政府规模与工业结构升级：基于分省面板数据的实证分析

国 晖，吴 伟

（1.长沙学院 工商管理学院，长沙 410003；2.湖南大学 经济与贸易学院，长沙 410006）

0 引言

政府规模对经济增长的影响在理论上还存在不少争议，一般来说政府规模越大控制的经济资源就越多，政府对市场的干预和控制能力也就更强。此时政府可以帮助缓解市场失灵的问题，从而有助于经济增长；但政府也可能错误地介入和干涉市场，将资源转移到经济效率相对较低的部门，从而阻碍经济增长。具体到产业发展，由于政府的影响方式和程度存在差异，不同产业的发展模式也有区别，政府干预的影响也很难判断。本文考虑到不同要素结构产业的差异以及产业发展的区域差异，将采用我国省际数据实证分析政府消费和投资对于工业产业结构的影响，并进一步比较了政府消费和投资两个渠道的效应以及政府规模的区域效应。

1 模型、变量和数据

1.1 模型设定

本文利用省际面板数据分析政府规模对工业结构调整的影响，实证比较政府消费与政府投资的产业效应。面板数据分析可以控制不可观测效应，同时扩大了样本量，增加了自由度并有助于缓解共线性问题，从而使回归的结果更趋于准确根据研究目的。本文采用了固定效应模型，其理由为：(1)对于大量个体的随机抽样而言，样本可以视为总体关系的判断，应当选择随机效应模型。然而本文利用省际数据，个体相对较少，因此将个体效应视为固定效应较为合适。(2)随机效应假定个体效应与随机误差项不相关，而固定效应则无需这一假设，对本文的研究而言，后者显然更为合适。据此，本文的基本计量方程设定如下：

其中下标i表示省份，t表示时间，ui为个体效应，εit为误差项。

式中yit表示产业结构指标，这里是利用资本密集产业比重和技术密集产业比重来度量；gcit、invit为本文主要解释变量政府支出和投资；Xit为控制变量；yit-1是滞后因变量，为上一年的产业比重。模型中加入滞后因变量后，除了可以控制不可观测变量的影响外，其系数β3还具有自身的经济学含义，即衡量各地工业结构现期差异受历史因素影响的大小。显然地区工业结构变迁具有很强的路径依赖特征，β3的符号自然可以预期为正。

1.2 主要变量和数据

1.2.1 工业产业结构调整的度量

工业结构包括很多方面，如轻重工业结构、工业品进出口贸易结构、工业地区结构、产业组织结构、工业要素结构和工业技术结构方面等等。从产业结升级的角度出发，关注的主要是工业要素结构和工业技术结构的状况，本文考察的就是要素结构变动状况。

随着工业结构调整，工业结构的资源密集度，即工业的资源结构（劳动力、资本、技术二方面的组合关系）也会发生优化变动，表现为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类产业的变动。根据生产投入要素的禀赋结构进行划分不同要素密集度的行业，目前并无统一标准，本文借鉴刘亚娟（2006）的分类[1]，考虑到数据的可得性和一致性，根据《中国工业行业经济统计年鉴》的25个地区工业行业数据，将工业行业划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类。选择各个行业总产值则较为全面的反映了各个行业对经济资源的占有和支配，而比重指标更加直观的反映了各个行业在工业行业中的地位，因此资本密集型和技术密集型产值比重指标是反映产业结构变动的合适指标。

1.2.2 政府规模

国内外很多文献中研究了“政府规模”与经济增长、产业发展等的关系时，“政府规模”主要是指政府支出占GDP的比重。特别很多国家政府投资所占比例较小，这些文献中在衡量政府规模时，以都以政府消费占GDP的比例表示是合适的。与很多国家不同，我国政府对经济的影响力更大，政府企业在经济中的控制力更强，政府投资所占的比例不小。参考汪德华（2007）和Gwartney、Lawson(2005)等人的研究，从政府支出和政府投资两个方面衡量政府规模[2,3]。根据《中国统计年鉴》的口径，政府支出是指政府部门为全社会提供公共服务的消费，包括基本建设支出、经济建设费以外，行政管理支出、国防支出、科学教育支出、医疗卫生支出、社会保障支出等。

政府投资是指政府资金投入产业建设和经济发展中，形成各种类型的固定资产，奠定产业发展基础，以此带动国民经济增长，保障国家产业政策目标的顺利实现。政府投资是以政府为主体进行的投资行为，是投资的重要组成部分。对政府投资的界定主要的有两种观点：一种是将政府投资限定在预算内的资本性支出，包括基本建设支出、增拨企业流动资金、挖潜改造资金、地质勘探费、科技三项费用和支援农业生产支出以及党政机关、社会团体等部门的基本建设支出等。另一种是按投资主体划分，即政府或代表政府的国有企业建造和购置固定资产的投资，不论其资金来源如何，均为政府投资。社会总投资按投资主体可以分为政府投资和民间投资两部分，按国家统计局固定资产投资的经济类型可分为八大类别：国有经济、集体经济、个体经济、联营经济、股份制经济、外商投资经济、港澳台投资经济以及其他经济成分，而本文政府投资的数据口径选取就是指固定资产国有经济与集体经济投资的和。显然，政府支出占总消费的比例（gc）、国有经济及集体经济固定资产投资占固定资产投资总额的比例(inv)，。这两个指标值越高表明政府的规模越大，对于经济资源的控制也相对越多，控制经济运行的能力就越强

1.2.3 控制变量

影响产业结构的其他因素很多，本文主要从要素供给、需求影响和国际经济三个方面来选取控制指标。要素结构变化是推动工业结构调整的直接动因，这里分别选取了人力资本（edu）和资本形成额两个要素指标，其中人力资本以加权的人均受教育年限表示(edu=∑kiwi/w，其中k为受教育年限，小学、初中、高中和大专及以上分别对应为6年、9年、12年和16年，w为对应的总人数）。需求影响主要利用人均GDP（gdp）来表示，收入水平的提高将带来需求结构升级从而拉动工业结构的升级。

随着经济全球化的发展，国际贸易和国际投资成为工业发展的重要外生动力(Barry等,2008)，这里选取进出口额占GDP的比重（trade）来反映国际贸易的影响程度[4]，其中进出口总额都按实际汇率换算为人民币单位（亿元）的总额。引进外资利于可能获得国外先进技术从而实现工业产业升级，这里选取了各省实际利用外资额占GDP的比重来反映地方吸引外资的规模。

外商直接投资是一揽子生产要素的国际转移，以资本为纽带，将跨国公司的产品、技术、经营管理模式以及附加在上的文化，通过要素转移和要素渗透改变东道国产业的运行，在增加行业资金投入、促进行业技术进步的同时，还带动了国外、国内相关配套产业的发展。这种对产业成长的广泛而深远的影响是通过资本形成、技术转移与溢出、产业关联、竞争与示范等多种效应机制表现出的。但是，产业资本的国际性流动，从其本性上来看，是逐利的，并不以东道国的利益出发的，外商直接投资的产业优化效应是非自愿的行为，外商直接投资对发展中东道国产业结构调整的影响也是有局限的。

贸易是经济增长的动力之一，一国所达到的贸易量对其经济发展具有根本性的拉动作用。国际贸易直接影响到本国需求结构，从而影响到工业结构。作为发展中国家，我国通过产品出口以刺激本国需求增长和外国产品的进口以增加国内供给来影响本国产业结构。但是目前我国对外贸易的层次较低，收益较少，加工贸易的比重较大，对于我国产业结构优化的促进作用还有待检验。

本文数据来源为《中国工业经济统计年鉴》和国泰安区域经济数据库。由于我国的《国民经济行业分类标准》在1994年和2002年进行过两次修正，为保证数据的完整性和可得性，本文样本选择的区间为2003～2009年。

2 实证分析

2.1 区域工业结构调整的状况

应用结构变化指数，对我国各省的工业结构变化进行计算。表1为省际工业行业结构变化指数的平均值，可以看到各省的结构变化速度差别较大，其中海南平均结构变化指数高达7.01，而山东的平均结构变化指数最低为1.68。相对而言中部地区和西部地区的结构变化速度要快于东部，中西部地区的结构变化指数取值大约为3.0，而东部地区的结构变化指数取值大约为2.0附近。表2计算了东中西部同比结构变化指数的历年平均值，也可以看到中西部的平均结构变化指数基本上都要大于东部地区。分析同比结构变化指数的变动趋势，可以发现与图1基于全国数据的分析一致，我国工业结构变化的速度呈下降趋势。

尽管东部地区的平均结构变化的速度较低，但从表2可以看到，东部地区的累积结构变化幅度最大，西部地区的累积结构变化幅度次之，中部地区的累积结构变化幅度最小。可能的原因就是尽管中西部同比结构变化速度较快，但是结构变化的方向有反复，工业发展的波动性较大，而东部地区工业结构变化的趋势更为稳定，相对而言结构调整的质量更高。综合来看，各地的工业行业结构变化状况差异较大，考虑区域因素构建面板数据模型进一步讨论影响产业结构变动的因素是必要的。

表1 地区同比结构变化情况

表2 东中西部工业行业结构变动幅度比较

2.2 计量模型估计

作为一个参照系，首先利用固定效应估计关于资本密集型产业和技术密集型产业的方程。由于对同一个省份来说，不同时间的扰动项之间很可能存在自相关，但普通标准差计算要求扰动项独立同分布，因此这里给出的是聚类稳健标准差。

在动态面板数据模型中，由于因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量与随机扰动项相关，如果应用标准的随机效应或者固定效应对动态面板数据模型进行估计，必将导致估计量非一致性，因而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为解决这一问题，这里应用了Arellano和Bond(1991)提出了差分广义矩估计方法。

对于模型（1）先做一阶差分消除个体效应，可得

由于yit-1与εit-1相关，所以Δyit-1与Δεit依然相关，Δyit-1为内生变量，需要寻找合适的工具变量才能得到一致估计。为此，可以使用滞后变量yit-2作为Δyit-1的工具变量，显然yit-2与Δεit相关。类似的，更高阶的滞后变量{yit-3，yit-4，….}也是有效工具变量，即Arellano-Bond估计量。模型估计结果见表3。

上面表格中（1）（2）为固定效应估计的结果，（3）（4）为差分GMM估计的结果。作为一致估计，差分GMM能够成立的前提是扰动项不存在自相关，此时扰动项的差分可存在一阶自相关，不存在二阶或高阶自相关。分别检验两个方程都不存在二阶或高阶自相关，可以使用差分GMM。

根据过度识别检验的结果，在5%的显著性水平下，也无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。

可以看到，政府消费和投资对产业结构的影响存在明显区别。对于资本密集型产业来说，政府投资对其发展存在积极影响，但政府消费对于产业发展的影响很小。对于技术密集型产业而言，政府消费对于产业发展的影响不明显，而政府投资对于产业发展的影响为负。

表3 模型计量估计结果

在控制变量中，可以看到FDI规模对于资本密集和技术密集产业的作用存在明显差别，FDI对于资本密集型产业的影响更为明显，可能相对来说外商投资更多还是集中在了资本密集型产业，主要通过增加资金投入，并利用我国的人力资源优势从而获得竞争优势，而对于技术密集产业的投资业较少，外商投资的技术转移与溢出效应还需加强。

贸易规模对于产业结构变动的影响为负，并且在统计上比较显著，这个结果与我国经济发展的实际还是相符的。尽管我国对外贸易规模持续增长，已经成为世界最大的贸易国之一，但是我国出口产品的技术知识含量和产品附加价值增值并没有得到迅速的提升。其它控制变量中，资本和需求的影响系数较小，人均收入的影响也不显著，这也符合我国经济发展主要还是依靠投资和出口拉动的实际。人力资本对于产业发展并没有表现出正面影响，可能我国目前的人才培养情况还不适应产业发展的需求。

总体来看，模型对于技术密集型产业的效果相对较差，除了样本观测期较短的因素外，很可能还存在影响技术密集型产业发展的遗漏变量，比如技术创新的指标，需要进一步思考。不过根据模型估计结果还是可以发现，政府规模的两个作用途径对于不同产业影响效应是不同的，政府规模对于产业结构调整的影响不能简单判定为有利或有弊。对于投资规模相对较大，资金周转较慢的基础工业和重加工业等资本密集型行业发展，政府规模的影响比较明显，而对于技术密集型产业，政府规模的影响相对较弱。

3 结论

推进我国工业结构的调整和优化升级，实现经济增长方式转变，是增强经济可持续发展能力的重要手段和途径。政府通过制定相应政策，利用消费、投资等渠道作用，对产业结构升级有着重大影响。本文利用各省工业行业数据，考虑要素供给、需求影响和国际经济影响等驱动产业结构调整的因素，构建了一个探讨政府消费和投资影响工业产业发展的分析框架，从要素结构调整的视角研究区域工业结构升级，实证检验政府对不同要素结构工业产业发展的作用。

从区域工业行业结构变化的速度和幅度来看，产业升级的进程差距明显，优化产业结构实现区域均衡发展的要求迫切。根据计量分析结果，政府对于工业结构升级的影响存在一定影响，但是对于不同要素结构的行业，作用的差异较大。政府投资可以促进资本密集型产业的发展存在积极影响，但政府消费的影响很小；而政府消费和投资对于技术密集型产业升级都没有积极影响。可能政府行为在技术密集型行业的效率较低，需要政府加快实施自主创新战略，放松相关行业限制，依靠市场手段实现技术密集型产业的发展。此外，还可以发现提高进出口商品的技术含量，协调人才培养与社会需求，也是目前实现工业产业结构升级的重要因素。

[1]刘亚娟.外商直接投资与我国产业结构演进的实证分析[J].财贸经济，2006,（5）.

[2]汪德华,张再金,白重恩.政府规模、法治水平与服务业发展[J].经济研究,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).