，進而造成產業結構的趨同。徐現祥［2］(2007)在研究中發現，省委書記、省長在發展轄區產業的選擇上，選擇重點發展第二產業，忽視第一產業和第三產業。宮德波［19］(2011)則將地區官員的激勵機制與產業結構高級化聯系起來，地方官員在區域產業高級化過程中發揮作用源于激勵機制。宋凌云［5］(2012)通過實證研究認為地方官員可以引領產業結構升級，研究發現:地方官員在短期內能引領轄區產業結構變動，其引領效應隨任期增加而下降，其結論是:產業結構變動在短期內可以靠官員引領，長期則要靠市場。本文通過地方官員對產業結構高級化影響的定量識別的研究，對現有研究文獻作一個補充。

(二)理論假設

中國的改革開放是以逐步分權化為特征的，分權化賦予了地方政府更大更多的權力發展地方經濟。推動地區經濟增長的引擎之一是促進區域產業結構高級化，而產業結構高級化的重要途徑是公共經濟政策和決策，在我國，地方官員往往既是公共經濟政策的制訂者，又是公共決策的執行者。在現行的行政體制下，任命地方官員的權力掌握在中央政府手里，中央政府對地方官員有必要的考核與獎懲制度。在相當長的時間內，考核的依據是經濟發展，即將經濟績效(地區GDP)作為政治激勵和經濟激勵的依據。而地方官員出于自身理性必然會追逐政治利益和經濟利益，其主要辦法就是利用手中所掌握的資源發展轄區經濟，這樣既能改善轄區居民的福利水平，又能體現個人的政治業績，那么調整產業結構實現產業結構高級化則成為地方官員的現實選擇。然而由于我國經濟發展不平衡，區域產業結構有很大差異，區域產業結構高級化步伐是不一致的，地方官員都本著“為官一任，造福一方”的理念，力求在產業結構高級化方面做些文章，先進的地區拼命保自己的位置，落后的地區要迎頭趕上。由此，開展了一場又一場錦標賽，地方官員往往都以產業結構高級化為抓手，擴張本地區的經濟實力，實現經濟增長的飛躍。然而，不同的地方官員，其個人特征是不同的，對地方經濟發展和產業結構調整的影響也是不同的，很多學者的研究都涉及到這一問題，并提出過不同的假設。有人認為，急功近利型的地方官員為了快出政績，積極投資產值大、收入多的簡單加工業，特別是重化工業，這在改革開放初期尤為明顯，當時相當多的地方官員喜歡招商引資，將轄區的自然資源和資本等要素價格，為了吸引外資定得偏低甚至白送。他們極力促使企業發展資金耗費大、效率低的產業［20］。也有人認為，地方官員為了擴大地方財政收入，積極介入企業運作，有時地方官員直接充當企業家角色，嚴重影響了經濟發展質量，地方官員致力于建設政績工程形象工程，造成投資過熱和盲目增長［21］。更多的學者關注地方官員的工作經歷，王賢彬［3］(2008)經過研究發現，有中央工作經歷的地方官員對區域經濟增長有負向影響，杜興強［22］(2009)通過研究得出結論是，省級官員擢升與官員歷練、經濟增長呈正相關，張爾升［4］(2010、2011)經過研究發現，有企業工作經歷的地方官員對經濟增長有弱負效應，不同專業稟賦的地方官員對經濟增長的影響是不同的。楊海生［1］(2010)認為，地方官員的受教育程度對經濟增長有正向影響。

本文認為，從一般意義上說，個人特征主要包括家庭背景、工作經歷、受教育程度、氣質性格等，其計量是非常復雜的，完整計量既無法收集資料又難以把握準確性。因為有些內容根本沒有記錄，比較容易收集的資料是工作經歷和專業稟賦，而企業工作經歷與產業結構調整關系最緊密，專業稟賦反映受教育程度和個人偏好，而這兩部分反映了地方官員個人特征的主要內容。基于此，本文根據歷史唯物主義不否認個人在經濟發展中的特殊作用的原理，并根據現有的體制安排也形成了地方官員推動產業結構高級化的激勵基礎的現實，提出了第一個假設是:地方官員的個人特征對產業結構高級化存在影響效應。

進一步分析，地方官員的個人特征存在很大差別，即不同的地方官員歷練是不同的，而地方官員的企業背景與產業結構升級有直接的聯系，不同的企業背景決定了地方官員的經驗積累和對產業的熟悉程度以及工作偏好，從而決定地方的經濟工作重心。

本文的第二個假設是:地方官員如果在企業工作過，則產業結構高級化程度越高。

同時，在強調干部四化標準的條件下，受教育程度成為選拔地方官員的重要標桿，而地方官員的受教育程度是存在差別的，包括受教育年限的差別和專業訓練的差別，不同的專業特長決定了地方官員的個人工作能力優勢和個人行為偏好。

本文的第三個假設是:專業稟賦的差異決定了地方官員對產業結構高級化影響的異質性。

三、研究設計

(一)模型設計

從理論上說，衡量地方官員對產業結構高級化的影響就是要比較地方官員在任期內產業結構的差異，然而進行直接比較得出的結論可能有失偏頗，因為區域產業結構高級化可能由其它因素引起，并非地方官員努力的結果。因此，本文研究的重點放在地方官員的個人特征對產業結構高級化的影響是否存在差異。

一般而言，衡量產業結構高級化的主要指標是產業結構層級系數w。

式中:i是產業，j是部門，qi(j)是產業比例。

根據(1)式，沿著Fisher思路，(1)式可演變為

式中，i是產業，t是年份，X是決定產業層級系數的實際變量，βo、βi分別是截距和系數。

如果具體的產業，(2)式又可變為:

式中，PY(i)是三次產業比例，X是影響三次產業結構的實際變量。

根據以上公式推導，本文采用的多元回歸模型為。

式中，i是省市區，t是年份，Dummy是地方官員個人特征的虛擬變量(解釋變量)的集合體，Control是其它控制變量集合體，βo是截距，β1t、β2t為系數，其中β1是本文關注的參數，反映地方官員的個人特征對產業結構高級化的影響，ε為擾動項。

(二)變量測量

1.被解釋變量

衡量產業結構高級化有許多指標，鑒于資料的可獲得性，本文采用第二產業增加值占GDP的比重來衡量，該比重上升意味著產業結構高級化水平的提高［23－25］，本文之所以沒有采用第三產業增加值占GDP的比重是因為，中國是發展中國家，第三產業的發展對經濟增長的作用低于工業制造業，且如果第三產業增加值在GDP中的占比超過一定限度，就會導致經濟衰退。

2.解釋變量

(1)官員企業背景的解釋變量。地方官員的企業背景是指一個省市區的黨政一把手是否有在企業擔任領導職務的經歷，如果黨政一把手有企業工作的經歷，則認為有企業背景。本文所指的企業領導職務是指企業的黨委書記、廠長、董事長、總經理等，一般不考慮副職或中層干部及其以下。本文將我國企業改革分為三個階段，計劃經濟時期(1984年以前)、轉軌時期(1985年實行廠長負責制——市場經濟體制建立前的1991年)、市場經濟體制時期(1992年以后)，不同階段企業經歷的地方官員采用不同的虛擬變量，若黨政一把手都有企業背景，則采用單獨的虛擬變量。(2)官員專業稟賦的解釋變量。本文界定的專業稟賦是指專業特色明顯的專科以上的學歷，地方官員的專業稟賦是指各省市區的黨政一把手是否具有專業特色明顯的專科以上學歷(雖有專科學歷，專業特色不明顯不計)，若有則界定有專業稟賦，否則界定為沒有。需要指出的是:由于中國教育體系的多元性，學歷產生渠道是多元化的，因此專業認證比較復雜，本文界定的專業只計國家承認的國民教育系列的專業，同時為了便于研究簡化虛擬變量，采取的處理方式為:第一，專業資格的取得以最后學歷為準;第二，大學本科專業的計入包括:大學畢業并取得學士學位，本科修業期滿未取得學士學位，1966-1970年文革期間畢業的大學生;第三，碩士專業的計入包括:應屆畢業研究生并取得碩士學位，修完研究生課程未取得碩士學位;第四，1970-1976年入學的工農兵大學生只計為大學專科。為了系統地衡量地方官員的專業稟賦，將其進一步分為理工科、人文社會科學、經濟學(包括管理學)，這是因為考慮到經濟學與經濟增長關系更為密切，因此將經濟學作為一個獨立的專業稟賦分離出來。同時，還設置了綜合專業稟賦的衡量指標，其方法有兩種:一是黨政一把手專業出身都有跨學科性質，則界定為具有綜合專業稟賦;二是考慮到部分地方官員的高學歷問題，若低學歷(位)與高學歷(位)具有跨學科性質，則界定為具有綜合專業稟賦。

表1 主要變量定義及測量

3.控制變量

本文選取的控制度量是:(1)人均GDP，它是影響產業結構高級化的重要因素之一，因為人均GDP越低，表明該地區經濟發展越落后，地方官員推動產業結構高級化的主動性越強，改變落后面貌的愿望越迫切。本文采用人均GDP的對數形式消除各省市區數據波動較大的影響。(2)人口自然增長率，它對產業結構高級化有重要影響，因為人口增長快，人口基數大，財政壓力就大，只有大力發展第二產業才能緩解這一壓力。(3)城市化水平，這一指標在某種程度上代表工業化水平，城市化水平低就表明工業化水平低和產業結構水平低，經濟發展水平也低，只有大力發展第二產業才能提高城市化水平，本文用非農業人口占總人口的比例來衡量城市化水平。

變量的具體定義見表1。

(三)數據來源

本文的樣本數據是1992-2007年間全國31個省市區(不包括港澳臺)的正職省委書記省長及其相匹配的區域產業結構高級化的面板數據，其中重慶市的資料是1997-2008年間的。具體而言，省委書記省長的數據來源于百度網、人民網和人物通網。

本文的資料來源還需作兩點說明:(1)地方官員任職時間的確定。官員的任職不是從1月1日開始至12月31日結束的，而是從某一月份開始。本文界定，在上半年任期的，將該年記為該官員在該省就職的開始年份;在下半年任職的，該年不記開始年份，將下一年份記為開始年份，同一個官員從一個省平調到外省，只記前者，這與王賢彬的認定保持一致。(2)黨政一把手都有企業背景的認定，兩人都是全年任職或兩人都是上半年任職的，則記為都有企業背景，若一個上半年任職一個下半年任職或一個雖全年任職，另一個下半年任職，則只記一個有企業背景。(3)省委書記省長的專業稟賦的具體認定，首先省委書記、省長有一人有大專以上學歷且專業特色明顯則認定有專業稟賦，然后再認定分別屬于理工科、人文社會科學、經濟學科;其次，省委書記省長專業背景相同，則認定為擁有同一專業稟賦;再次，綜合學科的認定必須有跨學科的專業背景。(4)任期不足一年的不計入。

由于條件限制，本文相關的經濟數據來源于《中國統計年鑒》(1993-2008)，其中人均GDP根據當年價格計算的國家官方公布的數據得到，人口自然增長率根據各省各年的年末人口數計算的。城市化率用非農人口除以全部人口。本文的實證分析采用Eviews6.0軟件完成。

四、地方官員的企業背景與產業結構高級化差異

(一)描述性分析

1.地方官員企業背景的描述性統計

地方官員的來源有多種渠道，王賢彬、徐現祥［38］(2009)將其歸納為本省內部晉升、外省晉升、來自中央、來自其他省的平調。在上述渠道中，若具體到管理層次，有一部分則有企業背景，在1992-2007年有289人次出任省委書記省長［39］，其中67人來自企業，描述性統計見表2。

表2 地方官員企業背景的描述性統計

表2顯示:從分析對象看，企業背景是地方官員的一個顯著的個人特征，從大樣本來看，在地方官員的治理年份中，企業背景的地方官員占1/4弱一點，數量上不占優勢，在有企業背景的地方官員中，計劃體制背景的占比較高。

2.地方官員的企業背景對產業結構高級化影響的描述性統計

考察企業背景的地方官員對產業結構高級化的影響，就是將各省的第二產業增加值GDP比重與相應的省委書記省長匹配起來，分析其差異(見表3)。

表3 地方官員的企業背景對產業結構高級化影響的描述性統計

根據《中國統計年鑒》的相關數據計算，在1992-2007年間，我國第二產業增加值占GDP比重的平均值為42.7407%。表3顯示，企業背景的地方官員的平均值略低于這一水平，市場體制背景的地方官員的平均值低于這一水平4.6個百分點，其余的均高于總平均水平。

(二)實證分析

在上述初步分析的基礎上，為了更加準確地識別企業背景的地方官員對產業結構高級化的影響，必須進行實證分析。本文采用模型(4)并將各變量進一步具體化，利用面板數據進行多元回歸分析。對于面板數據而言，首先需要通過Hausman檢驗來判斷，采取固定效應模型或隨機效應模型進行估計，其次由于面板數據使用大量的虛擬變量，可能會存在自相關。本文通過Hausman檢驗后采用固定效應模型，并消除自相關后再進行回歸分析，結果見表4。

表4 企業背景地方官員樣本回歸結果

表5 企業背景地方官員對產業結構高級化影響的穩健性分析

表4報告了模型(4)的回歸結果，第1列和第2列報告了企業背景的地方官員對產業結構高級化的影響。結果顯示，企業背景的地方官員對產業高級化有負向影響，但不顯著，加入控制變量后，影響較顯著(β= －1.1288，p＜0.10)，即企業背景的地方官員任期一年，產業結構高級化降低了1.13個百分點。第3列和第4列報告了計劃經濟背景的地方官員對產業結構高級化的影響，其對產業結構高級化有正向影響，但不顯著。加入控制變量后，影響顯著(β=1.2666，p＜0.01)。第7列和第8列報告了市場經濟背景的地方官員對產業結構高級化的影響，其對產業結構高級化有顯著的負向效應(β=－1.8734，p＜0.01;β=－2.5944，p＜0.01)，而且引入控制變量后，顯著性進一步增強。它可能由兩個原因引起:一是這一體制背景走上領導崗位的地方官員，時間大多數在2000年以后，而這一時期我國產業政策發生了重大調整，傳統產業被壓縮，高新技術產業和服務業成為重點產業，二是增長方式的轉變和節約型社會的提出，長線產業和污染嚴重的產業被叫停。其余幾列分別報告了轉軌體制背景的地方官員和黨政一把手都有企業背景的地方官員對產業結構高級化的影響，雖然都有正向效應，但都沒有通過顯著性檢驗。以上分析表明:實證分析的結果與描述性分析的結果傳遞的信息基本上是一致的。反映產業結構高級化特征的控制變量除城市化率外，其余兩個控制變量始終是顯著的，沒有發生實質性變化。假設一、假設二得到了驗證。

(三)穩健性分析

產業結構變化具有滯后效應，當期產業結構的調整不僅決定當期的產業規模，而且在某種程度上決定該產業的發展趨勢。因此，有必要進行穩健性分析。其方法是用模型(4)重復進行回歸分析，不同之處在于，考慮時間效應的衰減性，進行因變量滯后一期和滯后二期的自回歸分析(見表5)。

穩健性分析最關注的仍然是回歸系數。表5報告了穩健性分析結果，在因變量滯后一期中(t+1)，解釋變量的回歸系數符號與回歸分析基本一致，只有 D4引入控制度量后系數顯著(β=－2.1478，p＜0.01)，其余均未通過顯著性檢驗。在因變量滯后二期中(t+2)，解釋變量的回歸系數符號仍與回歸分析一致，只有 D2和 D4(β=1.2772;p＜0.01;β= －2.5327，p＜0.01)引入控制變量后顯著，其余解釋變量的回歸系數均不顯著，但控制變量的城市化水平由不顯著變為顯著。以上分析表明:雖然滯后效應呈衰減性，但回歸的結果沒有發生明顯的改變，說明本文的結果具有相當的穩健性。

五、地方官員的專業稟賦與產業結構高級化差異

(一)描述性分析

1.地方官員專業稟賦的描述性統計

改革開放后，我國強調按四化標準選拔干部，因此，地方官員的專業化水平不斷提高，有專業稟賦的地方官員也越來越多(見表6)。

表6 地方官員專業稟賦的描述性統計

表6顯示:與企業背景相比，地方官員的專業稟賦密度要大一些，從大樣本來看，在地方官員治理年份中，專業稟賦的地方官員占比近1/3，比企業背景高一點。在地方官員的專業稟賦中，理工科占比較大，經濟學占比最低。

2.地方官員的專業稟賦對產業結構高級化的描述性統計

考察地方官員對產業結構高級化影響的描述性分析，方法與前相同(見表7)。

表7 專業稟賦的地方官員對產業結構高級化貢獻描述性分析

表7顯示:有專業稟賦的地方官員的平均值略高于總平均水平，理工科背景的地方官員的平均值略低于總平均水平，其余均高于總平均水平，其中黨政一把手都有人文社科背景的平均值最高(52.4735)，并且非常穩定(標準差最低)。

(二)實證分析

采用前面相同的方法，再進行回歸分析(見表8)。

表8 專業稟賦的地方官員樣本回歸結果

表8報告了模型(4)的另一種回歸結果。第1列和第2列報告了專業稟賦的地方官員對產業結構高級化的影響，結果顯示:專業稟賦的地方官員對產業結構高級化有正向影響(β=2.1139，p＜0.01)，引入控制變量后，沒有通過顯著性檢驗。第3列和第4列分別報告了理工科人文社會科學，經濟學專業稟賦的地方官員對產業結構高級化的影響，結果顯示:理工科稟賦的地方官員對產業結構高級化有負向影響，引入控制變量后比較明顯(β= －0.6225，p＜0.10)，人文社科稟賦的地方官員對產業結構高級化有顯著的正向影響(β=1.4288，p＜0.01)，引入控制變量后，變為負向影響，但沒有通過顯著性檢驗，經濟學稟賦的地方官員對產業結構高級化有較顯著的正向影響(β=1.9146，p＜0.05)，引入控制變量后，沒有通過顯著性檢驗。第5列和第6列分別報告了黨政一把手都有理工科、人文社科、經濟學稟賦的地方官員對產業結構高級化的影響。結果顯示:黨政一把手都有理工科稟賦，對產業結構高級化有負面影響，引入控制變量后比較顯著(β=－1.7239，p＜0.05)。都有人文社科稟賦，對產業結構高級化有顯著的正向影響(β=3.0745，p＜0.01)，引入控制變量后沒有通過顯著性檢驗。都有經濟學稟賦的地方官員對產業結構高級化有正向影響，但都沒通過顯著性檢驗。第7列和第8列分別報告了黨政一把手有交叉學科稟賦對產業結構高級化的影響:一人有交叉稟賦對產業結構高級化有負向影響，引入控制變量后非常顯著(β=－1.4632，p＜0.01)，兩人都有交叉學科稟賦對產業結構高級化有顯著的正向影響(β=0.7311，p＜0.01)，引入控制變量后，有負向影響但沒有通過顯著性檢驗。回歸分析結果表明，它與描述性分析是基本一致的。假設一、假設三得到了驗證。

(三)穩健性分析

采取相同的方法，再進行穩健性分析(見表9)。

表9 地方官員的專業稟賦對產業結構高級化影響的穩健性分析

續表9

表9報告了穩健性分析結果，在因變量滯后一期中(t+1)，具有專業稟賦的地方官員對產業結構高級化仍有顯著的正向影響(β=2.6248，p＜0.01)，其系數高于當期，但引入控制變量后，沒有通過顯著性檢驗。人文社科和經濟學稟賦的地方官員對產業結構高級化的影響，仍然顯著(β=1.0560，p＜0.01;β=0.7794;p＜0.05)，不過系數低于當期，引入控制變量后沒有通過顯著性檢驗。在因變量滯后二期中(t+2)，具有專業稟賦的地方官員對產業結構高級化正向影響仍然顯著(β=2.9206，p＜0.01)，其系數高于滯后一期，引入控制變量后未能通過顯著性檢驗，人文社科、經濟學稟賦的地方官員的影響也是如此，黨政一把手都有理工科和人文社科稟賦，一人有交叉學科稟賦對產業結構高級化的影響比較顯著(β=0.7630，p＜0.10;β=2.2270，p＜0.05;β= －1.4941，p＜0.01)，引入控制變更后均不顯著。在控制變量中，人口自然增長率的影響減弱，城市化的影響增強。

需要說明的是，在這一輪穩健性分析中，有些解釋變量的系數符號相反，說明產業結構高級化過程中，經濟系統加速力與減速力共同作用的結果，即解釋變量與控制變量共同作用的結果，滯后一期的系數絕對值大于滯后二期絕對值，說明產業結構高級化速度趨于變大。但模型(4)總體上還是穩健的。

六、研究結論

經過30多年的經濟高速增長，中國經濟發展面臨資源環境等瓶頸，因此，落實科學發展觀、轉變經濟增長方式、實現可持續發展是中國的現實選擇。而在現行的政治體制下，地方官員可在這方面發揮不可替代的作用。

現有文獻已經從多方證實了地方官員對經濟增長的貢獻，但對產業結構升級是否有影響的文獻尚不多見，更缺少具體的考核異質性的地方官員對產業結構升級影響差別的文獻。事實上，在目前黨政兩條線的人事任用體制下，黨委首長和政府首長承擔的任務是不同的，其經歷(尤其是企業背景)和專業稟賦也不相同，那么對產業結構高級化的影響是否有差別呢?本文通過對31個省市區近20年的面板數據的計量分析，研究發現:地方官員的歷練(企業背景)和專業稟賦對產業結構的升級具有異質性，為此本文的結論是:(1)貫徹落實科學發展觀，調整區域產業結構，推動區域產業結構升級必須發揮地方官員的作用。(2)考核地方官員的指標應該多元化，應將產業結構升級列為重要考核內容。(3)應選拔具有戰略眼光、處理復雜問題能力強、有深厚人文知識背景和經濟學背景的人充任地方官員。(4)在選拔干部時，應考慮干部的經濟工作經歷，在培養干部時，應為其提供在企業工作的機會。

本文可能的貢獻為:(1)基于產業結構理論，提出了地方官員的個人特征是影響區域產業結構升級的重要因素。(2)將地方官員的個人歷練(企業背景)和專業稟賦納入產業結構的研究模型。這是以前文獻所忽略的，它將使產業結構高級化的研究更加深入。

然而，研究地方官員對區域產業結構高級化的影響還有兩個問題需要繼續討論:(1)權力下放問題。由于我國經濟發展不平衡，我國的產業結構不僅縱向不平衡，而且橫向不平衡。因此，各省市區實現產業結構高級化的路徑依賴不一，培育的主導產業也不相同，對此中央政府不能一手包辦，必須分權給地方政府或地方官員，其優點是:地方官員由于更接近于轄區公眾，更了解轄區產業結構的現狀和轄區居民的偏好，制訂的區域產業政策可能更符合實際，推動產業結構高級化可能更有效，但是由于外部性因素的影響，地區間可能會產生惡性競爭，由此可能會導致無效率。因此，在產業結構高級化過程中如何下放權力，下放哪些權力，需要進行進一步討論。(2)地方官員的選擇及其激勵問題。由于地方官員的個人特征不同，個人的工作能力是不同的，同時個人偏好不同，擅長的工作性質也是不同的，而各地實現產業結構高級化的路徑依賴又是不同的，因此，選配何種類型的地方官員到不同省市區任職需要多方論證。在我國，中央在治理地方官員上，擁有絕對的權威，從而形成了對地方官員管理地方事務的獨特激勵和約束［3］。由于地方官員都是有理性的經濟人，必須對其進行必要的激勵，在當前考核指標多元化的條件下，應進一步探討對地方官員更為有效的合理的激勵機制。

本文的局限性:(1)本文研究的起點是市場經濟體制的建立，樣本由于受時間的限制，對產業結構高級化影響的估計可能同樣受到限制。(2)由于地方官員的個人簡歷是從有限的資料或網上查閱，且有些人個人簡歷介紹粗略，給變量界定帶來一定的困難，在一定程度上可能會影響估計結果。(3)衡量產業結構高級化的指標有若干個，本文只選擇第二產業增加值占GDP比重這一指標，如果被解釋變量指標改變，分析結果可能隨之改變。

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