國有部門改革與產業結構升級：機制分析與效應檢驗

王 磊，羅玉輝，李 魯

(1. 浙江財經大學中國政府管制研究院，杭州 310018；2. 中國農業大學 馬克思主義學院，北京 100083；3. 上海行政學院經濟學教研部，上海 200233)

內容提要：改革開放以來，國有部門漸進式改革帶來所有制結構顯著變化，使得市場經濟體制不斷完善。其中，通過減少偏向國有部門的政策扭曲和制度壁壘，要素資源在不同行業間的配置效率和產出水平明顯提升，促進了產業結構的優化。本文利用1985-2015年省級層面的工業分行業數據，以產業結構合理化度量工業部門結構變遷，并檢驗國有部門改革的結構變遷效應，結果表明：國有部門改革通過要素配置、生產效率、所有制結構三個方面的結構效應作用機制促進產業結構不斷優化，而且在經濟衰退期對產業結構的影響要高于經濟繁榮期。因此，應充分認識和釋放國有部門改革的結構效應紅利，并積極穩妥推進股權多元化和混合所有制改革，激發國有部門改革的內生動力，帶動經濟發展方式轉變和結構調整。

一、引言

改革開放以來，中國經濟實現了從計劃經濟轉向市場經濟、從傳統農業國轉向工業國的“雙重轉型”(厲以寧，2013)；同時，中國經濟取得顯著成就，實際GDP以年均10%的速度增長。發展本質上就是經濟結構的成功轉型(錢納里等，1995)，而產業結構變遷有利于推動經濟結構調整與發展方式轉變。產業結構變遷源于經濟發展過程中生產要素在各部門中的重新配置以及要素投入與產出水平之間的耦合程度(干春暉等，2011)。工業部門的結構變遷對于經濟結構調整以及經濟實現數量擴張向質量提高的發展方式轉變至關重要。

以國有企業改制為主線的國有部門改革，從改革開放初期一直延續至今。從最初的對國有企業實行擴大自主經營權，到國有企業混合所有制改革、產權改革；國有資產管理體制改革從“管企業”過渡到“管資本”；對國有企業稱謂從全民所有制企業、國有獨立核算企業到如今的國有控股企業。從某種意義上說，中國改革開放40年的發展歷程就是國有部門的改革過程。1978-2015年間，國有工業企業數量從1978年的8.37萬家減少到2015年的1.93萬家，國有企業對工業總產值的貢獻從改革開放初期的77.6%降低到20.6%。產業結構合理化指數從0.201降低到0.091，該指標越小意味著工業部門產業結構越趨于均衡狀態，投入結構與產出結構耦合程度越高，越有利于產業結構轉型升級。可見，工業部門的結構變遷與國有部門改革密切相關。

黨的十九大報告進一步指出，加快國有經濟布局優化、結構調整、戰略性重組；加快建設制造強國，促進我國產業邁向全球價值鏈中高端等一系列新任務和新要求。謀求新時代新發展，我們需要思考：改革開放以來，以國有企業改制為主線的國有部門改革如何影響了產業結構轉型升級？這一問題的回答不僅有助于拓展產業結構命題的研究，而且對于反思國有企業改革的歷程和經驗，更好地指導現階段國有企業改革，加快完善社會主義市場經濟體制具有重要的參考意義。

鑒于此，本文以工業部門結構變遷為研究對象，從國有部門改革的獨特視角分析產業結構轉型的特征事實與內在機制。由于長期以來工業行業存在國有部門與非國有部門的二元特征，正是國有部門改革逐步打破了它們之間的制度性壁壘，引導要素資源流向效率相對較高的非國有部門，既帶來國有部門效率提升，也使得部門間資源優化配置進而促進產業結構的轉型升級，即國有部門改革的“結構變遷”效應。本文利用省級面板數據雙向固定效應模型模型實證分析國有部門改革對工業結構變遷的影響機制，從分地區、分階段、分經濟周期的不同視角進行實證檢驗。

二、國有部門改革與產業結構變遷的機理分析

(一)國有部門改革與效率

當前國有部門改革在企業層面表現為對國有企業的混合所有制改革。普遍的觀點認為國有企業的效率要低于民營企業或私有企業，而對國有企業的產權結構改革會改善國有企業的效率(Megginson and Netter，2011)。因而，國有企業效率以及國有企業改制后的績效成為國內外學者研究的重點。國有企業效率分為直接效率和間接效率，直接效率包括技術效率、創新效率、股權績效、代理成本、全要素生產率等。間接效率指國有企業整體對產業或宏觀層面經濟績效的影響。國有企業效率低下導致的“增長拖累”效應是其間接效率的具體形式，在預算軟約束的條件下進一步拖累非國有企業的發展，而預算軟約束源于國有企業的“政策性負擔”(林毅夫等，2004)。盛丹(2013)分析了國有企業改制對其成本加成率的影響，在高競爭度行業，國有企業改制會提升企業成本加成率進而改善社會福利，而在低競爭度行業的改革效果并不明顯。與盛丹(2013)不同，陳林和唐楊柳(2014)發現混合所有制改革降低了國有企業的“政策性負擔”，壟斷行業的國有企業改革效率要好于競爭性行業。盛丹和劉燦雷(2016)以國資委成立時間點為政策沖擊，研究了外部監管對國有企業效率和改制績效的影響。

(二)國有部門改革與要素資源配置

在國有企業肩負政策性負擔的同時，地方政府也會對國有企業實行相應的政策扶持，例如稅收、要素價格優惠等，以此來維持國有企業利潤及生存環境。隨著國有企業改革的不斷深入，偏向國有企業的政策扭曲和制度性壁壘也在不斷降低。關于偏向國有企業的要素價格扭曲與總量生產率的研究始于Hsieh and Klenow(2009，以下簡稱HK)，如果不存在要素價格扭曲，中國制造業的總量生差率水平將提高30%-50%，由于HK假設企業是規模報酬不變的，這樣可能會高估要素價格扭曲導致的生產率損失。龔關和胡關亮(2013)通過放松HK模型的企業規模報酬不變的基本假設進一步估算了要素價格扭曲的生產率損失，研究發現資本配置效率和勞動配置效率的改善可以使總量生產率水平分別提升10.1%和7.3%。羅德明等(2012)利用動態隨機一般均衡模型測算了偏向國有企業政策扭曲導致的生產率損失。黃先海等(2017)分析了國有企業混合所有制改革導致的要素資源在國有部門與非國有部門間流動對總量生產率的影響。

(三)國有部門改革與所有制結構

上述文獻主要集中在國有企業層面，如果從整個行業或地區的視角看，國有經濟比重不僅可以度量行業或部門的行政性壁壘(劉小玄，2003)，而且可以反映地區的所有制結構(吳振宇和張文魁，2015)。在行業層面，國有經濟比重越高，該行業進入的行政壁壘越大，行政性壁壘的降低通過改善國有企業與非國有企業間的資源配置效率提升了制造業總量生產率水平(夏紀軍和王磊，2015)。在省級層面，國有經濟比重度量了該地區所有制結構，所有制結構是制約經濟發展水平、勞動力流動、城鎮化進程重要制度因素(劉瑞明和石磊，2015)。此外，吳振宇和張文魁(2015)認為，所有制結構優化對宏觀經濟運行具有重要影響，國有經濟比重降低不僅會提高經濟增長速度，而且可以促進經濟平穩運行。

綜上所述，國有部門改革，在企業層面提高改制國有企業的效率，通過產權結構、代理成本、政策性負擔等改革措施來改善企業績效；在產業層面，通過減少偏向國有企業的政策扭曲和制度安排、降低行政性壁壘和行政壟斷，促進要素資源在國有企業與非國有企業、國有部門與非國有部門間的優化配置，進而提升總量生產率水平；在地區層面，改變了計劃經濟時期國有經濟與非國有經濟的二元結構，這是國有部門改革的所有制結構層面，所有制結構又是決定地區經濟增長水平的重要因素。產業結構變遷取決于要素投入結構與產出水平的耦合程度，要素投入結構體現在要素資源在行業間的配置效率，產出結構體現在給定要素投入下的產出效率(生產率水平)，所有制結構又是決定要素配置與產出效率的重要制度因素。國有部門改革通過要素配置、生產率與所有制結構三方面的作用機制促進產業結構轉型升級，即國有部門改革的“結構變遷”效應。因此，本文提出如下研究假說：國有部門改革會促進產業結構調整，提升產業機構合理化水平。

三、數據選取與模型構建

(一)數據選取

根據數據的可獲得性和相關年鑒的統計資料情況，本文將省級層面工業行業數據跨度界定為1985-2015。對工業行業數據的處理主要分為兩部分，一是對行業代碼(兩位數行業代碼)的合并與拆分，二是對工業總產值、勞動等指標的補充、統計口徑調整等。工業行業代碼合并與拆分依據《國民經濟行業分類標準》(以下簡稱行業標準)，改革開放以來，《行業標準》共進行了五次調整。其中，1984年首次頒布了《國民經濟行業分類標準》(GB/T4754)并于同年開始實施，之后分別在1994、2002、2011和2017年進行了四次修訂，目前工業行業分類依據最新2017年版(GB/T4754-2017)。由于本文數據截止到2015年，結合歷年數據所對應行業標準的分布情況，本文以2002年版(GB/T4754-2002)標準為依據，其他年份行業代碼(1985-1997，2012-2015)均根據2002年的行業標準進行調整?！秶窠洕袠I分類標準》(GB/T-2002)將工業行業劃分為3大類，包括采礦業、制造業以及電力、煤氣及水的生產和供應業，3大類部門又可以劃分為39個兩位數代碼行業，本文對行業分類整理界定在39個兩位數代碼行業層面。此外，對于其他采礦業(行業代碼11)、工藝品及其他制造業(行業代碼42)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(行業代碼43，2003年開始統計)以及金屬制品、機械和設備修理業(2012年開始統計)，由于統計時間較短或數值較小，將上述4個子行業刪除。2012-2015年工業行業數據，將橡膠制品業(29)和塑料制品業(30)合并，為了統一口徑將2012年之前的兩個子類行業數據進行合并。將2012-2015年的汽車制造業和鐵路船舶航空航天運輸設備制造業合并歸類到交通運輸設備制造業。

對于1985-1997年數據處理，首先是1993-1997年的數據，這幾年的行業分類和1998年之后的差別不大，僅在部分行業劃分上存在出入。本文的處理方法為：刪除木材及竹材采運業，食品加工業歸類到農副食品加工業，服裝及其他纖維制品制造歸類到服裝制造業，電力蒸汽熱水生產供應業歸類到電力、熱力的生產和供應業。本文對于1985-1992行業的拆分標準為：采鹽業歸類到非金屬礦采選業，飼料工業歸類到農副食品加工業，機械工業拆分為通用設備制造業與專用設備制造業，煉焦、煤氣及煤制品業根據1993的行業比例拆分為煉焦和煤氣及煤制品業，分別歸類到石油加工及煉焦業和煤氣的生產和供應業，建筑材料及其他非金屬礦采選業歸類到非金屬礦采選業，建筑材料及其他非金屬礦物制品業歸類到非金屬礦物制品業，石油加工業歸類到石油加工及煉焦業，電子及通信設備制造業歸類到通信設備、計算機及其他電子設備制造業，儀器儀表及其他計量器具制造業歸類到儀器儀表文化辦公用機械制造業，石油加工業歸類到石油加工、煉焦及核燃料加工業，化學工業歸類到化學原料及化學制品制造業，同時刪除工藝美術品制造業。

在對1985-2015工業行業拆分歸類整理后，需要對本文主要使用的兩個統計指標進行整理，一是工業總產值指標?！吨袊y計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》匯報了比較詳細的工業總產值指標，其中1985-1997年統計對象為鄉及鄉以上獨立核算工業企業，1998-2006年為全部國有及規模以上(主營業務收入500萬元)非國有企業，2007-2010年為規模以上工業企業(主營業務收入500萬元)，2011年開始為主營業務收入2000萬元及以上的工業企業。另外，從2012年統計年鑒不再匯報工業總產值指標，本文以主營業務收入替代工業總產值。根據1998-2011年工業行業數據，總產值與主營業務收入二者之間的相關系數達到0.968。二是勞動力指標(全部從業人員年平均人數)，歷年《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》匯報了全部從業人員年平均人數指標，其中某些年份的分行業從業人員統計在勞動力與職工工資欄目。采用均值法或線性插值法對相應年份的缺失值進行補充，1997年的《中國工業經濟年鑒》在某些年份缺少就業人數指標，本文根據工業總產值和勞動生產率指標估算就業人數。此外，由于《中國工業經濟年鑒》缺少1995和1996兩年的統計數據，本文根據各省市統計年鑒進行補充。另外，1985-1987缺少海南、重慶和西藏數據，1988-1989年缺少重慶、西藏數據。

(二)計量模型

本文在省級層面實證分析國有部門改革與工業結構變遷之間的影響機制，采用省級面板數據雙向固定效應模型：

structureit=β0+β1soe_indit+β2Xit+αi+yeart+εit

(1)

其中，i和t分別表示省份和年份，structure為本文核心被解釋變量產業結構合理化指標，用以度量各地區工業部門的產業結構變遷；soe_ind為本文核心解釋變量國有部門改革；X表示控制變量集合，包括地區的工業化水平、人均GDP、進出口總額占GDP比重、財政支出比重等。αi表示省份固定效應，用以控制不隨時間變化的省份個體異質性，year表示年份固定效應，用以控制一些外生的政策沖擊、經濟周期波動等，面板數據雙向固定效應模型可以控制由遺漏變量帶來的內生性問題。

(三)變量定義

1.產業結構升級structure。本文以產業結構合理化作為產業結構升級的度量指標。傳統的觀點采用產業結構偏離度度量產業結構合理化，即就業結構與產出水平之間的偏離程度，但這樣的做法忽視了各產業之間的差異性影響。本文借鑒干春暉等(2011)的做法，以各行業的產值占工業部門總產值的比重為權重，以此構造各省工業部門產業結構合理化指標，如式(2)所示。其中Y表示工業總產值，L表示就業人數，下標j表示工業部門兩位代碼行業，Y=∑jYj,L=∑jLj。如果該指標為0，說明經濟處于均衡狀態，如果指標不為0，說明產業結構偏離均衡狀態，該指標越大則產業結構不合理化程度越高。

(2)

2.國有部門改革soe_ind。本文以國有經濟比重作為國有部門改革的代理變量，國有經濟比重等于國有企業工業總產值與工業部門總產值之比。隨著國有企業的改革不斷深入，偏向國有企業的政策扭曲以及國有企業的政策性負擔不斷降低，從而優化要素投入結構和產出結構。因此，本文認為國有部門改革會促進產業結構轉型升級。

表1 變量描述性統計

數據來源：《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《新中國六十年統計資料匯編》。

3.其他控制變量。(1)財政支出比重fiscal，以各地方政府財政支出占GDP比重度量。中國政府于1994年開始實施分稅制財政管理體制改革，財政分權制度的實施既保障了中央政府的集權管理又提高地方政府的財政自主性。然而，在地方政府競爭以及官員晉升機制的激勵下，地方政府普遍采取的“擴張偏向的財政政策”(方紅生和張軍，2009)，對經濟進行過多的人為干預或政策扭曲，不利于要素資源在各產業間的合理配置，進而導致產業結構偏離均衡狀態，因此，本文認為財政支出比重越高，產業結構合理化指標越高(產業結構不合理)。(2)貿易開放程度trade。本文以進出口貿易總額占GDP比重度量貿易開放程度?，F有文獻關于貿易開放與產業結構的研究主要集中在三次產業結構方面，進出口的結構效應以及服務業貿易開放顯著促進產業結構優化升級，然而不同貿易類產品對三次產業的產值變動存在差異影響，因此，對產業結構的調整存在時滯性和不確定性。(3)工業化水平industry，本文以工業總產值占GDP比重度量工業化水平。楊智峰等(2014)研究發現，重工業發展促進了工業部門的產業結構升級。隨著工業化進程深入，要素資源從勞動密集型行業向資源密集型行業、高新技術行業配置，因此，本文認為工業化水平的提高促進產業結構合理化。(4)地區經濟發展水平gdp_pop。本文以人均GDP度量該地區的經濟發展水平，人均GDP根據各地區GDP指數進行平減。(5)人口規模pop，本文以該地區總人口對數度量人口規模，人口規模反映了該地區的勞動力要素稟賦結構。關于控制變量的數據來源，2008年之前的數據來源為《新中國六十年統計資料匯編》，2008年之后的數據來源為歷年《中國統計年鑒》。上述變量的描述性統計如表1所示。產業結構合理化指標平均值為0.223，說明總體上產業結構偏離均衡狀態，最小值和最大值分別為0.048和1.807，說明樣本期內各地區產業結構合理化水平存在較大差異。

表2 國有部門改革與產業結構升級(被解釋變量：產業結構合理化)

注：POLS表示面板數據模型混合最小二乘估計，FE表示固定效應估計，RE表示隨機效應估計，2SLS表示工具變量兩階段最小二乘估計，L1.soe_ind表示滯后一期國有產值比重。

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

由于1985年之前的《中國統計年鑒》和《中國工業經濟年鑒》各地區統計數據的缺失指標較多、行業分類粗糙等問題，本文省級面板數據的樣本期為1985-2015年，海南省的統計數據從1988年開始，重慶市的統計數據從1997年開始，同時刪除西藏自治區的數據樣本。省級層面的估計結果參見表2，本文分別匯報了面板數據模型的混合最小二乘估計(POLS)、固定效應(FE)和隨機效應(RE)估計結果，如模型(1)-(3)所示。各省國有經濟比重與產業結構合理化至少在5%顯著性水平上正相關，即國有經濟比重降低，產業結構合理化水平提高，國有部門改革帶來的工業部門所有制結構的變化、要素資源在部門間的配置效率提升促進產業結構轉型升級。混合最小二乘估計由于沒有控制省份固定效應，估計系數要高于面板數據的估計結果。固定效應的F檢驗統計量為16.86，隨機效應的Wald檢驗統計量為7330.50，均在1%顯著性水平上拒絕不存在省份固定效應的原假設。Hausman統計量為47.85，在1%顯著性水平上拒絕固定效應估計和隨機效應估計無差別的原假設。因此，本文接下來分析以采用面板數據模型的固定效應估計方法。

關于其他控制變量的估計結果。財政支出比重與產業結構合理化正相關，說明各地方政府競爭引致的擴張偏向財政政策不利于產業結構調整優化。總人口的估計系數為負，經濟發展水平或勞動力稟賦結構的提高有利于產業結構調整。貿易開放程度估計為正，在面板固定效應的回歸中顯著性水平只有10%，以勞動密集型行業為主導的出口結構無法發揮貿易開放的競爭效應對產業結構調整機制，無法嵌入全球價值鏈分工體系以實現產業結構轉型升級。工業化水平與產業結構合理化顯著負相關，工業化進程的深入會促進要素資源在高附加值或高新技術行業的配置效率，優化投入結構進而促進產業結構轉型升級。

面板數據雙向固定效應模型可以控制不隨時間變化的省份效應或政策沖擊的影響，然而可能存在的逆向因果問題或核心解釋變量的測量誤差所導致的內生性問題。本文以滯后一期的國有經濟比重作為被解釋變量，這樣可以有效避免國有部門改革與產業結構變遷之間可能存在的逆向因果問題，回歸結果如模型(4)所示，國有經濟比重的估計系數為0.482，小于當期變量的估計結果。我們同時匯報了滯后1-4期的估計結果，國有部門改革在滯后一期和滯后二期對產業結構調整存在顯著影響①。對于內生性問題的處理，本文以滯后一期國有經濟比重作為國有部門改革的工具變量，采用兩階段最小二乘估計方法(2SLS)，估計結果如表2模型(5)所示，國有經濟比重與產業結構合理化在1%顯著性水平上正相關，D-W-H內生性檢驗的統計量為0.422，無法拒絕外生解釋變量的原假設，工具變量估計和面板固定效應的估計結果是一致的，但面板固定效應估計的有效性更高。

表3 分階段回歸結果(面板固定效應)

(二)穩健性檢驗：分階段與分地區

1.分階段回歸結果比較。本文從兩個層面對數據樣本進行劃分來驗證國有部門改革對產業結構變遷的影響機制。

一是根據國有部門改革的制度背景。本文將數據樣本劃分為三個階段分別進行回歸分析②，第一階段是1985-1992年，第二階段是1993-2002年，第三階段是2003-2015年，回歸結果如表3模型(1)-(3)所示。國有部門改革對產業結構合理化的估計系數在三個階段呈現遞減的趨勢，第一階段國有產值比重的估計系數最高為2.131，顯著性水平達到1%。這一時期的國有部門改革主要是機制探索階段，對國有企業實行所有權與經營權的適當放開，國有經濟在經濟發展中起到支柱作用，對工業產值的貢獻保持在57.8%左右，工業部門國有企業數量在10萬家左右。第二階段國有經濟比重的估計系數為0.689，這一階段國有企業以產權改革改革為核心，探索建立現代企業制度，國有企業數量從1993年的10.47萬家遞減到2002年的4.11萬家，“抓大放小”的國有企業混合所有制改革成為這一時期的核心內容。第三階段國有產值比重的估計系數降低到0.429，截至2015年全國國有企業數量為1.93萬家，對工業產值的貢獻為21.8%，這一時期對國有企業改革主要在探索國有資產管理體制，產權是所有制改革的核心內容。

二是根據工業統計口徑對樣本進行劃分。1998年之前《中國工業經濟統計年鑒》的統計對象為鄉及鄉以上獨立核算工業企業，1998年之后為規模以上工業企業③。從工業企業的數量看，1997年全國工業企業數量為53.44萬家，而1998年這一數值為16.51萬家，統計口徑的變化導致大量中小企業(規模以下)從統計年鑒中消失，數據樣本在1998年前后可能存在數據截斷的問題(data censored)，因此，本文將樣本分為1985-1997和1998-2015兩個階段進行估計，回歸結果如模型(4)和(5)所示。國有經濟比重至少在10%顯著性水平上與產業結構合理化正相關，1998年之后的樣本由于數據截斷的問題，估計系數比1998年之前的偏小，這里可以理解為估計結果的下限值，統計口徑的差異進一步解釋了模型(1)-(3)估計系數遞減的原因。當然，分階段回歸結果驗證本文實證結果的穩健性和顯著性。

2.分地區回歸結果。由于各地區經濟發展水平的不平衡性以及要素稟賦結構的差異性，國有部門改革在各地區之間的分布也呈現加大差異，廣東、四川等省市國有企業數量減少了4000家以上，而青海、寧夏等地區國有企業僅減少了幾百家，因此，本文從分地區視角進一步驗證國有部門改革對產業結構的影響。我們將全國30個省份劃分為東、中、西三個地區，實證結果如表4所示，從國有產值比重的估計系數看，西部地區最高，東部次之，中部地區最小。從國有部門改革的產值變化和企業數量看，西部地區國有企業改革數量要少于中東部地區，除四川和重慶外，西部地區國有產值比重變化在30%以下，西部地區國有部門的改革進程要滯后于中、東部地區。分地區的回歸結果與本文的結論基本一致，證明實證結果的穩健性。

表4 分地區回歸結果(面板固定效應)

(三)國有部門改革的結構變遷效應：繁榮期與衰退期比較

關于經濟周期波動的影響，本文區分經濟繁榮期和衰退期下國有部門改革對產業結構的影響，分別匯報了面板固定效應(FE)和工具變量兩階段最小二乘估計結果(2SLS)。經濟繁榮期和衰退期的劃分借鑒方紅生和張軍(2009)的做法，經濟繁榮期和衰退期依據產出缺口進行劃分，繁榮期表示產出缺口大于0，衰退期表示產出缺口小于0，產出缺口采用HP濾波方法對實際GDP(對數)的時間序列數據進行處理?；貧w結果如表5所示，無論是在經濟繁榮期還是衰退期，國有產值比重與產業結構合理化二者之間顯著正相關，即國有部門改革會促進產業結構轉型升級。面板固定效應與工具變量估計結果顯示，經濟繁榮期國有產值比重的估計系數要小于經濟衰退期，同樣財政支出比重與工業化水平的估計系數也是繁榮期小于衰退期。一方面，衰退期的經濟增長速度要低于繁榮期，甚至會出現失業率上升、企業破產等現象，例如1998和2008年的金融危機。在經濟增長放緩或出現衰退時，政府對經濟進行過多的干預，通過積極的財政政策或貨幣政策，通過國有部門或企業的投資刺激經濟，因此，國有部門在衰退期的影響要高于繁榮期。另一方面，在地方政府競爭和預算軟約束的影響下，地方政府在衰退期實行“擴展偏向的財政政策”(方紅生和張軍,2009)，而且對國有企業的政策扶持和財政補貼高于非國有企業(羅德明等，2012)，在上述因素的相互作用下，經濟衰退期國有產值比重、財政支出比重對產業結構的影響要高于繁榮期。其他控制變量的估計結果與前文的分析基本一致。同時本文匯報了以滯后一期國有經濟比重作為工具變量估計結果，D-W-H內生性檢驗無法拒絕國有產值比重外生的原假設。

表5 國有部門改革與產業結構變遷：繁榮期與衰退期

解釋變量經濟繁榮期經濟衰退期(1)(2)(3)(4)FE2SLSFE2SLSsoe_ind0.623???0.672?0.778???0.709???(0.157)(0.374)(0.156)(0.215)fiscal0.5230.6841.338???1.450??(0.473)(0.569)(0.484)(0.615)trade0.160??0.0520.116??0.109??(0.062)(0.098)(0.056)(0.046)industry-1.055???-0.364?-1.394???-1.408???(0.218)(0.209)(0.190)(0.223)gdp_pop-0.122???0.710???-0.078??-0.082?(0.038)(0.239)(0.035)(0.044)pop-0.096?-0.650???-0.050-0.050(0.050)(0.215)(0.043)(0.033)常數項4.702???3.1134.241???4.271???(0.681)(3.357)(0.602)(0.700)F統計量8.34???9.21???D-W-H檢驗統計量0.0594.407省份、年份固定效應是是是是觀測值447422468464R20.9290.9210.8470.763

五、結論與啟示

國有部門改革從改革開放初期一直延續至今，從某種意義上說，中國改革開放40年的發展歷程就是國有部門的改革過程。改革開放以來，伴隨中國經濟持續增長，存在兩個高度相關且影響深遠的結構性變化：國有部門改革帶來的工業部門所有制結構變化，是對社會主義市場經濟體制的不斷發展和完善；產業結構的轉型升級，是實現經濟結構調整、提升經濟發展質量的重要驅動力。為此，本文嘗試將國有部門改革與工業部門結構變遷二者結合起來，實證分析了國有部門改革對工業部門結構變遷的影響機制。研究發現，國有部門改革顯著促進了工業行業的結構優化，不同時期的漸進式改革打破國有部門與非國有部門間的制度壁壘，引導要素資源流向效率相對較高的非國有部門配置，既帶來國有部門效率提升，也使得部門間資源配置優化，進而促進產業結構的轉型升級。此外，國有部門改革在經濟衰退期對產業結構的影響要高于經濟繁榮期，同時國有部門改革對產業結構變遷存在地區差異，西部地區國有部門改革的進程緩慢阻礙了產業結構轉型升級。

本文的政策含義在于：充分認識和釋放國有部門改革的結構效應紅利，抓住國有部門改革的機遇窗口期，促進經濟結構轉型升級。國有部門改革在經濟衰退期對產業結構的影響要高于經濟繁榮期。這意味著考慮到我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，應利用當前經濟結構優化、增長動力的轉換攻關期的有利時機，以積極穩妥推進股權多元化和混合所有制改革為主要路徑，加快激發國有部門改革的內生動力，帶動經濟發展方式轉變和結構調整。當然，國有經濟比重的降低會促進產業結構優化，并不意味著完全否定國有經濟的作用，在關系國民經濟命脈的行業要鞏固國有企業的支柱地位，進一步分類推進國有企業改革。同時避免國有資產流失，加強國有企業的資產管理機制改革，從“管企業”到“管資本”，促進國有資產保值增值。

注釋：

① 限于篇幅原因，滯后期的估計結果沒有匯報，如需要可向作者索取。

② 關于國有部門改革的階段劃分借鑒孔東民等(2014)、盛丹和劉燦雷(2016)的做法。

③ 1998-2006為全部國有企業和規模以上非國有企業(主營業務收入500萬元)，2007-2010年為主營業務收入500萬元以上工業企業，2011年開始為主營業務收入2000萬元以上。