產權制度改革如何影響產業結構轉型升級
——來自《物權法》出臺的證據

牛澤東 王 文 馬芬芬

一 引 言

先行工業化國家的發展經驗表明，適時推進產業結構轉型升級是保障經濟不斷向更高水平發展的重要支撐(庫茲涅茨，1999)[1]。當前我國正處于由中高收入階段向高收入階段邁進的關鍵時期，合理引導產業結構轉型升級，是暢通國民經濟循環和激發高質量發展新動能的內在要求。習近平總書記曾強調，“推動經濟高質量發展，要把重點放在推動產業結構轉型升級上，把實體經濟做實做強做優。”(1)習近平總書記在2018年3月5日參加十三屆全國人大一次會議內蒙古代表團審議時的講話。宏觀層面的產業結構變化源于微觀經濟主體的行為選擇，產業結構轉型升級實質上是以企業的投資和創新活動為基本驅動力的經濟演化過程(金碚，2014[2]；張斌，2021[3])。企業的投資和創新決策一方面由經營狀況決定，另一方面則在很大程度上受到所處法律制度環境的影響(趙仁杰和張家凱，2022)[4]，公平公正的產權制度能夠穩定企業投資和創新的預期，是促進產業結構轉型升級的基本制度保障。改革開放以來，我國產權制度建設取得了明顯成效，全社會產權保護意識不斷增強，但仍存在一些薄弱環節，挫傷企業投資和創新的積極性，對產業結構轉型升級造成阻礙。2007年10月1日我國出臺了《中華人民共和國物權法》(后文簡稱《物權法》)，標志著企業私有產權得到了正式法律制度的保護，這將直接改變企業投融資決策，并進一步對宏觀層面的產業發展產生深刻影響。在經濟增長放緩和投資預期轉弱的情況下，深入研究產權制度改革對產業結構轉型升級的效應，對于進一步完善產權保護制度以提振投資信心、激發各類經濟主體創業創新動力具有重要意義。

與本文研究緊密相關的有兩支文獻。第一支文獻著重探討《物權法》出臺對企業投融資方面的影響。江偉和姚文韜(2016)[5]研究發現，在 2007 年《物權法》實施之后，國有和民營上市公司利用應收賬款質押融資的行為都有所增強。類似地，錢雪松等(2019)[6]發現《物權法》的實施通過擴大可抵押資產范圍、加強對債權人保護等渠道降低了企業債務融資成本。通過緩解企業融資約束、弱化債權人風險監管，《物權法》的實施促進了企業技術創新(金岳等，2022)[7]和提升了企業投資效率(錢雪松和方勝，2021)[8]。順著這一支文獻的思路，《物權法》的出臺通過改變企業投資創新決策可能會對宏觀層面的產業結構變化產生一定影響，但是鮮有研究對這一問題進行深入探討。第二支是考察產業結構變化影響因素的相關文獻。這支文獻數量龐大，代表性研究聚焦于技術創新(Ngai和Pissarides，2007)[9]、比較優勢(鄧向榮和曹紅，2016)[10]、資本深化(Acemoglu 和Guerrieri，2008)[11]、產業政策(韓永輝等，2017)[12]、財政分權(王立勇和高玉胭，2018)[13]、需求結構變遷(顏色等，2018)[14]、金融發展(易信和劉鳳良，2018)[15]以及全球要素分工(張少軍和劉志彪，2009)[16]等對產業結構變化的影響，有關產權保護制度與產業結構變化之間的關系，現有研究較少關注。鑒于此，本文將產業結構變化界定為產業結構轉型和產業結構升級兩個維度(2)在概念上，產業結構轉型通常指的是在一個國家或地區的國民經濟主要構成中，產業結構發生顯著變動的狀態或過程，產業結構升級則是指使產品附加值提高的生產要素改進、結構改變、生產效率與產品質量提高、產業鏈升級等。但是在實踐中兩個概念經常交織在一起使用。考慮到“轉型”和“升級”的側重點并不相同，概念的含混不清會削弱研究的針對性，導致結論模棱兩可，本文將產業結構轉型和產業結構升級加以區分，以精準把握“轉型”與“升級”的不同含義。本文將產業結構轉型對應于部門結構的變遷，即經濟從第一產業向第二產業再向第三產業的轉變，產業結構升級則側重于產業生產效率的提升。，詳細評估《物權法》頒布實施這一制度沖擊的產業結構轉型升級效應，并探究其異質性影響和作用機制。

本文的邊際貢獻主要體現在：第一，產業結構轉型升級是現階段推動中國經濟實現高質量發展的關鍵，雖然創新是轉型升級的直接推動力，但是完善的產權保護環境對創新至關重要，本文詳細考察產權保護制度對產業結構轉型升級的效應，深入挖掘產業結構轉型升級的深層次決定因素，是對現有文獻的有益補充。第二，因難以準確識別，制度與經濟增長之間的因果關系一直是學術爭議的焦點，不同于其他很多并非嚴格外生的政策沖擊，《物權法》的出臺充滿了不確定性，是一個理想的意外事件(蘇永通，2007)[17]，本文以《物權法》出臺實施作為制度變革的反映，采用雙重差分方法檢驗產權制度改革的產業結構轉型升級效應，從產權保護的角度研究法律制度對宏觀層面高質量發展的影響，為理解正式制度對經濟發展的重要作用提供了經驗證據。

后文結構安排如下：第二部分闡述制度背景和提出理論假說；第三部分主要介紹計量模型、變量和數據；第四部分是實證結果分析；第五部分是影響機制檢驗和異質性分析；最后是結論與啟示。

二 制度背景與研究假說

(一)制度背景

產權是包括物權、債權、股權、知識產權以及其他各種無形財產權在內的財產權利的統稱。其中，物權是最基本的產權(王利明，2020)[18]，權利人依法對特定的物享有直接支配和排他的權利，其客體主要是動產和不動產。自1993年“社會主義市場經濟”入憲，為維護國家基本經濟制度和社會主義市場經濟秩序，物權法的立法規劃隨之提上日程，之后經過長達十余年多輪次多部門的起草、爭論、修改和審議(梁慧星，2002[19]；王利明和易軍，2008[20])，2007年3月《物權法》終于被審議通過，并于當年10月1日起正式實施。《物權法》包括“總則”“所有權”“用益物權”“擔保物權”“占有”五編，全面建立了我國的物權制度和物權體系，尤其是對企業私有產權保護的強化和對擔保物權制度的進一步完善，深刻影響企業行為決策。

首先，《物權法》突出和強化了對私人所有權的保護。《物權法》首次確立“一體承認、平等保護”原則，使公民合法的私有財產有了切實保障(孫憲忠，2014)[21]。私人所有權的概念在《物權法》中首次被采用，并與國家所有權和集體所有權一起被列入《物權法》保護的范疇，如《物權法》第四條規定，“國家、集體、私人的物權和其他權利人的物權受法律保護，任何單位和個人不得侵犯。”物權的排他性將排斥公權力的非法介入，有助于克服政府“掠奪之手”，強化社會的私有財產保護意識。同時，相較于2004年憲法修正案所提原則性條款“公民合法的私有財產不受侵犯”，以及《民法通則》(1986年4月12日通過、1987年1月1日實施)僅在第五章第一節有所規定的“財產所有權以及與財產所有權有關的財產權”相關條款，《物權法》對于物權規則的規定更加詳細、具體、可行，更可能在保障公民合法私有財產方面發揮積極作用。

其次，《物權法》完善了擔保物權制度。《物權法》“擔保物權”編在1995年出臺的《擔保法》的基礎上，通過對物權的清晰界定，建立了更為系統完整的擔保物權制度。突出表現在，其針對原有《擔保法》的缺陷，在擔保物權類型和擔保物權實現程序方面對擔保制度進行了更完善的設計。擔保物權類型方面，抵押財產范圍由“依法可以抵押”擴大至“未禁止抵押的財產”，權利質權方面增加了應收賬款、基金份額等新型權利質權，以及動產浮動抵押制度的創設等，都擴大了擔保財產范圍，給企業通過物權擔保進行融資增加了操作空間。擔保物權實現程序方面，《物權法》的規定更加完善，如關于權利質押登記的規定遠較《擔保法》全面，增加了抵押權實現時侵害其他債權人利益的救濟措施等，這些新的程序設定有利于穩定主體預期和降低交易成本，也便于抵押貸款糾紛的處理。這都將對企業的投融資決策產生重要影響(錢雪松和方勝，2021)[8]。

(二)研究假說

《物權法》實施后，隨著企業產權保護力度的增強和可用于擔保抵押物權種類的豐富、實現程序的規范，經濟主體建立起穩定的收益預期，企業傾向于減少日常資金持有，增加資本投入以開展研發創新活動和擴大再生產。由于勞動力成本上升以及頻繁的勞動力流轉帶來雇傭成本上升等現象日益凸顯，企業擴大再生產的方式更多表現為以資本替代勞動的資本深化過程(Cheng et al.，2019[22]；寧光杰和張雪凱，2021[23])。以下對《物權法》的實施促進企業創新和資本深化并進一步影響產業結構轉型升級的機理(如圖1所示)進行詳細分析，在此基礎上提出本文的研究假說。

圖1 《物權法》的實施對產業結構轉型升級的影響機理

1.《物權法》的實施促進技術創新和資本深化

轉型經濟體中，政府有“扶持之手”和“掠奪之手”兩種作用。當缺乏有效產權保護時，“掠奪之手”占主導，企業的生產經營活動存在更多不確定性，財產面臨被侵占的風險(施萊弗和維什尼，2004)[24]。特別地，當政府掌握了信貸、財政等關鍵資源的配置權時，其對轄區內企業具有高度的影響力和控制力(Li和Zhou，2005)[25]。尤其在財政分權改革之后，地方政府行為會更多著眼于政績，為了通過上級政府考核并在政治晉升錦標賽中勝出，會要求轄區內企業承擔更多的社會責任，如繳納更多稅費、安置更多就業、并購虧損企業等，給企業造成過度負擔(林毅夫和李志赟，2004)[26]。面對“掠奪之手”，由于不能確保得到合理的回報，企業將減少投資和研發活動(Cull 和Xu，2005)[27]。《物權法》的實施增強了對企業私有財產的保護，通過弱化“掠奪之手”降低企業財富被侵占的風險，這將強化企業家做大做強企業的動機，增強投資激勵，激發創新活力(陳德球，2014)[28]。綜上所述，《物權法》的實施通過提高私有產權保護促進企業技術創新和資本深化。

《物權法》的實施不僅強化了對企業產權的保護，還在更大程度上完善了擔保物權制度，對緩解融資約束、進一步提升企業投資和創新意愿具有積極影響。在不完美資本市場條件下，信息不對稱、契約不完備等問題普遍存在，能否提供可信賴的擔保抵押物決定了企業融資能力的大小(Djankov et al.，2008)[29]。在《物權法》出臺前，不僅可用于擔保的物權種類較少，而且負債融資實現程序復雜，在這種情況下，外部債權人將減少信貸供給，企業面臨融資約束。《物權法》對我國擔保物權制度進行了系統改革，其在抵押財產范圍、權利質權、動產抵押制度等方面的新規定和創新，豐富了擔保物權種類，同時為金融機構開展應收賬款質押融資業務提供了規范的登記程序，賦予企業在負債融資過程中更大的操作空間，促進企業負債融資。創新活動所具有的高度不確定性和正外部性使得創新的供給低于社會最優水平，在面臨融資約束時，企業的研發意愿更低，擔保物權制度的完善緩解了企業面臨的融資約束，對企業創新有推動作用(金岳等，2022)[7]。除此之外，隨著勞動力成本的上升，融資便捷化也激發企業增加固定資產投資，用資本替代勞動，進一步促進資本深化。

2.技術創新與產業結構轉型升級

理論研究和發展實踐都表明，技術創新既能推動以一、二、三次產業依次轉移為主要表現形式的產業結構轉型，還會顯著促進以產業生產效率和附加值提升為主要特征的產業結構升級。一方面，根據全球主要工業化國家的發展歷史，每一次顛覆性技術革命都會帶來主導產業的更替，蒸汽機的發明使用推動了從農業向工業主導的產業演進歷程，電氣革命時代的主導產業則進一步演變為包含研發、設計、品牌等諸多服務要素的制造業(或稱之為與服務業一體化的制造業)，隨著信息通信技術的快速發展和互聯網的普及，信息化、數字化和智能化成為產業發展的重要特征，主導產業則逐漸轉變為現代服務業(吳敬璉，2013)[30]。也就是說，技術創新會促進經濟主導產業從農業向工業、服務業的依次轉型。另一方面，新技術使產業分工更加精細化，加速產業調整和迭代，在創造出知識和技術密集型新產業的同時，改造和更新傳統產業的生產技術和工藝流程，提高產業生產效率和附加值(劉志彪和張杰，2009[31]；謝富紀，2020[32])。

3.資本深化與產業結構轉型升級

根據Acemoglu和Guerrieri(2008)[11]的研究，在資本深化的情形下，經濟會發生從資本密集型部門向勞動密集型部門的轉型。這是因為資本積累速度快于勞動力，資本密集型部門(制造業)比勞動密集型部門(服務業)增長得更快，部門間的非均衡增長帶來產品相對價格的變化，制造業產品生產相對過剩導致價格下降，面臨較低的工業品價格和較高的服務品價格，市場機制驅動生產要素從制造業流向服務業，服務業規模大幅擴張，最終發生從制造業到服務業的產業結構轉型。“鮑莫爾成本病”提供了資本深化促進產業結構轉型的類似機制(Bamoul，1967)[33]。根據“鮑莫爾成本病”的基本思想，較之生產率較高的“進步部門”(制造業)，生產率較低的“停滯部門”(服務業)將承受更高的成本負擔，隨著時間的推移，服務業在經濟中的占比會持續上升。換句話說，資本深化推動了資本密集型部門(制造業)勞動生產率的提升，導致制造業工資率的上升并逐漸傳導至服務業，抬高了服務業生產成本和產品價格，從而吸引更多生產要素進入服務業。由于制造業產品和服務業產品通常具有需求上的互補性，這使得服務業在整個經濟中的比重不斷提升。于澤和徐沛東(2014)[34]通過實證分析提供了關于資本深化推動中國產業結構轉型的經驗證據。

盡管持續的資本深化一度是粗放型經濟增長模式的象征，但是主要經濟體的發展實踐和近期研究都表明資本深化有助于生產率提升和產業高質量發展。例如，二戰后美國《工業復興法案》和《瓦格納法案》推高了實際工資，促進了資本對勞動的大幅替代，與之相伴的是美國工業生產率的高速增長(戈登，2018)[35]。從資本深化的構成來看，內嵌于機器設備等資本品中的體現型技術進步會伴隨著資本深化對生產率增長產生積極影響(黃先海和劉毅群，2006)[36]。從資本深化的動因來看，由市場誘發的資本深化通常是對適宜性技術選擇的結果，選擇資本深化的企業必然采用更多使用資本的技術，這將提升資本邊際生產率，同時由于資本對勞動的替代，勞動的邊際生產率也會增加，因此在整體上有利于TFP的改善(Acemoglu，2009)[37]。從近期資本深化的主要形式來看，Graetz和Michaels(2018)[38]發現，以工業機器人替代勞動力為主要表現形式的資本深化使包括英國、美國、德國在內的17個發達經濟體的勞動生產率得到顯著提升。由于工業機器人主要安裝使用在制造業部門，工業機器人在對制造業勞動生產率產生提升效應的同時，將進一步通過“規模—生產率”效應帶動與制造業處于同一產業鏈上的生產性服務業生產率的提升(Acemoglu和Restrepo，2020)[39]。

綜合上述分析，本文提出以下待檢驗假說：《物權法》出臺不僅能促進產業結構轉型，還能促進產業結構升級，《物權法》出臺主要通過技術創新和資本深化促進產業結構轉型升級。

三 研究設計、變量與數據

(一)研究設計

與多數受到特定發展環境影響而并非嚴格外生的政策沖擊不同，《物權法》的出臺曲折漫長，充滿了不確定性。2002—2007年，物權法草案共經八次審議，是全國人大立法史上審議次數最多的法律草案。特別地，2006年12月24日十屆全國人大常委會第二十五次會議對該法進行第七次審議，說明此時該法的適用性仍然存在爭議，但是5天之后全國人大常委會就高票通過了有關議案，這種“意料之外”的外生沖擊為檢驗產權制度改革的效應提供了寶貴機會(Berkowitz et al.，2015)[40]。基于此，本文采用雙重差分模型來檢驗以《物權法》出臺為標志的產權制度改革對地區產業結構轉型升級的影響，具體模型如下：

Struit=α0+α1Treated*T+∑γControlit+μi+ut+εit

(1)

其中，Stru表示產業結構變化，具體包含產業結構轉型和產業結構升級兩個方面；T表示《物權法》是否出臺的虛擬變量，《物權法》在2007年出臺并于當年10月開始實施，故在2008年及以后年份取1，之前年份取0；Treated為分組變量，本文以地級市為考察對象，由于缺乏現成的實驗組和對照組，借鑒已有研究基于考察對象差異化特征來構造實驗組和對照組的思路，以法律制度環境的優劣來區分實驗組和對照組，進而構造虛擬變量，其中實驗組取1，對照組取0；Control為一系列影響產業結構轉型升級的控制變量；μi為地區固定效應，ut為時間固定效應，εit為殘差項；下標i和t分別表示地級市和年份。本文重點關注交互項Treated*T的系數α1，它反映了政策實施的凈效應，當α1>0時說明《物權法》出臺對產業結構變化有正向影響，α1<0時則相反。

(二)變量說明與數據來源

本文分別從“轉型”和“升級”兩個維度來刻畫產業結構變化。產業結構轉型對應部門結構的變遷，借鑒袁航和朱承亮(2018)[41]的做法，構建產業結構轉型指數：Stru1it=θ1it+2θ2it+3θ3it，其中θmit(m=1, 2, 3)表示t年i城市第m產業產值占城市生產總值的比重。產業結構升級對應產業生產效率和附加值的提升，借鑒劉偉等(2008)[42]的做法，以各產業勞動生產率的加權平均來構建產業結構升級指數，具體計算公式為：Stru2it=lp1it*θ1it+lp2it*θ2it+lp3it*θ3it，其中lpmit=Ymit/Lmit(m=1, 2, 3)表示t年i城市第m產業的勞動生產率，Ymit和Lmit分別表示t年i城市第m產業的增加值和就業人員。產業結構轉型指數中，第m產業被賦予的層次水平沒有量綱，但產業結構升級指數中的勞動生產率lpmit具有量綱，故對lpmit采取均值化處理，消除產業結構升級指數的量綱。

本文的核心解釋變量為《物權法》出臺政策虛擬變量(T)與分組虛擬變量(Treated)的交互項Treated*T，實驗組和對照組的劃分至關重要。《物權法》是一部面向全國的法律，故而難以找到同一時期完全不受該法律影響的城市作為對照組。采用雙重差分方法評估政策效應缺乏現成的實驗組和對照組時，已有研究常依據所考察對象的差異化特征來構造實驗組和對照組，譬如從企業資產結構特征差異出發構造對照組和實驗組(3)錢雪松等(2019)[6]以制造業企業為研究對象考察《物權法》出臺對企業債務融資成本的影響時，是從《物權法》出臺對不同企業債務融資成本施加的差異性影響切入構造實驗組和對照組，具體做法是從企業資產結構特征出發，根據企業固定資產占比大小來構造實驗組和對照組。相對而言，固定資產占比低的企業在《物權法》出臺前受到較大融資約束，因此對《物權法》出臺的反應更為敏感。(錢雪松和方勝，2021)[8]，這也是構造實驗組和對照組的慣常思路。本文關注《物權法》出臺對宏觀層面產業結構轉型升級的影響，考察對象為地級市，故而依據與錢雪松等(2019)[6]相似的邏輯思路，基于城市特征差異，從《物權法》出臺對不同城市產業結構轉型升級施加的差異性影響的角度來構造實驗組和對照組。綜合考慮城市特征變量，本文最終選擇法律制度環境作為區分實驗組城市和對照組城市的依據。其邏輯在于，中國各地區市場化程度不一，法律制度環境存在較大差異——與法律制度環境較差地區相比，法律制度環境較好的地區不僅立法完善，而且法律執行效率較高(羅煜等，2016)[43]——這會影響《物權法》出臺后的實施效果，《物權法》在法律制度環境不同地區的執行程度存在差異，通過影響微觀層面企業的行為決策，最終會在宏觀層面涌現為產業結構轉型升級在不同地區的效應分化。在具體處理時，本文是以樊綱等(2011)[44]估算的地區市場化指數中的“市場中介組織的發育與法律制度環境指數”作為法律制度環境的表征來進行城市分組。取《物權法》出臺前后各三年(即2004—2010年)該指數的均值，按照中位數將樣本分為法律制度環境較好和較差兩組，其中，指數較高的1/2城市為實驗組，指數較低的1/2城市就作為對照組。

除此之外，本文控制了一些可能影響城市層面產業結構變化的變量。參考韓永輝等(2017)[12]的研究，引入人均GDP、金融發展、城鎮化、政府支出規模、對外開放、信息化水平和基礎設施建設水平作為影響城市產業結構轉型升級的控制變量。另外，基于前文理論分析，本文將技術創新和資本深化作為《物權法》的實施影響產業結構變化的機制變量，在后文加以檢驗。

本文研究基于2001—2016年中國273個地級市的非平衡面板數據。《物權法》在2007年10月正式實施，將2001—2007年作為《物權法》出臺之前的時期，2008—2016年作為《物權法》出臺之后的時期。除衡量技術創新的城市創新力指數來自《中國城市和產業創新力報告2017》外，其余數據均來自《中國城市統計年鑒》。各產業增加值、地區生產總值以及固定資產凈值年平均余額數據分別采用工業生產者出廠價格指數與固定資產投資價格指數折算成2000年為基期的不變價，再計算勞動生產率和人均資本。缺失數據通過線性插值進行填補。各變量的定義及描述性統計見表1。

表1 變量定義和描述性統計

四 實證結果分析

(一)《物權法》出臺對產業結構轉型升級的影響

對模型(1)的估計結果見表2。其中，列(1)和列(2)顯示《物權法》出臺能夠顯著促進產業結構轉型，列(3)和列(4)中《物權法》出臺的系數也顯著為正，表明《物權法》出臺對產業結構升級也具有顯著正向影響，意味著產權保護制度的完善既促進了第一、二、三產業的依次轉型，又促進了產業整體生產效率改善和附加值提升。這說明產權保護制度的完善在很大程度上激發了微觀企業的投資和創新活力，在宏觀層面表現為巨大的產業結構優化動能，凸顯了以法律制度建設為標志的正式制度建構對產業發展的重要性。

表2 《物權法》出臺對產業結構轉型升級的影響

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分法進行政策效應檢驗的一個關鍵前提是，在政策沖擊前實驗組和對照組不存在系統性差異，這要求對表2結果進行平行趨勢檢驗。基于模型(1)，借鑒黃煒等(2022)[45]的做法，以處理發生前一期為基期，圖2給出了針對表2列(2)和列(4)的平行趨勢檢驗結果。可以看出，在《物權法》出臺之前的各個時期(相對于基期)，產業結構轉型與產業結構升級在實驗組和對照組之間的差異都不顯著異于0，且不存在明顯趨勢，可以認為本文雙重差分方法滿足平行趨勢假定。

圖2不僅展示了事前平行趨勢檢驗結果，還能夠從中觀察到處理效應的動態變化。理論上，如果處理效應確實存在，那么在《物權法》出臺之后的各個時期(相對于基期)，產業結構轉型以及產業結構升級在實驗組和對照組之間的差異應顯著異于0。根據圖2，從政策沖擊時點t期(2008年)開始，《物權法》出臺對產業結構轉型和產業結構升級的影響系數均顯著大于0，基本上圍繞表2所呈現的真實因果效應上下波動，并且伴隨著產權制度改革的深入，《物權法》出臺對產業結構轉型升級的影響在整體上呈現增強趨勢。

圖2 《物權法》出臺影響產業結構轉型升級的平行趨勢和動態效應

2.設置虛擬的政策發生時間

考慮到基準結果可能是由除《物權法》出臺以外的其他沖擊因素帶來的，借鑒陳剛(2012)[46]的做法，本文通過設置虛擬的政策發生時間進行安慰劑檢驗：選取《物權法》并未出臺實施的2001—2007年作為樣本區間，并分別將2004、2005年設定為假想的《物權法》出臺年份，如果基準回歸顯示的政策效應確實是由2007年《物權法》出臺所引起的，則分組虛擬變量與T2004和T2005的交互項對產業結構轉型升級應該不具有顯著影響。表3列(1)—列(4)顯示，四個交互項的估計系數均不顯著，表明前文所述的產業結構轉型升級效應并非是由《物權法》出臺以外的其他沖擊因素造成的，該結果同時在一定程度上說明，在沒有真實的產權制度改革沖擊下，本文實驗組和對照組產業結構轉型升級具有不存在顯著性差異的平行趨勢。

表3 設置虛擬政策發生時間和縮短時間窗口

3.縮短時間窗口

基準估計選取2001—2016年總跨度16年的數據為樣本，為排除其他年份可能存在的干擾因素的影響，特別是自2012年中國經濟進入新常態以后的各項重大改革舉措的可能影響，借鑒謝申祥和王暉(2021)[47]的做法，本文將時間窗口縮短為2004—2010年，對基準結果進行重新估計，結果見表3列(5)和列(6)。可以看出，不論是以產業結構轉型還是以產業結構升級為被解釋變量，列(5)和列(6)中交互項的估計系數仍都顯著為正，說明在排除2012年之后一系列重大事件干擾后，《物權法》出臺促進產業結構轉型升級的效應依然存在。縮小時間窗口后的結果與前文分析基本一致，進一步說明表2中的估計結果是穩健的。

4.改變實驗組和對照組的設置方式

考慮到實驗組和對照組的不同劃分對實證結論穩健性的可能影響，參考錢雪松和方勝(2021)[8]的做法，本文根據地區在“市場中介組織的發育與法律制度環境指數”上的差異程度來重新設置實驗組和對照組。首先，將指數最高的1/3城市和最低的1/3城市分別作為實驗組和對照組，生成新的虛擬變量Treated2進行檢驗。其次，進一步擴大實驗組和對照組在法律制度環境指數上的差異，選擇法律制度環境指數最高的1/4城市和最低的1/4城市分別作為實驗組和對照組，生成新的虛擬變量Treated3進行分析。如果在以上兩種新的分組方式下，政策虛擬變量(T)與分組虛擬變量(Treated2/Treated3)交互項的系數大小和顯著性基本保持穩定，則可在一定程度上說明實驗組和對照組的設置是合理的。根據表4的檢驗結果，在新的分組方式下，政策虛擬變量與分組虛擬變量交互項的系數仍然顯著為正，說明更換分組方式后，《物權法》出臺對產業結構轉型升級的促進作用仍然存在，故而可認為基準估計結果是穩健的。與此同時，表4列(1)的估計系數低于列(2)、且高于表2列(2)的估計系數，表4列(3)的估計系數低于列(4)、且高于表2列(4)的估計系數，表明估計結果存在“劑量效應”，即當實驗組和對照組在法律制度環境指數上的差異變小時，《物權法》出臺對產業結構轉型升級的促進效應相應減小，當實驗組和對照組在法律制度環境指數上的差異變大時，這種促進效應隨之增強。

表4 改變實驗組和對照組的設置方式

5.隨機抽取實驗組

為進一步檢驗基準估計結果是否受到城市層面其他非觀測因素驅動，參照劉燦雷和王永進(2019)[48]的做法，隨機抽取實驗組，如果基準回歸中的產業結構轉型升級效應是由其他非觀測因素引起的，那么采用隨機抽取的實驗組進行檢驗的結果應該與基準估計結果沒有顯著差異，否則，可以認為本文的識別是有效的，隨機設定實驗組不會產生產業結構轉型升級效應。本文從每一年的樣本城市中隨機抽取其中一半作為實驗組，另一半為對照組，將該過程重復500次，并按照回歸方程(1)進行估計，圖3報告了估計系數的分布情況。可以看出，無論被解釋變量為產業結構轉型還是產業結構升級，隨機抽取實驗組的估計系數均值基本都以0為中心，且兩圖中虛豎線所代表的真實估計系數在隨機抽樣的系數估計值中屬于明顯的異常值，這說明基準結果并不是由非觀測因素導致，本文的識別策略是穩健的。

圖3 安慰劑檢驗的估計系數分布(基于500次模擬)

五 影響機制檢驗與異質性分析

(一)影響機制檢驗

前文實證結果表明，以《物權法》出臺為標志的產權制度改革對產業結構轉型升級具有顯著的正向影響，根據理論分析，技術創新和資本深化是《物權法》推動產業結構轉型升級的重要渠道。表5報告了以技術創新和資本深化作為影響機制的檢驗結果。

表5列(1)結果顯示，核心解釋變量《物權法》出臺的系數顯著為正，說明《物權法》的頒布實施有助于城市技術創新水平的提升。《物權法》一方面擴大了用于融資的財產抵押擔保物范圍，增強了對債權人財產權利的保護，會提高外部債權人給企業發放貸款的激勵，緩解企業融資約束，增加企業開展創新活動的資金支持。另一方面，產權保護水平的提升減少了企業財產被侵占的可能性，企業將更有激勵著眼于長期發展，開展創新活動的動機隨之增強。

表5 影響機制檢驗

從表5列(2)中可以發現，《物權法》出臺對資本深化也具有積極作用。這說明《物權法》通過緩解融資約束，增強了企業投資固定資產的能力，與此同時，產權保護水平的提高通過增強企業財產的安全性，也會提升企業投資固定資產的意愿，企業創造財富的動機在《物權法》出臺后得到強化，激勵企業進一步投資以擴大經營規模、優化生產能力，反映在宏觀層面上即為《物權法》出臺促進了城市的資本深化。

列(3)和列(4)被解釋變量為產業結構轉型，分別同時引入《物權法》出臺與技術創新、資本深化。估計結果顯示，《物權法》出臺仍會顯著推動一、二、三次產業的依次轉型，同時技術創新和資本深化對產業結構轉型也具有顯著的積極影響。列(5)和列(6)被解釋變量為產業結構升級，結果顯示，《物權法》出臺和技術創新、資本深化均會對產業結構升級產生正向影響。綜合表明，產權制度改革會通過促進技術創新和資本深化推動產業結構轉型升級。

(二)異質性分析

中國經濟社會發展存在明顯的地域不平衡問題，相較于中西部地區，東部地區的法律制度環境更好，創新能力更強，《物權法》出臺對產業結構轉型升級的作用可能在東部和中西部地區存在較大的差異。本文通過設置地區虛擬變量(東部地區城市取1，其余地區城市取0)，引入其與核心解釋變量《物權法》出臺的交互項來考察這種區域異質性。表6列(1)和列(2)的結果顯示，《物權法》出臺對東部地區城市產業結構轉型升級的促進效應明顯大于中西部地區城市。一方面，東部地區的法律制度環境更好，相應的產權保護和契約保護程度更高，法律的執行效率也更高，《物權法》出臺對企業融資約束的緩解作用更強，進而促進企業技術創新和資本深化的作用更大，推進產業結構轉型升級的作用就越突出；另一方面，東部地區城市的創新能力更強，《物權法》出臺通過促進企業技術創新推動城市產業結構轉型升級的作用在創新能力強的城市更能發揮出來。進一步對比《物權法》出臺與《物權法》出臺和東部交互項的系數，發現《物權法》出臺顯著推動了東部地區城市的產業結構轉型和產業結構升級，但這種作用在中西部地區城市并不明顯。這可能與中西部地區發展階段相對落后，法律執行效率受關系資本、尋租活動、利益集團阻撓等較多非市場因素干擾而表現較差有關，同時第一產業維持發展慣性、雁陣模式下沿海制造業向內地的轉移、企業實力弱普遍缺乏創新意愿等因素也強化了部門結構變遷和產業生產率演進的滯后性。

在當前數字經濟迅速發展的背景下，數字經濟發展活躍的城市，經濟更有活力，創新意識更強。《物權法》出臺通過技術創新影響產業結構轉型升級的作用在數字經濟發展程度不同的城市可能存在差異。基于此，本文依據北京大數據研究院大數據分析技術創新中心編制的《2021中國數字經濟產業發展指數報告》，按照數字經濟發展程度高低將所有城市分為兩組(4)具體做法為：《2021中國數字經濟產業發展指數報告》將20個數字經濟發展程度最高的城市單列出來，并且分成了三個梯隊。這20個城市數字經濟發展程度要明顯高于其他城市，因此，將這20個城市列入數字經濟發展程度高組，將剩余城市全部列入數字經濟發展程度低組。，以此構造數字經濟城市虛擬變量(數字經濟發展程度高組為1，低組為0)，通過引入其與《物權法》出臺的交互項來檢驗《物權法》出臺對產業結構轉型升級促進效應的數字經濟發展程度異質性。表6列(3)和列(4)中交互項和《物權法》出臺的系數均顯著為正，既證實了數字經濟發展程度異質性的存在，說明《物權法》出臺對產業結構轉型升級的作用在數字經濟發展程度高的城市中更大，也表明不論數字經濟發展程度高低，《物權法》出臺均會顯著地推動城市產業結構轉型升級。可能的解釋是，數字經濟發展程度高的城市，經濟更有活力，創新意識強，《物權法》出臺的政策效應更容易轉換成促進產業結構轉型升級的動能。與此同時，機器人使用會促進資本深化，而其又是數字經濟發展指數的重要指標之一，因此，《物權法》出臺通過促進資本深化推動產業結構轉型升級的作用在數字經濟發展程度高的城市更能體現出來。

表6 異質性檢驗

(續上表)

前文理論和經驗分析表明，《物權法》出臺通過促進技術創新能夠推動產業結構轉型升級，因此，《物權法》出臺影響產業結構轉型升級的作用在創新能力不同的城市可能存在差異。本文進一步檢驗《物權法》出臺對創新能力不同的城市是否存在差異化影響。依據中國科技信息研究所發布的《國家創新型城市創新能力評價報告》中的國家創新型城市名單，將城市按照創新能力的高低分為創新型城市和非創新型城市兩組(5)具體做法為：國家創新型城市名單自2008年開始公布，因此，將2007—2016年曾入選過國家創新型城市名單的城市視作創新型城市，截止到2016年從未進入該名單的城市視作非創新型城市。，構造創新型城市虛擬變量(創新型城市組為1，非創新型城市組為0)。表6列(5)和列(6)中交互項的系數和顯著性與預期相一致，即相對于非創新型城市，《物權法》出臺對創新型城市產業結構轉型升級的促進作用更加明顯。

六 結論與啟示

隨著中國經濟進入新時代，推動產業結構轉型升級成為轉變經濟發展方式、實現經濟高質量發展的關鍵。眾所周知，產權制度是影響微觀企業創新和投資的重要因素，但是有關產權制度與宏觀層面產業結構轉型升級之間關系的研究十分稀缺。本文在區分產業結構轉型和產業結構升級的基礎上，以2007年《物權法》出臺為準自然實驗，基于2001—2016年中國273個地級市面板數據，采用雙重差分法詳細考察了產權制度改革對產業結構轉型升級的影響和作用機制。結果表明：(1)《物權法》的出臺既有助于推動產業結構轉型，又有助于促進產業結構升級，即產權保護制度的完善在宏觀層面同時促進了一、二、三次產業的依次轉型和產業生產效率的改善，這一結論在一系列穩健性檢驗后仍然成立。(2)《物權法》的出臺通過促進技術創新和資本深化，最終在宏觀層面推動了產業結構轉型升級。(3)《物權法》出臺促進產業結構轉型升級的效應在不同類型城市存在異質性，在東部地區城市、數字經濟發展程度高的城市和創新型城市的促進效應相對更大。本文研究表明，通過產權制度改革能夠實現法制建設與經濟建設的同步推進。

本文豐富了對“制度與增長”因果識別的研究，強調正式(法律)制度建設對產業高質量發展的重要性，具有重要現實意義。由研究結論得到如下政策啟示：第一，繼續加強法律制度建設，優化企業融資環境。《物權法》出臺之所以能夠推動產業結構轉型升級，一個關鍵點在于通過立法明確了對債權關系及物權歸屬的保護，消除或弱化了債權關系中融資雙方的信息不對稱，從而緩解企業融資約束。基于此，我國應進一步推動相關法律法規的完善，強化對投資者和債權人權利的保護，可從市場需求和現實問題出發推動相關制度改革，以市場化導向的法律制度改革促進金融基礎性制度良性變遷，構建并夯實信貸市場基礎性制度。第二，重視制度建設與技術創新政策的耦合，夯實法治根基，為企業提供長期發展激勵。本文研究表明完善的產權保護對于激發經濟活力具有重要意義，應深刻認識到激活微觀層面企業創新活力的重要性，通過制度建設厘清政府行為的合理邊界，避免短期化攫取行為，提升財產財富權利的安全感，注重為企業創新發展創造良好市場環境，以法律制度建設激發企業做大做強的積極性，促使其更多關注內涵型擴大再生產，努力推動生產技術進步和工藝設備優化。第三，提高司法效率，保護契約的有效執行。《物權法》的實施能夠提高對企業產權的有效保護，激勵企業增加投資和創新活動，推動產業結構轉型升級，但這一作用的發揮需要建立在契約有效的基礎上，因此，應當進一步提高司法效率和執行力。第四，在當前推動數字經濟與實體經濟深度融合、以此形成促進產業結構轉型升級新動能的大背景下，還應健全數字經濟時代的數據產權制度，制定數據確權、開放、流通和交易的相關制度與標準規范，完善數據分類分級保護制度，為以數字技術賦能產業轉型升級提供良好的制度保障。