国有部门改革与产业结构升级：机制分析与效应检验

王 磊，罗玉辉，李 鲁

(1. 浙江财经大学中国政府管制研究院，杭州 310018；2. 中国农业大学 马克思主义学院，北京 100083；3. 上海行政学院经济学教研部，上海 200233)

内容提要：改革开放以来，国有部门渐进式改革带来所有制结构显著变化，使得市场经济体制不断完善。其中，通过减少偏向国有部门的政策扭曲和制度壁垒，要素资源在不同行业间的配置效率和产出水平明显提升，促进了产业结构的优化。本文利用1985-2015年省级层面的工业分行业数据，以产业结构合理化度量工业部门结构变迁，并检验国有部门改革的结构变迁效应，结果表明：国有部门改革通过要素配置、生产效率、所有制结构三个方面的结构效应作用机制促进产业结构不断优化，而且在经济衰退期对产业结构的影响要高于经济繁荣期。因此，应充分认识和释放国有部门改革的结构效应红利，并积极稳妥推进股权多元化和混合所有制改革，激发国有部门改革的内生动力，带动经济发展方式转变和结构调整。

一、引言

改革开放以来，中国经济实现了从计划经济转向市场经济、从传统农业国转向工业国的“双重转型”(厉以宁，2013)；同时，中国经济取得显著成就，实际GDP以年均10%的速度增长。发展本质上就是经济结构的成功转型(钱纳里等，1995)，而产业结构变迁有利于推动经济结构调整与发展方式转变。产业结构变迁源于经济发展过程中生产要素在各部门中的重新配置以及要素投入与产出水平之间的耦合程度(干春晖等，2011)。工业部门的结构变迁对于经济结构调整以及经济实现数量扩张向质量提高的发展方式转变至关重要。

以国有企业改制为主线的国有部门改革，从改革开放初期一直延续至今。从最初的对国有企业实行扩大自主经营权，到国有企业混合所有制改革、产权改革；国有资产管理体制改革从“管企业”过渡到“管资本”；对国有企业称谓从全民所有制企业、国有独立核算企业到如今的国有控股企业。从某种意义上说，中国改革开放40年的发展历程就是国有部门的改革过程。1978-2015年间，国有工业企业数量从1978年的8.37万家减少到2015年的1.93万家，国有企业对工业总产值的贡献从改革开放初期的77.6%降低到20.6%。产业结构合理化指数从0.201降低到0.091，该指标越小意味着工业部门产业结构越趋于均衡状态，投入结构与产出结构耦合程度越高，越有利于产业结构转型升级。可见，工业部门的结构变迁与国有部门改革密切相关。

党的十九大报告进一步指出，加快国有经济布局优化、结构调整、战略性重组；加快建设制造强国，促进我国产业迈向全球价值链中高端等一系列新任务和新要求。谋求新时代新发展，我们需要思考：改革开放以来，以国有企业改制为主线的国有部门改革如何影响了产业结构转型升级？这一问题的回答不仅有助于拓展产业结构命题的研究，而且对于反思国有企业改革的历程和经验，更好地指导现阶段国有企业改革，加快完善社会主义市场经济体制具有重要的参考意义。

鉴于此，本文以工业部门结构变迁为研究对象，从国有部门改革的独特视角分析产业结构转型的特征事实与内在机制。由于长期以来工业行业存在国有部门与非国有部门的二元特征，正是国有部门改革逐步打破了它们之间的制度性壁垒，引导要素资源流向效率相对较高的非国有部门，既带来国有部门效率提升，也使得部门间资源优化配置进而促进产业结构的转型升级，即国有部门改革的“结构变迁”效应。本文利用省级面板数据双向固定效应模型模型实证分析国有部门改革对工业结构变迁的影响机制，从分地区、分阶段、分经济周期的不同视角进行实证检验。

二、国有部门改革与产业结构变迁的机理分析

(一)国有部门改革与效率

当前国有部门改革在企业层面表现为对国有企业的混合所有制改革。普遍的观点认为国有企业的效率要低于民营企业或私有企业，而对国有企业的产权结构改革会改善国有企业的效率(Megginson and Netter，2011)。因而，国有企业效率以及国有企业改制后的绩效成为国内外学者研究的重点。国有企业效率分为直接效率和间接效率，直接效率包括技术效率、创新效率、股权绩效、代理成本、全要素生产率等。间接效率指国有企业整体对产业或宏观层面经济绩效的影响。国有企业效率低下导致的“增长拖累”效应是其间接效率的具体形式，在预算软约束的条件下进一步拖累非国有企业的发展，而预算软约束源于国有企业的“政策性负担”(林毅夫等，2004)。盛丹(2013)分析了国有企业改制对其成本加成率的影响，在高竞争度行业，国有企业改制会提升企业成本加成率进而改善社会福利，而在低竞争度行业的改革效果并不明显。与盛丹(2013)不同，陈林和唐杨柳(2014)发现混合所有制改革降低了国有企业的“政策性负担”，垄断行业的国有企业改革效率要好于竞争性行业。盛丹和刘灿雷(2016)以国资委成立时间点为政策冲击，研究了外部监管对国有企业效率和改制绩效的影响。

(二)国有部门改革与要素资源配置

在国有企业肩负政策性负担的同时，地方政府也会对国有企业实行相应的政策扶持，例如税收、要素价格优惠等，以此来维持国有企业利润及生存环境。随着国有企业改革的不断深入，偏向国有企业的政策扭曲和制度性壁垒也在不断降低。关于偏向国有企业的要素价格扭曲与总量生产率的研究始于Hsieh and Klenow(2009，以下简称HK)，如果不存在要素价格扭曲，中国制造业的总量生差率水平将提高30%-50%，由于HK假设企业是规模报酬不变的，这样可能会高估要素价格扭曲导致的生产率损失。龚关和胡关亮(2013)通过放松HK模型的企业规模报酬不变的基本假设进一步估算了要素价格扭曲的生产率损失，研究发现资本配置效率和劳动配置效率的改善可以使总量生产率水平分别提升10.1%和7.3%。罗德明等(2012)利用动态随机一般均衡模型测算了偏向国有企业政策扭曲导致的生产率损失。黄先海等(2017)分析了国有企业混合所有制改革导致的要素资源在国有部门与非国有部门间流动对总量生产率的影响。

(三)国有部门改革与所有制结构

上述文献主要集中在国有企业层面，如果从整个行业或地区的视角看，国有经济比重不仅可以度量行业或部门的行政性壁垒(刘小玄，2003)，而且可以反映地区的所有制结构(吴振宇和张文魁，2015)。在行业层面，国有经济比重越高，该行业进入的行政壁垒越大，行政性壁垒的降低通过改善国有企业与非国有企业间的资源配置效率提升了制造业总量生产率水平(夏纪军和王磊，2015)。在省级层面，国有经济比重度量了该地区所有制结构，所有制结构是制约经济发展水平、劳动力流动、城镇化进程重要制度因素(刘瑞明和石磊，2015)。此外，吴振宇和张文魁(2015)认为，所有制结构优化对宏观经济运行具有重要影响，国有经济比重降低不仅会提高经济增长速度，而且可以促进经济平稳运行。

综上所述，国有部门改革，在企业层面提高改制国有企业的效率，通过产权结构、代理成本、政策性负担等改革措施来改善企业绩效；在产业层面，通过减少偏向国有企业的政策扭曲和制度安排、降低行政性壁垒和行政垄断，促进要素资源在国有企业与非国有企业、国有部门与非国有部门间的优化配置，进而提升总量生产率水平；在地区层面，改变了计划经济时期国有经济与非国有经济的二元结构，这是国有部门改革的所有制结构层面，所有制结构又是决定地区经济增长水平的重要因素。产业结构变迁取决于要素投入结构与产出水平的耦合程度，要素投入结构体现在要素资源在行业间的配置效率，产出结构体现在给定要素投入下的产出效率(生产率水平)，所有制结构又是决定要素配置与产出效率的重要制度因素。国有部门改革通过要素配置、生产率与所有制结构三方面的作用机制促进产业结构转型升级，即国有部门改革的“结构变迁”效应。因此，本文提出如下研究假说：国有部门改革会促进产业结构调整，提升产业机构合理化水平。

三、数据选取与模型构建

(一)数据选取

根据数据的可获得性和相关年鉴的统计资料情况，本文将省级层面工业行业数据跨度界定为1985-2015。对工业行业数据的处理主要分为两部分，一是对行业代码(两位数行业代码)的合并与拆分，二是对工业总产值、劳动等指标的补充、统计口径调整等。工业行业代码合并与拆分依据《国民经济行业分类标准》(以下简称行业标准)，改革开放以来，《行业标准》共进行了五次调整。其中，1984年首次颁布了《国民经济行业分类标准》(GB/T4754)并于同年开始实施，之后分别在1994、2002、2011和2017年进行了四次修订，目前工业行业分类依据最新2017年版(GB/T4754-2017)。由于本文数据截止到2015年，结合历年数据所对应行业标准的分布情况，本文以2002年版(GB/T4754-2002)标准为依据，其他年份行业代码(1985-1997，2012-2015)均根据2002年的行业标准进行调整。《国民经济行业分类标准》(GB/T-2002)将工业行业划分为3大类，包括采矿业、制造业以及电力、煤气及水的生产和供应业，3大类部门又可以划分为39个两位数代码行业，本文对行业分类整理界定在39个两位数代码行业层面。此外，对于其他采矿业(行业代码11)、工艺品及其他制造业(行业代码42)、废弃资源和废旧材料回收加工业(行业代码43，2003年开始统计)以及金属制品、机械和设备修理业(2012年开始统计)，由于统计时间较短或数值较小，将上述4个子行业删除。2012-2015年工业行业数据，将橡胶制品业(29)和塑料制品业(30)合并，为了统一口径将2012年之前的两个子类行业数据进行合并。将2012-2015年的汽车制造业和铁路船舶航空航天运输设备制造业合并归类到交通运输设备制造业。

对于1985-1997年数据处理，首先是1993-1997年的数据，这几年的行业分类和1998年之后的差别不大，仅在部分行业划分上存在出入。本文的处理方法为：删除木材及竹材采运业，食品加工业归类到农副食品加工业，服装及其他纤维制品制造归类到服装制造业，电力蒸汽热水生产供应业归类到电力、热力的生产和供应业。本文对于1985-1992行业的拆分标准为：采盐业归类到非金属矿采选业，饲料工业归类到农副食品加工业，机械工业拆分为通用设备制造业与专用设备制造业，炼焦、煤气及煤制品业根据1993的行业比例拆分为炼焦和煤气及煤制品业，分别归类到石油加工及炼焦业和煤气的生产和供应业，建筑材料及其他非金属矿采选业归类到非金属矿采选业，建筑材料及其他非金属矿物制品业归类到非金属矿物制品业，石油加工业归类到石油加工及炼焦业，电子及通信设备制造业归类到通信设备、计算机及其他电子设备制造业，仪器仪表及其他计量器具制造业归类到仪器仪表文化办公用机械制造业，石油加工业归类到石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学工业归类到化学原料及化学制品制造业，同时删除工艺美术品制造业。

在对1985-2015工业行业拆分归类整理后，需要对本文主要使用的两个统计指标进行整理，一是工业总产值指标。《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》汇报了比较详细的工业总产值指标，其中1985-1997年统计对象为乡及乡以上独立核算工业企业，1998-2006年为全部国有及规模以上(主营业务收入500万元)非国有企业，2007-2010年为规模以上工业企业(主营业务收入500万元)，2011年开始为主营业务收入2000万元及以上的工业企业。另外，从2012年统计年鉴不再汇报工业总产值指标，本文以主营业务收入替代工业总产值。根据1998-2011年工业行业数据，总产值与主营业务收入二者之间的相关系数达到0.968。二是劳动力指标(全部从业人员年平均人数)，历年《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》汇报了全部从业人员年平均人数指标，其中某些年份的分行业从业人员统计在劳动力与职工工资栏目。采用均值法或线性插值法对相应年份的缺失值进行补充，1997年的《中国工业经济年鉴》在某些年份缺少就业人数指标，本文根据工业总产值和劳动生产率指标估算就业人数。此外，由于《中国工业经济年鉴》缺少1995和1996两年的统计数据，本文根据各省市统计年鉴进行补充。另外，1985-1987缺少海南、重庆和西藏数据，1988-1989年缺少重庆、西藏数据。

(二)计量模型

本文在省级层面实证分析国有部门改革与工业结构变迁之间的影响机制，采用省级面板数据双向固定效应模型：

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

(1)

其中，i和t分别表示省份和年份，structure为本文核心被解释变量产业结构合理化指标，用以度量各地区工业部门的产业结构变迁；soe_ind为本文核心解释变量国有部门改革；X表示控制变量集合，包括地区的工业化水平、人均GDP、进出口总额占GDP比重、财政支出比重等。αi表示省份固定效应，用以控制不随时间变化的省份个体异质性，year表示年份固定效应，用以控制一些外生的政策冲击、经济周期波动等，面板数据双向固定效应模型可以控制由遗漏变量带来的内生性问题。

(三)变量定义

1.产业结构升级structure。本文以产业结构合理化作为产业结构升级的度量指标。传统的观点采用产业结构偏离度度量产业结构合理化，即就业结构与产出水平之间的偏离程度，但这样的做法忽视了各产业之间的差异性影响。本文借鉴干春晖等(2011)的做法，以各行业的产值占工业部门总产值的比重为权重，以此构造各省工业部门产业结构合理化指标，如式(2)所示。其中Y表示工业总产值，L表示就业人数，下标j表示工业部门两位代码行业，Y=∑jYj,L=∑jLj。如果该指标为0，说明经济处于均衡状态，如果指标不为0，说明产业结构偏离均衡状态，该指标越大则产业结构不合理化程度越高。

(2)

2.国有部门改革soe_ind。本文以国有经济比重作为国有部门改革的代理变量，国有经济比重等于国有企业工业总产值与工业部门总产值之比。随着国有企业的改革不断深入，偏向国有企业的政策扭曲以及国有企业的政策性负担不断降低，从而优化要素投入结构和产出结构。因此，本文认为国有部门改革会促进产业结构转型升级。

表1 变量描述性统计

数据来源：《中国统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》《新中国六十年统计资料汇编》。

3.其他控制变量。(1)财政支出比重fiscal，以各地方政府财政支出占GDP比重度量。中国政府于1994年开始实施分税制财政管理体制改革，财政分权制度的实施既保障了中央政府的集权管理又提高地方政府的财政自主性。然而，在地方政府竞争以及官员晋升机制的激励下，地方政府普遍采取的“扩张偏向的财政政策”(方红生和张军，2009)，对经济进行过多的人为干预或政策扭曲，不利于要素资源在各产业间的合理配置，进而导致产业结构偏离均衡状态，因此，本文认为财政支出比重越高，产业结构合理化指标越高(产业结构不合理)。(2)贸易开放程度trade。本文以进出口贸易总额占GDP比重度量贸易开放程度。现有文献关于贸易开放与产业结构的研究主要集中在三次产业结构方面，进出口的结构效应以及服务业贸易开放显著促进产业结构优化升级，然而不同贸易类产品对三次产业的产值变动存在差异影响，因此，对产业结构的调整存在时滞性和不确定性。(3)工业化水平industry，本文以工业总产值占GDP比重度量工业化水平。杨智峰等(2014)研究发现，重工业发展促进了工业部门的产业结构升级。随着工业化进程深入，要素资源从劳动密集型行业向资源密集型行业、高新技术行业配置，因此，本文认为工业化水平的提高促进产业结构合理化。(4)地区经济发展水平gdp_pop。本文以人均GDP度量该地区的经济发展水平，人均GDP根据各地区GDP指数进行平减。(5)人口规模pop，本文以该地区总人口对数度量人口规模，人口规模反映了该地区的劳动力要素禀赋结构。关于控制变量的数据来源，2008年之前的数据来源为《新中国六十年统计资料汇编》，2008年之后的数据来源为历年《中国统计年鉴》。上述变量的描述性统计如表1所示。产业结构合理化指标平均值为0.223，说明总体上产业结构偏离均衡状态，最小值和最大值分别为0.048和1.807，说明样本期内各地区产业结构合理化水平存在较大差异。

表2 国有部门改革与产业结构升级(被解释变量：产业结构合理化)

注：POLS表示面板数据模型混合最小二乘估计，FE表示固定效应估计，RE表示随机效应估计，2SLS表示工具变量两阶段最小二乘估计，L1.soe_ind表示滞后一期国有产值比重。

四、实证结果分析

(一)基准回归结果

由于1985年之前的《中国统计年鉴》和《中国工业经济年鉴》各地区统计数据的缺失指标较多、行业分类粗糙等问题，本文省级面板数据的样本期为1985-2015年，海南省的统计数据从1988年开始，重庆市的统计数据从1997年开始，同时删除西藏自治区的数据样本。省级层面的估计结果参见表2，本文分别汇报了面板数据模型的混合最小二乘估计(POLS)、固定效应(FE)和随机效应(RE)估计结果，如模型(1)-(3)所示。各省国有经济比重与产业结构合理化至少在5%显著性水平上正相关，即国有经济比重降低，产业结构合理化水平提高，国有部门改革带来的工业部门所有制结构的变化、要素资源在部门间的配置效率提升促进产业结构转型升级。混合最小二乘估计由于没有控制省份固定效应，估计系数要高于面板数据的估计结果。固定效应的F检验统计量为16.86，随机效应的Wald检验统计量为7330.50，均在1%显著性水平上拒绝不存在省份固定效应的原假设。Hausman统计量为47.85，在1%显著性水平上拒绝固定效应估计和随机效应估计无差别的原假设。因此，本文接下来分析以采用面板数据模型的固定效应估计方法。

关于其他控制变量的估计结果。财政支出比重与产业结构合理化正相关，说明各地方政府竞争引致的扩张偏向财政政策不利于产业结构调整优化。总人口的估计系数为负，经济发展水平或劳动力禀赋结构的提高有利于产业结构调整。贸易开放程度估计为正，在面板固定效应的回归中显著性水平只有10%，以劳动密集型行业为主导的出口结构无法发挥贸易开放的竞争效应对产业结构调整机制，无法嵌入全球价值链分工体系以实现产业结构转型升级。工业化水平与产业结构合理化显著负相关，工业化进程的深入会促进要素资源在高附加值或高新技术行业的配置效率，优化投入结构进而促进产业结构转型升级。

面板数据双向固定效应模型可以控制不随时间变化的省份效应或政策冲击的影响，然而可能存在的逆向因果问题或核心解释变量的测量误差所导致的内生性问题。本文以滞后一期的国有经济比重作为被解释变量，这样可以有效避免国有部门改革与产业结构变迁之间可能存在的逆向因果问题，回归结果如模型(4)所示，国有经济比重的估计系数为0.482，小于当期变量的估计结果。我们同时汇报了滞后1-4期的估计结果，国有部门改革在滞后一期和滞后二期对产业结构调整存在显著影响①。对于内生性问题的处理，本文以滞后一期国有经济比重作为国有部门改革的工具变量，采用两阶段最小二乘估计方法(2SLS)，估计结果如表2模型(5)所示，国有经济比重与产业结构合理化在1%显著性水平上正相关，D-W-H内生性检验的统计量为0.422，无法拒绝外生解释变量的原假设，工具变量估计和面板固定效应的估计结果是一致的，但面板固定效应估计的有效性更高。

表3 分阶段回归结果(面板固定效应)

(二)稳健性检验：分阶段与分地区

1.分阶段回归结果比较。本文从两个层面对数据样本进行划分来验证国有部门改革对产业结构变迁的影响机制。

一是根据国有部门改革的制度背景。本文将数据样本划分为三个阶段分别进行回归分析②，第一阶段是1985-1992年，第二阶段是1993-2002年，第三阶段是2003-2015年，回归结果如表3模型(1)-(3)所示。国有部门改革对产业结构合理化的估计系数在三个阶段呈现递减的趋势，第一阶段国有产值比重的估计系数最高为2.131，显著性水平达到1%。这一时期的国有部门改革主要是机制探索阶段，对国有企业实行所有权与经营权的适当放开，国有经济在经济发展中起到支柱作用，对工业产值的贡献保持在57.8%左右，工业部门国有企业数量在10万家左右。第二阶段国有经济比重的估计系数为0.689，这一阶段国有企业以产权改革改革为核心，探索建立现代企业制度，国有企业数量从1993年的10.47万家递减到2002年的4.11万家，“抓大放小”的国有企业混合所有制改革成为这一时期的核心内容。第三阶段国有产值比重的估计系数降低到0.429，截至2015年全国国有企业数量为1.93万家，对工业产值的贡献为21.8%，这一时期对国有企业改革主要在探索国有资产管理体制，产权是所有制改革的核心内容。

二是根据工业统计口径对样本进行划分。1998年之前《中国工业经济统计年鉴》的统计对象为乡及乡以上独立核算工业企业，1998年之后为规模以上工业企业③。从工业企业的数量看，1997年全国工业企业数量为53.44万家，而1998年这一数值为16.51万家，统计口径的变化导致大量中小企业(规模以下)从统计年鉴中消失，数据样本在1998年前后可能存在数据截断的问题(data censored)，因此，本文将样本分为1985-1997和1998-2015两个阶段进行估计，回归结果如模型(4)和(5)所示。国有经济比重至少在10%显著性水平上与产业结构合理化正相关，1998年之后的样本由于数据截断的问题，估计系数比1998年之前的偏小，这里可以理解为估计结果的下限值，统计口径的差异进一步解释了模型(1)-(3)估计系数递减的原因。当然，分阶段回归结果验证本文实证结果的稳健性和显著性。

2.分地区回归结果。由于各地区经济发展水平的不平衡性以及要素禀赋结构的差异性，国有部门改革在各地区之间的分布也呈现加大差异，广东、四川等省市国有企业数量减少了4000家以上，而青海、宁夏等地区国有企业仅减少了几百家，因此，本文从分地区视角进一步验证国有部门改革对产业结构的影响。我们将全国30个省份划分为东、中、西三个地区，实证结果如表4所示，从国有产值比重的估计系数看，西部地区最高，东部次之，中部地区最小。从国有部门改革的产值变化和企业数量看，西部地区国有企业改革数量要少于中东部地区，除四川和重庆外，西部地区国有产值比重变化在30%以下，西部地区国有部门的改革进程要滞后于中、东部地区。分地区的回归结果与本文的结论基本一致，证明实证结果的稳健性。

表4 分地区回归结果(面板固定效应)

(三)国有部门改革的结构变迁效应：繁荣期与衰退期比较

关于经济周期波动的影响，本文区分经济繁荣期和衰退期下国有部门改革对产业结构的影响，分别汇报了面板固定效应(FE)和工具变量两阶段最小二乘估计结果(2SLS)。经济繁荣期和衰退期的划分借鉴方红生和张军(2009)的做法，经济繁荣期和衰退期依据产出缺口进行划分，繁荣期表示产出缺口大于0，衰退期表示产出缺口小于0，产出缺口采用HP滤波方法对实际GDP(对数)的时间序列数据进行处理。回归结果如表5所示，无论是在经济繁荣期还是衰退期，国有产值比重与产业结构合理化二者之间显著正相关，即国有部门改革会促进产业结构转型升级。面板固定效应与工具变量估计结果显示，经济繁荣期国有产值比重的估计系数要小于经济衰退期，同样财政支出比重与工业化水平的估计系数也是繁荣期小于衰退期。一方面，衰退期的经济增长速度要低于繁荣期，甚至会出现失业率上升、企业破产等现象，例如1998和2008年的金融危机。在经济增长放缓或出现衰退时，政府对经济进行过多的干预，通过积极的财政政策或货币政策，通过国有部门或企业的投资刺激经济，因此，国有部门在衰退期的影响要高于繁荣期。另一方面，在地方政府竞争和预算软约束的影响下，地方政府在衰退期实行“扩展偏向的财政政策”(方红生和张军,2009)，而且对国有企业的政策扶持和财政补贴高于非国有企业(罗德明等，2012)，在上述因素的相互作用下，经济衰退期国有产值比重、财政支出比重对产业结构的影响要高于繁荣期。其他控制变量的估计结果与前文的分析基本一致。同时本文汇报了以滞后一期国有经济比重作为工具变量估计结果，D-W-H内生性检验无法拒绝国有产值比重外生的原假设。

表5 国有部门改革与产业结构变迁：繁荣期与衰退期

解释变量经济繁荣期经济衰退期(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)常数项4.702∗∗∗3.1134.241∗∗∗4.271∗∗∗(0.681)(3.357)(0.602)(0.700)F统计量8.34∗∗∗9.21∗∗∗D-W-H检验统计量0.0594.407省份、年份固定效应是是是是观测值447422468464R20.9290.9210.8470.763

五、结论与启示

国有部门改革从改革开放初期一直延续至今，从某种意义上说，中国改革开放40年的发展历程就是国有部门的改革过程。改革开放以来，伴随中国经济持续增长，存在两个高度相关且影响深远的结构性变化：国有部门改革带来的工业部门所有制结构变化，是对社会主义市场经济体制的不断发展和完善；产业结构的转型升级，是实现经济结构调整、提升经济发展质量的重要驱动力。为此，本文尝试将国有部门改革与工业部门结构变迁二者结合起来，实证分析了国有部门改革对工业部门结构变迁的影响机制。研究发现，国有部门改革显著促进了工业行业的结构优化，不同时期的渐进式改革打破国有部门与非国有部门间的制度壁垒，引导要素资源流向效率相对较高的非国有部门配置，既带来国有部门效率提升，也使得部门间资源配置优化，进而促进产业结构的转型升级。此外，国有部门改革在经济衰退期对产业结构的影响要高于经济繁荣期，同时国有部门改革对产业结构变迁存在地区差异，西部地区国有部门改革的进程缓慢阻碍了产业结构转型升级。

本文的政策含义在于：充分认识和释放国有部门改革的结构效应红利，抓住国有部门改革的机遇窗口期，促进经济结构转型升级。国有部门改革在经济衰退期对产业结构的影响要高于经济繁荣期。这意味着考虑到我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，应利用当前经济结构优化、增长动力的转换攻关期的有利时机，以积极稳妥推进股权多元化和混合所有制改革为主要路径，加快激发国有部门改革的内生动力，带动经济发展方式转变和结构调整。当然，国有经济比重的降低会促进产业结构优化，并不意味着完全否定国有经济的作用，在关系国民经济命脉的行业要巩固国有企业的支柱地位，进一步分类推进国有企业改革。同时避免国有资产流失，加强国有企业的资产管理机制改革，从“管企业”到“管资本”，促进国有资产保值增值。

注释：

① 限于篇幅原因，滞后期的估计结果没有汇报，如需要可向作者索取。

② 关于国有部门改革的阶段划分借鉴孔东民等(2014)、盛丹和刘灿雷(2016)的做法。

③ 1998-2006为全部国有企业和规模以上非国有企业(主营业务收入500万元)，2007-2010年为主营业务收入500万元以上工业企业，2011年开始为主营业务收入2000万元以上。