西部市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響實(shí)證研究

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1、西部市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響實(shí)證研究摘要：利用我國西部各省1997-2013年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。結(jié)論表明，市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有著顯著的促進(jìn)作用。其政策含義是，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，應(yīng)充分發(fā)揮市場對資源配置的決定性作用，最大限度減少政府對市場的干預(yù)，將政府的有形之手與市場的無形之手有機(jī)結(jié)合，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，保障社會經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。關(guān)鍵詞：市場化程度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；面板數(shù)據(jù)模型中圖分類號：F2文獻(xiàn)標(biāo)識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.08.

2、004改革開放以來，隨著市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步確立，中國經(jīng)濟(jì)保持了近三十多年的高速發(fā)展，這種高速增長主要得益于要素的持續(xù)投入。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，要素投入所帶來的增長是有限的，人均資本離穩(wěn)態(tài)的人均資本越近，經(jīng)濟(jì)增長速度越慢，這也是近年來我國經(jīng)濟(jì)增速放緩的重要原因。要想保持我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，制度變革、結(jié)構(gòu)調(diào)整、要素升級是主要的動力機(jī)制。由此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的重要手段。要推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，必須優(yōu)化要素資源的配置，而發(fā)展的實(shí)踐已經(jīng)證明了市場化是提高資源配置效率最有效的途徑。黨的十八屆三中全會也提出，讓市場在資源配

3、置中起決定性作用。鑒于我國西部地區(qū)與東部地區(qū)存在一定的發(fā)展差距，本文以西部11省市（不包括西藏）為研宄對象，基于1997-2013年的面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證分析了市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。1模型與變量為了考察西部市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，根據(jù)已有的計量研宄（張國平等，2013），建立如下回歸方程：其中，i代表省份，t代表年份，C為常數(shù)項(xiàng)，a與3為回歸系數(shù)矩陣，Ui表示個體固定效應(yīng)，Yt表示年份固定效應(yīng)，eit表示誤差項(xiàng)。Y代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是指第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)化，本文用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)

4、產(chǎn)值之和除以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來衡量。X是本研宄的核心解釋變量，即市場化程度（market）。Z為一系列的控制變量，具體為：（1）人力資本存量（human），使用6歲以上人口的人均受教育年限來衡量；（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），以實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量，用1997年價格的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值除以總?cè)丝跀?shù)得到；（3）技術(shù)進(jìn)步（tech），用專利申請授權(quán)量來衡量;（4）經(jīng)濟(jì)開放性程度（open）,用各省當(dāng)年的按人民幣對100美元年平均匯率折算的進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；（5）城市化水平（urban），用非農(nóng)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比

5、重來度量；（6）政府干預(yù)程度（gov），本文米用了財政支出_GDP比率來衡量政府干預(yù)程度，計算方法是地方政府財政支出中扣除了科教文衛(wèi)的支出后除以當(dāng)年的GDP;（7）交通密度（traffic）,計算方法是各省鐵路營運(yùn)里程、內(nèi)河航道里程和等級公路里程加總后除以該省的土地面積；（8）T為時間變量，為了控制年份固定效應(yīng)專門設(shè)置，其中1997=1，依次類推。為了抑制異方差，我們對所有的變量取對數(shù)。2數(shù)據(jù)與計量方法2.1數(shù)據(jù)說明我們使用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為西部地區(qū)1997?2013年的面板數(shù)據(jù)集，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅

6、、青海、寧夏、重慶、新疆等11省，西藏由于數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，不作為本文的研宄對象。市場化程度的數(shù)據(jù)來源于樊綱等(2011)構(gòu)建的中國市場化指數(shù)，該指數(shù)只有1997-2009年的數(shù)據(jù)，與研宄的時間跨度相比，缺乏2010-2013年的數(shù)據(jù)。本文參考韋倩等(2014)對市場化指數(shù)進(jìn)行估計的方法，采用國有單位職工占就業(yè)人數(shù)比重這一指標(biāo)進(jìn)行了可比的估計。其他數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十周年統(tǒng)計資料匯編》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。2.2估計方法本文采用四種方法對式(1)進(jìn)行估計：混合回歸模型(OLS)

7、;固定效應(yīng)模型(FE);隨機(jī)效應(yīng)模型(RE);考慮組間異方差、組間同期相關(guān)、組內(nèi)自相關(guān)的可行廣義最小二乘法(FSLS)。作為面板數(shù)據(jù)模型，首先，判斷是否有必要考慮個體固定效應(yīng)或年份固定效應(yīng)；其次，用Hausman檢驗(yàn)來選擇固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型；最后，由于數(shù)據(jù)的時間維度長達(dá)17年，屬于長面板，需要考慮隨機(jī)干擾項(xiàng)的性質(zhì)，從而確定是否有必要采用可行廣義最小二乘法進(jìn)行估計。3回歸結(jié)果分析表1給出了西部地區(qū)市場化程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的估計結(jié)果。首先，我們進(jìn)行模型設(shè)定的檢驗(yàn)，考慮個體固定效應(yīng)與混合回歸，F(xiàn)檢驗(yàn)的p值為0.000,故個體

8、固定效應(yīng)優(yōu)于混合回歸，同理F檢驗(yàn)也支持時間固定效應(yīng)；LM檢驗(yàn)的結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型；Hausman檢驗(yàn)表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。其次，該面板是長面板，考慮擾動項(xiàng)的異方差和自相關(guān)，Greene沃爾德檢驗(yàn)的沃爾德統(tǒng)計量為137.